（5）財務杠杆。
曾曉濤、謝軍（2006）研究顯示，財務杠杆對企業價值具有顯著的積極效應。曹豔銘、薛永剛（2008）選取上市公司2002～2005年的年報數據進行研究，結果表明財務杠杆對企業價值的影響在5%顯著性水平下為正。財務杠杆的正向價值效應表明，財務杠杆對公司治理具有積極的激勵功能，公司負債能夠迫使經理改善管理質量並提升企業價值。
變量資產盈利
能力每股收益EPS稅後淨利潤/加權平均總股本淨資產報酬率ROE稅後淨利潤/平均淨資產企業成長能力主營業務增長率GROWTH（本期主營業務收入/上期主營業務收入）財務健康及應變能力現金流動負債比例RCOA經營活動產生的現金淨流量/流動負債解釋變量權證使用與啞變量D當公司使用權證時取值為1，否則為0控製變量第一大股東持股比例GC第一大股東所持股數/公司總股本經理人持股比例MH高級管理人員年底持股數/年底流通在外股數董事會規模BN年底董事、獨立董事、董事長、監事等董事會、監事會成員人數合計董事長是否兼任總經理CEO董事長兼任總經理時為1，否則為2財務杠杆LEV負債總額/資產總額。
（二）模型設計
根據前麵確定的變量，本章建立多元回歸模型如下：
Yi=β0+β1D+β2MH+β3GC+β4BN+β5CEO+β6LEV+εi（5.14）
模型中，Yi代表公司治理績效的指標；β0代表與諸因素無關的常數項；我們可以使用β1是否顯著小於零來研究公司使用權證時是否對公司治理績效產生影響；β2、β3、β4、β5、β6是控製變量回歸係數，其意義是：當控製變量每改變一個單位時所引起的因變量的改變量。
三、各變量描述性統計
這些數據顯示，我國上市公司權證、經理人激勵和公司治理績效有如下三大特征：
（1）我國發行權證上市公司，內部治理環境差別很大。表現在第一大股東持股比例，其最小值為8.25%，最大值為85%，方差達到319.650；還表現在董事會規模，其最小值為8人，最大值為31人，方差達到24.226.（2）經理人持股比例差別很小，方差基本為0，表明我國上市公司中經理人持股現象很少，持股比例較少。（3）我國上市公司的治理績效波動幅度太大，公司治理績效指標EPS、GROWTH、RCOA方差分別達到了27.5%、14.7%、31.4%。這些特征也反映了今後我國上市公司治理的目標和方向。
五、回歸結果顯著性分析
模型分別選用EPS、ROE、GROWTH、RCOA作為公司治理績效的指標，將其作為因變量進入回歸模型。四個模型中，使用權證產品啞變量估計係數有正也有負，在1%的統計水平上EPS模型中的回歸係數顯著大於零；在5%的水平上，RCOA模型中的回歸係數顯著大於零；在10%的水平上，ROE模型中的回歸係數顯著大於零；雖然在GROWTH模型中，解釋變量回歸係數小於零，但並不顯著。由上麵的回歸結果可以看出，公司使用權證產品可以提高公司治理績效，與假設相符。
此外，在EPS、ROE、RCOA回歸結果顯著的回歸方程中，Rsquared最低為0.388445，Adjusted Rsquare最低為0.348358，表明回歸方程擬合度較好，說明公司治理績效有34.84%以上可以用該回歸模型來解釋，但同時這一比例較低，還存在一些我們沒有引入模型的因素對我國公司治理績效有著顯著的影響；F值最低為31.9168，P值為0.000，表明回歸方程是顯著的，即公司治理績效與方程中的至少一個自變量存在顯著的線性關係；同時，Durbin Watsonstat分別為2.281900、2.110661、2.035219，與2較接近，則計量模型不存在嚴重的一階自相關，可以保證最小二乘回歸的有效性，使結論更加可靠。
控製變量中，第一大股東持股比例GC通過了模型Ⅰ1%、模型Ⅲ10%、模型Ⅳ10%的顯著性檢驗，對公司治理績效有顯著的負向解釋作用；經理人持股比例MH，通過了模型Ⅳ1%的顯著性檢驗，在其餘模型中，符號與假設相符；董事長是否兼任總經理的係數符號與理論分析相符，並通過了模型Ⅱ5%、模型Ⅲ10%的顯著性檢驗；財務杠杆LEV在四個模型中均通過了1%的顯著性檢驗，對公司治理績效有顯著的負向解釋作用。
本節首先通過分析融資結構的公司治理效應以及權證產品對於融資結構的優化，得出理論假設：假定其他條件不變的情況下，因權證的應用可以引起融資結構的變化，從而導致不同的融資結構所發揮的公司治理效應，提高公司治理績效。然後，利用中國A股發行的數據來檢驗權證的公司治理效應，采用非參數檢驗法中經常被采用的Wilcoxon符號秩檢驗法進行縱向比較，結果表明，發行權證後，公司各層麵的治理績效指標均呈現上升趨勢，其中，每股收益EPS和現金流動負債比例RCOA的上升程度最為明顯。因此，可以得出結論：權證的應用可以提高公司治理績效。