董秘信息提供、独立董事履职有效性与公司绩效

周 建，王顺昊，张双鹏

1 南开大学 商学院，天津 300071 2 南开大学 中国公司治理研究院，天津 300071 3 山东工商学院 会计学院，山东 烟台 264005

基于高阶梯队理论和信息生态理论，以2006年至2014年中国A股上市公司为研究样本，使用固定效应回归模型，探索董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用，并在此基础上检验影响董秘信息提供促进独立董事履职有效性的三方面因素，即董秘信息提供能力、信息提供意愿和独立董事信息接收能力。在此基础上，进一步探究董秘与独立董事人力资本配置情况对董秘信息提供有效性的影响。

研究结果表明，董秘作为管理层与独立董事的信息联络人，通过为独立董事提供履职所需信息，可以有效地改善独立董事面临的信息劣势地位，提高独立董事的履职有效性。具体而言，在其他条件不变的情况下，董秘信息提供能力越强，对独立董事履职有效性的促进作用越强；董秘信息提供意愿、独立董事信息接收能力均可以增强董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的调节作用；董秘与独立董事人力资本差距越大，董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用越强。

信息劣势限制了独立董事的有效履职，通过为独立董事提供履职所需的信息，董秘可以有效地改善独立董事履职所处的信息环境，提高独立董事的履职水平。应该进一步从政策和法规的视角，明确董秘为董事会特别是独立董事提供信息服务的职责定位，保障董秘列席高管团队会议的权利，加强董秘任职资格审核和任职能力培训，充分发挥董秘的信息枢纽职责。

引言

掌握公司真实情况是独立董事有效履职的基础[1]，然而与内部董事相比，独立董事不在公司中任职，具有天然的信息劣势[2]。如果能改善独立董事履职所处的信息劣势地位，将有效地提高独立董事履职的有效性。

作为公司高管，董秘承担着筹备董事会会议和信息披露等重要职责[3]。公司治理实务界赋予董秘的职责定位极为丰富，通过中国知网等公开渠道获得的董秘访谈信息的编码结果显示，信息披露、外部沟通、为董事提供信息等服务、确保上市公司合规运作、协调董事与管理层关系、组织三会、落实董事会决策和市值管理等均是对董秘职责的描述。LEE[4]认为，董秘应该为董事的有效履职提供信息保障。中国证监会《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见(2001)》要求“上市公司董事会秘书应积极为独立董事履行职责提供协助”，这表明，董秘可以成为独立董事履职的重要信息提供者，为独立董事的有效履职提供信息服务。然而，已有关于董秘的研究主要集中于董秘对外信息披露职责的履行情况，少有研究关注董秘在缓解独立董事信息劣势上的作用。鉴于董秘在公司与董事会之间信息传递过程中的重要地位，本研究试图从董秘缓解独立董事信息劣势的角度出发，基于高阶梯队理论和信息生态理论，探究董秘信息提供如何影响独立董事发挥独立性作用，为董秘在加强管理层与董事会之间信息传递中的作用提供更为清晰的描述。

1 相关研究评述

JOHNSON et al.[5]研究表明，董事会可以通过履行监督代理、资源依赖和战略角色等3种职能影响公司产出，而引入独立董事则会改变原董事会的履职效果。资源依赖理论认为，独立董事在公司治理活动中担任重要的资源提供角色[1]，独立董事能够有效提高企业应对外部环境不确定性的能力，进而提高公司经营绩效[6-8]。WEISBACH[9]研究认为，外部董事能以丰富的商业经验，运用技术和市场知识，参与战略的构建，帮助公司管理层解决经营问题，从而有助于提升任职企业的价值。在公司面对不确定环境时，CEO往往需要来自董事会、特别是能够获取较多外部资源的独立董事的建议[10]。代理理论认为，独立董事通过降低代理成本，减少企业效率损失，可以促进绩效[11-12]。基于委托代理理论，王跃堂等[11]研究表明，代理理论对中国资本市场的公司治理更具解释力，独立董事比例与公司绩效正相关；李维安等[13]研究发现，董事会独立性能够有效抑制新任总经理冒进带来的绩效降低行为。监督、嵌入正是独立董事提升企业绩效的两条主要路径[8,14]，ROBERTS et al.[15]分析指出，独立董事应该通过参与但不具体执行、辩驳但支持、独立而又融入的方式参与董事会运作，促进董事会的独立运作，从长远角度来提升企业价值。而独立董事比例又是影响独立董事对公司绩效促进效用的重要构成因素[16]。首先，从监督的角度而言，较高的独立董事比例意味着更强的董事会监督能力，能够有效降低委托代理成本，提升公司绩效[11]；其次，从资源提供的角度而言，独立董事比例越大，意味着能够获取的资源越多，董事会的资源提供职能越有效[16-17]。基于此，本研究定义独立董事履职有效性为独立董事比例对公司绩效的促进作用[18-20]。

