公司内部知识管理

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公司内部知识管理范文第1篇

近年来，学者们发现公司治理和内部控制间存在千丝万缕的联系。完善的公司治理将有利于内部控制的完善，而内部控制的发展也会促进公司治理的不断完善和发展。那么，公司治理对内部控制的影响是怎样的？

二、研究设计

（一）研究假设

本文将公司治理细化为四个部分――股东大会、董事会、监事会和经理层，分别探究这四个方面可能对内部控制产生的影响。

在股东大会方面，股权集中度越高，越有利于企业的集中管理。在董事会方面，如果董事会规模大，董事具备不同领域的专业背景，将有助于公司决策。而且，独立董事会增强董事会的独立性，减少执行董事和管理层合谋的可能，增强内部控制的有效程度。董事会会议召开越多，董事对公司事务越积极，内部控制的有效程度也会相应提高。在监事会方面，监事会会对公司的业务活动进行监督和检查，增强内部控制的有效程度。在经理层方面，两职兼任会导致董事长与总经理之间权责不明，削弱了董事会的监管作用，不利于内部控制的实施。

因此，本文提出假设1：股权集中度与内部控制正相关。假设2：董事会规模与内部控制正相关；独立董事比例与内部控制正相关；董事会会议次数与内部控制正相关。假设3：监事会规模与内部控制正相关。假设4：两职兼任对内部控制产生不利影响。

（二）样本选择

本文选择2014年数据，除去ST公司、不完整的数据等，得到样本，通过SPSS20进行分析。

（三）变量定义

1.被解释变量定义。本文将内部控制得分作为被解释变量，决定选取从内部控制目标入手，构建内部控制评价模型。

选取总资产周转率、应收账款周转率、存货周转率、营业利润率、净资产收益率、净利润现金含量、投资资本回报率计算内部控制经营得分，资产日常损失、资产减值损失、对外担保比、关联方占用比计算内部控制资产安全得分，可持续增长率、销售增长率、长期资产适合率、托宾Q计算内部控制战略得分，CPA出具的审计报告意见计算内部控制报告得分，罚款支出比和是否受处分计算内部控制合规得分，并将各项得分进行加减计算，得到内部控制总得分（Y）。

2.解释变量。本文将假设中的股权集中度（X1）、董事会规模（X2）、独立董事比例（X3）、董事会会议次数（X4）、监事会规模（X5）、两职兼任（X6）作为解释变量。

3.控制变量。本文将企业规模作为控制变量考虑，以排除这一因素对内部控制的影响。

（四）模型设定

本文通过构建方程Y=a+bX1+cX2+d

X3+eX4+fX5+gX6+hC，进行回归分析。

三、实证结果

本文的回归结果如表1：

回归结果中调整R方为0.25，拟合结果一般，但是Sig为0.00，回归结果是有意义的，并且D-W值为1.95，不会因为自相关影响结果，且容差显示不存在多重共线性的影响，满足线性回归的条件。根据回归结果，得到解释变量和内部控制之间的关系为：

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

从这一结果可以得出：股权集中度、监事会规模与内部控制在1%的显著水平上正相关，符合本文假设；两职兼任与内部控制在1%的显著水平上负相关，符合本文假设；独立董事比例和内部控制在1%的显著水平上负相关，与假设不符，可见我国某些上市公司的独立董事并未发挥其作用，影响了回归结果；董事会规模、董事会会议次数与内部控制关系不显著。

四、结语

本文通过对2014年上市公司数据进行回归分析，认为股权集中度、监事会规模增大将提升内部控制效果，独立董事比例上升和两职兼任会减弱内部控制效果。因此，在提升内部控制效果方面，除了加强对内部控制的重视程度，还可以通过股东大会和监事会的建设等公司治理方式。本文研究结果不理想之处主要是董事会对内部控制的影响上，在以后的研究中可以进一步分析。

