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【摘要】中小板上市公司银行债权具有一定的公司治理效应，根据期限结构对银行债权进行划分，探讨其对公司绩效、代理成本和自由现金流的影响。研究表明，银行债权对公司绩效的影响显著为负，长期债权对公司绩效的负面效应相对于短期债权较弱；银行债权具有降低企业代理成本的作用，尤其是短期债权的作用更加明显；银行债权并未起到约束企业自由现金流的作用。
【关键词】银行债权 公司治理效应 中小板上市公司
一、引言
在我国，银行贷款是上市公司最重要的融资渠道，银行作为最大债权人是公司重要的利益相关者，必然要在公司治理中发挥作用。银行为保护自身利益，会建立一套相应的监控机制，关注于企业的经营活动、财务状况和履约行为，通过贷款政策和贷款管理向企业传导压力，从而达到有效监管的目的。尽管银行的债权债务意识不断的提高，但政策性贷款、银行内控制度不完善、法律不健全、企业内部控制人等问题，因此考察银行债权在公司治理中的作用，正确处理银企关系，建立健全的债权监控机制，发挥银行作为债权人对企业公司治理的积极效用仍然是十分重要的研究课题。
二、理论和研究假设
（一）银行债权的公司治理效应
由于我国企业负债具有行政性和非理性，随着银行贷款规模的增大，企业的绩效呈现下降趋势，这种现象被称为“银行债权软约束”（田利辉，2004）[7]。银行债权软约束不利于企业自身公司治理的改进和公司绩效的提高，也导致银行面临较多的不良贷款（王满四，2010）[6]。邓莉（2007）发现我国银行债权对上市公司的治理力度很弱，银行贷款无论期限长短，均对公司绩效呈负相关关系[4]。
我国商业银行基于自身利益的保护，对企业贷款建立相应的监督管理机制。对于经营状况不良的企业，银行往往会采用提前收回贷款和拒发新贷款等情况。因此，银行是否会对企业进行贷款“续新”成为了一个标志企业财务状况好坏的信号。贷款契约保证了银行获得其他投资者不可获得的企业内部信息。长期债务对管理层未来融资能力有更强的限制作用（Hart，2001）[1]。作为一个长期监督机制的存在，长期贷款不仅限制着企业的资金投向，还限制经营者的过度投资行为。因此，本文提出假设1：
假设1：银行贷款具有负面的公司治理效应，相对于短期贷款，长期贷款负面的公司治理效应有所减弱。
（二）银行债权的代理成本效应
代理成本问题源于公司所有权和控制权的分离，即管理层和公司股东的利益冲突。经理人出于个人利益谋求私利，而债务融资则可以约束经理人的行为，激励经理人努力工作，从而降低因所有权和控制权分离而产生的代理成本。银行债权的代理成本效应主要表现在以下两方面：第一，引入债务融资使得经理人的个人利益受到影响，减少公司对于股权融资的依赖，增加经理人人持股份额，减轻经理人的在职消费行为，从而降低代理成本；第二，债务契约对公司经理人形成一种强制性约束，定期还本付息的硬性规定降低了经理人可控的自由现金流，减弱经理人从事低效率投资的选择空间，抑制经理人现金流滥用和投资过度等行为，提高企业投资效率，维护股东的利益，缓解由于委托代理问题而产生的经理人和股东的利益冲突，从而降低代理成本。因此，本文提出假设3：
假设3：银行债务比率与代理成本负相关，且短期贷款对代理成本的影响要高于长期贷款。
（三）银行债权的现金流效应
理论上，当上市公司的投资项目出现盈余，即公司存在现金流时，公司为实现其市场价值最大化，就应该将投资项目的盈余部分进行分红或股份回购。然而现实中，经理人出于私人利益其选择恰恰相反，他们更倾向于将盈余现金流保留，用于在职消费或非效率性投资。引入债权融资，会减少经理人用于牟取私利的自由资金，公司受到债权契约中定期还本付息的约束，从而限制了经理人的在职消费和非效率投资。尤其是公司拥有大量自由现金流而缺乏有利投资机会时，债权融资对经理人滥用资金的限制作用将更加明显。因此，本文提出假设4：
假设4：银行债权可以约束公司自由现金流。
三、实证设计
（一）样本选择与数据来源
考虑到我国上市公司很大一部分具有国有控股性质，而我国的国有企业普遍存在着严重的委托代理问题，中小板上市公司在市场竞争中则更能体现公司的市场价值，因此本文选取2007年至2012年间中小板上市公司作为银行债权公司治理的切入点，探讨我国中小板上市公司银行债权的公司治理效应。样本选取中，剔除在2007年至2012年间中小板上市公司中被ST的公司和披露不全的公司，最终保留99家中小板上市公司6年数据的平均值为样本做回归分析。本文所使用的数据均来自国泰安CSMAR数据库和锐思金融研究数据库取得，样本处理和分析计算过程以SPSS完成。
