公司經濟糾紛精選(九篇)
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第1篇：公司經濟糾紛范文
緊急搶險確保通訊暢通
受強烈地震災害影響，中國移動巴中分公司基站大面積停電,大量光纜受損，線桿倒損，*光纜中斷，斷電斷線導致87個基站退出服務。大量用戶為盡快知曉親朋的安危，不停地撥打手機，造成瞬間話務量較平時高出近10倍，交換機負荷達到100%，導致網絡嚴重擁塞，極度繁忙。移動通信是否通暢關系到抗震救災工作的信息暢通，巴中移動分公司迅速啟動應急保障預案，總經理冉玉昌緊急調集人員、物資全力投入搶險，安排維護人員對受損移動通信基站進行緊急巡檢，安排專人對重點基站進行24小時值班，以保障移動通信網絡安全。公司出動精兵強將組成搶險突擊隊，出動車輛45臺次，運送了30臺發電機、10千米光纜和部分傳輸設備，接續中斷的傳輸線路，組織發電機為停電的基站發電，組織人員搶修基站故障。同時，為市政府應急辦立即提供移動電話三部。中國移動巴中分公司全體干部員工在冉玉昌總經理的帶領下，堅守崗位，爭分奪秒搶修維護通訊設施，竭心盡力為用戶服務。經公司全力組織搶修，截止5月15日凌晨，巴中移動核心網元正常，傳輸網絡正常，移動通信全面恢復暢通。
組織突擊隊支援重災區
中國移動巴中分公司本著“小災支援大災，輕災支援重災”的精神，從人力、物力、設備等多方面支援災情較為嚴重的廣元災區。在冉玉昌的組織下，由8名技術骨干和2名駕駛員組成的搶險突擊隊帶著2輛搶險車、4臺發電機奔赴廣元重災區。突擊隊在救災過程中，冉玉昌時刻與他們保持聯系，詢問搶險情況、隊員身體狀況，囑咐他們注意安全。巴中移動通信搶險隊員們在廣元青川、旺蒼等地冒著余震和山石塌方的危險進行通信搶險，最終圓滿完成了搶險救災任務。
第2篇：公司經濟糾紛范文
經過近三十年的社會主義市場經濟建設，現階段我國形成了國有經濟與非國有經濟并存、共同繁榮發展的局面。私營工業企業在數量上遠遠超過了國有企業，同時也為整個社會提供了超過國有企業的就業崗位。由此可見私營工業企業在我國經濟體系中占有非常重要的地位。那么，討論私營工業企業的經濟效益在各行業中的具體表現，這對私營工業企業在各行業中的布局以及進一步的市場經濟建設都具有重要意義。
二、因子分析法的基本原理
因子分析法就是通過研究眾多變量之間的內部依賴關系(相關陣或協方差陣)，探求觀測數據的基本結構，并用少數幾個假想變量來表示其基本的數據結構。這幾個假想變量能夠反映原來眾多變量的主要信息，在保證信息損失盡可能少的前提下，經線性變換對指標進行聚集，并舍棄一部分信息，從而使高維的指標數據得到最佳的簡化，并可以根據因子得分對樣本進行評價和分類。原始變量是可觀測的顯在變量，而假想變量是不可觀測的潛在變量，稱為因子。
三、私營工業企業在各行業中經濟效益的實證分析
1.評價經濟效益的指標體系
為了科學而全面的評價我國工業企業的經濟效益，國家統計局已于1998年制定頒布了一套新的工業企業經濟效益考核指標體系，即：總資產貢獻率、資本保值增值率、資產負債率、流動資產周轉率、成本費用利潤率、全員勞動生產率、產品銷售率，該體系全面考核了企業的盈利能力、償債能力、資本運作能力和生產效率等方面，標志著我國工業企業經濟效益評價體系的進步。
2.私營工業企業行業經濟效益的因子分析
如果僅從單項指標來多側面地分析企業的經濟效益，一方面無法確定行業經濟效益的優劣，另一方面若引入的指標之間有一定的相關性時，也會影響評價的客觀性。所以應該綜合各單項指標的信息，合成一個綜合指標，以此反映各行業的經濟效益狀況。
下面用因子分析方法對我國私營工業企業的行業經濟效益進行實證分析，并將各行業的經濟效益排序。本文數據來自《中國統計年鑒（2007）》，利用SPSS統計軟件進行分析。分析過程如下：
（1）對私營工業企業(按行業分)的經濟效益水平采取上述7個主要指標進行因子分析，由于多個指標量綱不同，數據缺少可比性，因此必須首先將原始數據標準化，使得各個指標具有可比性。一般SPSS軟件能自動完成數據的標準化。然后建立指標之間的相關系數陣R。
（2）檢驗變量組是否適合因子分析。在進行因子分析時，需要對原有變量做相關分析。如果原有變量之間不存在較強的相關關系，那么就無法從中綜合出共同特性的少數因子來。SPSS提供的方法是進行KOM及Bartlett's球形檢驗，檢驗是否適合進行因子分析。若KOM值越大時，表示變量間的共同因素越多，越適合進行因子分析，一般認為，KOM如果值小于0.5時，較不宜進行因子分析，根據SPSS軟件計算結果（見表1），本研究的KOM值為0.505，表示適合進行因子分析。此外，Bartlett's球形檢驗的χ2統計值的顯著性概率是0.000，小于1%，也說明該數據適宜做因子分析。
表1 KOM測度和巴特利特球形檢驗（KMO and Bartlett's Test）
（3）提取因子。首先采用主成分分析法提取因子，這里參考各個因子的累積方差貢獻率。方差貢獻率表示該特征值反映原指標的信息量，累積貢獻率表示相應幾個特征值累積反映原指標的信息量。如表2所示，前3個特征值的累積貢獻率達到83.29%，基本上保留了原來觀測變量的信息，所以因子個數的選取為3個，這樣由原來的7個指標轉化為3個新的綜合指標（按累積貢獻率達80%以上提取的特征值認為有效），起到了降維的作用。
表2 相關系數陣R的特征值
取前3個特征值建立因子載荷矩陣，在此基礎上，采用方差最大法對因子載荷矩陣實施正交旋轉。目的在于使載荷矩陣結構簡化，各因子的典型代表變量突出，從而使因子的意義清晰，便于對因子進行解釋。
由SPSS軟件計算旋轉后的因子載荷矩陣（見表3）可以看出，總資產貢獻率（X1）、資產負債率（X3）和流動資產周轉率（X4）在因子F1上的載荷值比較大，而這三個指標都反映了企業的資本運作能力，故因子F1可以解釋為衡量企業資本運作能力的因子；資本保值增值率（X2）和成本費用利潤率（X5）在因子F2上的載荷值比較大，而這兩個指標都反映了企業的盈利水平，故因子F2可以解釋為衡量企業盈利水平的因子；全員勞動生產率（X6）和產品銷售率（X7）在因子F3上的載荷值比較大，而這兩個指標都反映了企業的產出效率，故因子F3可以解釋為衡量企業產出效率的因子。
表3 因子載荷陣的方差最大正交旋轉
（4）計算因子得分。建立因子得分系數矩陣（見表4），根據因子得分系數矩陣和原始變量的標準化值可以計算每個觀測量的各因子的得分數，因子得分函數為：
F1=0.395X1-0.099X2-0.224X3+0.463X4-0.086X5+ 0.144X6-0.105X7
F2=0.015X1+0.473X2-0.171X3-0.186X4+0.466X5- 0.023X6+0.082X7
F3=0.02X1+0.102X2+0.229X3+0.087X4+0.013X5+ 0.581X6+0.569X7
表4 因子得分系數矩陣
最后根據各行業每個因子得分值，以各因子的方差貢獻率作為權重進行加權匯總，得出各行業經濟效益的綜合得分Y，并據此進行排序（見表5）。Y的表達式為：Y=0.41228F1+0.22694F2+0.19368F3
表5 私營工業企業各行業因子得分及行業經濟效益綜合排序表
四、實證分析結論
第3篇：公司經濟糾紛范文
關鍵詞：重污染行業上市公司 環境會計 信息披露
一、引言
