《小企業會計準則》對會計信息質量的影響研究

陳留平+趙菲菲

【摘 要】 《小企業會計準則》作為小企業財務信息的編報依據是編報高質量財務信息的先決條件，小企業采用準則的變化將會在新的財務報告中進行體現。由于《小企業會計準則》從2013年1月1日起正式實施，時間較短，因此文章選用2010年至2013年青島地區小企業問卷調查數據作為研究對象，組成平衡面板數據樣本，運用截面瓊斯模型將數據進行回歸分析。從實證結果看，《小企業會計準則》下小企業財務報告所規范的會計信息質量的確有所提高，但是程度并不顯著。

【關鍵詞】 小企業會計準則； 會計信息質量； 實證分析

中圖分類號：F233 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）29-0039-04

一、引言

為了適應我國經濟的不斷發展、小企業規模的逐漸壯大，保證會計信息質量，加強稅收征管，我國財政部要求所有小企業自2013年1月1日起實施《小企業會計準則》。自2003年《中華人民共和國中小企業促進法》頒布實施以來，我國頒布了多條促進小企業發展的準則、制度，都是通過借鑒、創新會計準則來提高會計信息質量所做的努力。會計準則是關于財務會計確認、計量、記錄、報告的規范性文件，財務會計的確認、計量和報告又是財務會計中需要規范的核心內容，也是各國會計規范及其國際協調的重心所在，其標準如何直接影響會計信息的質量。會計信息作為企業財務狀況、經營成果和現金流量的表現載體，是各利益主體關注的重點，《小企業會計準則》實施過程中必然會對這一表現載體產生影響。筆者采用2012—2013年小企業年報的數據，運用截面瓊斯模型檢驗《小企業會計準則》實施前后會計信息質量的差別，考慮會計準則之外的因素如風險、規模、損失與否等，檢驗結果表明2013年的可操縱性應計項目小于2012年的可操縱應計項目，在一定程度上說明《小企業會計準則》提高了會計信息質量。

二、文獻綜述

（一）國外文獻

迄今為止，檢驗準則對會計信息質量影響的文獻已有一些成果。國外學者JohnAmmer、Nathanaelclillton和GregNini以跨國上市公司為藍本，研究了會計準則與會計信息之間的關系，認為US GAAP所要求的財務報告的信息含量要高于ISA，而ISA所要求的財務報告的信息含量又高于歐洲各國的會計準則，并運用盈余估計的分散程度進行了實證檢驗。

（二）國內文獻

國內專家、學者也有不少貢獻。王建新（2005）從會計信息的可靠性方面對會計盈余質量進行界定，通過比較國際會計準則與我國會計準則兩種體系下的會計盈余質量差異，考察了采用國際財務報告準則是否有利于提高會計盈余質量，探討我國會計準則國際化的效果。朱銳、梅世強（2007）利用Ohlson模型對2004—2009年年報數據進行分析研究，證實新準則的實施確實提高了會計信息的價值相關性，對制造行業而言，每股短期資產、每股經營性盈余、每股凈資產對股價的解釋力度顯著大于準則實施以前。高英（2008）指出新準則實現了與國際財務報告準則的實質性趨同，為企業制定會計政策和提供會計信息搭建了一個國際化的平臺，不僅有利于企業會計信息質量的提高，而且對企業財務管理、人事、經營目標乃至管理決策的優化都將產生深遠的影響。朱悅逸、張立（2011）基于Ohlson的價格模型，通過SPSS統計分析方法對2006年到2010年上半年財務報表中三張主表的財務數據與股價的關系研究會計信息的價值相關性，通過對新會計準則實施后的各年數據進行相關性檢驗，指出在新會計準則下的會計信息價值相關性逐年增強，達到了新會計準則的既定目標。

