公司內部知識管理

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公司內部知識管理范文第1篇

近年來，學者們發現公司治理和內部控制間存在千絲萬縷的聯系。完善的公司治理將有利于內部控制的完善，而內部控制的發展也會促進公司治理的不斷完善和發展。那么，公司治理對內部控制的影響是怎樣的？

二、研究設計

（一）研究假設

本文將公司治理細化為四個部分――股東大會、董事會、監事會和經理層，分別探究這四個方面可能對內部控制產生的影響。

在股東大會方面，股權集中度越高，越有利于企業的集中管理。在董事會方面，如果董事會規模大，董事具備不同領域的專業背景，將有助于公司決策。而且，獨立董事會增強董事會的獨立性，減少執行董事和管理層合謀的可能，增強內部控制的有效程度。董事會會議召開越多，董事對公司事務越積極，內部控制的有效程度也會相應提高。在監事會方面，監事會會對公司的業務活動進行監督和檢查，增強內部控制的有效程度。在經理層方面，兩職兼任會導致董事長與總經理之間權責不明，削弱了董事會的監管作用，不利于內部控制的實施。

因此，本文提出假設1：股權集中度與內部控制正相關。假設2：董事會規模與內部控制正相關；獨立董事比例與內部控制正相關；董事會會議次數與內部控制正相關。假設3：監事會規模與內部控制正相關。假設4：兩職兼任對內部控制產生不利影響。

（二）樣本選擇

本文選擇2014年數據，除去ST公司、不完整的數據等，得到樣本，通過SPSS20進行分析。

（三）變量定義

1.被解釋變量定義。本文將內部控制得分作為被解釋變量，決定選取從內部控制目標入手，構建內部控制評價模型。

選取總資產周轉率、應收賬款周轉率、存貨周轉率、營業利潤率、凈資產收益率、凈利潤現金含量、投資資本回報率計算內部控制經營得分，資產日常損失、資產減值損失、對外擔保比、關聯方占用比計算內部控制資產安全得分，可持續增長率、銷售增長率、長期資產適合率、托賓Q計算內部控制戰略得分，CPA出具的審計報告意見計算內部控制報告得分，罰款支出比和是否受處分計算內部控制合規得分，并將各項得分進行加減計算，得到內部控制總得分（Y）。

2.解釋變量。本文將假設中的股權集中度（X1）、董事會規模（X2）、獨立董事比例（X3）、董事會會議次數（X4）、監事會規模（X5）、兩職兼任（X6）作為解釋變量。

3.控制變量。本文將企業規模作為控制變量考慮，以排除這一因素對內部控制的影響。

（四）模型設定

本文通過構建方程Y=a+bX1+cX2+d

X3+eX4+fX5+gX6+hC，進行回歸分析。

三、實證結果

本文的回歸結果如表1：

回歸結果中調整R方為0.25，擬合結果一般，但是Sig為0.00，回歸結果是有意義的，并且D-W值為1.95，不會因為自相關影響結果，且容差顯示不存在多重共線性的影響，滿足線性回歸的條件。根據回歸結果，得到解釋變量和內部控制之間的關系為：

Y=-57.29+5.78X1-0.24X2-22.23X3+0.04X4+2.31X5-2.33X6+3.90C

從這一結果可以得出：股權集中度、監事會規模與內部控制在1%的顯著水平上正相關，符合本文假設；兩職兼任與內部控制在1%的顯著水平上負相關，符合本文假設；獨立董事比例和內部控制在1%的顯著水平上負相關，與假設不符，可見我國某些上市公司的獨立董事并未發揮其作用，影響了回歸結果；董事會規模、董事會會議次數與內部控制關系不顯著。

四、結語

本文通過對2014年上市公司數據進行回歸分析，認為股權集中度、監事會規模增大將提升內部控制效果，獨立董事比例上升和兩職兼任會減弱內部控制效果。因此，在提升內部控制效果方面，除了加強對內部控制的重視程度，還可以通過股東大會和監事會的建設等公司治理方式。本文研究結果不理想之處主要是董事會對內部控制的影響上，在以后的研究中可以進一步分析。

