對全體樣本分類別多元回歸的結果。
模型1～模型11是按照最終控製人類別進行的檢驗。模型1～模型6我們研究了在不包括交叉項的情況下，外部治理機製是否對公司價值有所影響。模型1中市場化進程指數與托賓Q值在0.05的水平上顯著正相關，說明競爭機製確實在起作用，競爭機製越完善的地區，信息不對稱程度越弱，企業運營效率更高，公司治理水平也會更好，相應的公司價值也更高；模型2中政府幹預指數與托賓Q值在0.01的水平上顯著正相關，說明政府幹預程度越低的地區，其所屬上市公司價值更高，顯然，就全體樣本公司而言，政府幹預是不利於公司價值的。模型3中法治水平指數與托賓Q值在0.01的水平上顯著正相關，說明法治化程度越高的地區，其所屬上市公司價值越高，這個結論支持了LAPORTA等人（1997、1998、1999、2000、2002、2006）的跨國比較研究結果，說明即使在一國範圍之內，各地區不同的法治發展水平依然對公司價值有著重要影響。法治發展水平高的地區，公司最終控製人的侵占行為應該更少，代理問題相對較輕，公司治理水平更高，從而公司價值也更高。模型4中公司發行 H股或N股與托賓Q值在0.05的水平上顯著正相關，說明公司在海外上市提高了公司價值。這個結論同樣支持DOIDGE（2004）的研究結果，他發現外國公司在美國上市減少了控製權私人收益，提高了公司價值。由於香港和美國證券市場對投資者的保護水平明顯高於我國A股市場，因此在海外市場上市使得這些同時在A股市場上市的公司受到更嚴厲的法律製約，並接受海外投資者、國際會計師事務所等中介機構以及所在國監管機構的審查和監督，這些因素必然促進公司改善經營機製，提高公司治理水平，從而也提高了以A股股價反映的公司價值。模型5中公司受到過中國證監會、上海證券交易所或者深圳證券交易所處罰虛擬變量的係數與托賓Q值在0.1的水平上正相關，這個結果與我們的預期有偏差。我們預計受到處罰的公司其公司價值應該相應較低，但回歸結果卻正好相反；這說明我國證券市場的監管存在較大的問題，監管並不能對優良公司和質劣公司進行有效的甄別，因此起不到獎優罰劣的作用，從而喪失了其作為一種治理機製所能發揮的功能。我們考慮，這一方麵跟我國證券監管體製仍然不成熟有關；另一方麵也跟監管機構的權力有限有關，從第三章對我國證券市場法治水平的分析可知，我國證券監管機構的權力十分有限，監管機構不能在事前和事中即有效地實施強有力的監管措施，而隻能在事後采取補救式的處罰，監管的滯後性使得這種處罰喪失了其事前甄別的時效性，反而成為市場預期上升的風向標。模型6在加入所有治理機製變量進行檢驗時，發現市場化進程指數的係數變為負，並與托賓Q值不顯著，我們估計跟其與政府幹預指數和法治水平指數存在線性相關有關，因為後兩個指數是前一個指數的子數據，我們檢查了方差膨脹因子VIF，發現在單獨帶入各治理機製變量時方差膨脹因子均小於3，但在一起帶入時，市場化進程指數的VIF達到5.22，說明確實存在線性相關問題。其餘變量的關係則保持不變，資產負債比率、公司主營業務前一年增長率、公司規模、年度虛擬變量的回歸結果與第四章的回歸結果基本一致。
模型7～模型10考察了外部治理機製與最終控製人類型的交互作用及其對公司價值的影響。模型7在模型1的基礎上引入了市場化進程指數與民營控製上市公司虛擬變量的交互項，我們發現民營控製上市公司係數變為在0.1的水平上與托賓Q值正相關，而市場化進程指數與民營控製上市公司虛擬變量交互項則在0.05的水平上與托賓Q值負相關，這說明民營上市公司其公司價值高於國有控製上市公司，但是在市場化進程快的地區，這種差異變得不顯著，這個結論符合林毅夫等人（1995）的觀點，他們認為充分競爭的環境將可能促使國有企業表現出與民營企業同樣好的績效。我們也檢驗了自變量的方差膨脹因子VIF，發現民營虛擬變量和市場化進程指數與民營虛擬變量交互項的VIF均超過19，說明這兩個變量之間存在較為嚴重的線性相關，因此，我們對結果的解釋還需慎重，其餘變量的回歸結果與模型1基本一致。模型8在模型2的基礎上引入政府幹預指數與民營控製上市公司虛擬變量的交互項，民營控製上市公司係數同樣變為在0.05的水平上與托賓Q值正相關，而政府幹預指數與民營控製上市公司虛擬變量交互項則在0.01的水平上與托賓Q值負相關，說明政府幹預越少的地區，民營上市公司的優勢越不明顯。