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　　第四，真实盈余管理模型。根据Cohenetal.(2008)，本文将这三个指标相加之和作为总的真实盈余管理的计量指标（flDA)(见式（6))，以此表示真实盈余管理的程度，该指标值越大，表示真实盈余管理的程度越高，反之，表示越低。
　　RDA=R_CFO+R_PROD+R_DISX(6)
　　2.内部控制
　　内部控制采用的是厦门大学内部控制课题组（2010)发布的2007至2009年中国上市公司内部控制指数（刘启亮等，2012)。该指数采用百分制，取值区间为0至100分。分值越高，表明内部控制越好。对该指数取自然对数(Lnindex)即为本文内部控制的衡量指标。
　　3.审计师行业专长
　　本文采用比较保守的行业市场组合指标来估计行业专长，并且为了避免营业收入为负无法取平方根的情况，本文采用审计客户的总资产来代替审计费用，得到审计师行业专长的度量指标MSA。
　　JIJ
　　MSAiik=^槡Assetikj/槡Assetikj(7)
　　j=1i=1j=1
　　其中，?槡Assetikj为事务所i在行业K中的客户资产
　　j=1
　　IJ
　　总额的平方根之和。为行业K中所有公司资产总额的平方根之和。。对于行业的分类，本文采用证监会2001年的行业分类标准，按大类对除了制造业以外的行业按照一级代码进行分类，由于制造业的分类比较复杂，对制造业采用二级代码进行分类，因此，共分为22个行业类别。
　　(二）回归模型
　　仿照Barthetal.(2008)和Cohenetal.(2008)，对于内部控制或审计师行业专长对应计盈余管理的影响，本文使用如下回归模型：
　　ABSDA=a0+a1LnindexiorMSA)+a2Big4+a3SIZE
　　+a4RDA+a5ROA+06LEV+a7CFO+a8DLEV+a9LOSS+a10ISSUE+a11year09+st(8)
　　同样，对于内部控制或审计师行业专长对真实盈余管理的影响，本文使用如下回归模型：
　　RDA=a0+a1Lnindex(orMSA)+a2Big4+a3SIZE+a4DA+a5ROA+a6LEV+anCFO+a8DLEV+a9LOSS+〇1〇ISSUE+anYear09+St(9)
　　同时，为了检验内部控制与审计师行业专长之间的替代或互补关系，仿照杨德明等（2010)的做法，本文按内部控制质量的高低，将其分为内部控制好和差两个样本组，分组检验了审计师行业专长对应计和真实盈余管理的影响，借以判断内部控制与审计师行业专长对盈余管理的治理作用是替代还是互补关系。
　　根据相关的文献（如Roychowdhury，2006;Cohenetal.，2008;刘启亮等，2011)，在模型中加入了这些控制变量：事务所规模、公司规模、业绩、亏损状态、负债水平、现金流、负债额的变化、股票增发等。
　　(三）样本选择与描述性统计
　　由于2007年我国实施了新的企业会计准则，新准则对公司的应计和真实盈余管理行为可能会产生一定的影响。考虑到过渡期的影响，本文的样本区间选择为2008至2009年两年。由于创业板上市公司内部控制的要求与主板市场的公司不同，故剔除了在创业板上市的公司。同时，由于金融行业公司的特殊性，本文也剔除了金融行业和一些财务数据缺失的公司观察值。最后，得到的总样本观察值为3051个，其中，2008年为1500个，2009年为1551个。
　　ABSDA的均值为0.079，中位数为0.048，真实盈余管理指数的均值和中位数分别为0.006和-0.003，应计盈余管理的幅度高于真实盈余管理。内部控制（Lnindex)的均值和中位数分别是3.654和3.383。审计师行业专长的均值为0.049，中位数是0.034。在事务所规模方面，国际四大在中国的审计客户占所有上市公司的比重为6%左右。
　　按内部控制指数分组后，各组的审计师行业专长、应计盈余管理和真实盈余管理平均值的分布情况。可以看出，内部控制质量越好，应计盈余管理的绝对（ABSD
A)越小，应计盈余管理程度越低；真实盈余管理（RDA)的分布大致呈现U型，即随着内部控制质量的提高，真实盈余管理水平先降后升。这与假设1和2的预期基本一致。同时，审计师行业专长（MSA)随着内部控制质量的提高呈现上升趋势，二者呈现互补的关系，即内部控制越好的公司越愿意聘用具有行业专长的审计师来审计。
　　按审计师行业专长分组后，各组的应计和真实盈余管理平均值的分布特征。可以看出，随着审计师行业专长的提高，应计盈余管理的绝对值呈现下降趋势，真实盈余管理也基本上呈现下降的趋势，说明审计师行业专长对应计与真实盈余管理均具有抑制作用。这与假设3和4的预期基本一致。