公司內部知識管理范文第2篇

【關鍵詞】上市公司；內部控制；建議

內部控制是指經濟單位和各個組織在經濟活動中建立的一種相互制約的業務組織形式和職責分工制度。內部控制的目的在于改善經營管理、提高經濟效益。企業內部控制是以專業管理制度為基礎，以防范風險、有效監管為目的，通過全方位建立過程控制體系、描述關鍵控制點和以流程形式直觀表達生產經營業務過程而形成的管理規范。

一、我國上市公司內部控制管理存在的問題

作為社會公眾企業的上市公司，承載著股東財富增值的期望，承擔著眾多的社會責任，加上監管部門要求下的信息透明，以及市場約束力的增強，使企業內部面臨著較多管理上的重點和難點。近幾年，我國上市公司在內部控制體系的實施及評價等方面都有了積極的發展，如大部分上市公司在金融危機的形勢下，提高了對內部控制和風險管理的重視程度，組織了內部控制的梳理工作，有針對性地加強管理；企業風險防范認識進一步加深；越來越多的上市公司開始編制并披露內控評價報告，推動內控理念和制度深入人心、落地生根。然而，就我國上市公司內控管理現狀而言，普遍存在以下問題：

（一）內部控制環境不完善

在企業內部控制五要素中，內部環境是企業實施內部控制的基礎，良好的內部環境對于內部控制的有效實施起到了非常重要的作用。目前中國上市公司根據《公司法》和《證券法》設立了股東大會、董事會、監事會以及一些專門的委員會，制定了相應的議事規程，但是由于股權高度集中和國有資產所有者缺位，內部人控制現象普遍存在，弱化了董事會、監事會的監督作用，公司治理結構不適當。另外，企業組織結構、企業文化和人力資源政策等方面的缺陷，也不利于內部控制發揮作用。

（二）風險意識薄弱

目前，我國大多數上市公司經營管理水平低，風險意識不高，風險管理機制不健全。主要表現在：缺少科學有效的風險評估機制，風險控制方法落后，多數企業的內部控制側重于事中和事后控制，而對風險的事前預測和控制涉及較少。隨著中國經濟的發展，公司間的競爭越來越激烈，公司將面對更大的環境變化和生存風險。然而，從中國上市公司的現狀來看，普遍存在著對形勢和市場認識不足、過于自信與樂觀以及想當然的盲目擴張現象，其風險意識沒有提到應有的高度，更缺乏有效的辨認、分析和管理風險的機制，導致不少上市公司應變能力和抗風險能力較差。

（三）缺乏有效溝通，信息流通不暢

目前，中國大部分上市公司或多或少存在著公司內部、與監管部門之間信息溝通不暢的現象。具體表現在信息的上下向溝通中，普遍存在信息傳遞過程遲緩，信息在層層傳達時發生歪曲，甚至遺失等現象；而且由于信息反饋機制不完善，上向溝通受阻，使上層管理者無法迅速獲得第一手信息；由于下向溝通不及時，使得上層決策者以及管理者的最新信息沒有及時傳遞到每一位員工，使公司決策沒有及時得到落實。

（四）監督機制不健全

在當前經濟發展階段，中國大部分上市公司沒有真正建立監督部門，上市公司中的監事會也沒有起到其應有的作用，大部分上市公司的監事會成員沒有達到應有的職業素養和專業素質的要求，甚至一部分監事會成員都是由公司管理層領導兼任，這樣就從根本上限制了其作用的發揮，還有一些上市公司只是讓內部審計部門充當監事會的作用，他們的監督作用也是微乎其微。

二、對于加強我國上市公司內部控制管理的建議及思考

（一）建立有效的企業法人治理結構，形成明確的權利制衡關系

一是改進“三權”制衡的體系，明確股東大會和董事會以及監事會的權力；二是切實保障兩權分離。我國法律應該嚴格限制董事會與經理層的重合，并且應將重合的比例限制在一定的比例之內，同時也應該加強董事會的建設；三是加強董事會在內部控制體系中的作用。