隨著人類活動的發展，對于資源和環境的破壞越來越嚴重，廢水、工業固體廢物、二氧化硫等污染物的排放量日益增多，而這些污染物絕大部分產生于企業的生產。所以，環境污染既然是由企業造成的，那么，治理污染和恢復環境質量的責任就應當由企業所承擔。企業對環境的影響，不僅與企業自身有關，而且有關的企業利益相關者也特別側重于關注企業披露的相關環境會計信息，在做出理性的決策之前，利益相關者需要參考企業如實披露的環境會計信息。鑒于社會責任、外部壓力以及市場動機的強烈要求，企業披露有關環境會計信息的任務成為必然的要求。環境會計成為會計新興的領域源自于20世紀70年代第一次環保的來臨，由此，國外學者對企業環境信息的專門研究幵始出現。Buhr和Freedman（2001）選取美國及加拿大的部分企業作為研究對象，在對照分析了自1988年至1994年六年期間這部分企業環境信息披露的渠道（單獨的環境報告、年報與按照證交所要求制訂的報告）之后，發現通過單獨的環境報告來進行環境信息披露的企業日益增多；隨后，對于在企業網上進行環境信息披露的情況，Isenmann等（2002）和 Patten等（2003）都展開了相關研究。有關環境信息進行披露的方式。大致可分為定性披露、定量非貨幣性披露、貨幣性披露三種。早期的研究，如Ness和Mirza（1991）對英國企業的研究表明，定性的環境信息披露占絕大比重；類似的研究還有Niskala和Pretes（1995）關于芬蘭企業1987與1992年環境信息披露的比較研究。一些學者（如Petroni、 Inclan和AUFekrat，1996）將企業披露環境信息的具體有關內容總結為4個方面，分別是財務和會計、環境訴訟、環境污染、以及其他方面；G. Kreuze等（1996）將企業環境信息分為十二項，包括企業生產對環境的影響、企業"三廢"回收與利用及節能情況、企業現在與未來環境義務、企業的環境成本與構成、有關法規、與環境相關的訴訟、企業有關的環保節能計劃與策略、環境事故的信息以及相應的保險賠償、企業的環境責任與影響、企業獲得的環境獎勵、管理層制訂的有關環境監控的制度與實施情況；企業環保負責人員及其在企業中的地位等。環境信息披露的影響因素是西方學者研究的重點。根據現有研究，有關企業披露環境信息所受影響因素大致可劃分為企業內部與企業外部兩大方面。內部因素包括企業治理結構、企業特征（如企業績效、企業規模、企業成長性、企業股權性質、財務杠桿）等因素，外部因素涉及到公眾的環保意識、政府監管部門的政策法規、區域經濟發展差異等因素。有關企業治理結構對環境信息披露的影響，較多使用的變量包括企業董事會的規模、董事會中獨立董事所占比例、監事會和審計委員會設立情況以及企業CEO兩職合一的狀況等變量。Y.T.Mak等 （2003）的研究發現，大規模的企業，其披露環境會計信息的水平也比較高。企業所存在的行業類型對其披露環境會計信息有著較大的影響，企業規模與披露的環境會計信息質量之間呈現正相關。如公用事業行業的上市公司所披露的環境會計信息就會更多一些。Lacina和Karim等（2006）選取了美國五年內有關上市公司的10-K報告和年報附注里所披露出來的企業環境會計信息作為實證研究對象，分析結果顯示企業的盈利能力及企業的規模大小等因素對企業披露環境會計信息程度有著明顯的影響力，但是企業績效對于企業披露環境會計信息水平的影響中，其不確定性比較大。在公司治理方面，ShunWong，Simon等（2001）研究發現，企業獨立董事占據的比例與其披露環境會計信息的水平之間，二者的相關程度并不明顯，對于那些已經設立了審計委員會機構的企業，則更加側重于如實反映和披露更多更透明的相關企業環境會計信息。近年來我國學者對環境會計進行了積極的研究。程輝、沈洪濤（2011）對2007年至2009年重污染行業上市公司進行了實證研究，發現我國重污染行業上市公司進行環境信息披露的主要渠道，主要是通過在年報中進行披露，而企業編制的單獨的社會責任報告，或者企業可持續發展報告，雖然近年來日益增多，但是其所進行環境信息披露的質量水平卻不高；肖淑芳、胡偉等（2005）認為我國目前環境信息披露的內容主要是定性的描述，而且信息披露的大部分是歷史信息，而非面向未來的信息，而環境會計信息所要求的可比性、全面性以及連續性卻較差；王珍義等（2008）研究表明：非貨幣性計量仍然是公司環境信息披露的主要方式。
二、重污染行業上市公司環境會計信息披露現狀分析
（ 一 ）重污染行業上市公司環境會計信息披露的數量 《國家環境保護總局文件》將冶金，化工，煤炭，石化，電力，造紙，釀造等7個行業列為重污染行業。截至2012年底，這7個行業共有上市公司502家，筆者隨機抽取樣本數264家。因行業性質不同與環境的相關程度也不盡相同，導致重污染行業中不同類別的公司環境會計信息披露所占比例大為不同。表（1）顯示了近年來我國重污染企業有關環境會計信息披露的狀況。統計結果顯示：2012年重污染行業披露會計信息的有203家，與2010年和2011年相比，有較小的增加。行業內披露比例也從2011年的71.21%上升到2012年的76.90%。在重污染行業中，化工行業的披露比例比其他行業的比例高，說明化工行業在我國的環境會計信息披露情況較為理想。重污染行業的總體披露比例都在50%以上。究其原因，主要在于國家環保局的強制力，政策要求重污染行業企業必須對其有關的環境事項進行披露。由此可見，強制性披露（而非自愿性披露）是我國當前環境會計信息披露的主要特征。
（ 二 ）重污染行業上市公司環境會計信息披露的相關內容 統計結果顯示：上述264家上市公司對環境會計信息的披露，主要涵蓋有關環保投資、綠化費等。由此可見：我國重污染行業中上市公司環境會計信息披露內容不夠全面、不夠完整，用于揭示環境會計的全貌還不夠全面，也達不到環境會計信息披露的要求及標準。表（2）中可以看出，國家給予企業的環保撥款與補貼在上市公司環境會計信息披露中占了較大的比例，這表明國家對環保問題非常重視，強化環境信息披露，并且協助企業處理好環境問題。
（ 三 ）重污染行業上市公司環境會計信息披露的價值形式 環境會計信息可以以貨幣形式或者非貨幣形式。目前我國重污染行業上市公司披露的形式，主要采取貨幣形式來披露資源費、資源補償費、排污費、環保投資、環保撥款、補貼與稅收減免，綠化費等內容；與以上內容相比較很難用量化指標定位的環境會計信息、環境相關認證、政策影響等內容用非貨幣形式披露；排污費、資源費、資源補償費、環保撥款、補貼與稅收減免等信息則是由貨幣與非貨幣相結合形式披露。從以上描述中可看出我國重污染行業目前沒有統一規范的披露價值形式。
（ 四 ）重污染行業上市公司環境會計信息披露的方式 如表（3）所示，重污染行業上市公司環境會計信息的披露主要采用董事會報告和報表附注的形式，重要事項中反映的主要涉及公司當期發生的重大環境事項，此外，其他方式幾乎很少采用。采用“獨立報告”方式披露的只有一家公司，原因在于這家公司同時在香港上市，所以其年報按香港會計準則編制，這部分內容主要是一個文字說明形式的定性分析，無法提供實用性的定量信息。
三、重污染行業環境會計信息披露存在的問題與成因分析
（ 一 ）重污染行業環境會計信息披露存在的問題 （1）環境會計信息披露內容不完整。大多數上市公司披露的環境會計信息，主要集中在一項或幾項內容上，并沒有按照有關《關于企業環境信息公開的公告》國家環保總局的要求，企業缺少自愿披露的公開環境會計信息，這就導致披露內容不全面。此外，具體細節不夠完善，如環境相關的資產、成本、負債等內容，我國上市公司還沒有建立獨立并相應的會計賬戶進行反映，部分公司僅限于在會計科目中反映的環境會計信息做簡單說明，環境會計信息披露內容還不夠完整和全面，對于信息使用者沒有實質性意義。（2）環境會計信息披露方式不規范。如表（3）所示，對于環境會計信息披露的方式，因有的公司披露內容較多，有的披露較少，公司披露環境會計信息的方式就會不同，這些披露方式很難對不同性質公司的環保情況進行正確比較，并且很難根據這些信息作出符合自己意愿的決策。披露方式多以報表附注和董事會報告對外披露，缺乏固定且規范的形式，企業很難找到適合的披露方式進行披露，行業間可比性較低。（3）自愿性披露的企業少。主觀因素決定公司自愿與非自愿的披露模式。因此，判斷公司是否出于真正的自愿披露很難下定論。重污染行業上市公司對環境會計信息的披露可能是因國家環保要求較大的壓力，也可能出于社會公眾對環保較高的關注，還可能出于自身環保責任的考慮。在環保法規中，除了對重污染行業的強制性披露，國家僅僅是鼓勵普通公司披露環境會計信息，而我國其他法律法規中更加沒有提及。我國目前還沒有相應的法律法規明確規定公司必須披露環境會計信息，所以，大部分披露環境會計信息的公司都是非自愿性披露。我國重污染行業上市公司中，披露環境會計信息所占比例很小，而自愿性披露環境會計信息的公司只是其中一部分，可見，其所占比例就更加小了。
