ST公司“摘帽”行為中盈余管理的識別

周莎 章之旺

【摘 要】 文章選取滬深兩市A股和中小板上市公司中的ST公司為樣本，基于Benford法則，計算ST公司被特別處理之前三年至“摘帽”年度的資產(chǎn)負債表、利潤表和現(xiàn)金流量表的財務(wù)報表偏離度，以推斷上市公司是否為了“摘帽”進行盈余管理。研究發(fā)現(xiàn)基于Benford法則計算FSD值的方法可以識別出ST公司在“摘帽”行為中進行了盈余管理;從利潤表和現(xiàn)金流量表看，T+1與T年間偏離和差異顯著，可認為是避免連續(xù)虧損進行了盈余管理;從整體看，資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表中的差異比利潤表中的差異更顯著，可以認為ST公司主要進行的是真實盈余管理，加大了監(jiān)管機構(gòu)發(fā)現(xiàn)問題的難度。

【關(guān)鍵詞】 盈余管理; Benford法則; 財務(wù)報表偏離度（FSD）; ST公司

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）07-0039-10

一、引言

高質(zhì)量的財務(wù)報告是維系資本市場資源配置效率，促成市場參與者之間有效訂約的關(guān)鍵要素。然而，縱觀國內(nèi)外上市公司出于規(guī)避監(jiān)管或自利的動機，借助各種盈余管理手段粉飾財務(wù)報表的現(xiàn)象屢見不鮮?；诖?，對上市公司盈余管理的研究一直是公司財務(wù)研究的焦點問題，而如何識別盈余管理是盈余管理研究的首要命題。

特別處理（Special Treatment，簡稱ST）是我國證券市場特有的對出現(xiàn)財務(wù)異常狀況上市公司的特別標識。我國證券交易市場規(guī)定A股上市公司連續(xù)兩年凈利潤虧損將被異常處理，如果連續(xù)三年虧損則會被停止交易甚至被退市。ST制度旨在警示上市公司和投資者關(guān)注公司的運營和投資風(fēng)險。ST期間的股票交易須遵循下列規(guī)則：（1）股票報價日漲跌幅限制為5%;（2）股票名稱改為原股票名前加ST;（3）上市公司的中期報告必須審計。嚴格的監(jiān)管和嚴重的負面影響給ST公司帶來了巨大的壓力。另外，我國上市公司多數(shù)實行的是經(jīng)營目標責任制或者股權(quán)激勵制度，公司管理者的報酬與業(yè)績掛鉤，退市會直接影響高管所持股份的價值和薪酬水平，高管有強烈的“摘帽”意愿。按照監(jiān)管機構(gòu)的預(yù)期，ST公司實現(xiàn)“摘帽”的恰當路徑應(yīng)當是通過資產(chǎn)置換、債務(wù)重組、管理重組等措施實質(zhì)性改善經(jīng)營和財務(wù)狀況，以達到年報盈利、最近一個會計年度的每股凈資產(chǎn)為正值等“摘帽”條件。但這一路徑一般很難在短期內(nèi)奏效，于是ST公司有動機借助各種見效快的盈余管理手段粉飾財務(wù)報表，從而達到“摘帽”目的。據(jù)WIND數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，我國A股上市公司的退市率從未超過1%。

本文選取ST公司為樣本，基于Benford法則計算資產(chǎn)負債表、利潤表和現(xiàn)金流量表三大報表的FSD值（Financial Statement Divergence Score，縮寫FSD），對ST公司被特別處理之前三年至“摘帽”前一年（T-3至T+N）的三大報表進行實證分析，以檢測上市公司是否為了“摘帽”實施盈余管理。此外，還通過計算盈余管理測度指標——應(yīng)計質(zhì)量，并將其結(jié)果與FSD值進行比較，以驗證Benford法則計算FSD值識別ST公司“摘帽”行為中盈余管理的有效性。