（二）加強風險管理

強化風險管理，是現代企業內部控制的一個重要內容，對于上市公司而言，由于所有權與經營權分離、股權集中度較高，其風險管理也就顯得更為重要。首先，上市公司的所有員工都必須樹立風險意識，只有意識到了風險，才會主動加強內部控制，采取措施控制風險。其次，上市公司在經營過程中應加強風險管理，建立健全風險預測、風險評估、風險控制和風險約束機制，并且在技術上制定風險回避、風險轉移和風險分散等管理策略，以有效防范和控制風險。同時，還要合理客觀地評估企業現狀和風險。上市公司更應密切關注內控指引的建設與更新，以正確把握政策要求，減少不必要的成本。同時，還要通過建立內部監督機構對企業高風險區域經常進行檢查，來及時發現已存在的或潛在的風險。

(三)完善信息溝通系統

1、政府部門應積極以制度形式建立健全強制實行內部控制信息披露的準則和指南，規范上市公司內部控制信息披露的內容和格式，明確誰為內部控制信息負責和出臺相應的處罰措施。

2、企業內部也應建立完整的內部控制制度體系和清晰的業務流程，合理地對公司各個職能部門和人員進行責任分工、控制和考核，對每一個部門的責任和利益明確界定，防止權力重疊，也避免出現權力真空。通過匯編內部管理制度、業務流程圖、權限指引等，促進企業各層級員工明確機構設置和職責分工，正確行使職權。開設信息反饋渠道，確保員工在工作中遇到的問題可以及時報告和解決。

（四）對于上市公司制造虛假會計信息的行為加大處罰力度

企業應當增加制造虛假會計信息的一個成本，國家應加大對會計師事務所的處罰力度，使得注冊會計師能夠更為謹慎地執業，并保持執業的規范性和獨立性。

參考文獻

[1]梁冰.上市公司應積極執行內部控制基本規范[J].銅陵職業技術學院學報,2008(4).

公司內部知識管理范文第3篇

關鍵詞：公司治理 績效 典型相關

一、引言

目前有關公司治理與績效相關性的研究主要見于以下三方面：第一，股權結構與公司績效的相關性。國外學者主要有正反兩方面的觀點，利益趨同論認為股權集中型的公司相對股權分散型的公司具有較高的經營成果和市場表現；利益侵占論認為股權分散型公司績效要優于股權集中型的公司。國內學者許小年、王燕（2000）的研究表明，國有股所占比重與公司績效呈負相關的關系；陳曉、江東（2000）發現，國有股與公司績效負相關關系只存在于競爭性強的行業；周業安（1999）、于東智（2001）的研究結果表明國有股比例和上市公司凈資產收益率之間存在顯著的正相關關系；巢秀梅（2009）發現，股權集中度對中國民營企業的治理績效具有一定的積極影響。第二，董事會與公司績效的相關性。國外學者對這方面的研究主要集中在董事會的規模、領導結構、獨立性等方面。國內學者以李維安（2006）的研究為代表：控股股東性質、行業因素會對董事會治理水平產生一定的影響，公司治理績效與董事會治理水平之間呈現一種倒U曲線關系。第三，高管人員薪酬與公司績效的相關性。國外有學者發現，上市公司CEO的薪酬不僅高，薪酬結構所體現的激勵效果也很明顯；Kaplan（1989）和Smith（1990）的研究表明，經理人員持股對公司的經營績效具有激勵效應。我國學者的研究表明，上市公司的經營績效與公司管理層持股比例之間基本不相關。但部分學者的研究卻發現，成長性較高的公司，經營績效的提高與經營者因股權激勵而增加的持股數量顯著正相關。

二、研究設計

（一）模型構建典型相關分析是研究兩組變量之間相互關系的統計分析方法。采用主成分分析提取成分的原則，將兩組變量各自通過線性組合成典型變量，原來兩組變量之間的相關，轉化為研究從各組中提出的少數幾個典型變量之間的典型相關，從而減少研究變量的個數。實際應用中根據典型相關系數的顯著性檢驗和典型變量所包含的信息量，確定保留前若干對典型變量。典型相關分析方法的數學原理可以用公式表示如下：設隨機向量X=（x1，x2，…， xp），Y=（y1，y2，… yq），X，Y的方差矩陣為：Cov=XY∑=∑11∑12∑21∑22。其中，∑11是第一組變量的協方差陣， ∑12、∑21是第一組與第二組變量的協方差矩陣， ∑22是第二組變量的協方差矩陣。為了研究兩組變量X與Y之間的典型相關關系，做出二者之間的線性組合：U=a'X=a1x1+a2x2+…+apxpV=b'Y=b1y1+b2y2+…+bqyq。在x，y及∑給定條件下，即是求a，b使U與V之間的相關系數：r=cov（U，V）/達到最大。對所求得的典型變量，還需檢驗其顯著性，只有通過檢驗的典型變量才能用來進行經濟分析。典型相關系數顯著性檢驗，主要采用的是巴特來特（Bartlett）關于大樣本的χ2檢驗。