（ 二 ）重污染行業環境會計信息披露存在問題的成因分析 （1）缺少環境會計信息披露方面的強制性法律法規。目前，我國在法律法規和會計法規方面，對重污染行業的強制性披露界定較模糊，只有環境保護法規對相應的公司與行業做出了具體規定，但其只是對環境信息的規定，對于環境會計信息并不適用。會計法規中對環境信息的規定比較零散，無規律可循。環境會計是是一個比較冷門性的學科，簡單的環境法律法規或者是會計方面的法規不能達到強制性規范的效果，因而必須建立專門對重污染行業進行強制性披露的法律法規。（2）會計規范方面缺少有關環境會計的規定信息。披露環境會計信息時，既需要有強制性的法律法規方面的規定，還需要有相應的會計規范。環境會計信息也屬于會計信息，它的披露需要標的形式，而要使信息使用者方便并快速找到相應的環境會計信息，需要統一的披露形式，所以必然要建立相應的會計規范。目前在我國很難找到會計規范對環境信息的要求，公司根本沒有規范可以參考，是否披露、怎樣披露環境會計信息只能由公司自己來選擇。因此，我國必須要建立環境會計信息相應的會計規范。（3）追求短期利益、缺乏對環境會計信息披露的愿望。公司通常以營利為目的，很多公司只關注短期利益，看不到長遠的發展。因追求短期利益而忽略資源的有限性，嚴重忽視環境污染造成的損失，忽視公司和環境保護的長遠利益，從而也喪失了披露環境會計信息的愿望，自愿披露的公司隨之越來越少。（4）環境會計的研究還處于起步階段、缺乏監管制度。環境會計是一個比較新的領域，環境會計的研究還處于起步階段。我國環境會計缺少法律法規的制度保障，環境審計還沒有得到較為完善地開展，缺少環境會計信息披露監管制度。政府的管理責任劃分不夠明確，多個部門參與管理一個事件，但是出現環境相關事故需要負責時，各個部門之間急于相互推托，無人愿意負責。這樣，往往使局面變得更加糟糕，到最后會變成誰都不想管，誰都管不好的局面。
四、重污染行業上市公司環境會計信息披露完善的對策
（ 一 ）健全環境會計信息法規體系 政府應加強環境信息披露的立法工作，并把焦點放到實務操作中，促進更多重污染行業上市公司自愿披露環境會計信息。與2006年財政部的會計準則一樣，應當考慮適時制定相應的環境會計準則，以法律法規形式制定環境會計的相應地位和作用，使公司披露行為有法可依，并為以后的環境會計信息披露提供規范統一的標準。
（ 二 ）構建環境數據報告資源庫 借助各種新聞媒體或者網絡對外企業的環境會計信息，加強相關信息披露的透明度，對于重污染行業上市公司而言，對其環境會計信息的管理效果影響尤為重大。因此，相關部門應重點要求重污染行業上市公司就有關方面的環境會計信息披露加大力度加強管理，明確規定該行業應披露的主要污染物的標準指標數據。同時，為了滿足外部環境會計信息使用者降低決策風險的需要，在當今電子商務時代，應充分利用計算機信息技術，最大限度地改善企業財務報告的及時性和個性化，從而實現有效地披露重污染上市公司環境會計信息，使得眾多投資者的合法權益得以保障。
（ 三 ）設立相關審計監督機構 加大力度設立相關的審計監督機構，針對重污染企業的環境會計信息準確性、有效性與完整性進行積極有效的鑒定和監督。作為經濟警察，注冊會計師是證券市場健康發展的不可或缺因素，它在整個監督體系中居于核心地位，審計鑒證是上市公司的財務報告公告于社會公眾面前的必要條件，經過審計的企業會計報告如果有造假現象的發生，就會挫傷廣大投資者對整個證券市場的信心，并且使其遭受較大的經濟損失，因此，把牢這個關卡是必須的。會計人員對環境會計的認識不夠全面、處理環境會計相關業務的水平不夠標準，造成披露公司環境會計信息的狀況不甚理想。為此，政府必須加強會計人員的后續教育，使其熟練掌握環境會計理論知識及實務操作技能。
（ 四 ）建立健全監管機制 在披露重污染行業環境會計信息的整個過程中，資本市場的監管者對于企業各級管理層以及事務所的違規行為影響頗大。因此，應該建立和完善資本市場的組織結構體系和證券監管機制，從而降低管理層違法違規的可能性，正確披露企業有關的環境會計信息。重污染行業中，披露企業非財務信息的主要內容有：企業履行社會責任的情況、企業自身的經營業績指標、企業各個內部管理部門對于非財務信息的詳細分析等，這些信息逐漸成為投資者在制定決策時必須關注的因素。重污染行業上市公司可以在招股說明書或者年報中披露環境會計信息，也可以在公司網站或在各地政府官網。由于重污染行業上市公司產生的與環境有關的經濟活動比較多，可以先作為試用點，等積累到一定經驗后，再推廣到一般的行業。
參考文獻：
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第4篇：公司經濟糾紛范文
關鍵詞：物流運輸；運輸成本；員工管理
中圖分類號：F425 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）02-0127-02
一、天目酒精有限公司運輸過程中存在的問題
（一）運輸成本高
1.運輸過程中的費用過高
天目酒精有限公司在運輸過程產生了很多不合理的運輸費用和浪費現象。
2.企業對運輸成本控制的重視程度不夠
最近幾年我國的一些企業才開始控制運輸成本。在此之前，企業對成本控制的關注更多的是生產成本。但是，天目酒精有限公司并不是一家生產型公司，而是一家運輸型公司，在此條件下，公司對運輸成本的關注和重視力度依然不夠。
（二）運輸危險品的安全風險隱患
經過分析，天目酒精有限公司安全隱患如下。
1.人為因素：在行駛過程中，天目酒精有限公司的一些駕駛人員的駕駛狀態、駕駛時間、駕駛經驗不好或不足，而對沿線交通狀況和氣象也沒有詳細的了解。
2.宣傳監督因素：天目酒精有限公司的安全防護宣傳監督存在缺陷。操作人員或者從業人員對危險品的危險性質和事故的后果的嚴重性估計不足。一些人員的責任心不夠，對操作人員的培訓不夠，操作人員錯誤操作；對操作人員的健康監督不到位，未定期檢查操作人員的身體狀況，導致操作人員帶病作業。
（三）運輸車輛和人員管理問題
1.運輸車輛管理問題
天目酒精有限公司現自主擁有辦公車2輛、大型掛車4輛，掛號車輛有30多輛，但對于車輛的管理較落后。天目酒精有限公司并沒有建立一車一檔，因此不能對所有與該車有關的車輛基本情況和主要性能、使用情況、檢測維修情況進行整理歸檔的管理。
2.運輸人員管理問題
天目酒精有限公司的人員大多來自社會招聘和一些經理的朋友，所以這些從業人員大多證件不全、文化水平偏低、受教育程度偏低，導致一些公司的規章制度在他們面前形同虛設，致使運輸人員的素質偏低，運輸過程中投機取巧的情況時有發生，不利于公司的管理。
下面列舉三個問題：一是天目酒精有限公司運輸的駕駛員會出現超時送貨。司機按照自己喜好控制運輸過程的速度，或者在途中隨意休息，一不小心就會導致超過規定送貨時間。二是駕駛員在行駛過程中會出現超速行駛或者疲勞駕駛，容易導致嚴重的交通事故，會給企業和客戶帶來不可估計的損失。三是常有部分司機在運輸途中偷竊車上的酒精低價銷售，使公司蒙受巨大的經濟損失。
二、對公司存在的運輸問題提出的對策
（一）控制運輸成本