公司内部知识管理范文第2篇

【关键词】上市公司；内部控制；建议

内部控制是指经济单位和各个组织在经济活动中建立的一种相互制约的业务组织形式和职责分工制度。内部控制的目的在于改善经营管理、提高经济效益。企业内部控制是以专业管理制度为基础，以防范风险、有效监管为目的，通过全方位建立过程控制体系、描述关键控制点和以流程形式直观表达生产经营业务过程而形成的管理规范。

一、我国上市公司内部控制管理存在的问题

作为社会公众企业的上市公司，承载着股东财富增值的期望，承担着众多的社会责任，加上监管部门要求下的信息透明，以及市场约束力的增强，使企业内部面临着较多管理上的重点和难点。近几年，我国上市公司在内部控制体系的实施及评价等方面都有了积极的发展，如大部分上市公司在金融危机的形势下，提高了对内部控制和风险管理的重视程度，组织了内部控制的梳理工作，有针对性地加强管理；企业风险防范认识进一步加深；越来越多的上市公司开始编制并披露内控评价报告，推动内控理念和制度深入人心、落地生根。然而，就我国上市公司内控管理现状而言，普遍存在以下问题：

（一）内部控制环境不完善

在企业内部控制五要素中，内部环境是企业实施内部控制的基础，良好的内部环境对于内部控制的有效实施起到了非常重要的作用。目前中国上市公司根据《公司法》和《证券法》设立了股东大会、董事会、监事会以及一些专门的委员会，制定了相应的议事规程，但是由于股权高度集中和国有资产所有者缺位，内部人控制现象普遍存在，弱化了董事会、监事会的监督作用，公司治理结构不适当。另外，企业组织结构、企业文化和人力资源政策等方面的缺陷，也不利于内部控制发挥作用。

（二）风险意识薄弱

目前，我国大多数上市公司经营管理水平低，风险意识不高，风险管理机制不健全。主要表现在：缺少科学有效的风险评估机制，风险控制方法落后，多数企业的内部控制侧重于事中和事后控制，而对风险的事前预测和控制涉及较少。随着中国经济的发展，公司间的竞争越来越激烈，公司将面对更大的环境变化和生存风险。然而，从中国上市公司的现状来看，普遍存在着对形势和市场认识不足、过于自信与乐观以及想当然的盲目扩张现象，其风险意识没有提到应有的高度，更缺乏有效的辨认、分析和管理风险的机制，导致不少上市公司应变能力和抗风险能力较差。

（三）缺乏有效沟通，信息流通不畅

目前，中国大部分上市公司或多或少存在着公司内部、与监管部门之间信息沟通不畅的现象。具体表现在信息的上下向沟通中，普遍存在信息传递过程迟缓，信息在层层传达时发生歪曲，甚至遗失等现象；而且由于信息反馈机制不完善，上向沟通受阻，使上层管理者无法迅速获得第一手信息；由于下向沟通不及时，使得上层决策者以及管理者的最新信息没有及时传递到每一位员工，使公司决策没有及时得到落实。

（四）监督机制不健全

在当前经济发展阶段，中国大部分上市公司没有真正建立监督部门，上市公司中的监事会也没有起到其应有的作用，大部分上市公司的监事会成员没有达到应有的职业素养和专业素质的要求，甚至一部分监事会成员都是由公司管理层领导兼任，这样就从根本上限制了其作用的发挥，还有一些上市公司只是让内部审计部门充当监事会的作用，他们的监督作用也是微乎其微。

二、对于加强我国上市公司内部控制管理的建议及思考

（一）建立有效的企业法人治理结构，形成明确的权利制衡关系

一是改进“三权”制衡的体系，明确股东大会和董事会以及监事会的权力；二是切实保障两权分离。我国法律应该严格限制董事会与经理层的重合，并且应将重合的比例限制在一定的比例之内，同时也应该加强董事会的建设；三是加强董事会在内部控制体系中的作用。