（二）變量選取 本文主要從治理結構和治理行為兩方面建立指標體系（表1）所示。前3個指標側重從治理結構方面考察治理，后3個指標側重從治理行為方面考察治理。公司績效主要指標體系如（表2）所示。其中，凈資產收益率、資產報酬率和每股收益反映公司的盈利能力；總資產周轉率反映公司的營運能力；凈利潤增長率反映公司的發展能力；資產負債率反映公司的償債能力。

（三）樣本選取和數據來源本文隨機選取了滬深兩市280家上市公司為樣本，考慮到治理的時滯性，選取2008年的治理數據和2009年的績效數據用于實證分析，數據來源于國泰安數據庫，部分數據由公司年報整理而成。另外，鑒于典型相關分析是基于協方差矩陣或相關矩陣來進行的，這里的相關矩陣實際上是Pearson 的積差相關，反映的是變量之間的線性相關關系，本文在實證分析前已經對適度指標進行了正向化處理。

三、實證結果分析

（一）相關性和顯著性分析 運行SPSS13.0統計軟件，調用CANCORR程序進行典型相關分析，得出典型相關系數及其檢驗結果，如（表3）和（表4）。可以發現，第一組典型相關系數較高，且典型變量的典型相關性比較顯著（Sig小于0.05），表明相應典型變量之間密切相關；因此，本文將選取第一組典型變量作為分析依據，用“公司治理”變量組解釋“公司績效”變量組。

（二）典型變式分析典型系數是觀測變量轉換為典型變式的權數，由于典型變量是多個觀測變量的線性組合，所以典型系數相當于偏回歸系數。本文根據SPSS輸出結果，采用標準化的典型系數給出第一組典型變式U1、V1，如下所示：

U1=-0.609X1-0.310X2+0.07X3-0.049X4-0.734X5+0.693X6

V1= -1.797Y1+0.526Y2+0.637Y3-0.04Y4+0.54Y5+0.346Y6

由典型變式可知，公司治理的主要因素有X5、X6、X1，典型系數分別為0.734、0.693、0.609，說明公司治理中影響公司績效的主要因素是擔保率（X5）、關聯交易比重（X6）和股權集中度（X1）；典型變量V1與Y1呈顯著相關，說明在影響公司績效的因素中，凈資產收益率（Y1）占有主要地位，其次V1與Y3、Y5、Y2中度相關，說明每股收益、凈利潤增長率和資產報酬率也是反映公司績效的重要指標。

（三）典型結構分析 結構分析是依據原始變量與典型變量之間的兩兩簡單相關系數給出的，該相關系數也稱為典型負載系數，它是典型系數的一個補充信息。由（表5）知，X5、X6、X1與治理的第一典型變量U1均呈高度相關，說明擔保率、關聯交易比重和股權集中度在反映公司治理方面占有主導地位；同時，X5、X6、X1與公司績效的第一典型變量V1中度相關，說明擔保率（X5）、關聯交易比重（X6）和股權集中度（X1）是治理中影響公司績效的主要因素。公司績效的第一典型變量V1與Y1、Y3、Y5、Y2的相關系數均較高，體現了凈資產收益率（Y1）、每股收益（Y3）、凈利潤增長率（Y5）和資產報酬率（Y2）在反映公司績效中占有重要地位。由于第一對典型變量之間中度相關，導致治理中X5、X6、X1 變量與公司績效的第一典型變量V1呈中度相關，而公司績效中的Y1、Y3、Y5、Y2與治理的第一典型變量U1也呈中度相關，這種一致性反映了公司治理對績效的影響。綜合實證分析結果，可以得到公司內部治理與績效的典型相關示意圖，如（圖1）所示。