樹立現代物流運輸理念。天目酒精有限公司應該結合實際情況，向一些成熟的企業引進運輸管理控制方法，以便于發現自身存在的問題。運輸成本的控制不是企業老板一個人或者一兩個員工就能夠單獨完成的，它需要全員的共同努力，全體員工都應該加強運輸成本的控制意識，要做到全體員工都積極參與企業運輸成本控制的行動中，樹立積極節約型的現代運輸理念。
（二）加強對安全的管理、監督工作
加強對操作人員的管理。天目酒精有限公司在以后的人員挑選時要選擇經驗豐富的從業人員，尤其是駕駛人員。駕駛員素質的好壞、資歷的高低直接影響到危險品貨物運輸的安全。因此，對從事危險品貨物運輸的駕駛員，在引入的時候要從其年齡、駕齡、性格脾氣、責任心、技術情況以及行車安全情況等方面進行審核，特別是在臨時聘用駕駛員的時候一定要認真仔細地審核，寧缺毋濫。并要加強對危險品運輸的安全知識宣傳，做好監督檢查工作。
（三）運輸管理的合理化
1.對運輸車輛的管理
對車輛實行固定崗位、一對一負責的制度，每輛車在下班時必須按時停放在公司車庫。除了對每次車輛的維護保養實行責任到人和車輛比拼制度，對每次車輛維修情況記錄外，還進行車輛維護比賽，對維護效果好，費用實惠的駕駛員給予一定獎勵，以激發他們的積極性。實行派車管理制度，工作用車必須經過經理同意，非工作用車在一定條件下可以使用；對擅自出車者，除了扣獎金外，還要嚴肅處理。
2.對運輸人員的管理
對公司無證的人員進行培訓并且統一送去考核，檢查每個從業人員的資格證書；從人才市場上招聘一些高學歷的人才。
參考文獻：
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第5篇：公司經濟糾紛范文
1997年3月至1999年6月，喬紅霞在擔任甘肅兩家公司經理期間，先后以公司名義與青島澳柯瑪集團銷售公司簽訂購銷合同和協議書，為其在蘭州、秦安等地區銷售家電產品。
雙方糾紛開始于1999年10月，澳柯瑪公司因喬紅霞公司拖欠貨款不還，向青島市市南區法院起訴，要求喬紅霞償還貨款及利息。之后，由于管轄問題，市南區法院將此案移送至青島市中級人民法院。
而另一邊，2000年3月，喬紅霞又將澳柯瑪公司告上了蘭州市中級人民法院，要求后者返還多付貨款及扣率、返利款。喬紅霞向法院出示了多份雙方購銷合同和協議書，2001年5月，蘭州中院以此判令澳柯瑪公司償還喬紅霞方1500多萬元。之后，澳柯瑪公司不服，上訴至甘肅省高院。當年11月，甘肅省高院作出終審判決，駁回上訴，維持原判。2002年1月，蘭州中院執行判決，從澳柯瑪公司賬戶劃走930多萬元還給喬紅霞方，并凍結了澳柯瑪集團總公司持有的國家股196萬股。
不料，幫助喬紅霞勝訴的幾份合同和協議書，卻將她帶上了青島中院的刑事審判庭。
青島市中院在審理澳柯瑪訴喬紅霞公司這一經濟糾紛案的過程中，以涉嫌經濟犯罪為由將案件移交到青島市公安局。公安局立案偵查之后，2003年10月，青島市人民檢察院對喬紅霞提起了公訴，稱喬紅霞采用添加的手段變造了3份購銷合同及兩份補充協議書，此外，還偽造了另一份補充協議書與一份返利協議書，而喬紅霞正是以這些合同與協議書為主要證據，贏得了甘肅兩院的經濟糾紛案并獲得1500多萬元的償還款。檢察院認為，應以詐騙罪追究喬紅霞的刑事責任。
11月4日，喬紅霞被逮捕。而青島市公安局也在“案發后”追回“贓款”人民幣39萬多元及美元30萬元。11月19日，青島市中級人民法院一審宣判喬紅霞無期徒刑，剝奪政治權利終身。
庭審中，喬紅霞是否“添加變造、偽造7份合同、協議書”理所當然成了雙方爭辯的焦點，但是對照甘肅省兩級法院的判決書與青島中院的刑事判決書，卻不難發現，甘肅兩院所依據的合同和協議書卻并不完全是青島市檢察院指控的這7份。而另一個庭上辯論的焦點是：如果喬紅霞變造、偽造合同和協議書情況屬實，是否應當追究其刑事責任？
“在喬紅霞民事勝訴并執行完畢的情況下，就同一案件事實按詐騙罪追究刑事責任，是違反刑法精神的。”喬紅霞的辯護律師、北京君澤君律師事務所許蘭亭律師說，“本案純粹是一起民事糾紛案，不是刑事詐騙犯罪。”許律師認為，喬紅霞是通過甘肅兩級法院審判和執行以合法程序取得1500多萬元的，如果已經生效的民事裁判不公，應當通過向最高人民法院申訴再審來糾正，“而不是像現在這樣強行追究刑事責任，把法院執行款當作贓款追回去”。
值得注意的是，喬紅霞于2002年9月3日被青島市公安局刑事拘留，同年11月4日經青島市檢察院批準逮捕。在此期間的9月25日，最高人民檢察院法律政策研究室曾對山東省人民檢察院研究室就“通過偽造證據騙取法院民事裁判占有他人財物的行為如何適用法律問題”作出答復（［2002］高檢研發第18號），《答復》中指出：“以非法占有為目的，通過偽造證據騙取法院民事裁判占有他人財物的行為所侵害的主要是人民法院正常的審判活動，可以由人民法院依照民事訴訟法的有關規定作出處理，不宜以詐騙罪追究行為人的刑事責任。”
對此，青島市檢察院有關人士稱，盡管在決定是否立案起訴喬紅霞之前見到過這一答復，但由于這一答復只是由高檢的法律政策研究室作出，并不是司法解釋，不具有相應的法律效力。記者為此電話采訪了最高人民檢察院法律政策研究室，有關人士稱，既然該答復是針對地方檢察院有關請示而作出，有關方面應當照辦。對于青島市檢察院未按《答復》中的指示辦案，該人士稱：“我們以前沒遇到過類似情況”。
據悉，最高人民檢察院與公安部曾分別就一些地方檢察院和公安機關越權非法干預經濟糾紛案件的情況下達過相關通知。1989年公安部曾針對“一些基層公安機關以查處詐騙等經濟犯罪案件為名，直接插手干預一些經濟糾紛案件的處理”的情況下發了《公安部關于公安機關不得非法越權干預經濟糾紛案件處理的通知》，通知中指出：“工作中，要注意劃清經濟犯罪和經濟糾紛的界限，決不能把經濟糾紛當作詐騙等經濟犯罪來處理。一時難以劃清的，要慎重從事，經過請示報告，研究清楚后再依法恰當處理……”
第6篇：公司經濟糾紛范文
法定代表人：吳瓊，該公司總經理。
委托人：信春鷹，女，漢族，1956年10月13日出生，中國社會科學院法學研究所教授，住北京市東城區東長安街14號13號樓。
被上訴人（原審原告、反訴被告）：海南遼經貿實業有限公司。住所地：海南省海口市義龍路南希花園E座201－202室。
法定代表人：張丹心，總經理。
委托人：朱仲明，眾鑫律師事務所律師。
委托人：孫志勇，眾鑫律師事務所律師。
上訴人海南省三亞市亞龍工貿（集團）公司（以下簡稱亞龍公司）為與被上訴人海南遼經貿實業有限公司（以下簡稱遼經貿公司）土地使用權轉讓糾紛一案，不服海南省高級人民法院（1996）瓊民初字第4號民事判決，向本院提起上訴。本院依法組成合議庭公開開庭審理了本案，現已審理終結。