自2010年11月1日財政部會計司公布《小企業會計準則（征求意見稿）》以來，關于《小企業會計準則》對信息質量影響方面的研究還不是很多。陳麗娜（2012）認為《小企業會計準則》完善和統一了會計標準，簡化和明確了會計核算與報告要求，更好地滿足了會計信息使用者的要求，有助于公平企業稅負，提高小企業的融資能力，對提高會計信息質量有重要意義。本文對小企業實施《小企業會計準則》前后的2010至2013年報數據進行實證檢驗，判斷《小企業會計準則》是否有利于會計信息質量的提高。

三、研究設計

（一）理論假設

會計信息質量是會計監督管理和會計理論研究的重要內容，對會計信息質量的評價，主要是通過對盈余的質量進行衡量和判斷實現的。會計盈余質量的測定通常是用一定的模型和公式來推斷。價格模型和報酬模型主要用于對信息質量相關性的計量，通過分析會計盈余與股價的關系來比較會計信息的相關性，這種方法適用于上市公司，而對信息質量可靠性的計量往往采用盈余管理測定法。鑒于我國小企業會計人員文化程度和專業業務素質偏低、法律觀念比較淡薄、會計信息失真突出的現狀，本文研究會計信息質量從會計信息可靠性方面來計量。

假設：如果《小企業會計準則》所規范的小企業會計信息質量明顯高于小企業使用的舊準則，那么2013年會計盈余質量將顯著提高。

（二）樣本數據

采用問卷調查方式手工收集了青島市86家小企業年報數據，剔除了沒有及時采用《小企業會計準則》、數據不全、未編制現金流量表的企業樣本，獲得最終樣本72個，四年共計288個平衡的面板數據樣本。本文采用SPSS17.0統計軟件對樣本數據進行統計分析。

（三）變量定義

國內外最常用的評價會計信息質量的方法是應計項目分離法，即用回歸模型將利潤分離為非操縱性應計項目和操縱性應計項目，并用操縱應計項目來衡量盈余管理的大小和程度。在變量的選取上，考慮以下方面：隨著公司營業收入的增加、固定資產規模的不斷擴大，相應的應收、應付項目及折舊額等應計利潤自然會增加，公司的營業收入增加額和固定資產的規模將是影響非操縱性應計利潤的重要項目。無形資產和其他長期資產攤銷額是非操縱應計利潤的重要組成部分，如果不考慮將會低估非操縱應計利潤額，高估盈余。

基于以上情況的考慮選擇了表1的變量。

（四）模型構建

本部分運用截面瓊斯模型，從會計盈余質量是否提高的角度來驗證《小企業會計準則》實施對小企業會計信息質量是否有提高。

總的應計項目TAt的估計模型：

TAt=α1（1/At-1）+α2（△REVt）/At-1+α3（PPEt）/At-1

+εt （1）

正常應計項目NDAt的估計模型：

NDAt=β1（1/At-1）+β2（△REVt）/At-1+β3（PPEt）/At-1

（2）

衡量會計信息質量的變量：

非正常應計項目（可操控的應計項目DAt）=總的應計項目（TAt）-正常性應計項目（NDAt）

其中：β1、β2、β3是α1、α2、α3的OLS估計值；εt為剩余項，代表公司當期總應計項目中的可操縱應計項目。

四、實證檢驗

（一）總應計項目的描述性統計

首先對樣本公司2010—2013年度的總應計項目進行描述性統計，其次對樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每兩年的數據進行配對樣本T檢驗，表2和表3反映了描述性統計的結果。

為了比較不同年度樣本公司總體應計項目的大小，選擇忽視總體應計項目的方向而對其取絕對值。就均值而言，與《小企業會計準則》實施前的2011、2012年度相比，2013年總體應計項目的均值低于前兩年，對2012和2013年度兩者差異的T檢驗結果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對值較高，同時標準差和均值標準差也較大，說明2010年樣本公司的數據比較分散，差異較大。