（四）模型解釋力分析 冗余分析包括組內代表比例和冗余指數，前者也稱第一典型冗余，表示一組變量的方差被其自身典型變量解釋的百分比；后者稱為第二典型冗余，表示一組變量的方差被對方典型變量解釋的百分比，也是交叉的總方差共享比例，其大小表示一對典型變量分別能夠對另一組變差相互解釋的程度大小。其計算公式為: （某側的） 冗余指數= 典型相關系數的平方×（本側） 代表比例。冗余指數越大，表示一對典型變量分別解釋對方組原始變量的能力就強，典型變量的代表性就越好。從（表6）可以看出，典型變量U1和V1較好地預測了對應的那組變量，而且交互解釋能力也比較強。來自公司績效變量組的方差被內部治理的典型變量U1解釋的比例為33.0%；來自內部治理變量組的方差被公司績效的典型變量V1解釋的方差比例為33.4%。

四、結論

本文運用典型相關分析，研究了公司治理與績效的相關性，得到以下結論：在反映公司治理的因素中，擔保率（X5）、關聯交易比重（X6）和股權集中度（X1）最為重要；另外，凈資產收益率（Y1）、每股收益（Y3）、凈利潤增長率（Y5）和資產報酬率（Y2）則是反映公司績效的主要指標。并認為，公司治理與績效之間呈中度相關。其中，擔保率（X5）、關聯交易比重（X6）和股權集中度（X1）是影響公司績效的主要因素，因此，企業必須合理規劃股權結構，避免過度擔保和非公允關聯交易，以減少公司治理對績效的負面影響。

*本文系2009年教育部人文社科規劃項目“上市公司控股股東行為監控體系研究”（項目編號：09YJA630101）及2010年遼寧省教育廳項目“我國上市公司治理風險與公司績效相關性研究”（項目編號：W2010308）階段性成果

參考文獻：

［1］李維安：《中國上市公司治理指數與治理績效的實證分析》，《管理世界》2004年第2期。

［2］李維安、唐躍軍：《公司治理評價治理指數與公司業績》，《中國工業經濟》2006年第4期。

［3］施東暉：《股權結構、公司治理與績效表現》，《世界經濟》2000年第12期。

［4］German Creamer and Yoav Freund. Predicting Performance and Quantifying Corporate Governance Risk for LATIN American ADRS and Banks.Working paper series， 2005．

公司內部知識管理范文第4篇

關鍵詞：內部治理關聯交易實證研究

作者簡介：

陳旭東(1965-)，男，江蘇泰興人，石河子大學經濟貿易學院副教授

王錦華(1982-)，女，河南信陽人，石河子大學經濟貿易學院碩士研究生

一、引言

我國的關聯交易問題是伴隨我國證券市場的發展而出現的，關聯交易問題一直都是我國證券市場上的焦點問題，與初步發展的資本市場和以股份制改造為核心的企業改制存在著天然的聯系。普遍認為根源在于我國上市公司內部治理機制的不完善，上市公司股權高度集中，未流通股比例過大，特別是其中的國有股比例過大，在這種特殊的股權結構下，所有作為公司外部治理機制的產品市場、資本市場、經理人市場和控制權市場都無法發揮作用。一方面中小股東存在“搭便車”的心理，缺乏監督積極性，控股股東則濫用控股權，損害中小股東的利益；另一方面是委托人的監督行為失效，企業的內部人控制問題嚴重。我國證券市場和上市公司內部缺乏必要監管和激勵機制的狀況，為非公允的關聯交易提供了滋生的土壤。從上市公司2005年報來看，關聯交易問題仍是困擾上市公司的嚴重問題，考慮到各類具體關聯交易行為在我國的嚴重程度不同，本文將重點討論四類關聯交易行為：關聯銷售行為、關聯采購行為、上市公司為控股股東及其關聯方提供擔保的行為、控股股東及其關聯方直接占用上市公司的資金行為。

二、研究假設

本文從股權結構、董事會、監事會、管理層、債權人等方面選取公司治理的代表變量，研究公司內部治理機制對關聯交易的影響。

(一)股權結構與關聯交易我國由于所持股票還不能在市場上全部流通，造成以國家股和法人股為代表的控股股東與中小股東有不同的利益來源，前者主要來自公司的剩余收益，后者以股票升值為主。對于那些缺乏發展潛力的公司來講，剩余收益的取得存在很大的不確定性，公司的控股股東可能會利用對公司的控制權，通過關聯交易將上市公司的資產和利潤轉移給第三方，或者將自身風險轉嫁給上市公司。股權越集中，控股股東對上市公司的控制力越強，控股股東和中小股東間的問題可能越嚴重，其利用關聯交易侵害中小股東的可能性也就越大。由于不同控股股東的利益存在差異，控股大股東的數量越多、持有股權的比例越接近，他們之間出于自身利益的考慮，可能會形成權力制衡，關聯交易額可能相對較小。因此，我們提出如下假設：