（二）加强风险管理

强化风险管理，是现代企业内部控制的一个重要内容，对于上市公司而言，由于所有权与经营权分离、股权集中度较高，其风险管理也就显得更为重要。首先，上市公司的所有员工都必须树立风险意识，只有意识到了风险，才会主动加强内部控制，采取措施控制风险。其次，上市公司在经营过程中应加强风险管理，建立健全风险预测、风险评估、风险控制和风险约束机制，并且在技术上制定风险回避、风险转移和风险分散等管理策略，以有效防范和控制风险。同时，还要合理客观地评估企业现状和风险。上市公司更应密切关注内控指引的建设与更新，以正确把握政策要求，减少不必要的成本。同时，还要通过建立内部监督机构对企业高风险区域经常进行检查，来及时发现已存在的或潜在的风险。

(三)完善信息沟通系统

1、政府部门应积极以制度形式建立健全强制实行内部控制信息披露的准则和指南，规范上市公司内部控制信息披露的内容和格式，明确谁为内部控制信息负责和出台相应的处罚措施。

2、企业内部也应建立完整的内部控制制度体系和清晰的业务流程，合理地对公司各个职能部门和人员进行责任分工、控制和考核，对每一个部门的责任和利益明确界定，防止权力重叠，也避免出现权力真空。通过汇编内部管理制度、业务流程图、权限指引等，促进企业各层级员工明确机构设置和职责分工，正确行使职权。开设信息反馈渠道，确保员工在工作中遇到的问题可以及时报告和解决。

（四）对于上市公司制造虚假会计信息的行为加大处罚力度

企业应当增加制造虚假会计信息的一个成本，国家应加大对会计师事务所的处罚力度，使得注册会计师能够更为谨慎地执业，并保持执业的规范性和独立性。

参考文献

[1]梁冰.上市公司应积极执行内部控制基本规范[J].铜陵职业技术学院学报,2008(4).

公司内部知识管理范文第3篇

关键词：公司治理 绩效 典型相关

一、引言

目前有关公司治理与绩效相关性的研究主要见于以下三方面：第一，股权结构与公司绩效的相关性。国外学者主要有正反两方面的观点，利益趋同论认为股权集中型的公司相对股权分散型的公司具有较高的经营成果和市场表现；利益侵占论认为股权分散型公司绩效要优于股权集中型的公司。国内学者许小年、王燕（2000）的研究表明，国有股所占比重与公司绩效呈负相关的关系；陈晓、江东（2000）发现，国有股与公司绩效负相关关系只存在于竞争性强的行业；周业安（1999）、于东智（2001）的研究结果表明国有股比例和上市公司净资产收益率之间存在显著的正相关关系；巢秀梅（2009）发现，股权集中度对中国民营企业的治理绩效具有一定的积极影响。第二，董事会与公司绩效的相关性。国外学者对这方面的研究主要集中在董事会的规模、领导结构、独立性等方面。国内学者以李维安（2006）的研究为代表：控股股东性质、行业因素会对董事会治理水平产生一定的影响，公司治理绩效与董事会治理水平之间呈现一种倒U曲线关系。第三，高管人员薪酬与公司绩效的相关性。国外有学者发现，上市公司CEO的薪酬不仅高，薪酬结构所体现的激励效果也很明显；Kaplan（1989）和Smith（1990）的研究表明，经理人员持股对公司的经营绩效具有激励效应。我国学者的研究表明，上市公司的经营绩效与公司管理层持股比例之间基本不相关。但部分学者的研究却发现，成长性较高的公司，经营绩效的提高与经营者因股权激励而增加的持股数量显著正相关。

二、研究设计

（一）模型构建典型相关分析是研究两组变量之间相互关系的统计分析方法。采用主成分分析提取成分的原则，将两组变量各自通过线性组合成典型变量，原来两组变量之间的相关，转化为研究从各组中提出的少数几个典型变量之间的典型相关，从而减少研究变量的个数。实际应用中根据典型相关系数的显著性检验和典型变量所包含的信息量，确定保留前若干对典型变量。典型相关分析方法的数学原理可以用公式表示如下：设随机向量X=（x1，x2，…， xp），Y=（y1，y2，… yq），X，Y的方差矩阵为：Cov=XY∑=∑11∑12∑21∑22。其中，∑11是第一组变量的协方差阵， ∑12、∑21是第一组与第二组变量的协方差矩阵， ∑22是第二组变量的协方差矩阵。为了研究两组变量X与Y之间的典型相关关系，做出二者之间的线性组合：U=a'X=a1x1+a2x2+…+apxpV=b'Y=b1y1+b2y2+…+bqyq。在x，y及∑给定条件下，即是求a，b使U与V之间的相关系数：r=cov（U，V）/达到最大。对所求得的典型变量，还需检验其显著性，只有通过检验的典型变量才能用来进行经济分析。典型相关系数显著性检验，主要采用的是巴特来特（Bartlett）关于大样本的χ2检验。

