序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的云計算環境論文樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。

第1篇

隨著網絡服務的廣泛應用,J2EE的分布式計算技術已經逐漸體現它的優勢,它只是一個Java環境,Rmi、Jini和JavaSpaces技術是實現異構分布式計算環境。JavaSpaces在Jini的基礎上,為計算機環境中的應用程序提供共享數據。

1.1Jini

Sun公司的BillJoy推出了Jini這項技術,是Java結構的一種,由基礎編程、編程模式和服務三個部分構成,通過執行操作系統把功能擴展到整個網絡。Jini在分布式環境中主要有尋找、注冊、租借等功能。實現支持快速配置的分布計算環境是Jini技術的核心理念。通過用一個簡易的模型,以此來隨時改變設備和軟件的配置。它是一個相應似的、主動的分布式基礎結構,也是Corba、Dcom等分布式基礎結構的一種。通過Jini使用各種服務的網絡計算環境是富有彈性和容易管理的。

1.2Rmi

Rmi是由框架層、遠程應用層和傳輸層三個部分構成,是通過調用遠程接口的方法行為的一種語法。Rmi的相互通信,必須分布在不同主機以及不同地址空間上的計算機之間。Rmi通過遠程對象的方法被不同宿主機上的Java虛擬機調用來實現Java同構環境下的分布式對象系統。

1.3云技術

云計算是透過網絡將龐大的計算處理程序自動分拆成無數個較小的子程序,再交由多部服務器所組成的龐大系統經搜尋、計算分析之后將處理結果回傳給用戶。透過這項技術,網絡服務提供者可以在數秒之內,達成處理數以千萬計甚至億計的信息,達到和“超級計算機”同樣強大效能的網絡服務。

2分布式計算環境

2.1并行任務分解

將一個求解任務分解變成多個子求解任務,對于這個過程任務的求解歸結為多個子任務的并行求解的過程就是并行任務分解。整個環境的任務由控制任務、前處理任務、后處理任務和分析求解任務這四部分組成。除了分析求解任務必須進行并行分布式多進程處理之外,其余的任務都可以通過用單進程模式來完成。單進程模式并不代表著在系統運行中任務只存在單進程。譬如,系統可以由不同的人在不同的計算機上運行后處理任務。所有的進程都是通過JavaSpaces空間實現信息共享和同步控制,促進與JavaSpaces空間的直接聯系。

2.2同步與通信

由計算機任務的寫作求解,分布式環境通過各個進程中進行執行同步和數據通信來實現。在同步機制中,同步機制和通信機制是并行求解的重要組成內容。JavaSpaces主要運用了synchronized同步機制、信號量和空間初始化等同步技術。Java的臨界資源是通過syn-chronized關鍵字來定義的。不管在某一時刻,臨界資源只允許一個線程進入,其余的必須排隊等待。為了確保某一時刻只能有一個線程進入到臨界資源,每一個Java都有一個相關聯的監視器,用其監視臨界資源。信號量的實現一般是作為一個共享的整數值,代表可使用的資源,以一種結構化的方式管理有限資源的方式。多進程之間,無論是消息通信還是數據通信,JavaSpaces空間和JavaSpaces服務都必須使用。

2.3計算模式

在分布式網絡計算環境中,如何使多臺計算機,甚至多個不同的計算程序協調解決同一個問題,是一個新的難題和挑戰。分布式計算資源的組織和管理也是眾多問題里面非常關鍵的一個。首先要明確哪幾臺計算機或哪幾個進程參與求解,才能協同求解一個具體的問題。就是說,計算機任務會用到哪些計算資源以及如何使用這些資源,就某個進程而言,首先要通過Jini的功能獲取JavaSpaces空間,觀察空間里面是否存在有指定計算任務的任務表。若沒有任務表,創建任務表之后,同時把自己加入到資源列表。若任務表已經創立,只要把自己加入到資源列表即可。JavaSpaces空間的資源列表的共享作用,使各進程懂得相互之間的資源定位,這樣就能夠了解有哪些資源能夠協作求解。Java分布式的計算模式中,有一個或多個進程同時并發執行和處理的系統存在著。串行計算模式可以不用Rmi技術和JavaSpaces技術,只需要使用文件╱數據庫。其它的計算模式必須使用Rmi、Jini、JavaSpaces以及Client程序技術。Server程序主要用于控制Client程序,共同完成分析求解。需要時,網絡上的多臺計算機運行JavaSpaces空間時,可以相互之間聯合和共享,相同命名的空間也能夠自動聯合,使JavaSpaces空間更大、更復雜。