（二）变量选取
1.被解释变量。（1）公司绩效。本文分别选取财务绩效（P）和公司价值（TQ）两个指标来衡量公司绩效。财务绩效指标的选取是结合总资产收益率、净资产收益率、主营业务利润率和每股收益四个指标，采取降维的做法，运用主成分分析法得出综合得分来衡量财务绩效。公司价值指标采用托宾Q值来衡量。
（2）代理成本。代理成本（cost）通常用管理费用率、总资产周转率、财务费用率、营业费用率等来计量。由于财务费用与营业费用与代理成本关系较弱，不产生直接影响。本文借鉴邓莉（2007）用资产管理费用率来衡量代理成本。公式定义为：
代理成本=管理费用/年末总资产
（3）自由现金流量。本文采用相对指标的形式来衡量企业自由现金流量，公式定义为：
自由现金流量=（经营现金流-资本支出）/年末总资产
2.解释变量。本文选取银行贷款率作为解释变量。由于债务期限差异会对公司产生不同的治理效应，因此按照贷款期限将银行贷款分为长期贷款和短期贷款。公式定义为： 总银行贷款率=（短期借款+一年内到期的非流动负债+长期借款）/年末总资产
短期贷款率=短期借款+一年内到期的非流动负债）/年末总资产
长期贷款率=长期借款/年末总资产
3.控制变量。本文选取公司成长性（growth）和公司规模（size）为控制变量。选择成长性作为控制变量的主要原因是：第一，资产负债率受公司成长性差异的影响；第二，自由现金流和管理费用也随着公司不同成长阶段制定的财务政策而发生变化。公式定义为：
公司成长性=（当年净利润-去年净利润年）/去年净利润
公司规模=Ln（总资产）
（三）回归模型的建立
（1）P（TQ）=C+？茁1D0+？茁2size+？茁3growth+ε
（2）P（TQ）=C+？茁1D1+？茁2D2+？茁3size+β4growth+ε
（4）Cost=C+？茁1D0+？茁2size+？茁3growth+ε
（5）Cost=C+？茁1D1+？茁2D2+？茁3size+？茁4growth+ε
四、实证分析
（一）财务绩效指标的因子分析
如上文所述，本文选取的财务绩效指标是结合总资产收益率G1、净资产收益率G2、主营业务利润率G3和每股收益G4四个指标，采取降维的做法，运用主成分分析法得出综合得分。利用SPSS软件，输出KMO的系数值为0.798，大于0.5，Bartlett的P值为0，表明该数据适合做因子分析。文章选取四个主成分，使其累计贡献率达到100%。得出因子得分函数如下：
F1=0.962G1+0.917G2+0.645G3+0.885G4
F2=-0.004G1-0.252G2+0.795G3-0.289G
F3=-0.13G1-0.254G2+0.054G3+0.365G4
F4=-0.241G1+0.178G2+0.068G3+0.028G4
将四个指标的全部信息集合得出综合得分函数如下：
P=0.7412F1+0.1807F2+0.0543F3+0.0237F4
（二）银行债权与公司绩效和代理成本的回归分析
选取中小板上市公司2006～2012年上市公司6年的数据的平均值进行实证研究。根据表2的描述性统计：从总体负债水平来看，中小板上市公司间融资水平差异较大；从债务结构来看，短期债务是公司债务的主体成分，远远超过长期债务。
模型1是对总银行贷款率与公司绩效进行分析，回归结果显示Sig.F值为0.000，为高度显著。模型中以财务绩效和公司价值为被解释变量的公司绩效均与总银行贷款率呈负相关，其中公司价值与银行贷款的负相关关系相对于财务绩效更加明显。模型2是对长期银行贷款率和短期银行贷款率与公司绩效进行分析，回归结果显示Sig.F值为0.000，为高度显著。模型中以财务绩效和公司价值为被解释变量的短期银行贷款率与长期银行贷款率对中小板企业公司绩效均呈负相关关系，短期银行贷款率的回归系数高度显著，长期银行贷款率的回归系数不显著。以财务绩效为被解释变量的公司规模和成长性回归系数均显著为正，对财务绩效起到正面影响。以市场价值为被解释变量的公司规模和成长性均不显著。模型2的回归分析表明证明了假设1后半部分成立。