然而，正如JENSEN[21]指出的，严重的信息缺乏会限制董事会成员的有效性；ADAMS et al.[1]分析认为，在CEO与董事会分享信息增多时，董事会建议和决策职能变得更有效，同时，董事会掌握信息的增加又会强化董事会监督职能。此外，拥有更多的决策权会提升CEO的心理价值，董事会的干预会降低CEO的权威性，降低其心理价值[22]。基于此，CEO不会向过度独立的董事会传递信息，这种信息的限制极大地削弱了董事会成员在建议和监督方面的能力[1,20]。牛建波等[20]研究发现，独立董事获取信息的成本会对其职能的发挥产生显著影响，独立董事履职效果随着信息获取成本的提高而显著降低。

另外，对于决策落实等公司运营的实施信息，独立董事始终面临较为严重的信息劣势。郭强等[23]把对决策有价值的信息划分为与专业知识有关的信息、与实际经验相关的信息以及正在产生的信息。通过选聘相关领域的专家或者担任过企业领导的人担任独立董事，可以有效缓解前两类信息不对称问题。但是，对于正在产生的信息，不论独立董事群体多么强大，此类信息的优势必然掌握在经理层一方。这种信息劣势地位使独立董事在履职过程中面临较为严重的信息不对称问题，降低了其履职有效性[1,24]。

通过有效的信息提供可以缓解独立董事履职所面临的信息不对称问题[25-26]。CADBURY[27]强调了公司秘书(英国公司中无董事会秘书，公司秘书承担董秘职责)为董事提供建议和服务的义务；LEE[4]认为董秘应该通过为董事提供履职所需信息，增强董事会的独立性；TRICKER[28]更为明确地强调了董秘应该为董事的履职尽责提供充足的信息。本研究对现有公开报道的董秘访谈信息进行编码，结果表明，除“信息披露职责”外，“为董事提供信息等服务”同样受到业界的较多关注。由此，除信息披露责任外，董秘同样承担着为独立董事履职提供信息服务的职责。根据SHANNON et al.[26]的信息理论模型，信息传递过程是从信息源发出信息，经由一定的信道到达信宿的过程。信息传递过程包含信息源、信宿、编码器和译码器4部分。而根据信息传递理论，信息发送者要编制最优信息给其听众，信息接收者以他们自己的视角以及与信息发送者的关系来领悟信息，信息源的信息提供能力和提供意愿、信息接收者的信息接收能力和接收意愿等都会对信息传递效率产生直接影响[26,29]。信息传递效率直接影响信息接收方接收到的信息的有效性和及时性。

事前掌握决策所需信息、事后掌握决策落实情况是独立董事有效履职的重要信息保证，信息劣势地位将限制独立董事有效履职[20,24]。因此，有必要探讨董秘与独立董事之间的信息传递活动对独立董事履职有效性的影响，以及影响二者之间信息传递效率的因素。然而，已有研究主要集中于探讨董秘对外信息披露职责的履行情况[3,25,30]，或关注董秘对公司资本市场运营效率的影响[31-33]。而少有研究关注董秘作为公司与董事会之间的信息沟通媒介，其职责履行情况对独立董事履职有效性的影响。根据牛建波等[20]的研究，信息成本较低的公司，独立董事比例的上升将有效提高公司绩效，使独立董事的价值创造活动更有效。作为上市公司与独立董事之间信息传递活动的重要环节，董秘与独立董事之间信息传递活动的有效性会对独立董事的履职有效性产生重要影响。关于董秘在加强公司内部信息沟通上的作用，已有研究尚未充分挖掘，所以本研究探讨董秘与独立董事之间信息传递活动的有效性。

2 理论分析和研究假设

独立董事在产生之初就被定义为非公司雇员，并且与公司没有直接或密切的商业利益关系。过于独立将导致管理层不愿意与之分享内部信息，这使独立董事与内部董事相比，具有天然的信息劣势[18]。信息劣势地位严重限制了独立董事的有效履职，降低了其履职有效性[24]。

