本节首先在第二节基本方程的基础上，加入公司内部治理变量，检验公司内部治理与公司绩效之间的相关性；然后，将反映公司内部治理的七项指标作因子分析，用提取出的第一主元作为方程（4-2）的被解释变量，以进一步分析公司内部治理机制的影响因素。
5.3.1 公司内部治理机制对公司绩效的影响
下面我们以模型（5-1）和（5-3）为基础，加入公司治理变量Y2，考察公司内部治理与公司绩效的关系。模型如下：
TQ α+β1Y2i+β2Top1+β3Lev+β4Topdum_1+β5HHI2_10
+γ1Assets+γ2Growth+γ3Risk+γ4Age（5-10）
其中，Y2i分别代表董事长兼任总经理哑变量（DirectCeo）、独立董事人数（Directout）、董事会规模（Directsize）、监事会规模（Supersize）、董事会议次数（Directmt）、监事会议次数（Supermt）和股东大会次数（Sharemt）。
为了避免多重共线性，我们将以上七个变量分别进行回归检验：
在七个公司内部治理变量中，除了股东大会次数Sharemt变量在10%水平显著外，其他六个公司治理变量均不显著。假设H5基本成立。其他变量如第一大股东持股、负债率、大股东性质哑变量和后九大股东集中度等变量参数的显著性和符号与前两节的分析结果相同。
其中，独立董事人数、董事会规模、监事会规模和董事会议次数与公司绩效正相关，但不显著，与现有文献的预期符号一致；但董事长兼任总经理哑变量与公司绩效呈不显著的正相关系，与预期符号相反；监事会议次数也出现与预期符号不一致的情况（负相关，但不显著），这也反映出监事会在其功能定位与其他治理机构之间存在着错位，影响了其发挥作用。
值得注意的是，虽然样本公司年均股东大会次数仅有2.14次，但与公司绩效有显著的正相关系，这可以归结为两方面原因：一是上市公司每年至少一次的股东大会在监督管理绩效和审定公司经营计划方面确实起到了应有作用；二是国有上市公司“一股独大”，股东大会召集的效率较高，在一定程度上取代了董事会议职能，导致董事会变量不显著。然而，这种现状也进一步折射出上市公司的大部分内部治理机构形同虚设，运转效率不高，究其根源，仍然是股权结构不合理造成的后果。
5.3.2 公司治理因子的提取
从上面的绩效方程检验结果看，公司内部治理变量与公司绩效总体上不显著，那么，股权结构及其性质在这种关系中有着怎样的作用？下面借鉴白重恩（2005）的做法，对反映公司治理的七项指标做因子分析，从中提取出一个最能反映公司内部治理机制的主成因子；然后，用提取出的治理结构因子作为公司治理的替代变量，再按照国有股比重分组来进一步考察股权性质对公司治理绩效的影响。
首先，以本书实证分析的全体样本为数据来源，对公司治理结构的七项指标作因子分析。结果如下：
KMO值为0.555，达到作因子分析的要求。巴特利特球体检验的χ2统计值的显著性概率是0.000，说明数据具有相关性，适宜作因子分析。提取出的第一主因子（以下用GFT表示）对各治理变量的载荷系数，系数符号符合假设预期。
5.3.3 治理因子与公司绩效关系的分组检验
下面运用治理结构因子GFT代替原来的7个治理变量，并按国有股分组重新做回归分析。将模型（5-10）改写为：
TQ α+β1GFT+β2Top1+β3Lev+β4Topdum_1+β5HHI2_10
+γ1Assets+γ2Growth+γ3Risk+γ4Age（5-11）
将模型（5-5）改写为：
TQ α+β1GFT+β2Lev+β3State+β4Execute+β5Foreign
+γ1Assets+γ2Growth+γ3Risk+γ4Age（5-12）
（1）治理因子在两个分组中的回归结果出现差异。在高比例组的治理因子仍然不显著，但在低比例组的两个方程中，GFT在5%水平显著为正，且系数也基本相同。这说明在国有股比重高（大于或等于31%）的公司中，公司治理机构设置及其运转情况对公司绩效没有显著的影响（高比例组的GFT系数为负，但不显著），而在国有股比重较低（小于31%）的公司，公司治理机构设置及其运转效率显著，对提高公司绩效具有积极作用。这也证实了5.3.1分项检验时作出的判断，高国有股比重有导致股东大会取代其他治理机构的倾向，使得公司治理机构设置表面化。因此，上市公司“一股独大”导致了公司治理功能的严重缺失。