模型3是对总银行贷款率与代理成本进行分析，回归结果显示Sig.F值为0.000，为高度显著。模型中总银行贷款率与代理成本显著负相关，说明银行贷款可以起到降低代理成本的作用。公司规模与代理成本显著负相关，表明中小板上市公司中公司规模较大的公司其外部关注度较高，公司财务信息和政策信息更趋近于透明化和公开化，其代理成本相应的也会降低。成长性的回归系数不显著，无法判定其具体关系。模型4是对短期银行贷款率和长期银行贷款率与代理成本进行分析，回归结果显示Sig.F值为0.000，为高度显著。模型3和模型4表明，银行债务与代理成本负相关，相对于长期债务，短期债务更起到了降低代理成本的作用。证明了假设2基本成立。
表1 描述统计量
表2 中小板上市公司模型指标回归分析
注：（1）*表示在10%的显著水平下显著，**表示在5%的水平下显著，***表示在1%的水平下显著；（2）表中的回归系数为标准化回归系数；（3）括号内托宾Q的回归数据。
（三）银行债权与自由现金流效应分析
Jensen（1986）将自由现金流量（FCF）定义为企业现金中超过用相关资本成本进行折现后NPV>0的所有项目所需资金之后的那部分现金流量[2]。这与会计意义上的现金流量（AFCF）并不相同，会计意义上的自由现金流量（AFCF）只有在NPV不大于0时才会等于FCF。本文根据陆静（2002）[5]的做法，根据公司的成长性为依据来选取FCF：当公司的成长性不大于零时，表明公司成长状态不良，缺乏投资机会，定义为低成长类公司；当公司的成长性位于1和0.5之间时，表明公司成长平稳，投资机会一般，定义为中成长类公司；当公司的成长性不小于1时，表明公司增长快速，投资机会良好，定义为高成长类公司。由于中、高成长类公司的AFCF不具有较好的解释能力，本文选取低成长类公司的AFCF值作为FCF。如表3和表4所示，自由现金流、财务绩效、公司价值和代理成本的t检验均显著。低成长类公司总银行负债率要高于中成长类和高成长类公司，其财务绩效和公司价值要低于中成长类和高成长类公司许多，其代理成本略低于中成长类和高成长类公司，表明银行债务未能发挥其正面的治理效应，未能有效约束公司的自由现金流。证明了假设3不成立。
表3 低成长类公司指标的均值t检验
表4 现金流效应描述性统计 五、结论及相关政策建议
本文的主要研究结论如下：第一，银行债权对中小板上市公司的公司绩效显著负相关，相对于短期债务，长期债务对公司的负面治理效应较弱；第二，银行债权起到了降低代理成本的效应，尤其是短期债务的效应更加明显；第三，银行债权对中小板上市公司并未发挥其现金流效应。综上，对于中小板上市公司来说，银行债权未能发挥其治理效应，总体上未能实现银企双赢的局面，短期贷款由于其偿本付息的约束性较强，在降低代理成本上发挥了作用，但未能发挥其降低现金流的作用。
银行作为上市企业最大的债权人，应加强其监管职能，改善公司治理机制，本文就此给出下列建议：第一，完善法律机制，保障银行债务的正常回收。第二，改善银企关系，建立银行监事制度。以债权关系或股权关系为基础，加强银行对公司的日常治理和经营监控，充分发挥银行作为企业利益相关者的相机治理机制。第三，积极推进国有银行的商业化进程，减少政府对商业银行的政策性干预而造成的银行行为扭曲，使之真正成为按商业化原则正常运行的独立的市场主体。
参考文献
[1]Hart Oliver.Financial Contracting. Journal of Economic Literature，2001 39（4）：1079-1100.
[2]Jensen M.C.，Meckling W.H.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1986： 305-360.
[3]王满四.银行债权的公司治理效应——基于广东上市公司的实证分析[J]，会计研究，2012（11）：49-56.
[4]邓莉.银行债权的公司治理效应——来自上市公司的经验证据[J]，金融研究，2007（1）：61-70.
[5]陆静，廖刚.上市公司会计盈利、现金流量与股票价格的实证研究[J]，经济科学2002（5）：34-42.
[6]王满四.企业公司治理中银行债权监控的机制及其效应研究文献综述[J]，工业技术经济，2010（11）：147-151.
