检验前面章节分析了权证公司治理效应，但实证检验的结果会是怎样的呢？本节将利用我国上市公司数据实证检验权证应用是否能够真正提高公司治理绩效。
5.3.1 研究方法
本章主要运用两种研究方法。一种是两个相关样本非参数检验法中经常被采用的Wilcoxon符号秩检验法Wilcoxon符号秩检验法可以弥补样本数量较少的缺陷。它的基本原理是，首先将所有配对数据的评分按照绝对值的大小评秩，然后对每一个秩附加不同的符号，用正号表示来自正的评分差的秩，用负号表示来自负的评分差的秩，如果两个相关样本没有差别，则将对应于正号的秩、对应于负号的秩分别求和以后，两个和值大致相等，如果两个和值相差很大，说明两个样本差异较大。这一检验方法不仅考虑了配对内的差异方向，还考虑到配对数据的相对大小。通过这种方法研究上市公司发行权证前后公司治理绩效的变化，并判断公司治理绩效在发行前后是否存在显著差异；另一种方法是利用面板数据建立多元回归模型来揭示公司治理绩效和权证发行与否的相互关系，进而指出权证的发行对上市公司治理绩效的影响是否显著。本书进行非参数检验运用的是SPSS12.0统计分析软件，多元回归分析中运用的是Eviews5.0统计分析软件。
5.3.2 关于公司治理绩效指标的选择
目前国内用以评价治理绩效的指标主要分为四种：（l）认为治理绩效即公司治理的业绩和效率，治理绩效与公司绩效的概念基本等同，选择的指标主要是资产盈利指标。如高明华、杨静（2002）采用了净资产收益率的指标，敬景程（2004）采用每股收益和净资产收益率等资产报酬率的指标，徐向艺等（2007）采用了主营业务资产收益率；（2）认为治理绩效即公司市场价值的提高，并采用托宾Q来衡量。如孙永祥、黄祖辉（1999），汪辉（2003）等；（3）认为治理绩效即公司的经营业绩和价值创造，选取的指标包括财务绩效和市场价值指标。如苏武康（2003）选用托宾Q值、净资产收益率和主营业务资产收益率，黄小花、李林初（2004）选用净资产收益率和托宾Q值；（4）南开大学公司治理研究中心公司治理评价组（2006）认为：衡量公司治理的效果不应仅局限于它所可能带来的公司绩效的改善，还应系统考虑其在对增加上市公司市场价值、增强上市公司股本扩张能力、提高上市公司成长能力以及有效防范上市公司经营风险、提高其财务安全性等方面的贡献，该组从市场价值、盈利能力、成长性、股本扩张能力以及未来财务安全性等5个方面对公司治理绩效进行评价。
在本书研究中，对公司治理绩效的评价主要借鉴南开大学公司治理研究中心公司治理评价组的分析体系，但做了如下改进：（1）我国上市公司的股权融资偏好及其缺陷已为大家所共识，因此，本书没有将公司的股本扩张能力作为治理绩效的评价内容；（2）本书用主营业务增长率反映公司的成长性；（3）增加了对公司财务稳定程度和适应能力的评价。概括起来，本书将公司治理绩效的评价内容及其相应指标分为三个层次：一是公司现有资产报酬率指标，又分为反映公司利益相关者总体报酬率的指标和反映公司股东报酬率的指标；二是公司成长能力指标；三是公司获取经营现金能力指标，以反映公司的财务健康状况和应变能力。
变量名称变量符号变量含义描述及计量资产盈利能力每股收益EPS税后净利润/加权平均总股本净资产报酬率ROE税后净利润/平均净资产企业成长能力主营业务增长率GROWTH（本期主营业务收入/上期主营业务收入）-1财务健康及应变能力现金流动负债比RCOA经营活动产生的现金净流量/流动负债5.3.3样本选取在本书的研究中，由于2008年发行权证的公司在发行后1年（2009年）公司治理绩效指标目前还无法获得，所以选取了2005年8月至2007年12月间在深沪交易所发行权证的公司。从新浪财经公布的权证发行列表中，我们可以得到2005～2007年发行权证的公司数量总共为33家见附录1.其中，2005年6家，2006年21家，2007年6家。权证发行公司各年统计情况本章数据主要来源于CSMAR数据库（香港理工大学中国会计与金融研究中心、深圳市国泰安信息技术有限公司研制）、巨潮资讯网站（www。cninfo。com。cn）、证券之星网站（www。stockstar。com）、上海（深圳）证券交易所市场资料。