作为公司高管的董秘，既具有《公司法》赋予的参加高管团队会议等的权力，又承担法律规定的组织三会以及为独立董事提供与会资料等的职责。中国证监会《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见(2001)》要求“上市公司董事会秘书应积极为独立董事履行职责提供协助”，这使董秘成为为独立董事提供信息服务的最佳人选。董秘在缓解独立董事信息劣势上的作用，首先，体现在为独立董事提供决策所需信息的职责上，董秘信息提供的有效性、及时性等[34]都会对独立董事的履职有效性产生影响。《公司法》规定董秘具有负责筹备公司董事会会议的职责，该职责的履行情况直接影响董秘为独立董事提供信息的有效性和及时性。其次，上述作用还体现在跟踪董事会会议决策落实情况并向董事会报告的职责上，其监督决策落实情况的有效性同样对独立董事履职有效性产生影响。再次，董秘能够帮助独立董事挖掘被管理层隐瞒的信息[21]，使独立董事知悉管理层的经营行为，抑制管理层为了谋取私利而损害公司利益的行为[11,20]。不在公司中任职严重地限制了独立董事对公司正在产生的信息的知悉程度，导致其很难对相关决策的落实情况进行跟踪了解。《上海证券交易所上市公司董事会秘书管理办法(2015)》指出：“上市公司召开总经理办公会以及其他涉及公司重大事项的会议，应及时告知董事会秘书列席，并提供会议资料”。作为公司高管的董秘，则对公司经营信息具有较好的了解，可以为独立董事提供有效的信息服务。由于董秘直接参与公司日常经营活动，能够与其他内部成员进行沟通交流，因此董秘还可以帮助独立董事挖掘CEO隐瞒的信息[30]。《上海证券交易所上市公司董事会秘书管理办法(2015)》和《深圳证券交易所股票上市规则(2014)》指出：“上市公司董事会秘书为履行职责，有权了解公司的财务和经营情况，查阅其职责范围内的所有文件，并要求有关部门和人员及时提供相关资料和信息”“上市公司应当为董事会秘书履行职责提供便利条件，公司董事、监事、高级管理人员和相关工作人员应当配合董事会秘书的履职行为”。

信息由上市公司传递到独立董事的过程见图1，在董秘与独立董事之间的信息传递活动中，董秘同时扮演着信息源和信息编码器的双重角色，独立董事则是该信息传递活动的信息接收者，同时又扮演着译码器的角色。董秘从上市公司获取信息，并对所获取的信息进行筛选和编码，将有价值的信息发送给独立董事。独立董事根据所获信息，对公司的经营状况做出合理判断，更好地发挥监督代理、资源依赖和战略角色等职能。

图1 董秘与独立董事信息传递Figure 1 Information Translation between Board Secretary and Independent Director

根据信息传递理论，信息源的信息提供能力和提供意愿、信息接收者的信息接收能力和接收意愿等都会对信息传递效率产生直接影响[26,29]。因而，董秘的信息提供能力直接影响其与独立董事之间的信息传递效率，进而影响独立董事信息劣势地位的缓解程度。获取信息资源的能力和信息编码能力是决定董秘信息提供能力强弱的两个主要方面，获取信息资源的能力反映了董秘是否能够接触和收集到足够的信息，是董秘能够为独立董事提供信息服务的基础，信息编码能力则反映了董秘是否能够有效地将收集到的上市公司信息传递给独立董事。

获取信息资源的能力是构成董秘信息提供能力的重要因素之一，获取信息资源的能力强，意味着董秘能够接触到更多的上市公司经营信息，并且有能力对公司的经营信息进行准确的识别、判断和筛选，以此提高其为独立董事提供信息的真实性和准确性。高凤莲等[30]研究发现，董秘经济地位、政治地位、职业地位所表征的董秘纵向社会关系与公司信息披露质量正相关，并且认为，董秘在企业组织网络关系中的权利地位越高，获取信息资源的能力越强。而权利地位则来源于行为主体的职业背景、核心职务、学历教育或收入等[35]。董秘持股情况是其拥有权利的形式之一，董秘持股比例越高，获取公司经营信息的能力越强[30]，获取的内幕信息越多。研究表明，董秘持股的公司信息披露质量更高[36-37]。兼任其他职位，特别是兼任公司其他管理层职位，并参与到公司的实际经营活动中，同样会对董秘的信息获取能力产生影响，通过参与公司的实际经营活动，董秘可以更好地知悉公司的实际经营状况，从而获得更为丰富的信息。高强等[38]研究发现，董秘兼任公司副总能够显著提高信息披露质量。董秘任职时间越长，对公司事务的熟知程度越高，能够更好地知悉实时产生的信息的价值，并作出合理的判断，带来其信息获取能力的提高。由此可见，董秘专业或从业背景、学历、任职时间、持股状况、兼任其他职位的情况等，在一定程度上反映了董秘信息资源获取能力的强弱，对董秘信息提供能力具有直接影响。