[7]田利辉.杠杆治理、预算软约束和中国上市公司绩效[J]，经济学，2004（10）：15-24.
作者简介：孙玮（1988-），女，汉族，东北财经大学2012级硕士研究生，研究方向：财务管理。
【关键词】银行债权 公司治理效应 中小板上市公司
一、引言
在我国，银行贷款是上市公司最重要的融资渠道，银行作为最大债权人是公司重要的利益相关者，必然要在公司治理中发挥作用。银行为保护自身利益，会建立一套相应的监控机制，关注于企业的经营活动、财务状况和履约行为，通过贷款政策和贷款管理向企业传导压力，从而达到有效监管的目的。尽管银行的债权债务意识不断的提高，但政策性贷款、银行内控制度不完善、法律不健全、企业内部控制人等问题，因此考察银行债权在公司治理中的作用，正确处理银企关系，建立健全的债权监控机制，发挥银行作为债权人对企业公司治理的积极效用仍然是十分重要的研究课题。
二、理论和研究假设
（一）银行债权的公司治理效应
由于我国企业负债具有行政性和非理性，随着银行贷款规模的增大，企业的绩效呈现下降趋势，这种现象被称为“银行债权软约束”（田利辉，2004）[7]。银行债权软约束不利于企业自身公司治理的改进和公司绩效的提高，也导致银行面临较多的不良贷款（王满四，2010）[6]。邓莉（2007）发现我国银行债权对上市公司的治理力度很弱，银行贷款无论期限长短，均对公司绩效呈负相关关系[4]。
我国商业银行基于自身利益的保护，对企业贷款建立相应的监督管理机制。对于经营状况不良的企业，银行往往会采用提前收回贷款和拒发新贷款等情况。因此，银行是否会对企业进行贷款“续新”成为了一个标志企业财务状况好坏的信号。贷款契约保证了银行获得其他投资者不可获得的企业内部信息。长期债务对管理层未来融资能力有更强的限制作用（Hart，2001）[1]。作为一个长期监督机制的存在，长期贷款不仅限制着企业的资金投向，还限制经营者的过度投资行为。因此，本文提出假设1：
假设1：银行贷款具有负面的公司治理效应，相对于短期贷款，长期贷款负面的公司治理效应有所减弱。
（二）银行债权的代理成本效应
代理成本问题源于公司所有权和控制权的分离，即管理层和公司股东的利益冲突。经理人出于个人利益谋求私利，而债务融资则可以约束经理人的行为，激励经理人努力工作，从而降低因所有权和控制权分离而产生的代理成本。银行债权的代理成本效应主要表现在以下两方面：第一，引入债务融资使得经理人的个人利益受到影响，减少公司对于股权融资的依赖，增加经理人人持股份额，减轻经理人的在职消费行为，从而降低代理成本；第二，债务契约对公司经理人形成一种强制性约束，定期还本付息的硬性规定降低了经理人可控的自由现金流，减弱经理人从事低效率投资的选择空间，抑制经理人现金流滥用和投资过度等行为，提高企业投资效率，维护股东的利益，缓解由于委托代理问题而产生的经理人和股东的利益冲突，从而降低代理成本。因此，本文提出假设3：
假设3：银行债务比率与代理成本负相关，且短期贷款对代理成本的影响要高于长期贷款。
（三）银行债权的现金流效应
理论上，当上市公司的投资项目出现盈余，即公司存在现金流时，公司为实现其市场价值最大化，就应该将投资项目的盈余部分进行分红或股份回购。然而现实中，经理人出于私人利益其选择恰恰相反，他们更倾向于将盈余现金流保留，用于在职消费或非效率性投资。引入债权融资，会减少经理人用于牟取私利的自由资金，公司受到债权契约中定期还本付息的约束，从而限制了经理人的在职消费和非效率投资。尤其是公司拥有大量自由现金流而缺乏有利投资机会时，债权融资对经理人滥用资金的限制作用将更加明显。因此，本文提出假设4：
假设4：银行债权可以约束公司自由现金流。
三、实证设计
（一）样本选择与数据来源
考虑到我国上市公司很大一部分具有国有控股性质，而我国的国有企业普遍存在着严重的委托代理问题，中小板上市公司在市场竞争中则更能体现公司的市场价值，因此本文选取2007年至2012年间中小板上市公司作为银行债权公司治理的切入点，探讨我国中小板上市公司银行债权的公司治理效应。样本选取中，剔除在2007年至2012年间中小板上市公司中被ST的公司和披露不全的公司，最终保留99家中小板上市公司6年数据的平均值为样本做回归分析。本文所使用的数据均来自国泰安CSMAR数据库和锐思金融研究数据库取得，样本处理和分析计算过程以SPSS完成。