行业代码行业名称个数占样本比例（%）C03食品制造业26.06C05饮料制造业13.03C13服装及其他纤维制品制造业13.03C43化学原料及化学制品制造业39.09C65黑色金属冶炼及压延加工业1030.30C69金属制品业13.03C76电器机械及器材制造业13.03D01电力、蒸汽、热水的生产和供应业39.09D05自来水的生产和供应业13.03F09航空运输业13.03F11交通运输辅助业412.12G85通信服务业13.03H21商业经纪与代理业13.03J01房地产开发与经营业13.03K01公共设施服务业13.03K34旅游业13.03另外，需要具体说明的还有两点：（1）由于是小样本检验，所以我们选取了较为稳健的中位数指标来评价上市公司治理绩效的平均水平；（2）在使用Wilcoxon符号秩检验法时，将研究样本分为全样本（即2005～2007年间发行权证的上市公司数目，共33家）和2006年样本（即仅在2006年当年发行权证的上市公司数量，共21家）。单独列出2006年样本是因为2006年发行权证的上市公司多达21家，比例大大超过50%，他们的数据变化对全样本的变化影响重大；而且2006年样本数据最为丰富，可以在CSMAR数据库中查到2004～2007年的数据，便于我们后来利用2006年的样本建成面板数据，展开深入研究。
5.3.4 实证分析
一、非参数检验
1.权证发行前后公司治理绩效变化的描述性统计。
发行
在对公司治理绩效指标进行一般的统计描述中，我们选取了较为稳健的中位数指标来衡量全样本和2006年样本的公司治理绩效。是全样本和2006年样本发行前后3年内各变量中位数的汇总表。发行当年较发行前1年相比，2003年样本的EPS、RCOA有所上升，ROE、GROWTH下降，全样本的EPS、RCOA有所上升，ROE、GROWTH下降；发行后1年较发行前1年而言，2003年样本的EPS、ROE、GROWTH、RCOA有所上升，全样本的EPS、ROE、GROWTH、RCOA有所上升；发行后1年与发行当年相比，2003年样本的EPS、ROE、GROWTH、RCOA有所上升，全样本的EPS、ROE、GROWTH、RCOA有所上升；总之，通过对全样本和2006年样本权证发行前后公司治理绩效变量的研究，我们发现在对所有指标的24次对比中，显示公司治理绩效提高的有14次，占58.3%。所以，总体而言，权证发行后较发行前公司治理绩效有所提高。
2.权证发行前后公司治理绩效比较研究——Wilcoxon检验结果。
3.非参数检验结果分析。
由表中数据可知：
（1）资产盈利指标无论是在发行前1年或后1年基本上呈现逐年上升趋势。其中，全样本的每股收益（EPS）在发行当年与发行后1年比较中，5%水平上显著，在发行前1年与发行后1年比较中，10%水平上显著；2006年样本的每股收益（EPS）在发行当年与发行后1年的比较中，10%水平上显著。在其他情况比较下，虽然每股收益（EPS）和净资产报酬率（ROE）都出现了上升的趋势，但统计上不显著。
（2）主营业务增长率（GROWTH）在发行前1年与发行当年的比较中呈现下降趋势，在发行当年与发行后1年、发行前1年与发行后1年的比较中均有上升趋势，但在数据统计上不显著。
（3）现金流动负债比例（RCOA）无论是在发行前1年或后1年基本上呈现逐年上升趋势。其中，在发行前1年与发行当年的比较中，全样本和2006年样本都显现显著的上升，显著水平达到1%和5%；在发行前1年与发行后1年的比较中，全样本和2006年样本也都呈现显著的上升，显著水平都达到了5%。
上述纵向比较的结果表明，发行权证后，公司各层面的治理绩效指标均呈现上升趋势，其中每股收益EPS和现金流动负债比例RCOA的上升程度最为明显。
二、多元回归分析检验
在上述分析中，我们发现样本在发行权证后公司治理绩效有了上升的趋势，那么这种上升的趋势是否是由权证的发行所引起的呢？如果是的话，权证的发行对公司治理绩效的上升又有多大贡献呢？为了研究这一系列问题，我们以2006年样本为研究对象，利用2004年到2007年总共4年的数据，建成面板数据模型进行检验。
（一）理论假设与变量选择
1.理论假设
根据前面的理论分析可知，权证产品的应用可以缓解公司利益相关者的利益冲突，抑制管理者的机会主义，优化融资结构，促进公司做出更有效的投资决策，从而有利于公司治理绩效的提高。因此，提出假设：公司治理绩效与权证应用正相关。
2.变量选择
参考国内外相关实证研究，本节将选取经理人持股比例、第一大股东持股比例、董事会规模、董事长是否兼任总经理、财务杠杆五个衡量公司治理程度的指标作为实证检验公司治理绩效的控制变量。