信息编码能力是构成董秘信息提供能力的另一个重要因素，信息编码能力的强弱直接影响董秘与独立董事之间的信息传递效率。编码是指将信息以相应的语言、文字、符号、图形或其他形式表达出来的过程。董秘的专业或从业背景、学历和承担董秘工作的年限，是董秘具有较强编码能力的保证。专业或从业背景越丰富、学历越高，董秘识别和筛选信息的能力越强，信息编码能力越强[30,39]。任职时间越长，董秘获得的经验和知识积累越丰富[40]，而这些源于董秘日常工作的缄默知识又是难以传递的[41]。董秘任职时间越长，则董秘在向独立董事传递信息活动上具有的经验越丰富，能够更有效地编码加工信息。周开国等[36]认为，董秘任职时间越长，具有的相关经验越丰富。

综上所述，董秘的专业或从业背景、学历、任职时间、持股状况、兼任其他职位的情况等，都会对其信息资源的获取能力和信息编码能力产生直接的影响，而信息资源的获取能力和信息编码能力又是构成董秘信息提供能力的重要因素，对董秘信息提供对促进独立董事履职有效性的作用存在直接影响。据此可以认为，以董秘的专业或从业背景、学历、任职时间、持股状况、兼任其他职位的情况等特征表征的董秘信息提供能力越强，董秘与独立董事之间的信息传递效率越高。董秘信息提供职能的履行，能够有效地缓解独立董事履职所处的信息劣势地位，保证独立董事更有效地履行职责，提高独立董事的履职有效性。而董秘信息提供能力越强，对独立董事履职有效性的促进作用也越大。基于以上分析，本研究提出假设。

H1在其他条件不变的情况下，董秘信息提供能力越强，对独立董事履职有效性的促进作用越大。

除了能力因素之外，信息提供者的信息提供意愿同样会对信息传递效率产生直接影响，个体行为的最终完成效果取决于能力和动机强度两个维度。动机是导致行为发生的直接因素，态度和意愿是行为发生的基本原因[42]。信息势差、信息利用能力的差异都会显著影响信息提供者的信息传递意愿[29,42]。专业或从业背景、学历、任职时间是信息利用能力的重要反映性指标，专业或从业背景越丰富、学历越高，行为主体利用信息的能力越强；任职时间越长，经验越丰富，缄默性知识的积累越丰富，行为主体利用信息的能力越强。

当独立董事人力资本低于董秘人力资本时，董秘向能力比自己低的独立董事进行信息传递的意愿相对较弱[40,43]。基于独特的知识、经验和信息而形成的权威在资源配置中发挥着非常重要的作用[40]。能够得到“下级”的认同是权威合法性的基础，管理者具有的管理权威越强越容易使被管理者产生认同[43-45]。作为法律规定的义务方和接受方，当独立董事人力资本高于董秘人力资本时，独立董事更容易形成较强的管理权威，因而董秘更容易对独立董事产生认同，向独立董事传递信息的意愿也就越强；而当独立董事人力资本低于董秘人力资本时，董秘难以对独立董事产生有效的认同，因而向独立董事传递信息的意愿也相对较低[40,43,46]。

综上，当董秘人力资本低于独立董事人力资本时，董秘的信息提供意愿更强，信息传递的效率更高，对独立董事履职有效性的促进作用更强。

基于以上分析，本研究提出假设。

H2在其他条件不变的情况下，董秘信息提供意愿越强，董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用越强。

除了上述信息提供者董秘的信息提供能力和提供意愿之外，信息接收者的信息接收能力同样会对信息传递效率产生影响[26,29]，信息接收者的信息接收能力越强，识别和利用信息的能力越强。

信息接收能力是指信息接收者在信息传递过程中搜寻、获取、处理、应用、整合、吸收信息的能力[29,47]。作为信息接收者，独立董事的信息解码能力和反馈能力都会影响其信息接收能力。独立董事识别和筛选所获信息的能力越强，信息接收能力越强。独立董事专业或从业背景越丰富，学历越高，任职时间越长，对信息的识别能力越强[48-49]，信息接收能力越强。任职时间越长，对公司的了解越充分，对董秘提供的信息进行识别和判断的能力越强。

专业或从业背景、学历同样反映了独立董事信息利用能力的强弱。HAMBRICK[50]认为，当聘请的独立董事拥有良好的教育背景、丰富的理论和实务经验时，他们往往能够从局外人的角度，提出一些有创见性的想法和观点来解决企业面临的问题，从而提升企业价值。独立董事发挥咨询职能最主要的途径是独立董事以其专业能力对公司进行业务协助[51]。李海舰等[18]认为，为了提高独立董事的履职效果，应该设立独立董事的入行门槛，建议独立董事应具备经济学、管理学或法学专业硕士以上学历；刘浩等[52]研究表明，独立董事的个人能力越强、专业背景越丰富，其监督和咨询职能的履职效果越好。