（二）截面瓊斯模型回歸分析

將2010年至2013年的樣本數據按照模型（1）分別在SPSS17.0中分年度回歸，在10%的置信度水平下，部分自變量在模型中通過了顯著性檢驗，能夠在一定程度上解釋因變量，回歸結果見表4。正常應計項目NDA與各變量之間的相關性各年存在一定差異，主要表現在第二個變量主營業務收入增量上。

從回歸結果可以看出，由于模型的解釋能力不是十分精確，不同會計年度樣本模型變量回歸系數T值存在一定差異，而且模型的擬合度在不同會計年度的差異較大，2011年的擬合度最低，2013年的擬合度最好，2010年和2012年次之。具體結果如表5和表6所示。

利用上述回歸結果與模型（1）和模型（2），分別計算出樣本公司2010—2013年會計年度的操控性應計項目。為了分析《小企業會計準則》實施對小企業所產生的影響，分別對樣本公司2010—2013年度可操縱性應計項目進行了描述性統計，對2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應計項目進行了配對樣本的T檢驗，結果如表7和表8所示。

根據表7和表8的統計結果可知，2013年可操縱應計項目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應計項目均值為1.0607E-01。在5%的置信度水平下，2013年的盈余質量水平顯著高于2012年，其他年度變化較小。《小企業會計準則》對會計盈余的信息質量在可靠性方面有了改進，主要是因為小企業會計準則的頒布與實施對資產類、損益類項目產生了影響，也就進一步影響了會計盈余的質量，比如：資產只有產生實際損失時才進行確認，具體的確認標準參照了稅法中的相關處理，平時不要求計提減值準備，利用減值準備調節利潤的空間變得越來越小。

五、結論

本文實證結果顯示：（1）我國《小企業會計準則》的實施在一定程度上提高了會計信息質量，證實了本文的假設。（2）僅在期初總資產、主營業務收入增量、固定資產作為相關變量時，主營業務收入增量對盈余質量的影響較為明顯。由于《小企業會計準則》于2013年1月1日在全國小企業范圍內實施，至今不到兩年的時間，樣本的選擇受時間的限制，本文僅對青島地區的部分小企業實施《小企業會計準則》情況進行簡單的回歸分析，研究結論可能不適用于所有的時間，其真正的實施效果有待于進一步考證。另外，本文僅對可靠性進行了檢驗，未對相關性進行研究，《小企業會計準則》在提高會計信息質量可靠性的同時，對相關性產生了何種影響，是提高還是削弱有待進一步研究。

【參考文獻】

[1] 王 .我國小企業會計準則實施問題研究[J].會計之友，2012（5）：23-24.

[2] 柳艷.新企業會計準則與會計信息質量的關系及影響研究[D].云南財經大學碩士學位論文，2008.

[3] 翟勝寶，鄭浩，盛明泉，等.新會計準則下上市公司操作應計利潤影響因素的實證檢驗[J].經濟與管理，2010，29（4）：98-108.

[4] 謝曉妮.新會計準則的實施對上市公司盈余管理影響的實證研究[D].華僑大學碩士學位論文，2010.

[5] 劉波.小企業會計準則制定問題探討[J].湖南財政經濟學院學報，2011（3）：131-132.

[6] 李靜.小企業會計準則制定相關問題淺析[J].會計師，2012（2）：8-9.

基于以上情況的考慮選擇了表1的變量。

（四）模型構建

本部分運用截面瓊斯模型，從會計盈余質量是否提高的角度來驗證《小企業會計準則》實施對小企業會計信息質量是否有提高。

總的應計項目TAt的估計模型：

TAt=α1（1/At-1）+α2（△REVt）/At-1+α3（PPEt）/At-1

+εt （1）

正常應計項目NDAt的估計模型：

NDAt=β1（1/At-1）+β2（△REVt）/At-1+β3（PPEt）/At-1

（2）

衡量會計信息質量的變量：

非正常應計項目（可操控的應計項目DAt）=總的應計項目（TAt）-正常性應計項目（NDAt）

其中：β1、β2、β3是α1、α2、α3的OLS估計值；εt為剩余項，代表公司當期總應計項目中的可操縱應計項目。

四、實證檢驗

（一）總應計項目的描述性統計

首先對樣本公司2010—2013年度的總應計項目進行描述性統計，其次對樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每兩年的數據進行配對樣本T檢驗，表2和表3反映了描述性統計的結果。