二、文獻綜述

（一）盈余管理的概念

在盈余管理研究不斷探索的過程中，一直沒有對盈余管理的概念界定達成一致意見，處于百家爭鳴的狀態(tài)，主要分為廣義觀點和狹義觀點。

廣義觀點認為盈余管理就是管理人員為謀取利益而針對財務(wù)報表等對外披露信息所實施的一切行為。在契約理論的基礎(chǔ)上，Schipper Katherine[ 1 ]認為盈余管理就是企業(yè)管理層為獲得私人利益而實施的信息控制干預(yù)行為。這種觀點把盈余管理動機定位于個人利益，現(xiàn)在看來，沒有全面表達盈余管理的內(nèi)涵。Healy等[ 2 ]認為盈余管理是企業(yè)管理人員利用自身的職業(yè)判斷，在對外披露必要信息時操縱披露內(nèi)容來誤導(dǎo)信息使用者和利益相關(guān)者的行為。這個定義在廣義范圍內(nèi)對實施者的動機做了概括，即產(chǎn)生誤導(dǎo)以達到各種可能存在的目的。

狹義觀點以Scott[ 3 ]為代表，他把盈余管理定義為企業(yè)管理者為了最大化利益或企業(yè)市值，而對會計政策進行最優(yōu)選擇。這種定義對盈余管理行為做了限制，只包括通過選擇會計政策來達到目的。

我國學(xué)者在國外研究的基礎(chǔ)上提出了自己的觀點。魏明海[ 4 ]首次提出從“經(jīng)濟收益觀”和“信息觀”解釋盈余管理，并認為以信息觀來看待盈余管理更有意義，故盈余管理是企業(yè)管理層為了對外部信息使用者產(chǎn)生誤導(dǎo)，旨在影響使用者的判斷能力和會計選擇。寧亞平[ 5 ]認為盈余管理不同于會計舞弊，是不對公司整體價值總和產(chǎn)生影響的前提下，企業(yè)管理層在遵循會計準則和法律的基礎(chǔ)上實施的盈余操縱。

本文將盈余管理理解為，企業(yè)管理者為使利益相關(guān)者判斷產(chǎn)生偏差而利用他們之間的信息不對稱變更相關(guān)信息的行為。

（二）盈余管理的手段

學(xué)術(shù)界普遍認可將盈余管理劃分為應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理兩種，二者的區(qū)別在于行為是否改變了正常的經(jīng)營活動。

謝柳芳等[ 6 ]認為，應(yīng)計盈余管理是指公司管理層結(jié)合自身或者會計專業(yè)人員的判斷，通過改變會計政策或會計估計、調(diào)整某些賬戶或在準則允許的范圍內(nèi)進行轉(zhuǎn)換，實現(xiàn)盈余變動的過程。王良成[ 7 ]認為，收入可以通過應(yīng)計盈余管理進行調(diào)整，但對現(xiàn)金流量表的影響有限。

劉建偉和鄭開焰[ 8 ]認為，所謂真實盈余管理，是指違反會計準則或虛構(gòu)交易，通過虛構(gòu)收入、費用、成本，調(diào)整企業(yè)的盈利能力的行為。周愛民和遙遠[ 9 ]發(fā)現(xiàn)股價崩盤風(fēng)險和真實盈余管理行為正相關(guān)，并且真實盈余管理的影響大于應(yīng)計盈余管理的影響。許文靜和王君彩[ 10 ]發(fā)現(xiàn)我國退市制度的改革一定程度上抑制了真實盈余管理行為，而應(yīng)計盈余管理動機不受影響。