（二）变量选取
1.被解释变量。（1）公司绩效。本文分别选取财务绩效（P）和公司价值（TQ）两个指标来衡量公司绩效。财务绩效指标的选取是结合总资产收益率、净资产收益率、主营业务利润率和每股收益四个指标，采取降维的做法，运用主成分分析法得出综合得分来衡量财务绩效。公司价值指标采用托宾Q值来衡量。
（2）代理成本。代理成本（cost）通常用管理费用率、总资产周转率、财务费用率、营业费用率等来计量。由于财务费用与营业费用与代理成本关系较弱，不产生直接影响。本文借鉴邓莉（2007）用资产管理费用率来衡量代理成本。公式定义为：
代理成本=管理费用/年末总资产
（3）自由现金流量。本文采用相对指标的形式来衡量企业自由现金流量，公式定义为：
自由现金流量=（经营现金流-资本支出）/年末总资产
2.解释变量。本文选取银行贷款率作为解释变量。由于债务期限差异会对公司产生不同的治理效应，因此按照贷款期限将银行贷款分为长期贷款和短期贷款。公式定义为： 总银行贷款率=（短期借款+一年内到期的非流动负债+长期借款）/年末总资产
短期贷款率=短期借款+一年内到期的非流动负债）/年末总资产
长期贷款率=长期借款/年末总资产
3.控制变量。本文选取公司成长性（growth）和公司规模（size）为控制变量。选择成长性作为控制变量的主要原因是：第一，资产负债率受公司成长性差异的影响；第二，自由现金流和管理费用也随着公司不同成长阶段制定的财务政策而发生变化。公式定义为：
公司成长性=（当年净利润-去年净利润年）/去年净利润
公司规模=Ln（总资产）
（三）回归模型的建立
（1）P（TQ）=C+？茁1D0+？茁2size+？茁3growth+ε
（2）P（TQ）=C+？茁1D1+？茁2D2+？茁3size+β4growth+ε
（4）Cost=C+？茁1D0+？茁2size+？茁3growth+ε
（5）Cost=C+？茁1D1+？茁2D2+？茁3size+？茁4growth+ε
四、实证分析
（一）财务绩效指标的因子分析
如上文所述，本文选取的财务绩效指标是结合总资产收益率G1、净资产收益率G2、主营业务利润率G3和每股收益G4四个指标，采取降维的做法，运用主成分分析法得出综合得分。利用SPSS软件，输出KMO的系数值为0.798，大于0.5，Bartlett的P值为0，表明该数据适合做因子分析。文章选取四个主成分，使其累计贡献率达到100%。得出因子得分函数如下：
F1=0.962G1+0.917G2+0.645G3+0.885G4
F2=-0.004G1-0.252G2+0.795G3-0.289G
F3=-0.13G1-0.254G2+0.054G3+0.365G4
F4=-0.241G1+0.178G2+0.068G3+0.028G4
将四个指标的全部信息集合得出综合得分函数如下：
P=0.7412F1+0.1807F2+0.0543F3+0.0237F4
（二）银行债权与公司绩效和代理成本的回归分析
选取中小板上市公司2006～2012年上市公司6年的数据的平均值进行实证研究。根据表2的描述性统计：从总体负债水平来看，中小板上市公司间融资水平差异较大；从债务结构来看，短期债务是公司债务的主体成分，远远超过长期债务。
模型1是对总银行贷款率与公司绩效进行分析，回归结果显示Sig.F值为0.000，为高度显著。模型中以财务绩效和公司价值为被解释变量的公司绩效均与总银行贷款率呈负相关，其中公司价值与银行贷款的负相关关系相对于财务绩效更加明显。模型2是对长期银行贷款率和短期银行贷款率与公司绩效进行分析，回归结果显示Sig.F值为0.000，为高度显著。模型中以财务绩效和公司价值为被解释变量的短期银行贷款率与长期银行贷款率对中小板企业公司绩效均呈负相关关系，短期银行贷款率的回归系数高度显著，长期银行贷款率的回归系数不显著。以财务绩效为被解释变量的公司规模和成长性回归系数均显著为正，对财务绩效起到正面影响。以市场价值为被解释变量的公司规模和成长性均不显著。模型2的回归分析表明证明了假设1后半部分成立。