經審理查明：1992年12月29日，遼經貿公司與亞龍公司簽訂《聯合開發協議書》，約定：亞龍公司受三亞市人民政府委托修建三亞市濱海大道工程。為補償修建濱海大道的工程費用，三亞市人民政府將該市舊城5號小區的改造工程交給亞龍公司實施。為保證工程順利進行，采用招商融資的方式與遼經貿公司合作，合作的主要內容是：1、遼經貿公司對亞龍公司承建的項目以先期墊資的形式投入，墊資金額須能滿足建設需要；2、亞龍公司愿在三亞市5號小區拆遷、平整后，拿出48.82畝土地交由遼經貿公司按規劃進行開發建設，上述土地上建成的建筑物由遼經貿公司負責經營，利潤由遼經貿公司取得；3、亞龍公司拿出的48.82畝土地，以每畝180萬元計，共計人民幣8787.6萬元，亞龍公司以該款筑路、拆遷和交納土地費；4、遼經貿公司在經營其48.82畝土地范圍內的建筑物時，亞龍公司應協助完成房產證的申領工作。該協議還對遼經貿公司的付款時間、數額及48.82畝土地的四至作了規定。簽約后，遼經貿公司于1993年1月5日至1994年8月16日，先后向亞龍公司支付人民幣4682萬元，其中1993年1月5日付款200萬元、1993年3月8日付款800萬元、1993年4月1日付款500萬元、1993年4月14日付款800萬元、1993年5月4日付款700萬元、1993年6月8日付款700萬元、1993年6月22日付款700萬元、1993年7月27日付款150萬元、1993年9月4日付款100萬元、1994年4月29日付款8萬元、1994年8月12日付款5萬元、1994年8月16日付款19萬元。亞龍公司于1993年初開始修建濱海大道，1994年3月21日該道路經驗收交付使用。1993年初，亞龍公司開始在三亞市5號小區進行開發前的準備工作。同年3月9日，三亞市人民政府以市府（1993）48號文通知5號小區的用地單位和個人，政府擬將5號小區的74.85畝土地出讓給亞龍公司改造建設。同年11月6日，亞龍公司和三亞市城市規劃局、三亞市拆遷安置辦公室，以市規拆亞聯字（1993）101號文件向三亞市人民政府請示稱，5號小區改造工程的工程進展一年來，亞龍公司受政府委托，會同市拆遷安置辦公室已將前期的工作基本完成，但要求停建和拆除違章建筑阻力較大，建議政府將違章樓宇限期拆除。1994年3月2日，三亞市城市規劃局向亞龍公司發放了舊城成片改造5號地的建設用地規劃許可證。1995年7月25日，三亞市人民政府辦公室以市府辦（1995）75號文件通知各有關單位，市政府原定統一改造的5號小區，1993年市政府將此地交由亞龍公司改造建設，現糧食局提出收回自主改造。鑒于承擔5號小區改造建設的亞龍公司現無力進行開發，市政府原則同意將5號小區用地交由三亞市糧食局進行開發，并收回亞龍公司對5號小區的開發權，其原投資市政工程的資金可劃地予以補償。由于5號小區的開發權被三亞市人民政府收回，1996年3月22日，市政府召集三亞市城建局、拆遷辦、國土局、規劃局、人防辦、亞龍公司及遼經貿公司進行協調，討論重新劃地給亞龍公司并直接將地易名給遼經貿公司等有關事宜。1996年4月4日，遼經貿公司向海南省高級人民法院起訴，請求認定雙方所簽協議無效，判令亞龍公司返還購地款49682萬元人民幣并支付同期利息。1997年7月3日，遼經貿公司曾向一審法院表示同意亞龍公司以土地補償已用于建設濱海路和5號小區拆遷的費用，不足部分可以退款或其他方式予以補償，但該公司在同月15日又表示，鑒于濱海大道工程決算及相關的動遷安置費用新增數額巨大，尚未得到三亞市人民政府的最終確認，補償地塊也未能落實，該公司不再考慮以土地進行補償的調解方式。
另查明：亞龍公司于本案一審期間已在三亞市取得總面積為22801.55平方米的國有土地使用權證和土地房屋產權證（其中月川45號地塊10240.61平方米；榕根9號地塊l0009.7平方米；10一2號地塊2251.87平方米），總價款為人民幣17378243.97元。本院審理期間，亞龍公司又在三亞市取得總面積為21506.488平方米的土地（其中：月11143一3號地塊10666.623平方米；4－1號地塊4571.745平方米；榕根10－2號地塊6268.12平方米），總價款為人民幣16020004.04元。五塊土地使用權價款共計33406170.82元。一審法院審理認為：遼經貿公司與亞龍公司簽訂的聯合開發協議書，從內容上反映出雙方確立的是土地使用權轉讓關系（遼經貿公司通過代亞龍公司墊資修建濱海路，以取得5號小區的48.82畝土地使用權）。雙方在簽訂合同時，亞龍公司尚未取得5號小區的合法用地手續，該協議違反了國家土地管理的有關規定，為亞龍公司以后不能交付48.82畝土地埋下了隱患，損害了遼經貿公司的利益；在1993年后，三亞市人民政府雖下文同意將5號小區土地統一出讓給亞龍公司開發，但因在拆遷紅線范圍內尚有其他單位主張對5號小區土地享有使用權，上述爭議又未能得到及時解決，使得拆遷工作無法順利進行，造成5號小區土地被三亞市人民政府收回，亞龍公司對遼經貿公司承諾交付5號小區48.82畝土地的義務無法履行，因此，應認定該合同無效。造成合同無效的主要過錯在亞龍公司。亞龍公司收取遼經貿公司的人民幣4682萬元應予返還；鑒于遼經貿公司過去曾多次表示愿意接受部分土地，以抵償亞龍公司
應返還的土地款，亞龍公司已按其意思辦妥了3塊土地的合法手續，故應直接判令亞龍公司直接將3塊土地交付遼經貿公司，余款予以返還；遼經貿公司在明知亞龍公司尚未取得5號小區土地使用權的情況下，仍與其簽訂合同，對造成聯合開發協議無效亦負有一定過錯責任。遼經貿公司訴請理由成立，應予支持。亞龍公司雖反訴稱雙方簽訂的聯合開發協議書有效，要求追究遼經貿公司的違約責任，但因雙方當事人均認可履行的是1992年12月29日簽訂的聯合開發協議書，故其反訴理由不充分，一審法院不予支持。據此判決：1、遼經貿公司與亞龍公司簽定的聯合開發協議書無效；2、亞龍公司自本判決生效后30日內返還遼經貿公司人民幣4682萬元及利息的80％（自收款之日起至還款之日止，按中國人民銀行同期同類流動資金貸款利率計息）。遼經貿公司自行承擔20％的利息損失；3、亞龍公司于本判決生效后30日內將三亞市河東區榕根開發小區2區9號地塊（土地面積為10009.07平方米）、三亞市榕根小區10－2號地塊（土地面積為2251.87平方米）、三亞市月川小區45號地塊（面積為10240.61）平方米土地使用權過戶至遼經貿公司名下，總計作價為人民幣l730萬元，以抵償亞龍公司應
返還遼經貿公司購地款的一部分，辦證所需費用按國家規定負擔；4、駁回亞龍公司的反訴請求。一審案件受理費人民幣449390元由亞龍公司負擔359512元，遼經貿公司負擔89878元；反訴案件受理費人民幣449390元由亞龍公司負擔。
亞龍公司不服一審判決，向本院上訴。請求撤銷海南省高級人民法院（1996）瓊民初字第4號民事判決，認定雙方當事人1992年12月29日簽訂的《聯合開發協議書》有效；判令遼經貿公司承擔違約責任。庭審后又提出，對于因情勢變遷而導致的損失應由雙方共同承擔。其主要理由是：第一，《聯合開發協議書》明確了兩個法律關系，一是亞龍公司受政府指令承建濱海大道，三亞市人民政府為此將該市舊城5號小區的改造工程交由亞龍公司進行，二是亞龍公司以招商融資的形式與遼經貿合作并達成協議，亞龍公司利用遼經貿公司先期墊資，完成濱海大道的建設、小區搬遷和向國土局交納土地費。在5號小區拆遷平整后，拿出48.82畝土地交由遼經貿公司按規劃開發，形成的建筑物由遼經貿公司負責經營并獲得利潤。該協議不違反法律，應認定有效；第二，遼經貿公司簽訂合同時，對亞龍公司土地使用權的狀況是十分清楚的，因而《聯合開發協議書》是其真實意思表示；第三，海南省鼓勵各開發公司在開發項目中采取先招商、聯營、轉讓合作等方式，待項目完成后再到土地局辦理有關用地手續的做法。第四，本案的性質是聯合開發合同糾紛，而不是土地使用權轉讓糾紛。亞龍公司不是三亞市5號小區的土地使用權人，也沒有轉讓5號小區的土地使用權。《聯合開發協議書》中有關土地使用權和開發建設權的規定都是協議履行的結果和目的而不是前提。亞龍公司愿以一、二審期間所取得的土地使用權折價返還遼經貿公司部分款項。遼經貿公司答辯請求維持原判。
