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　　根据上述模型进行分行业分年度回归估计系数叫~a7，然后代进单个公司的数值获得每个公司的回归残差RES_NI和RES_CF,IS为（RES_NI/RES_CF)乘以-1。
　　其次，本文采用Dou，Hope和Thomas(2011)的方法区分IS中的传递价值相关性信息部分和机会主义盈余管理部分。
　　第一步，采用如下模型进行分年度分行业回归获得系数b3。
　　=b0+b1Xi-1+b2+b3Xt3+b4Rt3+et
　　该模型中，R,为t年末年个股回报率；X,_1和X,分别为t-1年每股收益和t年每股收益；Xt3为t+1至t+3年每股
　　收益的和；心为t+1至t+3年以复利计算的年个股回报，为（1+R,+1)(1+R,+2)(1+R,+3)。
　　第二步，将上述计算获得的IS和63代入如下模型进行回归，估计系数a。和^。
　　IS=a〇+"1*63+u
　　最后，用估计的a。和63即可计算IS的估计值，该估计值为IS传递价值相关性信息的部分，定义为IS_INFO；每个公司实际的IS减去估计的IS为机会主义盈余管理部分，定义为IS_GAR。
　　IS的系数显著为正，说明利润平滑的幅度越大，越容易收到非标意见。将利润平滑按传递价值相关信息和机会主义盈余管理分组后，IS_INFO的系数为-0.1556，但系数检验不显著，IS_GAR的系数为0.0017，并在5%水平上显著，这说明审计师更可能对机会主义盈余管理出具非标意见，再一次验证了本文提出的假设。
　　2.稳健性检验
　　本文进行了如下稳健性测试：（1)采用修正琼斯模型计算操控性应计利润；（2)实行分组检验；（3)进一步控制异方差和改变年份控制变量。将年份控制变量设成两个区间，分别为after2001和after2006。After2001为样本年度为2001-2005,设为1,其他为0;afteI 2006为样本年度为2006年以后，设为1，其他为0。设立after2001变量参考了辛清泉和黄崑（2009)的研究，设立after2006主要是新的风险导向审计准则在2006年出台，可能影响审计意见的发表。
　　采用修正琼斯模型计算DA时，IEM和DA交互项的系数为-5.5294，在5%水平显著。分组检验中，机会主义盈余管理组DA的系数为6.0873，在5%水平显著；决策有用性盈余管理组DA的系数为-0.4486，但系数检验不显著。在控制了异方差和对年份控制变量调整后，IEM和DA交互项的系数分别为-5.9564和-6.1354，均在5%水平上显著。稳健性检验结果仍然支持前述研究结果。
　　五、研究结论
　　对审计师来说，不同属性的盈余管理，由于动机和其导致的经济后果不同，错报风险不同，审计师对这两类盈余管理应采取不同的应对策略，但过去的文献一直把盈余管理作为同质风险考察其与审计意见的关系，而本文有别于过去的文献，进_步区分了盈余管理属性，分析审计师对不同属性、不同风险的盈余管理的反应。本文的研究结果表明，在同样进行了盈余管理的公司中，审计师更倾向于对机会主义盈余管理应计额发表非标意见。
　　本文的贡献在于改变了过去把盈余管理作为同质风险的做法，把盈余管理划分为机会主义盈余管理和决策有用性盈余管理，从新的视角分析其与审计意见的关系，本文的研究拓展了关于审计意见决策和盈余管理的研究视角。本文的研究结论说明，将来的研究中，不仅要考虑盈余管理数额的大小，还要考虑盈余管理的属性及其错报风险差异，为今后类似研究提供了可供借鉴的思路。
　　本文的研究局限在于，在区分机会主义盈余管理和决策有用性盈余管理时，由于数据的局限性，未能将所有的机会主义盈余管理予以区分，如IPO动机，管理层薪酬激励，主管部门的考核，债务契约动机等，后续研究有待进一步完善。
　　参考文献：
　　1.胡奕明，陈欣，杜旻，张洁慧.2007.DHL审计意见决定模型在中国的适用性 WorkingPaper
　　2.李东平，黄德华，王振林.2001."不清洁"审计意见、盈余管理与会计师事务所变更.会计研究，6:51~57李维安，王新汉，王威.2004.盈余管理与审计意见关系的实证研究--基于非经营性收益的分析.财经研究，11：126-135