為了比較不同年度樣本公司總體應計項目的大小，選擇忽視總體應計項目的方向而對其取絕對值。就均值而言，與《小企業會計準則》實施前的2011、2012年度相比，2013年總體應計項目的均值低于前兩年，對2012和2013年度兩者差異的T檢驗結果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對值較高，同時標準差和均值標準差也較大，說明2010年樣本公司的數據比較分散，差異較大。

（二）截面瓊斯模型回歸分析

將2010年至2013年的樣本數據按照模型（1）分別在SPSS17.0中分年度回歸，在10%的置信度水平下，部分自變量在模型中通過了顯著性檢驗，能夠在一定程度上解釋因變量，回歸結果見表4。正常應計項目NDA與各變量之間的相關性各年存在一定差異，主要表現在第二個變量主營業務收入增量上。

從回歸結果可以看出，由于模型的解釋能力不是十分精確，不同會計年度樣本模型變量回歸系數T值存在一定差異，而且模型的擬合度在不同會計年度的差異較大，2011年的擬合度最低，2013年的擬合度最好，2010年和2012年次之。具體結果如表5和表6所示。

利用上述回歸結果與模型（1）和模型（2），分別計算出樣本公司2010—2013年會計年度的操控性應計項目。為了分析《小企業會計準則》實施對小企業所產生的影響，分別對樣本公司2010—2013年度可操縱性應計項目進行了描述性統計，對2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應計項目進行了配對樣本的T檢驗，結果如表7和表8所示。

根據表7和表8的統計結果可知，2013年可操縱應計項目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應計項目均值為1.0607E-01。在5%的置信度水平下，2013年的盈余質量水平顯著高于2012年，其他年度變化較小。《小企業會計準則》對會計盈余的信息質量在可靠性方面有了改進，主要是因為小企業會計準則的頒布與實施對資產類、損益類項目產生了影響，也就進一步影響了會計盈余的質量，比如：資產只有產生實際損失時才進行確認，具體的確認標準參照了稅法中的相關處理，平時不要求計提減值準備，利用減值準備調節利潤的空間變得越來越小。

五、結論

本文實證結果顯示：（1）我國《小企業會計準則》的實施在一定程度上提高了會計信息質量，證實了本文的假設。（2）僅在期初總資產、主營業務收入增量、固定資產作為相關變量時，主營業務收入增量對盈余質量的影響較為明顯。由于《小企業會計準則》于2013年1月1日在全國小企業范圍內實施，至今不到兩年的時間，樣本的選擇受時間的限制，本文僅對青島地區的部分小企業實施《小企業會計準則》情況進行簡單的回歸分析，研究結論可能不適用于所有的時間，其真正的實施效果有待于進一步考證。另外，本文僅對可靠性進行了檢驗，未對相關性進行研究，《小企業會計準則》在提高會計信息質量可靠性的同時，對相關性產生了何種影響，是提高還是削弱有待進一步研究。

【參考文獻】

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[5] 劉波.小企業會計準則制定問題探討[J].湖南財政經濟學院學報，2011（3）：131-132.

[6] 李靜.小企業會計準則制定相關問題淺析[J].會計師，2012（2）：8-9.