3應用實例

眾多技術與應用系統構建起來的虛擬城市系統就是城市數字。海量數據存儲、空間數據操作、高速并行計算與數據挖掘等大計算量的問題都能通過分布式計算技術得到解決。在空間數據操作的應用中,按照一定的方案,通過運用Server進行任務分解和數據劃分進行任務。Sever程序準備好JavaSpaces空間,讀數據文件以及發送數據對象,將MwssageEntry、DataEetry填入JavaSpaces空間,創建求解問題,等待控制程序發送計算命令之后,與Client共同進行求解分析。

4結語

第2篇

1 云計算技術環境以及信息資源安全概述

云計算是一種以互聯網計算機技術為基礎的，該項技術關注計算機相關服務的刪減增加情況、計算機網絡的服務使用狀況以及用戶對于資源的服務使用交付模式等等，一般來說，云計算常常是虛擬化的資源——云是網絡技術、互聯網存在的一種較為形象的、比喻化的說法。通俗來說，云計算環境就是互聯網技術的環境。云計算概念指的是IT基礎設施的交付和使用模式，具體來說，是指客戶端通過計算機網絡技術來獲得自己想要的網絡資源等等，也就是說，云視為客戶用戶等進行服務的，這種服務一方面可以代指與IT計算機技術和軟件技術、互聯網信息技術相關的服務，也可以代指其他方面的服務【1】。

近年來，網絡信息技術高速發展，給人們的生活和工作帶來便利的同時，信息安全也成為困擾人們的重要問題，如何保障信息安全，已成為信息科學的熱點課題。目前，我國信息安全技術方面的從業者較少，且安全技術方面的起點較低【2】，這就需要高校合理設置“信息安全”專業課程，加大對信息安全技術人員的培養，以滿足網絡信息時代對于信息安全技術人才的需求。

保障云計算環境下信息資源的安全具有重要意義：信息安全的實質是保證包括硬件、軟件、數據等在內的信息系統不受到偶然或惡意的威脅、干擾或破壞，保證系統連續正常的運行，使得信息服務不中斷，最終實現業務連續性。根據國際標準化組織的定義，信息安全性的含義主要是指信息的完整性、可用性、保密性和可靠性【3】。云計算環境下的信息安全主要是指用戶存儲在云端的數據及隱私的安全問題，也就是保證用戶儲存在云端的數據不受到非法下載或篡改。

2 云計算環境下信息資源安全管理的風險

云計算環境下，大量虛擬化技術、資源池化技術的運用，使得云計算環境內的服務器、存儲設備、網絡設備等硬件設施倍高度整合，使得網絡邊界防護手段以及數據存儲、處理方式都發生了改變，使得信息資源安全風險越來越多，主要有以下幾個方面：

首先是信息泄露，即數據遭非授權用戶竊取；第二是信息的完整性遭到破壞，即數據被惡意刪除、修改等操作；第三是拒絕服務，即用戶對數據等資源的合法訪問遭到拒絕，造成訪問失敗；第四非授權訪問，系統或數據被他人非法入侵，使得信息被非法使用；第五是竊聽：通過技術手段竊取系統中的信息資源；第六是業務流分析：通過對系統進行長期監聽，利用統計分析方法對諸如通信頻度、通信的信息流向、通信總量的變化等參數進行研究，從中發現有價值的信息和規律。第七是假冒：非法用戶以欺騙的方式達到冒充合法用戶的目的，或權限小的用戶冒充成權限大的用戶，這也是黑客常用的攻擊方式。第八是旁路控制：攻擊者利用系統的安全缺陷或安全性上的脆弱之處獲得非授權的權利或特權。【4】第九是授權侵犯：被授權以某一目的使用某一系統或資源的某個人，卻將此權限用于其他非授權的目的，也稱作“內部攻擊”。最后是抵賴：這是一種來自用戶的攻擊，涵蓋范圍比較廣泛，比如否認自己曾經過的某條消息、偽造一份對方來信等。