（三）ST公司盈余管理研究綜述

姜國華和王漢生[ 11 ]研究發(fā)現(xiàn)，當ST公司面臨退市危機時，ST公司高管的目光往往放在保住上市資格上，無暇顧及公司的發(fā)展，甚至通過犧牲公司的經(jīng)營能力等極端盈余管理手段幫助自身“摘帽”。吳世農(nóng)和章之旺[ 12 ]通過實證研究1998—2002年滬深A(yù)股市場上40家ST“摘帽”公司發(fā)現(xiàn)，ST公司雖然通過扭虧為盈“摘帽”，但是公司權(quán)益市場價值并沒有隨著公司的狀態(tài)恢復(fù)正常而提高。蔡春等[ 13 ]研究發(fā)現(xiàn)由于我國證券市場上市公司資格的稀缺性，ST公司在面臨退市危機時有強烈的盈余管理動機，為了保住上市資格，避免浪費上市公司的殼資源，ST公司通過盈余管理行為改善其業(yè)績狀況。趙海云和許可[ 14 ]研究指出，ST制度在我國當前證券市場環(huán)境下很難發(fā)揮應(yīng)有的作用，因為ST公司擁有上市公司的資格，很多企業(yè)選擇通過和ST公司資產(chǎn)重組達到借殼上市的目的，部分投資者對這種ST公司有特別的青睞，ST制度的風(fēng)險警示作用遭到了大幅削弱。王亞君和王莉華[ 15 ]研究發(fā)現(xiàn)，ST公司有強烈的欲望扭虧為盈，但是受自身條件限制很難在短時間內(nèi)依靠合理手段自行“摘帽”，此時“摘帽”的欲望就轉(zhuǎn)化為實施盈余管理的動機，謀求在短期內(nèi)快速實現(xiàn)“摘帽”。賈天明和雷良海[ 16 ]認為ST制度仍然發(fā)揮著重要的作用，對促進證券市場發(fā)展、降低投資風(fēng)險仍然有可圈可點之處，但是ST制度存在漏洞，給盈余管理創(chuàng)造了條件，需要及時補充和完善。陶啟智等[ 17 ]研究發(fā)現(xiàn)，當ST制度逐步完善后，ST公司的退市風(fēng)險增加，ST公司通過盈余管理“摘帽”的動機反而增加了。周曉萍等[ 18 ]認為我國證券退市制度不能發(fā)揮作用的主要原因是退市的量化指標易被規(guī)避，而非量化指標易被人為操縱，退市程序缺少市場評估。

ST公司的盈余管理是我國盈余管理研究的重要分支，防止暫停上市、提高職工薪酬、維護企業(yè)形象、拓寬融資渠道等動機促使ST公司實施盈余管理。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深兩市A股和中小板上市公司1998—2018年間的ST公司為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理工具為Excel2016和SPSS22.0。

在CSMAR數(shù)據(jù)庫的ST公司子庫中，關(guān)于字段Chgtype（變動類型）的定義為：A代表正常上市，B代表ST，D代表*ST，C代表PT，S代表暫停上市，T代表退市整理期，X代表終止上市。凡是由A轉(zhuǎn)為其他狀態(tài)再轉(zhuǎn)回A的，記作一個樣本，一家公司若N次被ST，則記作N個樣本。

以樣本代碼000004為例，1999年第一次“戴帽”（T），2001年“摘帽”;2006年第二次“戴帽”（T），2011年“摘帽”，按兩個ST樣本計算。第一個樣本取1996年（T-3）、1997年（T-2）、1998年（T-1）、1999年（T）、2000年（T+1）計算各年FSD值。第二個樣本取2003年（T-3）、2004年（T-2）、2005年（T-1）、2006年（T）、2007年（T+1）、2008年（T+2）、2009年（T+3）、2010年（T+4）計算各年FSD值。

按照以上取樣標準，共獲得669個ST樣本，其中滬市A股318個，深市A股301個，中小板50個。

（二）研究方法

1.基于Benford法則計算FSD值

利用FSD值與Benford法則相結(jié)合的方法識別盈余管理，不需要時間序列或橫截面數(shù)據(jù)來估計，不需要前瞻性信息，基本上對每個擁有會計信息的公司都是可用的，且事先與公司的經(jīng)營業(yè)績和商業(yè)模式無關(guān)，不需要了解公司內(nèi)部的隱秘消息，只使用公開的消息就可以操作。

（1）Benford法則

1938年，美國物理學(xué)家Benford發(fā)現(xiàn)了Benford法則[ 19 ]：一組隨機發(fā)生的數(shù)字的首位數(shù)（下文統(tǒng)稱前導(dǎo)數(shù)字，例如1 564.2的前導(dǎo)數(shù)字是1）存在一定規(guī)律，越小的數(shù)字出現(xiàn)的比率越高，前導(dǎo)數(shù)字的分布整體呈對數(shù)分布。頻率計算見式（1）：