假設1：第一大股東的持股比例越高。發生關聯交易的可能性越大，關聯交易額就越大

假設2：持股比例超過10％的控股股東數量越多，關聯交易發生金額越小

(二)董事會與關聯交易董事會由于將提供資金的股東和使用這些資本創造價值的經理人聯系起來，從而被認為是公司內部治理機制的核心。當董事會規模較大時，網絡各類的專業人才越多，外部董事憑借其法律等專業能力可以秉持獨立公正的財務監督。另外董事的報酬越高，董事越能勤勉盡責，從而保障中小股東的利益，有效的抑制非公允關聯交易的發生。封思賢(2005)進行實證研究后發現：獨立董事制度能夠有效約束和減少上市公司為控股股東及其關聯方提供擔保和抵押現象的發生。為此我們提出如下研究假設：

假設3：董事會規模越大。上市公司的關聯交易額越小

假設4：獨立董事在董事會中的比重越高，上市公司的關聯交易額越小

假設5：獨立董事的年均報酬越高。上市公司的關聯交易額越小

(三)監事會與關聯交易根據我國現行的公司法，股份有限公司設監事會其成員不得少于3人。雖然法律對監事會規模有了強制性規定，但從監事會的人員構成來看，由于我國的監事會由股東代表和適當比例的公司職工代表組成，排除了外來人員擔任監事的可能，監事會的獨立性大為降低。監事會中的職工代表由于其生計掌握在管理層手中，其他監事也大多是由上市公司的大股東或控股股東派任或者是由關聯企業的董事、監事、高級管理人員兼職。

假設6：監事會規模越大、監事從上市公司取得的報酬越高，越不容易發揮出應有的監督作用．上市公司與其關聯方之間的交易額也就越大

(四)管理層與關聯交易 由于現代企業多層委托――關系的存在，信息不對稱和對管理層的監督成本較大，上市公司國有股權所有者缺位或虛位，則會造成嚴重的內部人控制問題。確保管理層能夠以股東利益最大化為目標的機制是合理的薪酬制度。激勵管理者的方法包括股票價格的表現和各種業績指標為標準的評估方法，管理層為了得到更高的薪酬，可能會通過關聯交易達到業績良好的外在形象。另外，由于我國還沒有形成良好的聘人機制，高級管理人員大多是由大股東聘任，代表著大股東的利益。

假設7：高級管理人員人數越多，其報酬越高。越可能通過頻繁的關聯交易提升公司業績

(五)債權人與關聯交易債權人作為上市公司發展資金的主要提供者，應該享有和股東、經營者相同的權利。從理論上講，由于債權人要承擔本息無法收回或不能全部收回的風險，因此債權人和股東一樣有權監督公司的日常經營活動，包括監督上市公司與關聯方之間的交易，并在非常情況下(如破產清算時)擁有公司的控制權。

假設8：上市公司資產負債率越高。其關聯交易行為越容易受到債權人的監督，債權人越有動力采取某種積極行動來抑制關聯擔保行為的發生，控股股東及其關聯方占用上市公司資金的空間越小

三、數據來源與研究方法

為了簡化計算但又不失分析的正確性，本文只對2005年在深圳證券交易所上市的337家A股制造業上市公司進行研究。在337家上市公司中，其中28家上市公司由于數據不全、退市、無關聯交易數據等原因被排除，有效樣本為309家A股制造業上市公司。其中發生關聯銷售行為的上市公司216家；發生關聯采購行為的上市公司221家；141家上市公司存在著為控股股東及其關聯方提供擔保行為；257家上市公司存在著控股股東及其關聯方占用其資金的行為。在數據收集方面，關聯采購、關聯銷售、資金占用、關聯擔保數據來源于手工收集，具體參考了深圳證券交易所網站(www．sse．org．cn)公布的上市公司年報，上市公司財務和公司治理方面的數據來源于中國上市公司財務數據庫查詢系統(CSMAR)中的公司治理數據庫。本文統計分析主要采用的軟件是SPSSll．5。有關變量定義見(表1)。本文運用多元線性回歸的方法來考察公司內部治理機制是否能夠有效約束并減少了關聯交易行為的發生。