3 云計算環境下信息資源安全管理的策略

3.1 加強邊界防護技術的應用

邊界防護功能技術是計算機安全策略的常見應用類型。較為被人們所熟知的是防火墻技術、入侵檢測技術以及抗DDOS等系統技術。防護墻技術是一種屏障技術，該技術主要是由軟硬件組合而成，應用于內部網和外部網之間，或者是專用網與公共網之間。防護墻顧名思義，就是起到維護安全的作用，它可以建立一種較為安全的網關技術，在受保護的網絡中，屏蔽外面網絡中的威脅和問題。具體來說，防火墻是由四個大構件組合而成的，這四個大構件分別是服務訪問規則、數據驗證的相關工具、包過濾以及應用網關【5】。凡是經過計算機網絡的所有數據，都需要進行這四個構件的審核，才能被放行，這樣就能夠在很大程度上保證信息的安全，流入流出的所有網絡通信和要經過此防火墻。入侵檢測技術是一種安全警報技術，入侵檢測系統在電腦信息交往中始終處于“睜大眼”的狀態，它可以進行對信息的監視以及分析等活動，在計算機出現問題的時候，會對整個計算機系統進行審計處理，發現潛在的問題；同時在平常的運行過程中，可以識別一些外來的入侵，并且將這些活動反饋出來，發出警報，避免出現更大的問題；在對計算機信息進行檢測的過程中，入侵檢測系統技術還會將其中的異常行為模式進行相關的記錄統計，并且進行分析，及時對其進行管理。抗DDOS是抗擊分布式拒絕服務攻擊的技術，DDOS是近幾十年來較為常見的一種騷擾安全的問題，這個問題就是拒絕服務攻擊，具體來說，這個問題會直接阻止合法用戶在上網方面的應用，用戶收到DDOS的影響之后，就會造成不能對正常網絡資源進行訪問的后果，這樣，該項問題的發起者就可以進行一些違法違規的操作，影響整個信息的安全。DDOS具有很強的攻擊性，它還有一個形象的名稱叫做洪水式攻擊，原因在于該項不法技術的攻擊策略側重于大量的文件網絡包的攻擊，操作者向受害主機源源不斷的發送很多看似合法實際上會造成巨大安全信息損壞的網絡文件包，造成受害機器在網絡上的不暢通，甚至導致服務器資源耗盡，進而引起主機拒絕服務等后果，對于網絡信息安全造成極大的危害【6】。抗DDOS技術恰好可以解決這個問題，保護主機不收DDOS的侵害，保護了文件信息的安全。

3.2 數據傳輸與數據存儲的加密與解密策略

除了在技術方面加強保護以外，還需要在信息資源的安全管理方面以及相關法律規定方面多下功夫，共同促進網絡安全信息的發展。

主要的技術方面有：DG圖文檔加密技術——該項技術能夠智能識別計算機所運行的涉密數據，并自動強制對所有涉密數據進行加密操作，而不需要人的參與。體現了安全面前人人平等的思想，從根源解決信息泄密問題。還有運用安全操作系統的方法——相關 的安全管理人員給系統中的關鍵服務器提供安全運行平臺，構成安全服務網絡，確保信息資源的安全問題得到保障【7】 。

還要加強信息資源技術的安全管理。規定各計算機網絡使用機構、企業以及個人等應建立相應的網絡安全管理辦法，加強內部管理，建立合適的網絡安全管理系統，加強用戶管理和授權管理，建立安全審計和跟蹤體系，提高整體網絡安全意識。

3.3 云服務器的安全防護

這個可以運用修補漏洞和清馬的方法進行安全防護。

清馬的步驟：首先找到掛馬的標簽和網馬的地址，找到了惡意代碼后，就樂意進行清馬工作了，如果是網頁被掛馬，可以用手動清，也可以用批量清【7】。修補漏洞的步驟：修改網站后臺的用戶名和密碼及后臺的默認路徑，然后更改數據庫名。接著檢查一下網站有沒有注入漏洞或跨站漏洞，如果有的話就相當打上防注入或防跨站補丁。檢查一下網站的上傳文件，常見了有欺騙上傳漏洞，就對相應的代碼進行過濾。盡可能不要暴露網站的后臺地址，以免被社會工程學猜解出管理用戶和密碼。寫入一些防掛馬代碼，讓框架代碼等掛馬無效。或者進行網站部分文件夾的讀寫權限的修改設置等。

3.4 完善身份認證與身份管理體系

完善身份認證與身份管理體系最重要的一個環節就是屏蔽端口，防止個人的信息帳號被盜。如果一旦發生服務器的超級管理員帳號或者特權用戶的帳號被盜用的情況的話，那么服務器的信息都可能被惡意泄露和運用，所以只有保障管理員帳號或特權用戶帳號不被非法盜用，才能有效保護信息安全。那么完善身份認證與身份管理體系是非常必要的。一般來說，黑客或者非法攻擊者進行服務器管理員帳號的竊取工作的時候，常常運用服務器的3389端口來突破界限，這時候只有將經過這個端口的安全計算機信息進行屏蔽，才能保障安全【8】。具體的設置方法為：右擊系統桌面選項桌面中的“我的電腦”這個選項，右擊鼠標選擇“屬性”這個命令，然后在彈出的屬性設置對話框中，選中“遠程”選項卡，然后取消“允許用戶遠程連接到這臺計算機”“允許從這臺計算機發送遠程協助邀請”的選項即可。