（二）变量选取 本文主要从治理结构和治理行为两方面建立指标体系（表1）所示。前3个指标侧重从治理结构方面考察治理，后3个指标侧重从治理行为方面考察治理。公司绩效主要指标体系如（表2）所示。其中，净资产收益率、资产报酬率和每股收益反映公司的盈利能力；总资产周转率反映公司的营运能力；净利润增长率反映公司的发展能力；资产负债率反映公司的偿债能力。

（三）样本选取和数据来源本文随机选取了沪深两市280家上市公司为样本，考虑到治理的时滞性，选取2008年的治理数据和2009年的绩效数据用于实证分析，数据来源于国泰安数据库，部分数据由公司年报整理而成。另外，鉴于典型相关分析是基于协方差矩阵或相关矩阵来进行的，这里的相关矩阵实际上是Pearson 的积差相关，反映的是变量之间的线性相关关系，本文在实证分析前已经对适度指标进行了正向化处理。

三、实证结果分析

（一）相关性和显著性分析 运行SPSS13.0统计软件，调用CANCORR程序进行典型相关分析，得出典型相关系数及其检验结果，如（表3）和（表4）。可以发现，第一组典型相关系数较高，且典型变量的典型相关性比较显著（Sig小于0.05），表明相应典型变量之间密切相关；因此，本文将选取第一组典型变量作为分析依据，用“公司治理”变量组解释“公司绩效”变量组。

（二）典型变式分析典型系数是观测变量转换为典型变式的权数，由于典型变量是多个观测变量的线性组合，所以典型系数相当于偏回归系数。本文根据SPSS输出结果，采用标准化的典型系数给出第一组典型变式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

由典型变式可知，公司治理的主要因素有X5、X6、X1，典型系数分别为0.734、0.693、0.609，说明公司治理中影响公司绩效的主要因素是担保率（X5）、关联交易比重（X6）和股权集中度（X1）；典型变量V1与Y1呈显著相关，说明在影响公司绩效的因素中，净资产收益率（Y1）占有主要地位，其次V1与Y3、Y5、Y2中度相关，说明每股收益、净利润增长率和资产报酬率也是反映公司绩效的重要指标。

（三）典型结构分析 结构分析是依据原始变量与典型变量之间的两两简单相关系数给出的，该相关系数也称为典型负载系数，它是典型系数的一个补充信息。由（表5）知，X5、X6、X1与治理的第一典型变量U1均呈高度相关，说明担保率、关联交易比重和股权集中度在反映公司治理方面占有主导地位；同时，X5、X6、X1与公司绩效的第一典型变量V1中度相关，说明担保率（X5）、关联交易比重（X6）和股权集中度（X1）是治理中影响公司绩效的主要因素。公司绩效的第一典型变量V1与Y1、Y3、Y5、Y2的相关系数均较高，体现了净资产收益率（Y1）、每股收益（Y3）、净利润增长率（Y5）和资产报酬率（Y2）在反映公司绩效中占有重要地位。由于第一对典型变量之间中度相关，导致治理中X5、X6、X1 变量与公司绩效的第一典型变量V1呈中度相关，而公司绩效中的Y1、Y3、Y5、Y2与治理的第一典型变量U1也呈中度相关，这种一致性反映了公司治理对绩效的影响。综合实证分析结果，可以得到公司内部治理与绩效的典型相关示意图，如（图1）所示。