（1）经理人持股比例。
按照利益收敛假说的观点，经理人持股比例增加，公司经营绩效可以提升。即认为当所有权与经营权分离，经理人会为追求本身利益极大，产生特权消费行为或选择对公司整体而言次优的决策，使得公司总体经营绩效降低。当股权集中于管理者时，特权消费或次优决策所产生的损失将大部分由经理人承担，因此随着经理人股权的提高，其与公司利益会更趋一致，经理人将致力于使公司价值极大的行为。然而按照利益掠夺假说的观点，经理人持股比例和经营绩效呈负相关。因为经理人的持股比例越大、职位更具保障，其支出偏好或怠惰的行为会更加严重。当经理人股权集中时，为维持本身的职位和利益会利用股权控制或影响公司决策，进而使其更具保障，因此可能会降低公司整体的价值。高雷、宋顺林（2007）高雷、宋顺林：《高管人员持股与企业绩效——基于上市公司2000～2004年面板数据的经验证据》，载于《财经研究》，2007年3月。利用上市公司2000～2004年5年的面板数据，证明经理人的持股规模与企业绩效显著正相关。
（2）第一大股东持股比例。
李增泉、孙铮、王志伟（2004）研究了第一大股东持股比例与资金占用之间的关系，发现中国存在着隧道挖掘行为；施东晖（2003）发现控制权交易与小额股权交易有差额，大股东的平均挖掘程度为24%，高于国际水平；张仁良（Yan-Leung Cheung，2004）研究了香港上市公司关联交易的市场反映，通过关联交易在不同市场窗口的市场超额回报，证明大股东存在“隧道挖掘”的假说是正确的；高雷、王家祺、宋顺林（2007）高雷、王家祺、宋顺林：《资金侵占与第一大股东持股比例》，载于《统计与决策》，2007年5月。采用曲线模型研究了资金侵占与第一大股东持股比例之间的关系，结论支持壕沟防御效应假说，不支持利益协同效益假说。
（3）董事会规模。
董事会规模的最优值应该为多少，一直很难有确切的答案。小规模的董事会能够节约成本，议事更有效率，制定决策时较少产生官僚主义，因此运作起来较有成效，能够提升公司的经营绩效。如孙永祥、章融（2000）的研究发现，我国上市公司董事会规模与公司经营绩效之间存在负相关关系。董事会规模越小，则公司经营绩效越佳，但小规模董事会更有效率的前提是董事会中的成员能够尽职尽责地承担应负的责任，维护全体股东的利益，而不是只站在大股东的立场；吴兰英（2008）以在深交所上市的100家制造业公司为研究对象，对我国上市公司董事会规模与公司绩效的相关性进行实证检验，结果表明董事会规模与公司绩效之间存在显著的倒U型曲线关系。
（4）董事长是否兼任总经理。
董事会的主要功能之一即为监督经理人的执行绩效。若董事长兼任总经理，则出现监督者与执行者为同一人的情况，这可能会导致监督缺位、缺乏独立性继而影响董事会监督的结果。巴顿和贝克（Pattonand Baker，1987）认为，若总经理具有双重角色，会因自身利益而干扰董事会议事的进行；雷克内尔（Rechner，1989）RechnerP。L。“Corporate Governance：Factorfiction？”Business Horizons，1989.认为，董事长兼任总经理将严重影响董事会的独立性，尤其在内部董事为主的董事会结构中，此种情形更加严重，此时内部董事将无法独立客观地监督和评估总经理；在决定总经理的聘任、考核及薪资时，容易因董事长自身的利益，而妨碍董事会功能的发挥，此时董事会的独立性便丧失；雷克内尔和多尔顿（Rechnerand Dalton，1991）研究结果表明，双重性结构（董事长兼任总经理）与独立性结构（董事长及总经理由不同人担任）的公司在股东权益报酬率、投资报酬率及净利率上均有显著差异，独立性结构公司的各项报酬率的平均数皆高于双重性结构的公司。赵玉洁、宋良荣（2008）以2005年上海证券交易所公布的上市公司年报为样本，对董事长是否兼任总经理与公司经营绩效间的关系进行实证检验，结果表明董事长兼任总经理与公司的经营绩效存在显著的负相关关系。
（5）财务杠杆。
曾晓涛、谢军（2006）研究显示，财务杠杆对企业价值具有显著的积极效应。曹艳铭、薛永刚（2008）选取上市公司2002～2005年的年报数据进行研究，结果表明财务杠杆对企业价值的影响在5%显著性水平下为正。财务杠杆的正向价值效应表明，财务杠杆对公司治理具有积极的激励功能，公司负债能够迫使经理改善管理质量并提升企业价值。