4 結束語

云計算已經成為具有革命意義的計算模型，它是未來計算機行業發展的趨勢，解決云計算環境下的信息安全問題是云計算應用推廣的前提。因此，分析云計算環境下信息資源面臨的風險，積極研究安全策略，保障云計算環境的信息安全是當今IT界的重要課題。我們應結合中國國情，積極研究云安全技術，研發具有自主知識產權的云安全產品，為我國的信息化建設貢獻力量。

參考文獻：

[1] 馬苗苗.淺析網絡信息資源的安全及其防護[J].中國科技博覽，2011（32）.

[2] 何紹華，梁春江.網絡環境下數字圖書館信息資源的安全問題[J].圖書館學刊，2008（2）.

[3] 沈宏雷.病案信息資源的安全利用[J].中國病案，2008（10）.

[4] 馮衛紅.論網絡信息資源的安全保障[J].決策探索，2009（8）.

[5] 李麗施.網絡信息資源的安全隱患及對策研究[J].科技情報開發與經濟，2005，15（5）：67-68.

[6] 吳隆基.圖書館信息資源的安全性及其數據庫加密實現技術[J].現代圖書情報技術，2010（5）.

第3篇

【關鍵詞】 內部控制； 股權結構； 企業績效； 傳導效應

中圖分類號：F222.3 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2015）22-0079-06

一、引言

2008年《企業內部控制基本規范》的頒布，說明內部控制逐漸受到監管部門和企業的重視。然而，我國“銀廣夏”、“云南綠大地”、“藍田股份”、“萬福生科”等上市公司接二連三出現財務舞弊和信息披露違法違規等事件，這無疑是內部控制體系不健全與實施效率低下的表現。研究內部控制制度在何種公司治理結構中能充分發揮其有效性，對于提高內部控制的構建顯得十分必要。根據對以往文獻綜述的分析和研究，發現許多學者主要研究了股權結構、內部控制以及企業績效三者之間的相互影響，而關于股權結構影響內部控制并最終作用于企業業績的中介傳導路徑研究幾乎沒有。另外，目前的研究都將內部控制質量視為調節變量，但是由于內部控制與股權結構（自變量）和企業績效（因變量）都具有相關性， 而James L R和Brett J M. Mediators（1984）認為只有當調節變量與解釋變量和被解釋變量的關系都不大時，才是最理想的調節變量。因此，本文借鑒溫忠麟（2004）中介效應的分析方法，在國內外學者研究的基礎上將內部控制、股權結構與企業績效聯系起來，實證研究并分析股權結構對企業業績的傳導途徑，從而揭示其傳導黑箱。以此通過改善公司治理結構和內部環境，建立良好的企業股權結構，為內部控制制度建設打下良好基礎，從而保證企業穩健運營。

二、文獻回顧與研究假設

隨著我國2005年股權分置改革的進行，企業注重 改善股權結構以此來影響和改善企業績效。F■lix J. L■pez-Iturriaga和Juan Antonio Rodr■guez-Sanz（2001）選取西班牙1991―1997年共140家上市公司數據為研究樣本，運用模型聯立方程分析各變量之間的相互關系，研究發現，雖然企業績效和投資價值取決于管理所有權，但股權結構也會影響企業績效和投資價值。張同斌（2012）選取我國高新技術上市公司4年的財務數據為支撐，運用分位數回歸法研究發現，隨著公司績效的不斷提升，第一大股東持股比例對企業績效的影響逐漸增大，并且績效越好的上市公司規模的制約作用越大。Claessns和Stijin（1998）通過對捷克斯洛伐克以及東南亞企業的股權結構研究，發現這些國家和地區的企業股權結構高度集中，并且與企業價值正相關。葉紅雨和曾芒（2005）選取A股市場2001―2003上市公司964家數據為樣本，并結合196家企業（滬、深交易所近1 300家上市公司中196家中央直屬企業集團或控股的上市公司）和520家企業（中國人民銀行1998年聯合認定的全國520家重點扶持企業集團或控股的上市公司）形成三組企業樣本，通過描述性統計發現，196家企業和520家企業均為第一大股東持股比例較高樣本，通過變量的差異性分析發現，“一股獨大”是市場化的選擇并在一定程度上促進企業績效的提升，提高公司治理水平。周翼翔（2011）基于內生性研究的視角，選取我國滬深1999―2008年上市公司數據為樣本，共509家公司，根據實證分析結果發現，股權結構對企業績效的作用途徑是非線性的。其中，管理層持股與企業績效呈W型關系；控股股東與企業績效呈N型關系。因此本文提出如下假設：