独立董事任职时间越长，通过担任该职务不断学习的方式，获得更多难以传递的缄默知识，这些知识中包含对于公司经营活动的独特理解、对于所从事工作的熟知程度以及与董秘之间进行信息沟通的经验等。HAYEK[53]认为，企业管理中需要的知识大多是专有性知识，专有性知识的重要特征之一是难于传递，从而形成了附着于个体的专有性人力资本。

综上，作为独立董事人力资本的重要构成要素，独立董事专业或从业背景、学历和任职时间都会对独立董事的信息解码、反馈和利用能力产生影响，也影响其信息接收能力，影响董秘与独立董事之间信息传递活动的效率。独立董事人力资本越高，信息接收能力越强，董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用越强。

基于以上分析，本研究提出假设。

H3在其他条件不变的情况下，独立董事信息接收能力越强，董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用越强。

本研究模型见图2。

图2 研究模型Figure 2 Research Model

3 样本选择和研究设计

3.1 研究样本

本研究以2006年至2014年沪深两市A股上市公司为研究样本。2005年，修订后的《公司法》从法律意义上确认了董秘作为公司高级管理人员的重要地位，为了保证选择的样本中董秘职责具有充分的法律保障，本研究选择的分析时间起点为2006年。同时，2006年也是新会计准则颁布的第一年，可以保证各会计指标具有一致性。鉴于2015年和2016年相关数据较少，最终确定的分析时间段为2006年至2014年。本研究进一步删除以下样本：①由于ST和PT类企业通常会进行盈余管理行为避免退市，为了避免异常值等问题，样本中剔除ST和PT类上市公司；②由于金融保险行业的财务核算方式与其他行业的核算方式具有较大的区别，剔除金融保险业上市公司；③删除变量数据缺损的样本点。在剔除以上样本后，本研究对所有连续变量进行1%和99%水平的winsorize缩尾处理。最终确定的样本为536家A股上市公司，共4 727个公司-年的非平衡面板数据。

本研究数据主要来源于国泰安数据库和万德数据库，为了保证所得数据的准确性和可信度，利用两个数据库的相关数据进行对比，对于存在差异的数据，利用新浪上市公司数据、深圳证券交易所和上海证券交易所等相关数据进行对比核实。

3.2 变量定义

3.2.1 因变量

本研究的因变量为独立董事履职有效性，采用企业价值测量独立董事履职有效性。近年来独立董事与企业绩效之间的相关关系得到很多研究的支持，独立董事履职的差异最终会表现为企业绩效的差异，原因在于独立董事作为能力的载体，通过监督、咨询和资源提供职能影响企业绩效[11,14,54]。独立董事在公司治理活动中担任着重要的资源提供角色[1]，独立董事能以丰富的商业经验，运用技术和市场知识，参与战略的构建，帮助公司管理层解决经营难题，从而提升任职企业的价值[9]。同时，独立董事的相关社会资本能够帮助公司减少外部交易成本[55-56]，从而提升任职企业的价值。代理理论认为，独立董事通过降低代理成本可以促进绩效[11-12]。监督、嵌入正是独立董事提升企业绩效的两条主要路径[8]，这种相关性使得在中国的研究中企业价值常常被用于评价独立董事的履职有效性[20]。在借鉴以上研究的同时，为努力克服企业价值衡量独立董事履职有效性可能存在的偏误，本研究尽可能使用多个测量企业价值维度的方法。用于测量企业价值的常用指标包括总资产收益率和净资产收益率等用于反映会计绩效的财务指标，以及托宾Q值等用于反映公司市场绩效的指标。本研究同时选择总资产收益率和托宾Q测量公司价值，这也是企业价值研究中经常使用的方法。总资产收益率和托宾Q值数据主要来源于国泰安数据库，指标计算方式见表1的变量定义。

3.2.2 自变量

本研究使用独立董事比例作为自变量，反映各企业独立董事整体构成的差异性[13,57-58]。企业独立董事的构成是董事会科学客观决策从而提升企业价值的基础[18-20]，因此，本研究选择独立董事比例作为回归分析的自变量，研究过程主要采用构建独立董事比例与调节变量交互项的形式考察交互项对独立董事履职有效性的影响。