（四）模型解释力分析 冗余分析包括组内代表比例和冗余指数，前者也称第一典型冗余，表示一组变量的方差被其自身典型变量解释的百分比；后者称为第二典型冗余，表示一组变量的方差被对方典型变量解释的百分比，也是交叉的总方差共享比例，其大小表示一对典型变量分别能够对另一组变差相互解释的程度大小。其计算公式为: （某侧的） 冗余指数= 典型相关系数的平方×（本侧） 代表比例。冗余指数越大，表示一对典型变量分别解释对方组原始变量的能力就强，典型变量的代表性就越好。从（表6）可以看出，典型变量U1和V1较好地预测了对应的那组变量，而且交互解释能力也比较强。来自公司绩效变量组的方差被内部治理的典型变量U1解释的比例为33.0%；来自内部治理变量组的方差被公司绩效的典型变量V1解释的方差比例为33.4%。

四、结论

本文运用典型相关分析，研究了公司治理与绩效的相关性，得到以下结论：在反映公司治理的因素中，担保率（X5）、关联交易比重（X6）和股权集中度（X1）最为重要；另外，净资产收益率（Y1）、每股收益（Y3）、净利润增长率（Y5）和资产报酬率（Y2）则是反映公司绩效的主要指标。并认为，公司治理与绩效之间呈中度相关。其中，担保率（X5）、关联交易比重（X6）和股权集中度（X1）是影响公司绩效的主要因素，因此，企业必须合理规划股权结构，避免过度担保和非公允关联交易，以减少公司治理对绩效的负面影响。

*本文系2009年教育部人文社科规划项目“上市公司控股股东行为监控体系研究”（项目编号：09YJA630101）及2010年辽宁省教育厅项目“我国上市公司治理风险与公司绩效相关性研究”（项目编号：W2010308）阶段性成果

参考文献：

［1］李维安：《中国上市公司治理指数与治理绩效的实证分析》，《管理世界》2004年第2期。

［2］李维安、唐跃军：《公司治理评价治理指数与公司业绩》，《中国工业经济》2006年第4期。

［3］施东晖：《股权结构、公司治理与绩效表现》，《世界经济》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．

公司内部知识管理范文第4篇

关键词：内部治理关联交易实证研究

作者简介：

陈旭东(1965-)，男，江苏泰兴人，石河子大学经济贸易学院副教授

王锦华(1982-)，女，河南信阳人，石河子大学经济贸易学院硕士研究生

一、引言

我国的关联交易问题是伴随我国证券市场的发展而出现的，关联交易问题一直都是我国证券市场上的焦点问题，与初步发展的资本市场和以股份制改造为核心的企业改制存在着天然的联系。普遍认为根源在于我国上市公司内部治理机制的不完善，上市公司股权高度集中，未流通股比例过大，特别是其中的国有股比例过大，在这种特殊的股权结构下，所有作为公司外部治理机制的产品市场、资本市场、经理人市场和控制权市场都无法发挥作用。一方面中小股东存在“搭便车”的心理，缺乏监督积极性，控股股东则滥用控股权，损害中小股东的利益；另一方面是委托人的监督行为失效，企业的内部人控制问题严重。我国证券市场和上市公司内部缺乏必要监管和激励机制的状况，为非公允的关联交易提供了滋生的土壤。从上市公司2005年报来看，关联交易问题仍是困扰上市公司的严重问题，考虑到各类具体关联交易行为在我国的严重程度不同，本文将重点讨论四类关联交易行为：关联销售行为、关联采购行为、上市公司为控股股东及其关联方提供担保的行为、控股股东及其关联方直接占用上市公司的资金行为。

二、研究假设

本文从股权结构、董事会、监事会、管理层、债权人等方面选取公司治理的代表变量，研究公司内部治理机制对关联交易的影响。

(一)股权结构与关联交易我国由于所持股票还不能在市场上全部流通，造成以国家股和法人股为代表的控股股东与中小股东有不同的利益来源，前者主要来自公司的剩余收益，后者以股票升值为主。对于那些缺乏发展潜力的公司来讲，剩余收益的取得存在很大的不确定性，公司的控股股东可能会利用对公司的控制权，通过关联交易将上市公司的资产和利润转移给第三方，或者将自身风险转嫁给上市公司。股权越集中，控股股东对上市公司的控制力越强，控股股东和中小股东间的问题可能越严重，其利用关联交易侵害中小股东的可能性也就越大。由于不同控股股东的利益存在差异，控股大股东的数量越多、持有股权的比例越接近，他们之间出于自身利益的考虑，可能会形成权力制衡，关联交易额可能相对较小。因此，我们提出如下假设：