假設1：在其他限定條件相同的情況下，股權結構與企業績效顯著相關。

如今企業的內外環境瞬息萬變，只有建立科學的公司治理結構，才能從根本上保證內部控制的有效性，提高經營效率，保護投資者利益。已有相關文獻對股權結構和內部控制的關系進行研究，具有三種代表性觀點，分別是：（1）等同論。即認為公司治理與內部控制沒有本質區別，可以等同對待。（2）環境論。把企業的公司治理視為內部控制環境因素的一個方面，認為公司內部管理監控體系包括公司治理和內控環境因素，兩方面缺一不可（閻達五和楊有紅（2001））。（3）互動論。認為內部控制與公司治理環境二者聯系緊密、相輔相成，不能割裂對立，必須將內部控制置于公司整體的治理框架中。吳益兵、廖義剛和林波（2009）運用Logistic回歸模型以滬深A股市場2007年共167家企業的數據為研究樣本，實證分析股權結構和內部控制質量的關系，研究結果發現：控股股東性質和機構投資者持股比例都與內部控制質量在1%的水平上正相關；股權集中度與內部控制質量在5%的顯著性水平上呈負相關關系，表明高質量的機構投資者可以提高企業內部控制的有效性，深化企業現代制度以及資本市場的發展對內部控制的建設和執行具有重大影響。周奕彤（2012）以三鹿奶粉事件為例，從企業內部控制有效性和治理結構兩個方面分析了食品安全事件發生的原因，提出優化股權結構，擺脫一股獨大的現狀，加強和完善董事會制度在內部控制建設中的核心作用，明確監事會職責，建立有效的激勵約束機制。儲成兵（2013）基于我國A股市場上市公司2011年的財務數據，實證分析控制權的分離度以及金字塔式的股權結構對內部控制有效性的影響，實證結果發現：終極控制人對股權控制的比例越高，則內部控制質量越低。程曉陵（2008）選取我國上市公司2006年以前的1 162家企業為研究樣本，實證分析公司內部治理結構作為解釋變量時對被解釋變量內部控制的影響，研究發現：管理層的道德價值觀和勝任能力與內部控制呈顯著正相關關系；設置審計委員會和增強管理人員對企業員工工作勝任能力的高度關注會促進企業改善內部控制質量從而提高經營績效。因此本文提出如下假設：

假設2：在其他限定條件相同的情況下，內部控制與股權結構顯著相關。

追溯到1932年，Berle和Means（1932）就通過對美國200家大型工業企業調研證明，在股權分散的情況下企業決策與中小股東的利益發生沖突，則不能保證企業業績的提升和優化。張良、王平和毛道維（2010）以滬深國有企業838家以及民營企業297家為研究樣本，其中，2008年國有企業和民營企業第一大股東持股比例與企業績效的回歸系數分別為0.063（t=3.724，P

基于以上分析不難看出，股權結構、內部控制質量、企業業績之間存在較為顯著的相關性，股權結構對內部控制質量產生影響時，內部控制失靈時的表現（如公司財務舞弊、違法違規）對企業業績產生負面影響，內部控制質量對企業業績也具有顯著影響。在委托理論框架中，股權結構作為內部控制的基石，決定著內部控制執行的效率，內部控制要使委托人利益最大化，使企業決策最優化。在我國，相當一部分上市公司的股權結構比較復雜，傳統觀點認為股權分散、股權制衡就能形成企業決策民主并提高公司內部治理水平，這是缺乏科學依據的，并且和筆者的日常實踐經驗不符合。“一股獨大”是中國證券市場的顯著特征，并不是公司治理的主要障礙，相反它和股權分散化都是市場的選擇。我們需要的是大力進行制度建設，加強公司信用建設，提高決策效率，切實保護投資者利益。可見，只有加強投資者保護才有可能通過股權制衡提高公司治理水平。因此本文提出如下假設：

假設3：在其他限定條件相同的情況下，內部控制是股權結構與企業績效的中介變量，三者之間存在傳導效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據收集