本院認為：雙方當事人所簽訂的《聯合開發協議書》名為聯合開發，但約定亞龍公司以每畝180萬元人民幣，共計8787.8萬元的總價拿出三亞市5號小區的48.82畝土地交由遼經貿公司開發，該地上的建筑物由遼經貿公司經營，利潤由遼經貿公司獨自獲得。雖然遼經貿公司為亞龍公司墊付修建濱海大道及開發5號小區的前期費用為其取得48.82畝土地使用權的條件，但協議中上述關于轉讓土地使用權的畝數、單價、總價和四至的約定表明，協議的性質不是聯合開發，而是土地使用權轉讓。鑒于該協議簽訂于《中華人民共和國城市房地產管理法》實施之前，故應以國家當時有關土地管理的法律、法規和最高人民法院《關于審理房地產法施行前房地產開發經營案件若干問題的解答》為依據衡量其合法性。本案雙方當事人簽訂《聯合開發協議書》時，亞龍公司既未與三亞市人民政府簽訂土地使用權出讓合同、交納土地出讓金而實際取得三亞市5號小區的土地使用權，也沒有得到三亞市土地管理部門的批準，就以每畝180萬元的價款向遼經貿公司轉讓土地使用權，違反了《中華人民共和國城鎮國有土地使用權出讓轉讓條例》第四條的規定，而且在本案一審期間也沒有補辦土地出讓手續，故應認定該協議無效。亞龍公司將自己沒有取得使用權的國有土地有償轉讓給遼經貿公司，是導致《聯合開發協議書》無效的主要原因，對此，亞龍公司應負主要責任。亞龍公司應返還從遼經貿公司取得的4286萬元人民幣。遼經貿公司明知亞龍公司尚未取得土地使用權卻與其簽訂協議，對協議無效也應承擔一定責任。一審判決認定事實清楚、適用法律正確。亞龍公司上訴請求認定雙方當事人簽訂的《聯合開發協議書》有效并追究遼經貿公司的違約責任，缺少事實和法律依據，本院不予支持。根據《中人民共和國城鎮國有土地使用權出讓轉讓條例》第四條、最高人民法院《關于審理房地產管理法施行前房地產開發經營案件若干問題的解答》第7條和《中華人民共和國民事訴訟法》第一百五十三條第一款第（一）項之規定，判決如下：
駁回上訴，維持原判。
第7篇：公司經濟糾紛范文
關鍵詞：白酒；因子分析；因子得分
中圖分類號：F279.24 文獻標志碼：A文章編號：1673－291X（2011）05－0012－02
一、研究方法和數據來源
1.研究方法
對于酒類企業的評價有各種不同的指標，充分考慮到我國市場巨大、地區差異明顯等因素，我們主要從生存能力、運營能力、發展能力、盈利能力來分析。因為評價企業的變量較多、機理復雜、數據量很大，所以，各種較新的數理實證方法在此領域中應用逐漸受到廣大學者的重視。傳統的實證分析一般采用的方式是簡單地對各類指標進行年均增減等比對分析，從而發現問題或佐證觀點。隨著各類年鑒中統計指標逐漸細化，對于同一指標的描述也從原來的單變量變為了多維變量，數據量大大增加，并且數據的細化程度越來越有利于我們對實際情況進行分析。隨著統計方法日趨完善，近年來運用因子分析、聚類分析等實證手段研究生活質量的方法日漸得到廣泛應用。
對酒類企業綜合實力的評價我們采取的是因子分析的方法。因子分析具體包括以下幾個步驟：首先，確定該數據是否適合進行因子分析。因子分析的前提是該數據具有多維性和強相關關系。針對這一點一般軟件中都會有專門的統計量加以刻畫，經常采用的是“取樣適當性數”即“KMo”（Kaiser-Meyer-ozkin）檢驗。其次，從相關系數矩陣中提取特征向量，通過旋轉方式確定各個變量在各個因子中的方差貢獻率，以確定因子數目和歸為同一因子的變量。一般情況下，因子分析均采用“最大變異數法”（Varimax，或稱為方差最大旋轉方法）旋轉因子，同時對于各個公共因子的含義進行簡要分析， 并對因子進行命名。再次，利用回歸的方法計算各個企業在不同因子的得分，并利用公式計算出綜合評價指數。最后進行排序以及相關解釋或者后續分析。
2.數據來源
原始數據來源于公司的年報和季報，反映公司綜合能力的指標有多個，經過相關系數分析，確定選取10項指標，白酒類上市公司的綜合能力的實證分析以這些數據為準。
二、白酒類上市公司綜合能力指標體系的建立
從年報季報等披露的財務和營運數據的概念出發，參照各證券公司和評級公司的標準，從多個方面10項指標構建白酒企業綜合能力指標體系。分別是：總資產、主營業收入、凈利潤、資產負債率、流動比率、存貨周轉率、總資產周轉率、總資產報酬率、凈資產報酬率、三年平均利潤增長率。
三、白酒企業綜合能力定量分析
因子分析是將具有錯綜復雜關系的變量（或樣品）綜合為數量較少的幾個因子，以再現原始變量與因子之間的相互關系，同時根據不同因子還可以對變量進行分類，它也是屬于多元分析中處理降維的一種統計分析方法。因子分析的基本思想是通過變量的相關系數矩陣內部結構的研究，找出能控制所有變量的少數幾個隨機變量去描述多個變量之間的相關關系。但在這里，這少數幾個隨機變量是不可觀測的，通常稱為因子。然后，根據相關性的大小把變量分組，使得同組內的變量之間相關性較高，但不同組的變量相關性較低。
1.原始數據
2.數據標準化
需要依據公式對評價指標的原始數據進行無量綱化處理，目的是消除指標之間量綱的不一致和數量級的差異。由于存在正逆兩類指標，因此必須統一指標類型，對指標體系進行正向化處理。根據所研究問題的性質，資產負債率指標為逆指標。
3 因子的提取
從碎石圖中可以看出，去3到4個公共因子適合采用 Varimax最大方差法進行旋轉，由旋轉后的數據分析可知，取信息水平為0.9， 前4個公因子累計方差信息為96.9%，故取前4個因子進行分析。
4.因子載荷矩陣旋轉
為了符合進一步分析的要求，使得各個因子的典型代表指標的意義相對突出，所以有必要將因子進一步旋轉，目的是使得因子的實際意義更容易解釋。采用方差最大旋轉方法（Varimax），得到旋轉后的因子載荷矩陣、特征值、貢獻率和累積貢獻率。因子經過方差最大正交旋轉后，4個主因子的累計貢獻率仍為97.871%，可見因子旋轉不改變模型對數據的擬合。
5.因子命名
由上表可知第一主因子在總資產、凈利潤總額、主營業務收入、資產負債率倒數和流動比率這幾個指標上有高載荷，這幾項指標反映了企業的規模和財務狀況，代表了企業的生存能力，所以我們可以稱它為生存能力因子。第二主因子在存貨周轉率和總資產周轉率上有較高載荷，它基本反映了企業的經營情況，所以稱它為經營能力因子。第三主因子在凈資產報酬率和總資產報酬率上有較高載荷，它基本反映了企業單位資產的盈利能力，所以稱它為盈利能力因子。第四主因子在利潤增長率上有很高的載荷，它反映了企業的成長性，所以稱它為成長能力因子。
6.因子得分
將因子得分系數矩陣和原始變量標準化值矩陣相乘并可以得到每個觀測值的各因子得分數， 如表2所示。
將得到的每個觀測值的各因子得分數乘以它們各自的特征值所占總特征值的的比重然后相加，既為綜合得分，我們可以根據綜合得分進行排名，既可得出9家白酒上市公司的綜合競爭力排名。
綜合得分模型：
Z=0.514F1+0.203F2+0.157F3+0.126F4
四、結論
白酒企業綜合能力是對我國白酒企業能力的全面反映，選取了2009年第一季度全國九個企業共10項反映企業綜合能力的截面數據指標，根據因子分析的方法，運用社會統計學軟件SPSS16.0從10項指標中提取中4個公因子，利用回歸的方法計算出各公因子得分。五糧液和貴州茅臺在綜合得分中分別排名第一和第二，同時在聚類分析中因綜合實力被歸為一類；瀘州老窖在綜合排名中為第三，在聚類分析中因成長性比較高被歸為一類；汾酒和水井坊在綜合排名中分別為第六和第八，在聚類分析中因盈利得分比較高被歸為一類；其余的個企業分別歸為一類。
從公共因子排名來看，在生存能力方面，五糧液和茅臺的優勢明顯，具有顯著優勢。總資產、凈利潤總額、主營業務收入、資產負債率倒數和流動比率都有較高的載荷。
從經營因子排名看，五糧液、汾酒、古井貢都有較大的優勢，沱牌曲酒、酒鬼酒、水井坊的排名墊底。
從盈利因子排名看，汾酒、水井坊的盈利能力有優勢，古井貢、五糧液在此項排名較低。
從成長能力排名看，瀘州老窖排名第一，因其在2006年有300%以上的增長，而汾酒則排名居于末席。
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第8篇：公司經濟糾紛范文
委托人：黎柏亮，廣東省珠海市怡安律師事務所律師。
被告：廣東省珠海市鑫光期貨經紀有限公司。
法定代表人：徐成勇，經理。
委托人：王偉東、范慧軍，廣東省珠海市宏遠律師事務所律師。
原告王會文因與被告廣東省珠海市鑫光期貨經紀有限公司（以下簡稱鑫光公司）發生期貨合同糾紛，向廣東省珠海市中級人民法院提起訴訟。