3.2.3 调节变量

本研究的调节变量包括董秘信息提供能力和独立董事信息接收能力。测量董秘信息提供能力的指标包括：①董秘专业或从业背景：财务专业或从业背景，具有财务专业或从业背景的取值为1，否则取值为0；金融专业或从业背景，具有金融专业或从业背景的取值为1，否则取值为0；法律专业或从业背景，具有法律专业或从业背景的取值为1，否则取值为0。②董秘学历。③董秘任职时间，截至年报发布日的任职月份。④董秘是否持有公司股份，持有公司股份取值为1，否则取值为0。⑤董秘是否兼任其他管理层职位，兼任其他管理层职位取值为1，否则取值为0。借鉴HAYNES et al.[54]、周建等[59]和KHANNA et al.[60]的测量方法，对以上各指标进行标准化求和，得到的指标作为董秘信息提供能力的测量指标。

以独立董事人力资本测量独立董事信息接收能力，包括：①独立董事专业或从业背景：财务专业或从业背景，具有财务专业或从业背景的取值为1，否则取值为0；金融专业或从业背景，具有金融专业或从业背景的取值为1，否则取值为0；法律专业或从业背景，具有法律专业或从业背景的取值为1，否则取值为0。②独立董事平均学历，以所有独立董事学历的平均值表示[39]；③独立董事平均任职时间，以截至年报发布日所有独立董事任职月份的平均值表示。对以上各指标进行标准化求和，得到的指标作为独立董事信息接收能力的测量指标。

3.2.4 控制变量

参照已有研究[59,61]，本研究引入可能对公司价值造成影响的其他变量作为控制变量，包括公司层面、股东层面、管理层层面、董事会层面以及年度和行业控制变量。

(1)公司层面控制变量[62]，包括公司财务杠杆、公司规模和公司成长性。

(2)股东层面控制变量，包括：①股权集中度，用第一大股东持股数与公司总股数的比例测量；②股权制衡度，用第二至第十大股东持股数与第一大股东持股数的比例测量。

(3)管理层层面控制变量，包括：①CEO与董事长两职兼任情况，兼任取值为1，否则取值为0；②高管薪酬，用高管薪酬总数的自然对数测量；③管理层政治背景，管理层具有政府背景取值为1，否则取值为0；④董秘年龄；⑤董秘性别；⑥董秘薪酬。

(4)董事会层面控制变量，包括：①董事会规模，用董事会总人数测量；②女性独董比例；③独立董事平均年龄；④独立董事平均薪酬；⑤繁忙独立董事比例，担任3家及以上公司董事职位的独立董事占比；⑥独立董事是否全勤，独立董事亲自出席所有会议时取值为1，否则取值为0；⑦异地独董，董事会中包含异地独立董事取值为1，否则取值为0。

(5)年度和行业控制变量。考虑到行业和制度因素对公司绩效的影响，引入行业分类变量，行业分类哑变量设定参照最新证监会行业分类标准划分。

各变量的具体定义见表1。

3.3 模型设定

本研究旨在研究董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用，因此，建立测量独立董事履职有效性的回归模型，即

Val=α0+α1IDr+α2-18Con1+α19Yea+α20Ind+ε1

(1)

其中，Val为公司价值，包括总资产收益率和托宾Q；IDr为独立董事比例，如果独立董事履行职能对提升公司价值是有益的，预期α1显著为正；Con1为针对主效应的控制变量，包括公司财务杠杆、公司规模、公司成长性、股权集中度、股权制衡度、CEO两职兼任、高管薪酬、管理层政治背景、董事会规模、女性独董比例、独立董事平均年龄、独立董事平均薪酬、繁忙独立董事比例、独立董事是否全勤；α0为截距项，α1～α20为对应变量的回归系数，ε1为随机误差项。

借鉴牛建波等[20]和姜付秀等[25]的相关研究，本研究通过构建交互项的方式，检验H1，考察董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的影响。在(1)式的基础上，进一步加入独立董事比例与董秘信息提供能力的交互项，如果H1成立，预期该交互项的系数显著为正。回归模型为

Val=β0+β1IDr+β2IDr·BSi+β3BSi+β4～20Con1+

β21～30Idr·Con2+β31Yea+β32Ind+ε2

(2)

其中，BSi为董秘信息提供能力，Con2为针对调节效应的控制变量，包括董秘性别、董秘年龄、董秘薪酬、独立董事比例与独立董事是否全勤的交互项、独立董事比例与女性独立董事比例的交互项、独立董事比例与繁忙独董比例的交互项、独立董事比例与董秘性别的交互项、独立董事比例与董秘年龄的交互项、独立董事比例与董秘薪酬的交互项 ；β0为截距项，β1～β32为对应变量的回归系数，ε2为随机误差项。