P（n）=log（1+■），n為前導(dǎo)數(shù)字，取值范圍1～9 （1）

計算結(jié)果顯示1出現(xiàn)的頻率最大，為30.10%，2出現(xiàn)的頻率次之，為17.61%，以此類推，隨著數(shù)字的變大，出現(xiàn)的頻率在逐步減少，9出現(xiàn)的頻率僅4.58%（見表1）。

（2）FSD值的計算

FSD指標由Amiram[ 20 ]研究提出，基于平均絕對偏差統(tǒng)計量，將公司年度財務(wù)報表中數(shù)據(jù)前導(dǎo)數(shù)字的實際分布與Benford法則定義的期望分布進行比較，適用于年度財務(wù)報表數(shù)據(jù)中前導(dǎo)位數(shù)的分布。在測量符合Benford法則的情況時，參考借鑒Amiram提出的兩個統(tǒng)計量：Kolmogorov-Smirnov（簡稱KS）統(tǒng)計量和Mean Absolute Deviation（簡稱MAD）統(tǒng)計量。

1）KS（Kolmogorov-Smirno）

KS累積平均絕對偏差統(tǒng)計量是FSD評分下的一個獨立統(tǒng)計指標，計算的是報表數(shù)據(jù)前導(dǎo)數(shù)字實際分布與Benford法則期望分布的最大偏差，由數(shù)字從1到9的實際分布與期望分布之間的累積差決定。KS計算見式（2）：

KS=MAXAD1-ED1，（AD1+AD2）-（ED1+ED2），……，（AD1+AD2+…+AD9）-（ED1+ED2+…+ED9）

（2）

其中AD是報表數(shù)據(jù)前導(dǎo)數(shù)字的實際分布頻率，ED為該數(shù)字在Benford法則定義的期望分布概率，下標數(shù)字表示前導(dǎo)數(shù)字。例AD1表示前導(dǎo)數(shù)1的實際分布頻率，ED1表示前導(dǎo)數(shù)1在Benford法則定義的期望分布概率。以前導(dǎo)數(shù)3為例，KS統(tǒng)計值等于前導(dǎo)數(shù)1的實際頻率-期望頻率的絕對差和前導(dǎo)數(shù)2的實際頻率-期望頻率的絕對差以及前導(dǎo)數(shù)3的實際頻率-期望頻率的絕對差三者中的最大值。KS統(tǒng)計量越小越說明KS服從Benford法則的理論分布，反映進行盈余管理的可能性就越低。

2）MAD（Mean Absolute Deviation）

MAD平均絕對偏差統(tǒng)計量是FSD評分下的另一個獨立統(tǒng)計指標，計算的是每個數(shù)字的實際分布頻率從1到9與Bentord法則定義的期望分布頻率之間的絕對差之和除以所使用的前導(dǎo)位數(shù)。以前導(dǎo)數(shù)3為例，MAD統(tǒng)計值等于前導(dǎo)數(shù)1的實際頻率-期望頻率的絕對差、前導(dǎo)數(shù)2的實際頻率-期望頻率的絕對差、前導(dǎo)數(shù)3的實際頻率-期望頻率的絕對差三者的算術(shù)平均值。

由于MAD中的分母是前導(dǎo)數(shù)字，這個統(tǒng)計量對標度（前導(dǎo)數(shù)字1至該前導(dǎo)數(shù)字頻率的總和）不敏感，隨著前導(dǎo)數(shù)字的增加，這個統(tǒng)計指標變得更加有用，而KS隨著前導(dǎo)數(shù)字的增加，統(tǒng)計量變得更加敏感。因此不需要確定的臨界值來測試MAD的分布，MAD統(tǒng)計的規(guī)模不變性使得在審查大量數(shù)字以及在比較各公司各標準年度的財務(wù)報表時很有用。MAD的計算見式（3）：

MAD與KS計算方法不同，但其計算結(jié)果整體趨勢是一致的，值越小越符合Benfrod法則定義的期望分布，盈余管理的可能性就越低。

2.盈余管理測度指標應(yīng)計質(zhì)量的計算

為了進一步驗證ST公司是否存在盈余管理，選取經(jīng)典盈余管理測度指標應(yīng)計質(zhì)量進行計算，并比較其與FSD分析結(jié)果的差異。

通過反映營運資本與經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額間的變化，Dechow和Dichev[ 21 ]構(gòu)建了如下線性回歸模型衡量應(yīng)計質(zhì)量：