四、統計檢驗與結果分析

(一)多元線性回歸分析本文從解釋變量的相關性和多重共性進行分析與驗證。(1)解釋變量的相關性分析和多重共線性檢

驗。在自變量之間進行相關性檢驗時，變量SALARYM與其他多個自變量之間存在較顯著的相關性，其中變量SALARYM和變量SALARYS的相關系數為0．629。在進行多重共線性檢驗時，變量SALARYM在四個模型中方差膨脹因子的數值較大，分別為6．957、8．713、7．943、8．320，均超過了5接近10。同時，考慮到多元回歸模型中高管前三名年均報酬對關聯交易的影響不大、解釋力不強，決定把變量SALARYM從4個關聯交易模型中剔除。剔除變量SALARYM之后，關聯銷售模型和關聯采購模型、關聯擔保模型、資金占用模型的各變量的VIF值均在1．4以下，表明模型不再存在多重共線性問題。(2)回歸分析結果。從(表2)中可以看出，關聯銷售模型的D-W值為2,049，F值為1．659,關聯采購模型的D-W值為2．124，F值為2．459。從(表3)中可以看出，關聯擔保模型的D-W值為2．149，F值為10．672；資金占用模型的D-W值為2．069，F值為8．916。說明四個關聯交易方程都不存在序列相關性，因為當D-W值在2左右時，模型不存在序列相關性。上述4個回歸方程均通過顯著性檢驗，均在10％D~的水平上顯著，且關聯擔保模型和資金占用模型的F值較大，說明回歸模型具有統計學意義。雖然關聯銷售和關聯采購模型的擬合優度砰不大，公司內部治理機制變量對關聯銷售的解釋力為2．8％、對關聯采購的解釋力為5．8％，解釋力較低。但我國上市公司內部治理機制變量所傳達的信息對關聯交易的影響還是被股票市場一定程度上得到認同，尤其關聯擔保模型和資金占用模型的擬合優度R。分別為0．412和0．242。另外，考慮到解釋變量較多，以及回歸的主要目的不是預測被解釋變量的具體數值，而是研究公司內部治理機制變量是否對關聯交易行為有影響、影響程度如何，綜合這些因素，統計得出來的結果還是可以接受的，也比較符合我國上市公司的現狀。

(二)多元線性回歸分析結果以上回歸結果表明：第一大股東持股比例與關聯銷售、關聯采購、資金占用顯著正相關(顯著性水平為1％)，與理論分析一致；控股股東數目與關聯交易正相關，與理論分析相反，且不具有統計顯著性。控股股東數量與關聯擔保正相關(顯著性水平為l％)；董事會規模、獨立董事占董事會的比例與4種關聯交易負相關，與理論分析一致，但不具有統計顯著性。獨立董事占董事會的比例與關聯擔保負相關(顯著性水平為10％)；獨立董事的年均報酬與關聯擔保正相關(顯著性水平為1％)、與資金占用負相關；啞變量與關聯銷售、關聯采購、資金占用正相關，與預期理論分析一致，統計上較顯著；監事會規模與關聯銷售、關聯采購、資金占用正相關，與理論分析一致，但不具有統計顯著性；監事年均報酬與關聯銷售、關聯擔保、資金占用負相關，與預期假設相反，統計上較顯著；高級管理人數與關聯銷售、關聯采購、資金占用負相關，與預期假設相反，統計上較顯著；資產負債率與關聯擔保、資金占用正相關(顯著性水平為1％)，與預期理論分析相反。(表3)的兩個模型得出的一些結論之所以會相反，是因為上市公司對關聯方提供擔保與資金被占用是控股股東及其關聯方“剝削”上市公司的兩種方式，兩者之間是相互替代、此消彼長的關系。即當控股股東及其關聯方占用上市公司資金時，就沒必要通過上市公司提供擔保來舉債，但當控股股東及其關聯方無法直接占用上市公司資金時，就需要通過上市公司提供擔保或抵押來舉債。