原告訴稱：原告委托被告期貨業務，被告不按原告的指示入市，私下對沖、與客戶對賭，嚴重侵犯原告的合法權益。請求判令被告賠償原告保證金損失人民幣118.6萬元及利息人民幣1萬元、傭金損失人民幣5.4萬元。
被告未予答辯。
珠海市中級人民法院經審理查明：
被告鑫光公司有國內期貨的經營范圍，但不是上海商品交易所（以下簡稱上交所）會員。該公司通過與上交所的會員上海中期期貨經紀有限公司（下稱中期公司）簽訂“期貨交易委托合同”，委托中期公司在上交所其經營期貨交易業務。
1995年9月13日，原告王會文與被告鑫光公司訂立一份《期貨業務委托協議書》。約定在王會文存入開戶資金50萬元后，鑫光公司其進行國內或者國際期貨商品和金融的期貨、期權及現貨交易；鑫光公司有權修改保證金，收取手續費。王會文同時簽署了開戶申請書、風險揭示聲明書、客戶印鑒授權書、經紀人授權書等文件，并在當日交付了50萬元的保證金。
之后，被告鑫光公司原告王會了買賣膠合板、咖啡、豆粕等幾筆國內商品期貨，王會文在交易期間也多次補交保證金，至1995年10月16日，王會文在鑫光公司帳戶內的資金為1260973元。
1995年10月16日至24日，原告王會文口頭指令被告鑫光公司以建倉形式沽出上海95.11膠合板1800手。對王會文的指令，鑫光公司以提交給王會文的《成交記錄單》表示全部執行完畢，并且已經成交，成交價位和成交量與王會文的指令一致。此時，王會文便以為自己交易帳戶內擁有建倉1800手上海95.11膠合板。10月31日，鑫光公司通知王會文，由于上交所對上海95.11膠合板發出限倉通知，故鑫光公司已將王會文1800手上海95.11膠合板強行平倉了1300手。從鑫光公司平倉后提供的《成交記錄單》上看，平倉價均為48.60元，王會文為此虧損92萬元。11月1日至8日，王會文向鑫光公司發出指令，對余下的500手上海95.11膠合板予以平倉。從鑫光公司提供的《成交記錄單》看，這兩次平倉王會文共虧損118.6萬元，鑫光公司因兩次平倉收取手續費5.4萬元。
1996年1月，原告王會文聽說進入交割月后其他一些客戶仍持有上海95.11膠合板期貨達200手之多，因此對鑫光公司所稱的限倉通知和該公司強行平倉的真實性、合法性產生懷疑，便要求查詢。鑫光公司向王會文提供了由上海外高橋保稅區開發公司制作并發給鑫光公司的幾份平倉合約結算盈虧表。王會文認為該表數字有改動痕跡，不能證明是其指令的結果，便又提出異議。鑫光公司此時稱給王會文提供的這些盈虧表有誤，王會文的委托指令實際是由中期公司下單的，就又給王會文提供了幾份中期公司出具的《交易結果通知單》。王會文仍然認為這些通知單不能證明是執行其指令的結果，于是提起訴訟。
訴訟期間，被告鑫光公司為證明自己已經執行了原告王會文的指令，向法院提交三種證據：一是中期公司發給鑫光公司的《交易結果通知單》七頁，此單內容均為手工填寫；二是上交所發給中期公司的《會員當日成交清單》九頁，鑫光公司指出其中一頁有執行王會文指令的記錄；三是鑫光公司提供給王會文的《成交記錄單》。王會文也向法院提交了由上交所制作給其他客戶的三種資料：一是《會員當日成交清單》，與鑫光公司提供的第二種證據一致；二是《持倉合約結算盈虧表》；三是《會員當日收付款結算表》。鑫光公司對王會文提交的后兩種證據未能提供。經法院向中期公司取證，中期公司也未能向法院提交這兩種證據。
將被告鑫光公司提交的三種證據作比較后，存在以下問題：
一是建倉數量不符。《成交記錄單》上反映被告鑫光公司代原告王會文建倉1800手，而《交易結果通知單》和《會員當日成交清單》上均反映為1650手，相差150手。鑫光公司后來在訴訟中承認只成交1650手。而王會文在訴訟前一直以為已建倉1800手，平倉也對應是1800手。
二是建倉與強行平倉的客戶編碼不對應。其中的1100手，建倉時有四個客戶編碼，即13020034、13040048、13020020、13020098，平倉時只有兩個客戶編碼，即13020028和13020098.還有400手建倉時的客戶編碼分別為13010015、13020098，平倉時的客戶編碼是13020034和13020169.三是價位不符。被告鑫光公司稱其均是按原告王會文指令的價位成交，但是從中期公司發給鑫光公司的《交易結果通知單》和上交所發給中期公司的《會員當日成交清單》上看，多數成交價位與鑫光公司告訴王會文的不符。如建倉方面沽出的400手，鑫光公司告訴王會文45.60元成交，但中期公司及上交所記載成交價為45.50元，低于委托價0.1元；沽出的100手，鑫光公司告訴王會文45.60元成交，但中期公司和上交所的成交價為45.70元，高于委托價0.1元成交；平倉方面其中的100手，鑫光公司稱已按49.10元成交并與王會文結算，但中期公司及上交所記錄的成交價為49.20元，高于委托價0.1元成交。上述成交價位不符的情況，鑫光公司從未告知王會文。
四是倉單方向相反。例如原告王會文指令10月17日建倉300手、10月23日建倉100手、10月24日建倉200手，根據上交所記載，上述倉單并沒有記錄為建倉，而是記錄為平倉。被告鑫光公司從未將倉單出現方向相反的情況告訴王會文。
珠海市中級人民法院一審認為：
原告王會文與被告鑫光公司簽訂的期貨業務委托協議，屬有效的民事行為，應受法律保護。期貨交易中，期貨經紀人與客戶形成行紀關系。經紀人按照客戶的指令，以自己的名義客戶買賣期貨，并對違反客戶指令和期貨交易操作規則的行為承擔法律責任。由于該行業的特殊性，客戶一般只能通過經紀人了解自己的交易進行的真實情況。因此，當客戶懷疑經紀人是否按指令入市操作時，應當由經紀人負舉證責任；經紀人提供不出相應的證據時，應當認定其沒有入市交易。這里不適用“誰主張、誰舉證”的原則。王會文訴稱鑫光公司未按其指令入市交易，私下對沖、對賭，對此鑫光公司負有舉證責任。
被告鑫光公司已經承認其未能將原告王會文指令的150手上海95.11膠合板期貨建倉，對此訴訟中的承認，法院予以認可。鑫光公司為證實余下1650手上海95.11膠合板期貨已經入市交易而提交的三種證據，不僅存在著建倉數量不符、客戶編碼不對應、價位不符、倉單方向相反等問題，而且還存在著對客戶的限價訂單不按規定的價格或更好的價格水平執行，對客戶編碼不堅持由會員申請、一戶一號、專號專用等違反《上交所交易規則》的問題。由于這些問題的存在，只能由鑫光公司從其提交的證據中指令哪些是根據王會文的指令入市交易的記錄，法院不能從中客觀地分析出這些記錄就是王會文指令的結果。鑫光公司提交的證據，不能證明該公司已執行王會文的指令，應當推定其沒有將王會文買賣的1650手上海95.11膠合板期貨入市交易。在此情況下，鑫光公司從王會文的期貨交易保證金帳戶中扣除該1800手上海95.11膠合板期貨的交易虧損118.6萬元及手續費5.4萬元，沒有合法依據。鑫光公司應當依照《中華人民共和國民法通則》第六十一條的規定，將這兩筆款返還給王會文，并賠償相應的利息損失。據此，珠海市中級人民法院于1997年3月28日判決：
被告鑫光公司自本判決發生法律效力之日起十日內，給原告王會文返還124萬元及該款的利息。逾期給付，按《中華人民共和國民事訴訟法》第二百三十二條規定處理。一審案件受理費16710元，由鑫光公司負擔。
第9篇：公司經濟糾紛范文
【關鍵詞】高管薪酬；企業業績；上市公司
一、引言
本文主要通過實證，研究了中國上市公司的高管薪酬與企業業績關系。上市公司無論是經營業績還是內部的管理機制都優于其他國有企業，是其他企業學習的樣本，因此分析上市公司的高管層薪酬與企業業績的關系問題，既有實踐意義也有理論意義，本文排除了行業影響，選擇同一行業的公司進行研究，以公用事業作為研究對象，探討了企業高管層薪酬與企業業績的相關性問題。
二、國內外文獻回顧