其中，營運資本變動額（？駐WCt）為應(yīng)計額，CFO為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額，t為標準年度第t年，？著為殘差項，b0為截距項，b1為第一個解釋變量的系數(shù)，b2、b3的含義依次類推。

回歸模型的殘差反映的是與現(xiàn)金流量無關(guān)的應(yīng)計額，而殘差的標準差即可代表應(yīng)計質(zhì)量。標準差越大，則應(yīng)計質(zhì)量越低。

四、實證結(jié)果與分析

（一）資產(chǎn)負債表FSD值及組間差異T檢驗

從T+7年度開始往后，樣本量降至35以下，不納入對比分析。后文的利潤表、現(xiàn)金流量表分析同此處理。

結(jié)合表2和圖1可以看到：從T-3到T+6年度，T-3年度FSD-KS值最小，均值為10.9941，T+6年度最大達到13.9731，各年間整體呈上升趨勢，說明資產(chǎn)負債表數(shù)據(jù)都有偏離，并且從ST前第三年開始，偏離度越來越大。T年之后的均值和標準差明顯高于其前三年，說明ST之后的偏離程度明顯大于之前，有理由懷疑樣本公司臨近ST進行了盈余管理，ST之后的盈余管理程度更嚴重。

結(jié)合表2和圖2可以看到：T-3年度FSD-MAD值最小，均值為4.0648，T+6年度最大，為4.7875，除了年度T+4之外，各年FSD-MAD值整體呈上升趨勢，說明偏離程度逐步變大。T年之后的均值和標準差的年間差距與T年之前的差距較FSD-KS值更加明顯，進一步驗證了樣本公司“摘帽”中進行了盈余管理。

基于T檢驗描述性統(tǒng)計量表的結(jié)果分析和假設(shè)，每個標準年度的FSD-KS和FSD-MAD平均值均不相等，存在差異，因此設(shè)計了ST當年開始的標準年度與標準年度之前的年度進行兩兩組合，對其平均值之間的差異進行獨立樣本T檢驗，以分析其差異是否達到顯著性，本文關(guān)注的顯著性水平分別是1%、5%、10%，見表3。

從表3可以看出，以T、T+1、T+2、T+3、T+4、T+5、T+6作為標準年度進行對比時，標準年度會計期間與ST及其之前會計期間的差異T檢驗都表現(xiàn)出顯著的差異性，且絕大多數(shù)顯著性水平較高。

FSD-KS統(tǒng)計量達顯著性水平的共有31組。其中顯著性達到***（1%）的有24組，密集分布在T+1、T+2、T+3、T+4、T+5、T+6分別與T-3、T-2、T-1、T組間;顯著性達到**（5%）的有兩組，分別是T-2、T-1與T;顯著性達到*（10%）的有5組，具體是T+1分別與T+2、T+3、T+4、T+5、T+6。而從標準年度T+2開始與后續(xù)各年差異不顯著。

FSD-MAD統(tǒng)計量組間差異達顯著性水平的有30組，同樣集中在標準年度與ST及其之前各年度。其中顯著性達到***（1%）的有22組，分別是T+1與T-3、T-2、T-1，T+2與T-3、T-2、T-1、T，T+3與T-3、T-2、T-1、T，T+4與T-3、T-2、T-1，T+5與T-3、T-2、T-1、T，T+5與T-3、T-2、T-1、T;顯著性達到**（5%）的有4組，分別是T-3與T，T+2與T+1，T+3與T+1，T+4與T;顯著性達到*（10%）的有4組，分別是T-2與T，T與T+1，T+1分別與T+5、T+6。