檢查表明，這兩個變量的VIF均超過了21，說明存在線性相關。其餘變量的回歸結果與模型2基本一致。模型9在模型3的基礎上引入法治水平指數與民營控製上市公司虛擬變量的交互項，民營控製上市公司係數變為正值，但依然不顯著；法治水平指數與民營控製上市公司虛擬變量交互項的係數為負，也不顯著；其餘變量的回歸結果與模型3基本一致。模型10我們將市場化進程指數、政府幹預指數、法治水平指數與民營控製上市公司虛擬變量同時引入，發現民營控製上市公司係數變為與托賓Q值在0.05的水平上顯著正相關；市場化進程指數的係數為負，但不顯著；政府幹預指數與法治水平指數則與托賓Q值顯著正相關；市場化進程指數、法治水平指數與民營控製上市公司虛擬變量交互項的係數均為正，但都不顯著；政府幹預指數與民營控製上市公司虛擬變量交互項的係數則在0.05的水平上顯著負相關。我們檢驗了模型中自變量的VIF，發現民營控製上市公司虛擬變量、市場化進程指數及其與民營控製上市公司虛擬變量的交互項、政府幹預指數、法治水平指數與民營控製上市公司虛擬變量交互項的VIF均超過5，說明這些變量之間存在較為嚴重的線性相關，所以我們對模型10結果的解釋還需慎重。模型11我們還加入了公司是否海外上市虛擬變量以及公司是否受到過監管機構處罰虛擬變量，海外上市虛擬變量的係數在0.1的水平上與托賓Q值顯著正相關，受到證券監管機構處罰虛擬變量的係數在0.1的水平上與托賓Q值顯著正相關，這個結果與之前的回歸結果相比，沒有顯著變化，其餘變量的回歸結果則與模型10基本一致。
模型1～模型11的回歸結果表明，外部治理機製對公司價值確實有很重要的影響，市場化進程指數、政府幹預指數和法治水平指數的係數基本均顯著，且與我們的理論預期一致，說明競爭越完善、政府幹預越少、法治水平越高，最終控製人與其他股東的利益衝突越小，從而弱化了代理問題，提高了公司價值。公司在海外上市同樣有助於接受更強有力的法律監管、提升公司治理水平，從而提高公司價值。但是我國證券監管機構的作用卻值得懷疑，監管的不成熟及其滯後性使得監管起不到應有的作用。民營上市公司在某些情況下的公司價值可能要優於國有控製上市公司，但當市場競爭趨於完善、政府幹預較少時，民營上市公司的優勢反而變得不明顯。但是，我們對引入交互項以後回歸結果的解釋仍須保持謹慎，因為在加入交互項以後，交互項與民營上市公司虛擬變量的方差膨脹因子VIF變得較大，說明這些自變量之間存在較為嚴重的線性相關問題。
模型12～模型19是按照第一大股東持股比例分類進行的多元回歸研究。模型12中市場化進程指數的係數在0.05的水平上與托賓Q值顯著正相關。模型13中引入了其與第一大股東持股比例的交互項，發現交互項的係數為正，但不顯著，同時，市場化進程指數的係數也變為不顯著，這同樣跟兩個變量存在線性相關有關，因為其VIF均大於8；其餘變量的關係則保持不變。模型14中政府幹預指數的係數在0.01的水平上與托賓Q值正相關。模型15中引入其與第一大股東持股比例的交互項，我們發現同樣是由於多重共線性，政府幹預指數以及其與第一大股東持股比例的交互項係數均變為不顯著。模型16中法治水平指數的係數在0.01的水平上與托賓Q值顯著正相關。模型17中在引入其與第一大股東持股比例的交互項以後法治水平指數的係數變為負值，但並不顯著；而法治水平指數與第一大股東持股比例交互項的係數在0.05的水平上與托賓Q值正相關，從VIF檢驗可知，這兩個變量之間同樣存在多重共線性問題。模型18我們將市場化進程指數等三個變量及其與第一大股東持股比例的交互項均納入分析，回歸結果表明，除法治水平指數與第一大股東持股比例交互項的係數在0.05的水平上顯著正相關以外，其餘均不顯著，而且VIF檢驗表明，這些自變量相互之間也存在較為嚴重的線性相關。模型19我們在模型18的基礎上又引入公司是否海外上市虛擬變量以及公司是否受到過處罰虛擬變量，發現這兩個變量的係數均在0.05的水平上與托賓Q值顯著正相關，說明之前的研究結論是穩健的；與模型18一樣，除法治水平指數與第一大股東持股比例交互項的係數在0.05的水平上顯著正相關以外，其餘均不顯著；另外，資產負債比率的係數符號未變，但其顯著性有所提高，其餘變量的關係均保持不變。