变量资产盈利
能力每股收益EPS税后净利润/加权平均总股本净资产报酬率ROE税后净利润/平均净资产企业成长能力主营业务增长率GROWTH（本期主营业务收入/上期主营业务收入）财务健康及应变能力现金流动负债比例RCOA经营活动产生的现金净流量/流动负债解释变量权证使用与哑变量D当公司使用权证时取值为1，否则为0控制变量第一大股东持股比例GC第一大股东所持股数/公司总股本经理人持股比例MH高级管理人员年底持股数/年底流通在外股数董事会规模BN年底董事、独立董事、董事长、监事等董事会、监事会成员人数合计董事长是否兼任总经理CEO董事长兼任总经理时为1，否则为2财务杠杆LEV负债总额/资产总额。
（二）模型设计
根据前面确定的变量，本章建立多元回归模型如下：
Yi=β0+β1D+β2MH+β3GC+β4BN+β5CEO+β6LEV+εi（5.14）
模型中，Yi代表公司治理绩效的指标；β0代表与诸因素无关的常数项；我们可以使用β1是否显著小于零来研究公司使用权证时是否对公司治理绩效产生影响；β2、β3、β4、β5、β6是控制变量回归系数，其意义是：当控制变量每改变一个单位时所引起的因变量的改变量。
三、各变量描述性统计
这些数据显示，我国上市公司权证、经理人激励和公司治理绩效有如下三大特征：
（1）我国发行权证上市公司，内部治理环境差别很大。表现在第一大股东持股比例，其最小值为8.25%，最大值为85%，方差达到319.650；还表现在董事会规模，其最小值为8人，最大值为31人，方差达到24.226.（2）经理人持股比例差别很小，方差基本为0，表明我国上市公司中经理人持股现象很少，持股比例较少。（3）我国上市公司的治理绩效波动幅度太大，公司治理绩效指标EPS、GROWTH、RCOA方差分别达到了27.5%、14.7%、31.4%。这些特征也反映了今后我国上市公司治理的目标和方向。
五、回归结果显著性分析
模型分别选用EPS、ROE、GROWTH、RCOA作为公司治理绩效的指标，将其作为因变量进入回归模型。四个模型中，使用权证产品哑变量估计系数有正也有负，在1%的统计水平上EPS模型中的回归系数显著大于零；在5%的水平上，RCOA模型中的回归系数显著大于零；在10%的水平上，ROE模型中的回归系数显著大于零；虽然在GROWTH模型中，解释变量回归系数小于零，但并不显著。由上面的回归结果可以看出，公司使用权证产品可以提高公司治理绩效，与假设相符。
此外，在EPS、ROE、RCOA回归结果显著的回归方程中，Rsquared最低为0.388445，Adjusted Rsquare最低为0.348358，表明回归方程拟合度较好，说明公司治理绩效有34.84%以上可以用该回归模型来解释，但同时这一比例较低，还存在一些我们没有引入模型的因素对我国公司治理绩效有着显著的影响；F值最低为31.9168，P值为0.000，表明回归方程是显著的，即公司治理绩效与方程中的至少一个自变量存在显著的线性关系；同时，Durbin Watsonstat分别为2.281900、2.110661、2.035219，与2较接近，则计量模型不存在严重的一阶自相关，可以保证最小二乘回归的有效性，使结论更加可靠。
控制变量中，第一大股东持股比例GC通过了模型Ⅰ1%、模型Ⅲ10%、模型Ⅳ10%的显著性检验，对公司治理绩效有显著的负向解释作用；经理人持股比例MH，通过了模型Ⅳ1%的显著性检验，在其余模型中，符号与假设相符；董事长是否兼任总经理的系数符号与理论分析相符，并通过了模型Ⅱ5%、模型Ⅲ10%的显著性检验；财务杠杆LEV在四个模型中均通过了1%的显著性检验，对公司治理绩效有显著的负向解释作用。
本节首先通过分析融资结构的公司治理效应以及权证产品对于融资结构的优化，得出理论假设：假定其他条件不变的情况下，因权证的应用可以引起融资结构的变化，从而导致不同的融资结构所发挥的公司治理效应，提高公司治理绩效。然后，利用中国A股发行的数据来检验权证的公司治理效应，采用非参数检验法中经常被采用的Wilcoxon符号秩检验法进行纵向比较，结果表明，发行权证后，公司各层面的治理绩效指标均呈现上升趋势，其中，每股收益EPS和现金流动负债比例RCOA的上升程度最为明显。因此，可以得出结论：权证的应用可以提高公司治理绩效。