假设1：第一大股东的持股比例越高。发生关联交易的可能性越大，关联交易额就越大

假设2：持股比例超过10％的控股股东数量越多，关联交易发生金额越小

(二)董事会与关联交易董事会由于将提供资金的股东和使用这些资本创造价值的经理人联系起来，从而被认为是公司内部治理机制的核心。当董事会规模较大时，网络各类的专业人才越多，外部董事凭借其法律等专业能力可以秉持独立公正的财务监督。另外董事的报酬越高，董事越能勤勉尽责，从而保障中小股东的利益，有效的抑制非公允关联交易的发生。封思贤(2005)进行实证研究后发现：独立董事制度能够有效约束和减少上市公司为控股股东及其关联方提供担保和抵押现象的发生。为此我们提出如下研究假设：

假设3：董事会规模越大。上市公司的关联交易额越小

假设4：独立董事在董事会中的比重越高，上市公司的关联交易额越小

假设5：独立董事的年均报酬越高。上市公司的关联交易额越小

(三)监事会与关联交易根据我国现行的公司法，股份有限公司设监事会其成员不得少于3人。虽然法律对监事会规模有了强制性规定，但从监事会的人员构成来看，由于我国的监事会由股东代表和适当比例的公司职工代表组成，排除了外来人员担任监事的可能，监事会的独立性大为降低。监事会中的职工代表由于其生计掌握在管理层手中，其他监事也大多是由上市公司的大股东或控股股东派任或者是由关联企业的董事、监事、高级管理人员兼职。

假设6：监事会规模越大、监事从上市公司取得的报酬越高，越不容易发挥出应有的监督作用．上市公司与其关联方之间的交易额也就越大

(四)管理层与关联交易 由于现代企业多层委托――关系的存在，信息不对称和对管理层的监督成本较大，上市公司国有股权所有者缺位或虚位，则会造成严重的内部人控制问题。确保管理层能够以股东利益最大化为目标的机制是合理的薪酬制度。激励管理者的方法包括股票价格的表现和各种业绩指标为标准的评估方法，管理层为了得到更高的薪酬，可能会通过关联交易达到业绩良好的外在形象。另外，由于我国还没有形成良好的聘人机制，高级管理人员大多是由大股东聘任，代表着大股东的利益。

假设7：高级管理人员人数越多，其报酬越高。越可能通过频繁的关联交易提升公司业绩

(五)债权人与关联交易债权人作为上市公司发展资金的主要提供者，应该享有和股东、经营者相同的权利。从理论上讲，由于债权人要承担本息无法收回或不能全部收回的风险，因此债权人和股东一样有权监督公司的日常经营活动，包括监督上市公司与关联方之间的交易，并在非常情况下(如破产清算时)拥有公司的控制权。

假设8：上市公司资产负债率越高。其关联交易行为越容易受到债权人的监督，债权人越有动力采取某种积极行动来抑制关联担保行为的发生，控股股东及其关联方占用上市公司资金的空间越小

三、数据来源与研究方法

为了简化计算但又不失分析的正确性，本文只对2005年在深圳证券交易所上市的337家A股制造业上市公司进行研究。在337家上市公司中，其中28家上市公司由于数据不全、退市、无关联交易数据等原因被排除，有效样本为309家A股制造业上市公司。其中发生关联销售行为的上市公司216家；发生关联采购行为的上市公司221家；141家上市公司存在着为控股股东及其关联方提供担保行为；257家上市公司存在着控股股东及其关联方占用其资金的行为。在数据收集方面，关联采购、关联销售、资金占用、关联担保数据来源于手工收集，具体参考了深圳证券交易所网站(www．sse．org．cn)公布的上市公司年报，上市公司财务和公司治理方面的数据来源于中国上市公司财务数据库查询系统(CSMAR)中的公司治理数据库。本文统计分析主要采用的软件是SPSSll．5。有关变量定义见(表1)。本文运用多元线性回归的方法来考察公司内部治理机制是否能够有效约束并减少了关联交易行为的发生。