根据H2的分析，董秘与独立董事人力资本的差异对董秘信息提供意愿存在直接影响。当董秘人力资本(与独立董事人力资本计量方法相同)低于独立董事人力资本时，董秘会更主动地将决策权转交给信息利用能力更强的独立董事，信息传递意愿更强。为了对H2进行检验，本研究进一步将全部样本按照董秘和独立董事人力资本的差异划分为董秘人力资本低于独立董事人力资本和董秘人力资本高于独立董事人力资本两个子样本组。利用(2)式进行回归分析，检验董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用在两个子样本组之间的差异。如果H2成立，在董秘人力资本低于独立董事人力资本样本组中，独立董事比例与董秘信息提供能力交互项系数的显著性水平应该更高。

为了检验H3，考察独立董事信息接收能力对董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用的影响，在(2)式的基础上，本研究加入独立董事比例与董秘信息提供能力和独立董事信息接收能力之间的三阶交互项，回归模型[63-65]为

Val=η0+η1IDr+η2BSi+η3IDh+η4IDr·BSi+

η5BSi·IDh+η6IDr·IDh+η7IDr·BSi·IDh+

η8-24Con1+η25-34IDr·Con2+η35Yea+

η36Ind+ε3

(3)

其中，IDh为独立董事人力资本，η0为截距项，η1～η36为对应变量的回归系数，ε3为随机误差项。如果H3成立，根据上文分析，η4和η7应该同时为正。

4 实证分析

4.1 描述性统计

主要变量的描述性统计结果见表2。Roa均值为0.038，标准差为0.077，变异系数为2.026，表明总资产收益率在不同样本公司之间存在较大的差异；托宾Q的均值为1.898，标准差为1.770，变异系数为0.933，表明托宾Q值在不同样本公司之间存在较大的差异。与总资产收益率相比，托宾Q在不同样本公司之间的差异更为显著。IDr的均值为0.364，标准差为0.059，变异系数为0.163，表明独立董事比例在不同样本公司间具有显著的差异。尽管独立董事比例的均值达到0.364，但是不排除个别公司独立董事比例低于三分之一，未能达到法律规定。BSi的均值为-0.003，标准差为37.518，表明不同样本公司之间董秘信息提供能力存在较大的差异。IDh的均值为0.0002，标准差为0.562，独立董事人力资本在不同样本公司间也具有显著的差异。

表1 变量定义Table 1 Definition of Variables

4.2 变量相关性分析

表3给出主要变量的Pearson相关系数矩阵。表3中，Roa与IDr、Bsi、IDh均呈现负相关关系，均不显著。托宾Q与IDr显著正相关，与BSi和IDh均呈现正相关关系，均不显著。另外，除被解释变量Roa和托宾Q之外，其余所有变量的两两相关系数中，Top1与Sba的相关系数为-0.679，其余变量的两两相关系数中，最大取值(绝对值)为0.313。针对股权集中度和股权制衡度进行共线性检验，VIF值为1.860，表明二者之间不存在显著的共线性问题。表3的相关系数检验结果表明，解释变量和控制变量两两之间不存在显著的共线性问题。

表2 描述性统计结果Table 2 Results for Descriptive Statistics

表3 Pearson相关系数检验结果Table 3 Test Results for Pearson Correlation Coefficients

4.3 回归分析结果

4.3.1 董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的影响分析

表4给出董秘信息提供能力的回归结果，模型1和模型3以Roa、模型2和模型4以托宾Q作为公司价值的表征指标，模型1和模型2利用(1)式检验独立董事履职有效性作用的回归结果，模型3和模型4利用(2)式检验董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用的回归结果。

表4 董秘信息提供能力的回归结果Table 4 Regression Results for Board Secretary′s Information Provision Ability

表4模型1和模型2的回归结果表明，独立董事比例与Roa和托宾Q之间均显著正相关，表明独立董事履职可以有效地提升任职公司的价值，支持独立董事可以正向提高公司绩效的研究结果[19-20]。

模型3和模型4的回归结果表明，IDr·BSi的系数显著为正，与IDr的回归系数符号相同。这表明，通过为独立董事提供履职所需信息，董秘可以促进独立董事履职的有效性。董秘信息提供能力越强，对独立董事履职有效性的促进作用越强。

综上，独立董事比例与公司价值显著正相关，独立董事履职可以有效地提升任职企业的价值。IDr·BSi的系数显著为正，表明通过为独立董事提供履职所需信息，董秘可以有效缓解独立董事履职的信息劣势地位，促进独立董事履职有效性；董秘信息提供能力越强，越有利于其更好地识别公司经营过程中存在的问题，为独立董事有效履职提供精确而有效的公司运营信息，保障独立董事知悉公司的实际经营状况，更好地履行职能。

