log（勞動生產率）=x0 +x1 log（人均資本占有量）
+x2國有股比例+x3法人股比例+μ。
其中勞動生產率以人均利潤額來表示。
回歸結果顯示，100家樣本公司的勞動生產率隨著國家股比例的增加而遞減，卻隨著法人股比例的增加而遞增。但是不容忽視的是，由於難以獲得足夠的上市公司職工人數的數據，因而這個實證分析的樣本量太小，數據太陳舊（1993年和1994年的數據），所以結果的有效性和時效性都是值得商榷的。
附錄2 對國家股比例與政府舉債傾向的回歸分析
為檢驗國家股比例與政府舉債傾向的關係，我們對上市公司的資產負債率與國家股、法人股和公眾股的比例進行回歸，回歸方程如下：
DAR=x0 +x1 GR+x2 FR+x3 PR+μ。式中：PR為公眾股比例，PR=公眾股總股數/總股本×100%。
數據方麵，分別對全部股票和深滬兩市的股票在 1998年、1999年和2000年中期的情況進行分析。
回歸結果顯示，和預期一致，國家股比例的係數為正，而法人股比例的係數為負，公眾股比例則未呈現與資產負債率的顯著的相關關係。在3年的數據中，除1999年的回歸結果不夠理想外，其餘均體現出一定程度的解釋力。兩個交易所相比較，模型的特征在深市表現得更為顯著。上述結果在一定程度上驗證了我們的假設：國家股股東為確保自己的控股地位而偏好負債融資的行為，導致其控股公司的資產負債率上升。
附錄3 對MBR與法人股比例的二次關係的回歸分析
為了驗證是否可以通過法人相對控股來提高我國上市公司治理效率，我們構造了以法人股比例為主要解釋變量的回歸模型，以1997~1998年期間新上市的206家A股公司在1999年度的業績和1999年年報公布的股權結構作為研究對象（在剔除奇異點後，有效樣本為188家）。這些公司上市時間相仿，發展的外部條件相似，而且在上市後大都經過了2~3年的發展，其業績應能充分反映出股權結構因素的影響。其他的解釋變量與第三章的相關分析基本一致，並參考國外研究方法，增加了表示股權集中度的另一形式HERF（即前10名股東持股比例的平方和）。
可見，在MBR與法人股比例之間表現出一種較為顯著的二次關係，這和McConnell和Servaes在1990年的研究成果是基本吻合的。通過對擬合方程求偏導數，我們計算得出當法人股比例為45 。 95%時，可以在股權結構安排方麵保證MBR達到最高值；但是由於影響公司價值還有多方麵的因素，所以MBR的最高值到底可以達到多少，還要取決於其他解釋變量。
附錄4 對相對控股模式的關鍵指標的計算
1. 最優股權集中度
我們采用與上文相同的數據樣本和相似的回歸方程，求解股權集中度的最優解。
可見，在MBR與股權集中度之間也存在著一種較為顯著的二次關係。通過對擬合方程求偏導數，我們計算得出當前五大股東的持股比例之和為42 。 29%時，可以使MBR達到最高值。
2. 最優股權離散度
下麵我們再通過對離散程度的計算，確定在這42 。 29%之中，各個股東的股權應該怎樣進行合理的安排。為了與上文分析相對應，我們在這裏把HERF定義為前五大股東的持股比例的平方和。
回歸結果顯示，在MBR與股權離散度之間也存在著一種較為顯著的二次關係。通過對擬合方程求偏導數，我們計算得出當前五大股東的持股比例平方和為0 。 08時，可以使MBR達到最高值。
3. 最優股權結構安排
假設X1到X5分別代表前五大股東的持股比例，通過前文的計算，我們得到了要實現股權結構最優的兩個約束條件：
我們可以計算出前五大股東的取值區間，即：最大股東的持股比例不應低於 12 。 65%，不可高於 28 。 28%。