結(jié)論：ST當年至“摘帽”年度的顯著性明顯高于ST之前，有理由推斷ST公司在“戴帽”后進行了盈余管理。

（二）利潤表FSD值及組間差異T檢驗

從表4和圖3來看，T+4年度FSD-KS值最小，均值為19.0295，T+6年度最大，為22.4885，F(xiàn)SD-KS值T+1年度與T年度的差距顯然變大，有理由懷疑是試圖通過盈余管理避免連續(xù)虧損。整體無明顯趨勢，在T+6、T+2和T+3年度相對較大，說明各年間財務(wù)數(shù)據(jù)都有偏離，T+6、T+2和T+3年度偏離更加嚴重。

從表4和圖4來看，T年度FSD-MAD值最小，均值為6.6841，T+6年度最大，為7.3453，F(xiàn)SD-MAD值T+1年度與T年度的差距顯然變大，進一步驗證試圖通過盈余管理避免連續(xù)虧損。整體無明顯趨勢，在T+6、T+2和T+3年度相對較大，說明各年間財務(wù)數(shù)據(jù)都有偏離，T+6、T+2和T+3年度偏離更加嚴重。

由表5可以看出，F(xiàn)SD-KS統(tǒng)計量組間差異達顯著性水平的有18組。其中顯著性水平達到***（1%）的有8組，分別是年度T-2與T、T+4，T-1與T，T與T+2、T+3、T+6，T+2與T+4，T+4與T+6;顯著性水平達到**（5%）的有5組，分別是T-3與T，T-1與T+4，T與T+1，T+1與T+4，T+3與T+4;顯著性水平達到*（10%）的有5組，分別是T-3與T+4、T+6，T-1與T+6，T與T+5，T+4與T+5。標準年度T、T+1、T+2、T+3、T+4、T+5、T+6與ST之前年度達到顯著性水平的組略多于與ST后。

FSD-MAD統(tǒng)計量組間差異達到顯著性水平的有12組。其中顯著性水平達到***（1%）的有6組，分別是年度T-2與T、T+4，T-1與T，T與T+1、T+2、T+3;顯著性水平達到**（5%）的有4組，分別是T-3與T+1、T+3、T+6，T與T+6;顯著性水平達到*（10%）的有兩組，分別是T-1與T+2，T+2與T+4。標準年度T、T+1、T+2、T+3、T+4、T+5、T+6與ST之前年度達到顯著性水平的組略多于與ST后。

T+1與T年度間的FSD-KS統(tǒng)計量組間差異顯著性水平達到5%，F(xiàn)SD-MAD統(tǒng)計量組間顯著性水平達到了1%，可推斷ST公司為避免連續(xù)虧損，在T+1年加強了盈余管理。

（三）現(xiàn)金流量表FSD值及組間差異T檢驗

結(jié)合表6和圖5可以看出：FSD-KS均值最小為15.6838，在T年度，最大為17.8595，在T+5年度;T+2與T+3年差距在各連續(xù)兩年間差距中最大，為1.0092，T年與T+1年差距在各連續(xù)兩年間差距中第二，達到0.9595;以標準年度T為分界，F(xiàn)SD-KS值大小有明顯差異。T年之后的結(jié)果明顯高于其之前，從T-3到T+6間，偏離程度呈波動變大的趨勢，可以推斷為避免連續(xù)虧損以及“摘帽”過程中進行了盈余管理。

結(jié)合表6和圖6可以看出，F(xiàn)SD-MAD均值最小為5.4311，在T-3年度，最大為6.3886，在T+6年度;T年與T+1年差距在各連續(xù)兩年間差距中最大，達到0.3722。從T-3到T+6，除了T-1稍有波動外，整體呈整齊的上漲趨勢，說明偏離程度逐年變大，進一步驗證為避免連續(xù)虧損以及在“摘帽”過程中進行了盈余管理。

從表7可以看出，現(xiàn)金流量表以T+1、T+2、T+3、T+4、T+5、T+6年度作為標準年度進行對比時，標準年度會計期間在與ST前的會計期間的差異T檢驗基本都表現(xiàn)出顯著的差異性，在與ST后的會計期間的差異T檢驗基本都不存在顯著的差異性，該顯著性的表現(xiàn)與資產(chǎn)負債表所表現(xiàn)出來的較為相似，這可能是由于資產(chǎn)負債表與現(xiàn)金流量表之間的勾稽關(guān)系造成的。