基于以上情況的考慮選擇了表1的變量。

（四）模型構建

本部分運用截面瓊斯模型，從會計盈余質量是否提高的角度來驗證《小企業會計準則》實施對小企業會計信息質量是否有提高。

總的應計項目TAt的估計模型：

TAt=α1（1/At-1）+α2（△REVt）/At-1+α3（PPEt）/At-1

+εt （1）

正常應計項目NDAt的估計模型：

NDAt=β1（1/At-1）+β2（△REVt）/At-1+β3（PPEt）/At-1

（2）

衡量會計信息質量的變量：

非正常應計項目（可操控的應計項目DAt）=總的應計項目（TAt）-正常性應計項目（NDAt）

其中：β1、β2、β3是α1、α2、α3的OLS估計值；εt為剩余項，代表公司當期總應計項目中的可操縱應計項目。

四、實證檢驗

（一）總應計項目的描述性統計

首先對樣本公司2010—2013年度的總應計項目進行描述性統計，其次對樣本公司2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年每兩年的數據進行配對樣本T檢驗，表2和表3反映了描述性統計的結果。

為了比較不同年度樣本公司總體應計項目的大小，選擇忽視總體應計項目的方向而對其取絕對值。就均值而言，與《小企業會計準則》實施前的2011、2012年度相比，2013年總體應計項目的均值低于前兩年，對2012和2013年度兩者差異的T檢驗結果也表明兩者之間存在顯著差異。但2010年均值的絕對值較高，同時標準差和均值標準差也較大，說明2010年樣本公司的數據比較分散，差異較大。

（二）截面瓊斯模型回歸分析

將2010年至2013年的樣本數據按照模型（1）分別在SPSS17.0中分年度回歸，在10%的置信度水平下，部分自變量在模型中通過了顯著性檢驗，能夠在一定程度上解釋因變量，回歸結果見表4。正常應計項目NDA與各變量之間的相關性各年存在一定差異，主要表現在第二個變量主營業務收入增量上。

從回歸結果可以看出，由于模型的解釋能力不是十分精確，不同會計年度樣本模型變量回歸系數T值存在一定差異，而且模型的擬合度在不同會計年度的差異較大，2011年的擬合度最低，2013年的擬合度最好，2010年和2012年次之。具體結果如表5和表6所示。

利用上述回歸結果與模型（1）和模型（2），分別計算出樣本公司2010—2013年會計年度的操控性應計項目。為了分析《小企業會計準則》實施對小企業所產生的影響，分別對樣本公司2010—2013年度可操縱性應計項目進行了描述性統計，對2010年與2011年、2011年與2012年、2012年與2013年的可操控性應計項目進行了配對樣本的T檢驗，結果如表7和表8所示。

根據表7和表8的統計結果可知，2013年可操縱應計項目均值為8.4248E-02，2012年可操縱應計項目均值為1.0607E-01。在5%的置信度水平下，2013年的盈余質量水平顯著高于2012年，其他年度變化較小。《小企業會計準則》對會計盈余的信息質量在可靠性方面有了改進，主要是因為小企業會計準則的頒布與實施對資產類、損益類項目產生了影響，也就進一步影響了會計盈余的質量，比如：資產只有產生實際損失時才進行確認，具體的確認標準參照了稅法中的相關處理，平時不要求計提減值準備，利用減值準備調節利潤的空間變得越來越小。

五、結論

本文實證結果顯示：（1）我國《小企業會計準則》的實施在一定程度上提高了會計信息質量，證實了本文的假設。（2）僅在期初總資產、主營業務收入增量、固定資產作為相關變量時，主營業務收入增量對盈余質量的影響較為明顯。由于《小企業會計準則》于2013年1月1日在全國小企業范圍內實施，至今不到兩年的時間，樣本的選擇受時間的限制，本文僅對青島地區的部分小企業實施《小企業會計準則》情況進行簡單的回歸分析，研究結論可能不適用于所有的時間，其真正的實施效果有待于進一步考證。另外，本文僅對可靠性進行了檢驗，未對相關性進行研究，《小企業會計準則》在提高會計信息質量可靠性的同時，對相關性產生了何種影響，是提高還是削弱有待進一步研究。

【參考文獻】

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[5] 劉波.小企業會計準則制定問題探討[J].湖南財政經濟學院學報，2011（3）：131-132.

[6] 李靜.小企業會計準則制定相關問題淺析[J].會計師，2012（2）：8-9.