模型3是对总银行贷款率与代理成本进行分析，回归结果显示Sig.F值为0.000，为高度显著。模型中总银行贷款率与代理成本显著负相关，说明银行贷款可以起到降低代理成本的作用。公司规模与代理成本显著负相关，表明中小板上市公司中公司规模较大的公司其外部关注度较高，公司财务信息和政策信息更趋近于透明化和公开化，其代理成本相应的也会降低。成长性的回归系数不显著，无法判定其具体关系。模型4是对短期银行贷款率和长期银行贷款率与代理成本进行分析，回归结果显示Sig.F值为0.000，为高度显著。模型3和模型4表明，银行债务与代理成本负相关，相对于长期债务，短期债务更起到了降低代理成本的作用。证明了假设2基本成立。
表1 描述统计量
表2 中小板上市公司模型指标回归分析
注：（1）*表示在10%的显著水平下显著，**表示在5%的水平下显著，***表示在1%的水平下显著；（2）表中的回归系数为标准化回归系数；（3）括号内托宾Q的回归数据。
（三）银行债权与自由现金流效应分析
Jensen（1986）将自由现金流量（FCF）定义为企业现金中超过用相关资本成本进行折现后NPV>0的所有项目所需资金之后的那部分现金流量[2]。这与会计意义上的现金流量（AFCF）并不相同，会计意义上的自由现金流量（AFCF）只有在NPV不大于0时才会等于FCF。本文根据陆静（2002）[5]的做法，根据公司的成长性为依据来选取FCF：当公司的成长性不大于零时，表明公司成长状态不良，缺乏投资机会，定义为低成长类公司；当公司的成长性位于1和0.5之间时，表明公司成长平稳，投资机会一般，定义为中成长类公司；当公司的成长性不小于1时，表明公司增长快速，投资机会良好，定义为高成长类公司。由于中、高成长类公司的AFCF不具有较好的解释能力，本文选取低成长类公司的AFCF值作为FCF。如表3和表4所示，自由现金流、财务绩效、公司价值和代理成本的t检验均显著。低成长类公司总银行负债率要高于中成长类和高成长类公司，其财务绩效和公司价值要低于中成长类和高成长类公司许多，其代理成本略低于中成长类和高成长类公司，表明银行债务未能发挥其正面的治理效应，未能有效约束公司的自由现金流。证明了假设3不成立。
表3 低成长类公司指标的均值t检验
表4 现金流效应描述性统计 五、结论及相关政策建议
本文的主要研究结论如下：第一，银行债权对中小板上市公司的公司绩效显著负相关，相对于短期债务，长期债务对公司的负面治理效应较弱；第二，银行债权起到了降低代理成本的效应，尤其是短期债务的效应更加明显；第三，银行债权对中小板上市公司并未发挥其现金流效应。综上，对于中小板上市公司来说，银行债权未能发挥其治理效应，总体上未能实现银企双赢的局面，短期贷款由于其偿本付息的约束性较强，在降低代理成本上发挥了作用，但未能发挥其降低现金流的作用。
银行作为上市企业最大的债权人，应加强其监管职能，改善公司治理机制，本文就此给出下列建议：第一，完善法律机制，保障银行债务的正常回收。第二，改善银企关系，建立银行监事制度。以债权关系或股权关系为基础，加强银行对公司的日常治理和经营监控，充分发挥银行作为企业利益相关者的相机治理机制。第三，积极推进国有银行的商业化进程，减少政府对商业银行的政策性干预而造成的银行行为扭曲，使之真正成为按商业化原则正常运行的独立的市场主体。
参考文献
[1]Hart Oliver.Financial Contracting. Journal of Economic Literature，2001 39（4）：1079-1100.
[2]Jensen M.C.，Meckling W.H.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1986： 305-360.
[3]王满四.银行债权的公司治理效应——基于广东上市公司的实证分析[J]，会计研究，2012（11）：49-56.
[4]邓莉.银行债权的公司治理效应——来自上市公司的经验证据[J]，金融研究，2007（1）：61-70.
[5]陆静，廖刚.上市公司会计盈利、现金流量与股票价格的实证研究[J]，经济科学2002（5）：34-42.
[6]王满四.企业公司治理中银行债权监控的机制及其效应研究文献综述[J]，工业技术经济，2010（11）：147-151.
[7]田利辉.杠杆治理、预算软约束和中国上市公司绩效[J]，经济学，2004（10）：15-24.
作者简介：孙玮（1988-），女，汉族，东北财经大学2012级硕士研究生，研究方向：财务管理。