本文選取2011―2013年滬市主板A股上市公司的數據為樣本，對數據進行以下處理：（1）剔除財務狀況有問題的ST、*ST、SST、S*ST、PT類公司樣本；（2）剔除金融保險類上市公司的數據，因為金融業在內部控制制度建設方面與其他上市公司差異顯著，因此不作為樣本觀測值；（3）剔除3年相關資料不全的公司；（4）剔除數據殘缺的樣本。經過以上處理，最終選取滬市主板A股685家上市公司，3年共2 055個觀測值。本文相關財務數據主要來源于國泰安數據庫，部分缺失數據來自上市公司年報和巨潮資訊網，論文最終數據為筆者手工計算整理。在本文中，運用Excel2010對數據進行初步篩選和計算，使用SPSS21.0對數據進行多元回歸分析。

（二）變量定義

（1）被解釋變量：以企業績效（ROA）作為被解釋變量，使用總資產收益率作為衡量企業績效的指標（楊典，2013）。總資產收益率可以衡量一個公司的經營效果及獲利能力。企業績效（ROA）指標計算的方法為公司的凈利潤與資產總額之比。

（2）中介變量：內部控制（IC）。本文在國內外學者有關研究基礎上，選取內控自我評價報告和內控審計報告（孫光國和莫冬艷，2012）、財務報表審計意見類型（黃壽昌和楊雄勝，2010）和會計師事務所（張龍平和魯清仿），另外本文還加入違法違規、整改措施。將這些指標作為變量衡量內部控制質量，使用改進的熵值法確定各個指標的權重，最終求出每個公司的綜合內控評價值，該值越大，內部控制質量越高。

（3）解釋變量：本文借鑒林鐘高和儲姣嬌（2012）、張同斌（2012）的研究，選取機構投資者持股比例（Iown）、第一大股東持股比例（Vote）和股權制衡能力（Rate）作為股權結構的變量。這里，機構投資者持股比例是指年末機構投資者（包括基金、券商等新型投資機構持股之和）持有股票數量占總股本的比例，用百分比表示。股權制衡能力是指第二大股東持股比例至第九大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值，以百分比表示。

（4）控制變量：依據林鐘高和儲姣嬌（2012），張川、沈紅波和高新梓（2009）的研究，本文選取的控制變量包括：公司規模（Size）、資產負債率（Debt）、公司產權性質（Own）等。另外，本文還加入公司所在地區（Region）、公司所屬行業（Indu）和年度（Year）。變量說明如表1。

（三）模型設計

本文將內部控制質量作為中介傳導變量，以此檢驗內部控制的傳導路徑。如果股權結構對企業績效、股權結構對內部控制質量都具有顯著影響，并且引入內部控制變量以后，股權結構對企業績效仍具有顯著影響，則說明內部控制質量是股權結構與企業績效的中介傳導變量。也就是說，在檢驗股權結構的傳導過程中，內部控制質量具有雙重身份，它既是股權結構的結果，也是企業績效的原因，即股權結構通過內部控制質量對企業績效施加影響。

內部控制、股權結構和企業績效三者之間相關關系如圖1所示（虛線內為股權結構的三個替代變量）。

1.股權結構與企業績效之間相互關系的檢驗模型

2.股權結構與內部控制質量之間相互關系的檢驗模型

3.股權結構、內部控制質量和企業績效關系的檢驗模型

第一個模型檢驗股權結構與企業績效的關系，只有？琢i（i=1，2，3）顯著了，才能進行模型（2）的檢驗，如果股權結構與企業績效相關但不顯著，則應停止中介效應分析。第二個模型檢驗股權結構與內部控制質量的關系。模型（3）是檢驗內部控制質量作為中介變量是否具有傳導作用。如果內部控制質量（IC）的系數？酌4顯著，同時？酌i（i=1，2，3）比模型（1）中的系數？琢i（i=1，2，3）顯著降低，那么股權結構對企業績效的影響是部分通過內部控制質量來傳導的。如果內部控制質量（IC）系數？酌4顯著，同時股權結構的變量系數？酌4（i=1，2，3）不顯著，則認為股權結構對企業績效的影響完全是通過內部控制質量來傳導的。