Jensenm C和Murphy K J在西方學術界較早開展高管薪酬和企業績效實證研究工作，分析了高管薪酬、內部持股等和企業業績具有正相關關系。Hall B J和Liebman J B研究結果表明：高管人員所持股票比例與高管人員薪酬和企業績效具有較強相關關系，而Rosen S對高管薪酬的實證分析結果表明高管人員的薪酬對企業業績沒有表現出較強的正相關關系。國內對于高管薪酬與企業業績相關性研究比較有代表性的是魏剛采用上市公司1999年4月30日公布年報的816家A股上市公司樣本，研究了高管層激勵與上市公司經營績效的關系，在研究中他發現我國上市公司的高級管理人員的年度貨幣收入低，報酬結構不合理，零報酬零持股現象嚴重，他的研究表明我國上市公司高管激勵與上市公司績效不存在顯著的正相關關系。
三、變量選取及研究假設
1.樣本的選取及數據來源
本文以2009-2011年在我國公用事業行業為研究對象，對研究樣本數據進行剔除，主要剔除了ST和Pr上市公司以及同時發行B股、H股和N股的A股上市企業。
2.變量的選取
（1）高管薪酬指標：InPAY=In（年度薪酬總額）；而管理層持股比例MSR＝高管持股總數總股本。
（2）企業業績：凈資產收益率ROE=凈利潤／凈資產。
（3）控制變量：本文加入了企業規模IS、國有股比例GSR和股權集中度HIO三個控制變量。
3.研究假設及模型構建
（1）假設l：企業高管人員年度薪酬總額與企業績效存在正相關關系。
針對假設l，建立模型l：
ROE=α＋βlnPAY＋ε
其中α為常數，β為lnPAY的系數，ε為隨機誤差。
（2）假設2：企業績效與高管持股比例存在顯著正相關關系。
針對假設2，建立模型2：
ROE=α+βMSR+ε
其中α為常數，β為MSR的系數，ε為隨機誤差。
（3）假設3：高管年度薪酬與經營績效、高管持股比例存在正相關關系，并受企業規模、股權集中度和國有股比例的影響。
針對假設3，建立模型3：
lnPAY=α+βROE+δMSR+γIS+ηHIO+ωGSR+ε（3）
其中α為常數，β、δ、γ、η、ω分別為ROE、MSR、IS、HIO、GSR的回歸系數，ε為隨機誤差。
四、實證結果與分析
1.針對模型1的回歸結果
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.588554 0.162852 -3.614037 0.0004
LNPAY 0.049547 0.011600 4.271295 0.0000
R-squared 0.059573 Mean dependent var 0.106353
Adjusted R-squared 0.056308 S.D.dependent var 0.126468
S.E. of regression 0.122856 Akaike info criterion -1.348736
Sum squared resid 4.346953 Schwarz criterion -1.323426
Log likelihood 197.5667 Hannan-Quinn criter. -1.338595
F-statistic 18.24396 Durbin-Watson stat 1.616216
Prob（F-statistic） 0.000026
由表1可以看出：P值較小，說明高管薪酬對企業績效的影響是顯著的，而高管薪酬與企業績效的相關系數為正，說明了高管薪酬與業績之間呈正相關關系，由此可以驗證假設1成立。
2.針對模型2的回歸結果
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.035991 0.022854 1.574874 0.1165
MSR 0.001512 0.000478 3.161520 0.0018
R-squared 0.036215 Mean dependent var 0.104060
Adjusted R-squared 0.032592 S.D. dependent var 0.127546
S.E. of regression 0.125451 Akaike info criterion -1.306374
Sum squared resid 4.186272 Schwarz criterion -1.279576
Log likelihood 177.0541 Hannan-Quinn criter. -1.295610
F-statistic 9.995209 Durbin-Watson stat 1.658601
Prob（F-statistic） 0.001751
由表2可以看出：對于高管持股，其回歸系數不顯著，說明高管持股不是決定主營收入的關鍵因素，F值不大，說明高管的持股比例對企業績效的影響是不太顯著的，由此可以否定假設2成立。
3.針對模型3的回歸結果
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 10.79281 0.852441 12.66107 0.0000
ROE 1.200770 0.354631 3.385975 0.0010
MSR -0.002922 0.007469 -0.391221 0.6964
IS 0.147090 0.040445 3.636806 0.0004
HIO 5.48E-08 0.007416 7.39E-06 0.0913
GSR -0.632969 0.221502 -2.857623 0.0051
R-squared 0.220147 Mean dependent var 13.91768
Adjusted R-squared 0.185332 S.D. dependent var 0.676553
S.E. of regression 0.610650 Akaike info criterion 1.900923
Sum squared resid 41.76406 Schwarz criterion 2.041806
Log likelihood 106.1545 Hannan-Quinn criter. 1.958126
F-statistic 6.323364 Durbin-Watson stat 1.627437
Prob（F-statistic） 0.000033
由表3可以看出：公司規模IS的系數的在統計上是顯著的，說明公司規模對高管薪酬有一定的解釋作用。國有股比例的系數均為負數，說明高管薪酬與國有股比例負相關，且高管薪酬受持股比例的影響顯著。另外，凈資產收益率和持股比例對高管薪酬存在正相關關系，但不顯著。股權集中度HIO對高管薪酬的影響也不顯著，說明凈資產收益率、持股比例和股權集中度對高管薪酬沒有解釋作用，部分證明了假設3正確。
五、結論
1.上市公司高管年度薪酬與企業業績存在正相關關系，但是相關系數很小，相關程度不大。
2.上市公司管理層持股與企業業績存在正相關關系，但是相關系數非常小，相關程度很弱。
3.上市公司高管薪酬與企業績效的相關關系受公司規模以及國有股比例的顯著影響。
參考文獻：
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[2]Hall B J,Liebman J B.Are CEOs really paid like bureaucrats[J].Quarterly Journal of Economics,1998,113:653-691.
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[5]魏剛.高級管理層激勵與上市企業績效[J].經濟研究,2000(3):32-39.