四、统计检验与结果分析

(一)多元线性回归分析本文从解释变量的相关性和多重共性进行分析与验证。(1)解释变量的相关性分析和多重共线性检

验。在自变量之间进行相关性检验时，变量SALARYM与其他多个自变量之间存在较显著的相关性，其中变量SALARYM和变量SALARYS的相关系数为0．629。在进行多重共线性检验时，变量SALARYM在四个模型中方差膨胀因子的数值较大，分别为6．957、8．713、7．943、8．320，均超过了5接近10。同时，考虑到多元回归模型中高管前三名年均报酬对关联交易的影响不大、解释力不强，决定把变量SALARYM从4个关联交易模型中剔除。剔除变量SALARYM之后，关联销售模型和关联采购模型、关联担保模型、资金占用模型的各变量的VIF值均在1．4以下，表明模型不再存在多重共线性问题。(2)回归分析结果。从(表2)中可以看出，关联销售模型的D-W值为2,049，F值为1．659,关联采购模型的D-W值为2．124，F值为2．459。从(表3)中可以看出，关联担保模型的D-W值为2．149，F值为10．672；资金占用模型的D-W值为2．069，F值为8．916。说明四个关联交易方程都不存在序列相关性，因为当D-W值在2左右时，模型不存在序列相关性。上述4个回归方程均通过显著性检验，均在10％D~的水平上显著，且关联担保模型和资金占用模型的F值较大，说明回归模型具有统计学意义。虽然关联销售和关联采购模型的拟合优度砰不大，公司内部治理机制变量对关联销售的解释力为2．8％、对关联采购的解释力为5．8％，解释力较低。但我国上市公司内部治理机制变量所传达的信息对关联交易的影响还是被股票市场一定程度上得到认同，尤其关联担保模型和资金占用模型的拟合优度R。分别为0．412和0．242。另外，考虑到解释变量较多，以及回归的主要目的不是预测被解释变量的具体数值，而是研究公司内部治理机制变量是否对关联交易行为有影响、影响程度如何，综合这些因素，统计得出来的结果还是可以接受的，也比较符合我国上市公司的现状。

(二)多元线性回归分析结果以上回归结果表明：第一大股东持股比例与关联销售、关联采购、资金占用显著正相关(显著性水平为1％)，与理论分析一致；控股股东数目与关联交易正相关，与理论分析相反，且不具有统计显著性。控股股东数量与关联担保正相关(显著性水平为l％)；董事会规模、独立董事占董事会的比例与4种关联交易负相关，与理论分析一致，但不具有统计显著性。独立董事占董事会的比例与关联担保负相关(显著性水平为10％)；独立董事的年均报酬与关联担保正相关(显著性水平为1％)、与资金占用负相关；哑变量与关联销售、关联采购、资金占用正相关，与预期理论分析一致，统计上较显著；监事会规模与关联销售、关联采购、资金占用正相关，与理论分析一致，但不具有统计显著性；监事年均报酬与关联销售、关联担保、资金占用负相关，与预期假设相反，统计上较显著；高级管理人数与关联销售、关联采购、资金占用负相关，与预期假设相反，统计上较显著；资产负债率与关联担保、资金占用正相关(显著性水平为1％)，与预期理论分析相反。(表3)的两个模型得出的一些结论之所以会相反，是因为上市公司对关联方提供担保与资金被占用是控股股东及其关联方“剥削”上市公司的两种方式，两者之间是相互替代、此消彼长的关系。即当控股股东及其关联方占用上市公司资金时，就没必要通过上市公司提供担保来举债，但当控股股东及其关联方无法直接占用上市公司资金时，就需要通过上市公司提供担保或抵押来举债。