四、實證檢驗與理論分析

（一）描述性分析、相關性分析和多重共線檢驗

對模型中的主要變量進行描述性統計分析，分析結果見表2。從表2可以看出，總資產收益率（ROA）的最小值為-0.937，而最大值是1.090，后者大約是前者的2.1倍，平均值為0.041，說明滬市主板公司的整體業績水平不高并且各公司之間企業業績差距較大。第一大股東持股比例（Vote）平均值為0.365，說明一股獨大現象仍然比較突出。股權制衡能力（Rate）的最小值為0，最大值為0.07，均值為0.006，說明第二至第九大股東對第一大股東的制衡能力總體上處于劣勢地位。內部控制（IC）的最小值為1.16，最大值為2，均值為1.789，說明自從我國頒布并施行《企業內部控制配套指引》以來，企業加強內部控制體系的構建，內部控制有效性提升，并且從標準差來看，內部控制差距較小。資產負債率（Debt）的平均值為0.458，說明公司風險程度不高，償債能力較好。公司規模（Size）的標準誤差為1.453，可見各個公司規模差異性比較大。

表3是對模型中的主要變量進行皮爾森相關分析。從表3可以看出，企業績效（ROA）與第一大股東持股比例（Vote）在5%的顯著水平呈正相關，與機構投資者持股比例（Iown）在1%的顯著性水平呈正相關，與股權制衡能力（Rate）呈不顯著的負相關。內部控制質量（IC）與企業績效（ROA）、第一大股東持股比例（Vote）、機構投資者持股比例（Iown）均在1%的顯著性水平呈正相關關系；而與股權制衡能力（Rate）在1%水平上顯著負相關。并且各變量的相關系數都小于0.5，初步認為各變量不存在多重共線性。

（二）多元回歸分析

本文依據中介變量的檢測方法，選取滬市主板2 055家上市公司的數據分別對股權結構與企業績效、股權結構與內部控制質量以及股權結構與內部控制質量對企業績效的影響進行了回歸檢驗，檢驗結果如表4所示。

1.股權結構對企業績效影響的回歸方程檢驗

從表4模型（1）的回歸結果來看，股權結構中機構投資者持股比例（Iown）、第一大股東持股比例（Vote）與企業績效的回歸系數均在5%的水平呈顯著正相關關系，其回歸系數分別為0.034（t=2.532）、0.021（t=2.083）。這一結果表明，機構投資者持股比例以及第一大股東持股比例越高，越有助于企業績效的提升；而股權制衡能力（Rate）與企業績效呈不顯著的負相關關系。對股權結構的三個變量分析發現，三個變量有兩個顯著相關，則可以認為股權結構與企業績效顯著相關。至此，假設1得到驗證。方程回歸整體性檢驗F值為82.202，在1%的水平上顯著；方程整體的擬合優度調整的R2為0.165，擬合較好。各個變量的方差膨脹因子（VIF）略大于1，但顯著小于10，另外D-W統計量為2.056，接近2，可以判斷方程各變量不存在多重共線和序列相關。模型（2）和模型（3）的檢驗原理類似，由于篇幅所限，本文不再贅述。因此假設1得到驗證，即股權結構與企業績效之間存在顯著相關性。

2.股權結構對內部控制質量影響的回歸方程檢驗

從表4模型（2）的結果可以看出，股權結構中機構投資者持股比例（Iown）、第一大股東持股比例（Vote）與內部控制質量的回歸系數均在1%的水平呈顯著正相關關系，其回歸系數分別為0.124（t=4.149）、0.061（2.764），而股權制衡能力（Rate）與內部控制質量的回歸系數是-1.643（t=-2.926），在1%的顯著性水平上負相關。這一結果表明，機構持股比例以及第一大股東持股比例越高，越有助于內部控制有效性的發揮；而股權制衡能力（Rate）越高，越不利于內部控制質量的提升。同時，方程回歸檢驗F值為64.638，在1%的顯著性水平上通過檢驗，整個方程調整的R2為0.157，擬合程度較好。因此假設2得到驗證，即股權結構與內部控制之間存在顯著相關性。