公司內部知識管理范文第5篇

現將民政部“關于《華僑同國內公民、港澳同胞同內地公民之間辦理婚姻登記的幾項規定》的通知”轉發你處，請通知所屬公證處在辦證中參照執行。

附：民政部關于《華僑同國內公民、港澳同胞同內地公民之間辦理婚姻登記的幾項規定》的通知（1983年3月10日、民〔1983〕民20號）

通知

各省、自治區、直轄市民政廳（局）：

《華僑同國內公民、港澳同胞同內地公民之間辦理婚姻登記的幾項規定》，已征得外交部、公安部、司法部、國務院僑務辦公室等有關部門同意，現予公布實行。各地規定與本規定有抵觸的，應以本規定為準。

華僑同國內公民、港澳同胞同內地公民之間辦理婚姻登記的幾項規定為了便于華僑同國內公民、港澳同胞同內地公民之間的婚姻登記，根據《中華人民共和國婚姻法》和《婚姻登記辦法》，特作如下規定：

一、華僑同國內公民、港澳同胞同內地公民之間結婚、雙方自愿離婚和復婚，凡要求在國內（內地）辦理的，男女雙方須共同到國內（內地）一方戶口所在地的縣級以上人民政府婚姻登記機關申請登記。

二、申請結婚登記的男女雙方，須分別持有下列證件：

甲、國內公民

（一）本人戶口所在地公安派出所出具的戶口證明；

（二）所在工作單位或市、鎮街道辦事處，農村鄉（鎮）人民政府出具的本人出生年月、民族、職業和婚姻狀況證明。

乙、華僑

（一）我駐該國使、領館頒發的本人護照；

（二）經我駐該國使、領館認證的居住國公證機構出具的本人無配偶證明，或我駐該國使、領館出具的本人無配偶證明。

丙、港澳同胞

（一）港澳居民身份證，港澳同胞回鄉證或海員證；

（二）我司法行政機關委托的香港律師辨認的香港婚姻注冊處出具的婚姻狀況證明，和經該律師證明的由申請人作出的在其它任何地方從未登記結婚的聲明書；

（三）澳門行政局或警察局出具的婚姻狀況證明。

我駐港澳機構的工作人員和港九工會聯合會、香港中華總商會、香港教育工作者聯合會、澳門工會聯合會、澳門中華教育會和澳門中華總商會的會員，持所在機構或社團出具的婚姻狀況證明，可免交（二）、（三）項規定的證明。

此外，華僑、港澳同胞在申請結婚登記時，還須持有在國外和港澳從事的職業或可靠經濟來源的證明；婚姻登記機關指定的縣級以上醫院出具的婚前健康檢查證明。不在原籍登記結婚的港澳同胞還須持有原籍（或原駐地、原工作單位）鄉（鎮）人民政府，市、鎮街道辦事處出具的本人婚姻狀況證明，或內地兩個了解情況的親友為其出具的無配偶保證。

申請結婚登記的當事人離過婚的，還須持有離婚證件；喪偶的，須持有配偶的死亡證件；有過同居關系的，須持有脫離同居關系的協議書。

三、對于來自和我無外交關系國家（地區）的華僑同國內公民之間申請結婚登記的，須持有華僑居住國（地區）公證機構公證的，并經與我國和華僑居住國都有外交關系的第三國使、領館認證的無配偶證明；取得上述證明確有困難的，根據其國內原籍鄉（鎮）人民政府、街道辦事處了解后所出具的婚姻狀況證明、國內兩個了解情況的親友為其出具的無配偶保證，以及本人出具的無配偶的書面聲明，由縣以上民政部門會同僑務部門審查后，可予辦理結婚登記。

四、男女雙方自愿離婚并已對子女撫養和財產作了妥善處理的，須共同到婚姻登記機關申請離婚登記。一方要求離婚或一方不能到婚姻登記機關申請離婚的，可由有關部門進行調解或直接向國內（內地）一方戶口所在地的人民法院提出離婚訴訟。

五、離婚后，男女雙方自愿恢復夫妻關系的，按照申請結婚登記辦理。男女雙方持離婚后未再結婚的證件，共同到婚姻登記機關申請復婚登記，并退回離婚證。