FSD-KS統(tǒng)計量組間差異達到顯著性水平的共有23組。其中顯著性水平達到***（1%）的有8組，具體是年度T-3分別與T+3、T+5，T-2與T+3，T-1與T+3、T+5，T分別與T+3、T+4、T+5;顯著性水平達到**（5%）的有13組，具體是T-3分別與T+1、T+2、T+4、T+6，T-2分別與T+4、T+5，T分別與T+1、T+2、T+4、T+6，T-1分別與T+1、T+2、T+6;顯著性水平達到*（10%）的有兩組，具體是年度T-2與T+6，T+1與T+3。

FSD-MAD統(tǒng)計量組間差異達到顯著性水平的共有26組，其中顯著性水平達到***（1%）的有24組，具體是年度T-3、T-2、T-1及T分別與T+1、T+2、T+3、T+4、T+5、T+6;顯著性水平達到*（10%）的有兩組，具體是T+1分別與T+5、T+6。

結(jié)論：ST當年至“摘帽”年度的顯著性明顯高于ST之前，推斷ST公司在“戴帽”后進行了盈余管理。FSD-MAD統(tǒng)計量組間差異達到顯著性水平的有26組，其中顯著性水平達到***（1%）的就有24組;FSD-KS統(tǒng)計量組間差異達到顯著性水平的共有23組，其中顯著性水平達到***（1%）的有8組。FSD-MAD統(tǒng)計量優(yōu)于FSD-KS統(tǒng)計量。

（四）基于Benford法則計算FSD值實證分析結(jié)果

由上述對三張報表的FSD值分析，可以看出ST前后的FSD-KS統(tǒng)計量和FSD-MAD統(tǒng)計量確實存在顯著的差異，造成這種差異的原因就是ST公司通過盈余管理達到“摘帽”的目的。其中，T+1與T年的年間差異在利潤表和現(xiàn)金流量表中較其他相鄰年間明顯，可以認為公司為避免虧損進行了盈余管理。另外，資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表ST前后表現(xiàn)出來的差異較為顯著，F(xiàn)SD-KS和FSD-MAD統(tǒng)計量組間差異顯著性水平達到**（5%）的都超過了20組，而利潤表中ST前后表現(xiàn)出來的差異相對不是特別顯著，但其各標準年度的FSD值均高于資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表。綜上所述，可以認為ST公司“摘帽”行為中主要進行了真實盈余管理。

（五）盈余管理測度指標——應(yīng)計質(zhì)量

根據(jù)Dechow和Dichev[ 21 ]構(gòu)建的線性回歸模型衡量應(yīng)計質(zhì)量計算的ST公司標準年度T-3至T+6的殘差標準誤參見表8及圖7。發(fā)現(xiàn)從T-1年度直至T+3年度，模型的估計標準誤呈顯著上升趨勢，可見ST公司在預(yù)計會被ST之前即開始實施盈余管理，該計算結(jié)果與FSD值的計算結(jié)果基本一致，表明FSD值對ST公司盈余管理的識別是有效的。

五、結(jié)論

本文基于Benford法則，通過對ST公司資產(chǎn)負債表、利潤表和現(xiàn)金流量表的不同標準年度FSD值的計算和觀察，并進行統(tǒng)計檢驗，再結(jié)合盈余管理測度指標應(yīng)計質(zhì)量的驗證，得到以下結(jié)論：基于Benford法則計算FSD值的方法可以有效識別出ST公司在“摘帽”行為中進行了盈余管理;ST公司“戴帽”后為避免連續(xù)虧損進行了盈余管理;資產(chǎn)負債表和現(xiàn)金流量表的差異顯著性高于利潤表，ST公司主要進行的是真實盈余管理。研究啟示為：第一，盈余管理是否存在必要性？在當前中國證券市場還沒有完善的情況下，制度可能存在缺陷，例如上市公司連續(xù)三年虧損就面臨著退市的風(fēng)險，這種單一的評判標準可能不適合對企業(yè)評判的嚴謹性。第二，利用FSD值與Benford法則相結(jié)合的方法，不僅可以用在識別盈余管理方面，而且可以運用在識別審計、會計造假等方面。

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