公司内部知识管理范文第5篇

现将民政部“关于《华侨同国内公民、港澳同胞同内地公民之间办理婚姻登记的几项规定》的通知”转发你处，请通知所属公证处在办证中参照执行。

附：民政部关于《华侨同国内公民、港澳同胞同内地公民之间办理婚姻登记的几项规定》的通知（1983年3月10日、民〔1983〕民20号）

通知

各省、自治区、直辖市民政厅（局）：

《华侨同国内公民、港澳同胞同内地公民之间办理婚姻登记的几项规定》，已征得外交部、公安部、司法部、国务院侨务办公室等有关部门同意，现予公布实行。各地规定与本规定有抵触的，应以本规定为准。

华侨同国内公民、港澳同胞同内地公民之间办理婚姻登记的几项规定为了便于华侨同国内公民、港澳同胞同内地公民之间的婚姻登记，根据《中华人民共和国婚姻法》和《婚姻登记办法》，特作如下规定：

一、华侨同国内公民、港澳同胞同内地公民之间结婚、双方自愿离婚和复婚，凡要求在国内（内地）办理的，男女双方须共同到国内（内地）一方户口所在地的县级以上人民政府婚姻登记机关申请登记。

二、申请结婚登记的男女双方，须分别持有下列证件：

甲、国内公民

（一）本人户口所在地公安派出所出具的户口证明；

（二）所在工作单位或市、镇街道办事处，农村乡（镇）人民政府出具的本人出生年月、民族、职业和婚姻状况证明。

乙、华侨

（一）我驻该国使、领馆颁发的本人护照；

（二）经我驻该国使、领馆认证的居住国公证机构出具的本人无配偶证明，或我驻该国使、领馆出具的本人无配偶证明。

丙、港澳同胞

（一）港澳居民身份证，港澳同胞回乡证或海员证；

（二）我司法行政机关委托的香港律师辨认的香港婚姻注册处出具的婚姻状况证明，和经该律师证明的由申请人作出的在其它任何地方从未登记结婚的声明书；

（三）澳门行政局或警察局出具的婚姻状况证明。

我驻港澳机构的工作人员和港九工会联合会、香港中华总商会、香港教育工作者联合会、澳门工会联合会、澳门中华教育会和澳门中华总商会的会员，持所在机构或社团出具的婚姻状况证明，可免交（二）、（三）项规定的证明。

此外，华侨、港澳同胞在申请结婚登记时，还须持有在国外和港澳从事的职业或可靠经济来源的证明；婚姻登记机关指定的县级以上医院出具的婚前健康检查证明。不在原籍登记结婚的港澳同胞还须持有原籍（或原驻地、原工作单位）乡（镇）人民政府，市、镇街道办事处出具的本人婚姻状况证明，或内地两个了解情况的亲友为其出具的无配偶保证。

申请结婚登记的当事人离过婚的，还须持有离婚证件；丧偶的，须持有配偶的死亡证件；有过同居关系的，须持有脱离同居关系的协议书。

三、对于来自和我无外交关系国家（地区）的华侨同国内公民之间申请结婚登记的，须持有华侨居住国（地区）公证机构公证的，并经与我国和华侨居住国都有外交关系的第三国使、领馆认证的无配偶证明；取得上述证明确有困难的，根据其国内原籍乡（镇）人民政府、街道办事处了解后所出具的婚姻状况证明、国内两个了解情况的亲友为其出具的无配偶保证，以及本人出具的无配偶的书面声明，由县以上民政部门会同侨务部门审查后，可予办理结婚登记。

四、男女双方自愿离婚并已对子女抚养和财产作了妥善处理的，须共同到婚姻登记机关申请离婚登记。一方要求离婚或一方不能到婚姻登记机关申请离婚的，可由有关部门进行调解或直接向国内（内地）一方户口所在地的人民法院提出离婚诉讼。

五、离婚后，男女双方自愿恢复夫妻关系的，按照申请结婚登记办理。男女双方持离婚后未再结婚的证件，共同到婚姻登记机关申请复婚登记，并退回离婚证。