3.股權結構、內部控制質量與企業績效的傳導效應檢驗

模型（1）和模型（2）分別是股權結構對企業績效與股權結構對內部控制質量的回歸分析結果，而模型（3）是引入中介變量內部控制質量后，將股權結構和內部控制質量作為解釋變量，研究其對企業績效影響的回歸分析。從表4模型（3）的結果來看，在加入中介變量內部控制質量（IC）之后，股權結構、內部控制質量共同對企業績效影響的回歸分析。從表4模型（3）中的結果看，加入內部控制后，股權結構中機構投資者持股比例（Iown）對企業績效的影響在1%的水平下呈顯著正相關關系，第一大股東持股比例（Vote）與企業績效在10%的顯著性水平上正相關，股權制衡能力（Rate）與企業績效存在不顯著的負相關關系，由此可以認為內部控制質量對股權結構中的股權制衡能力與企業績效不存在中介傳導效應。股權結構的變量機構持股比例（Iown）的回歸系數由模型（1）中的0.034上升到模型（3）中的0.048，第一大股東持股比例（Vote）的回歸系數由模型（1）中的0.021下降到模型（3）中的0.020。根據傳導變量的檢驗原理，三個步驟的回歸方程都顯著相關，說明內部控制質量對股權結構的機構投資者持股比例和第一大股東持股比例均與企業績效存在中介傳導效應，并且股權結構中機構投資者持股比例（Iown）在三個模型中的回歸系數分別為0.034、0.124和0.048，第一大股東持股比例（Vote）在三個模型中的回歸系數分別為0.021、0.061和0.020，這說明內部控制質量對股權結構的機構投資者持股比例和第一大股東持股比例均與企業績效存在部分傳導作用，而不是完全的傳導效應。本文采用Freedman（1992）、張軍華（2013）中介效度分析方法，進一步驗證股權結構的Iown和Vote變量在模型（1）中的回歸系數和模型（3）中的回歸系數之差是否顯著異于零。統計量的計算方法為：

公式中σ？琢i為？琢i的標準誤差，σ？酌i為？酌i的標準誤差，？籽 ixm為股權結構的第i個變量與中介變量內部控制質量的相關系數。計算可知，股權結構Iown的t1值為-8.337，股權結構Vote的t2值為0.588，均小于臨界值1.786，則拒絕原假設，接受股權結構的Iown和Vote變量回歸系數均具有顯著提高的假設，表明內部控制質量對股權結構的Iown和Vote與企業績效均起到了部分中介效應。內部控制質量對股權結構中的Rate與企業績效不存在中介傳導效應，而內部控制質量對股權結構的Iown和Vote與企業績效均起到了部分中介效應，所以從總體來看，內部控制質量對股權結構與企業績效具有不完全傳導效應，即假設3得以驗證。

五、研究結論

本文基于內部控制質量為中介變量，采用滬市主板上市公司2011―2013年的數據為研究樣本，實證分析內部控制對股權結構與企業績效的中介傳導作用。研究結果發現，機構投資者持股比例和第一大股東持股比例都與企業績效在5%的顯著性水平上正相關，并且機構投資者持股比例和第一大股東持股比例都與內部控制在1%的水平上呈顯著正相關關系，而股權制衡能力與內部控制質量顯著負相關；加入中介變量后機構投資者持股比例從5%的顯著性水平上升到1%的顯著性水平，第一大股東持股比例從5%的顯著性水平下降到10%的顯著性水平，證明了內部控制質量對股權結構與企業績效起到的是不完全的傳導效應。

本文對股權結構中大股東股權和企業績效的關系研究與葉紅雨和曾芒（2005）的研究結果一致，認為“一股獨大”并不阻礙公司的有效治理，反而是市場機制的選擇，在一定程度上可以提高內部控制有效性，提升企業業績。而股權制衡顯現弱勢，我國應該加強投資者保護體系的建設，切實保護投資者利益。只有加強投資者保護才有可能通過股權制衡提高公司治理水平。這一研究成果揭開了股權結構影響企業績效方式與途徑的黑箱，對于企業進一步完善內部控制機制，改善股權結構，提高企業業績大有裨益。

【參考文獻】

[1] 溫忠麟，侯杰泰.隱變量交互效應分析方法的比較與評價[J].數理統計與管理，2004（3）：37-42.

[2] 張同斌.不同績效高新技術企業的結構因素影響――基于高新技術上市公司的數據[J].經濟管理，2012（4）：149-158.

[3] 葉紅雨，曾芒.大股東股權、企業績效與誠信――來自中國A股市場2001―2003年的實證分析[J].江蘇社會科學，2005（4）：69-74.

[4] 周翼翔.公司內部治理機制與績效的交互效應――基于內生性視角的經驗證據[J].山西財經大學學報，2011（4）：93-105.

[5] 李玲.公司治理視角下上市公司內部控制問題的探析[D].江西財經大學，2009.

[6] 閻達五，楊有紅.內部控制框架的構建[J].會計研究，2001（2）：9-14.

[7] 吳益兵，廖義剛，林波.股權結構對企業內部控制質量的影響分析――基于2007年上市公司內部控制信息數據的檢驗[J].當代財經，2009（9）：110-114.

[8] 周奕彤.基于公司治理結構下上市公司內部控制的研究[J].山西財經大學學報，2012（1）：118-119.