（2）一个比较重要的发现是，国有股比重变量的一次式对公司绩效的影响变得显著，但两个组的系数方向相反，高比例组的国有股比重与绩效正相关，而低比例组的国有股比重与绩效负相关。结合上述的治理因子在两组中的差异，说明当国有股集中时，公司内部治理机制失效，公司绩效主要取决于国有大股东的“垄断性”；而当国有股比重较低时，国有股不仅不利于公司绩效的改进，而是更多地体现于对其他性质大股东的“非有效”干预，此时，规范的公司治理机制变得尤为重要。
5.3.4 公司内部治理的影响因素分析
在公司治理因子被提取后，我们尝试将其作为被解释变量来研究公司绩效、股权结构、债务结构和其他相关因素对公司治理的影响，即对第4章的模型（4-2）进行估计：
Y2α2+β1Y1+β3Y3+β4Y4+γ2Z2（5-13）
其中，Y2是代表公司内部治理的被解释变量，我们用治理因子GFT代替，Y1、Y3、Y4是代表公司绩效、股权结构和债务结构的解释变量，Z2为影响因变量的控制变量的矢量，α2、βi（i1，3，4）、γ2分别是常数项、解释变量的系数项和控制变量的系数项。方程（5-13）中略去了随机干扰项ε2.该方程采用以下两种具体形式进行检验：
GFT α+β1TQ+β2Lev+β3Top1+β4Topdum_1+β5HHI2_10
+γ1Assets+γ2Growth+γ3Risk+γ4Age（5-14）
GFT α+β1TQ+β2Lev+β3State+β4State_sq+γ1Asset
+γ2Growth+γ3Risk+γ4Age（5-15）
模型（5-14）和（5-15）的拟合优度很低，笔者也曾考虑加入行业因素进行控制，但结果不甚理想。本书重点关注的公司绩效TQ、负债率Lev和第一大股东持股Top1三大变量参数均不显著，说明目前中国上市公司的内部治理机制尚未与资本结构和公司绩效变量之间形成互动关系，从而使方程（4-2）难以与其他三个方程一起进入第6章的联立方程组进行检验。
为了能较深入阐明公司内部治理的影响因素，我们仍然沿用本章5.2.3的方法，按国有股比重（31%）对公司治理相关变量作了分组均值比较。T检验结果显示，两组样本公司中有4项治理指标的均值存在显著性差异，其中董事长与总经理兼任、董事会规模、监事会规模的均值都在显著水平1%存在差异，独立董事人数也在10%显著水平存在均值差异。
国有第一大股东哑变量和后九大股东集中度都与GFT显著正相关，说明在国有第一大股东持股的公司中，公司治理因子分值较高，后九大股东在建立和健全公司治理结构方面也有良好作用。进一步考察可以看出，公司治理变量显著地受到了国有持股比重的影响，当国有股比重大于（或等于）31%时，董事长兼任总经理的情况显著减少，只有9%的公司有兼任情况，而国有股比重低组中有14%的公司有兼任情况；高国有股比重组的董事会规模和监事会规模都显著大于低国有股比重组，独立董事平均人数也显著偏多。
通过比较似乎可以得出国有股比重大的企业公司治理效率更高的结论，但这又与模型（5-15）所作的回归分析结论相左。值得注意的是，在模型（5-15）中，国有股比重变量与治理因子之间呈现出非线性特征，不过此处不是U型，而是倒U型，并存在拐点。在此拐点之前，治理因子随国有股比重递增；此拐点之后，随国有股比重递减。也就是说，高比例组的国有股比重与GFT负相关；低比例组的国有股比重与GFT正相关。国有股“一股独大”实际上弱化了公司内部治理机制的作用。
合理的解释是：一方面，由于在国有股“一股独大”的公司中，第一大股东缺乏来自其他大股东的约束，董事长与总经理兼任与否对于第一大股东不再重要；而国有股比重高的公司一般规模较大（模型（5-14）和（5-15）均显示资产规模Assets与GFT显著正相关，且参数值相近），相应的董事会和监事会规模也较大，独立董事人数稍多，这样更容易导致由于机构庞大和职能重叠带来的治理效率降低。另一方面，通过近些年的中国上市公司治理准则的推行和实施，占样本公司一半以上的由国有第一大股东控制的上市公司在形式上注重了公司治理机构的设置，尤其是近年新上市的国有上市公司（中的上市年限Age与GFT显著负相关）。但通过本节5.3.1和5.3.3的实证检验发现，这些治理机构运转和执行的效率并不高，国有大股东在公司决策中仍然是“一股独大”，“三会”的设置及其运转基本上流于形式。从这一点上讲，中国上市公司的公司内部治理具有了一种“外生性”特征，即源于外部推动而非公司资本结构的自发要求。