为了增强该检验的稳健性，本研究利用Matlab软件对公司价值与独立董事比例和董秘信息提供能力进行拟合，图3给出公司价值(Roa和托宾Q)、独立董事比例和董秘信息提供能力的拟合结果。根据图3(a)，在IDr与Roa影响关系的截面IDr·Roa上，IDr对Roa的影响(曲线斜率)始终为正，表明独立董事比例的增加对公司总资产收益率的提升有益，该结果与模型1的回归结果一致。从图3(a)整体看，Bsi的增长会加强IDr对Roa的正向影响，表明董秘信息提供能力越高，独立董事履职有效性越强，该结果与模型3的回归结果一致。

图3(b)的拟合结果表明，IDr对托宾Q的影响与图3(a)相似，在IDr与托宾Q影响关系的截面IDr·Q上，IDr对托宾Q的影响(曲线斜率)始终为正，即独立董事比例的增加会促进托宾Q的提升，该结论与模型2结果一致。从图3(b)整体看，Bsi的增长会加强IDr对托宾Q的正向影响，表明董秘信息提供能力越高，独立董事履职有效性越强。

图3的拟合结果表明，无论是以总资产收益率、还是以托宾Q作为公司价值的测量指标，独立董事比例的增加都可以提升任职企业的价值；BSi越高，独立董事履职有效性越强，这意味着董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用正向显著。

综上，H1得到验证。

4.3.2 董秘信息提供意愿与董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用

利用(2)式检验H2，表5给出董秘信息提供意愿的回归结果，模型5和模型6分别为董秘人力资本低于独立董事人力资本样本组和董秘人力资本大于或等于独立董事人力资本样本组，以Roa作为公司价值的表征指标；模型7和模型8分别为董秘人力资本低于独立董事人力资本样本组和董秘人力资本大于或等于独立董事人力资本样本组，以托宾Q作为公司价值的表征指标。

由表5可知，无论是Roa，还是托宾Q，IDr·BSi的回归系数，在董秘人力资本低于独立董事人力资本样本组中都更为显著。回归结果表明，在其他条件不变的情况下，独立董事人力资本高于董秘人力资本时，董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用更强。

(a) (b)

图3 独立董事比例、董秘信息提供能力和公司价值的拟合结果Figure 3 Fitting Results for IDr, BSi and Val

综上，董秘信息提供意愿越强，董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用越强。据此，H2得到验证。

4.3.3 独立董事信息接收能力与董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用

利用(3)式检验H3，表6给出独立董事信息接收能力的回归结果，模型9和模型10分别以Roa和托宾Q作为公司价值的表征指标。由表6可知，IDr·BSi·IDh与Roa和托宾Q的系数均显著为正，与IDr·BSi的系数符号一致。这表明独立董事信息接收能力越强，董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用越强。

综合以上检验可以看出，在董秘与独立董事之间的信息传递活动中，作为信息接收者的独立董事的信息接收能力越强，信息传递活动的效率越高，董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用越强。据此，H3得到验证。

4.3.4 进一步分析

综合H2￣和H3的检验结果可知，在其他条件不变的情况下，独立董事人力资本比董秘人力资本越高越好。这不免让我们产生怀疑：在其他条件不变的情况下，独立董事人力资本配置是否存在上限的限制，还是只要满足高于董秘人力资本的基本条件下越高就越好，有必要对这一问题展开进一步的研究。

为了对该问题进行解答，本研究进一步使用独立董事比例、董秘信息提供能力以及董秘人力资本与独立董事人力资本的差异项构建三阶交互项，并构建回归分析模型。利用该模型对董秘人力资本低于独立董事人力资本的样本组进行回归分析，检验在该情景下，董秘与独立董事人力资本的差异性程度对董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用的影响。具体模型为

表6 独立董事信息接收能力的回归结果Table 6 Regression Results for Independent Director′s Information Receiving Ability

Val=θ0+θ1IDr+θ2IDr·BSi+θ3BSi+θ4hrd+

θ5BSi·hrd+θ6IDr·hrd+θ7IDr·BSi·hrd+

θ8-24Con1+θ25-34IDr·Con2+θ35Yea+

θ36Ind+ε4

(4)

其中，hrd为董秘人力资本与独立董事人力资本的差异，以独立董事人力资本减去董秘人力资本的差值计量；θ0为截距项，θ1～θ36为对应变量的回归系数，ε4为随机误差项。

利用(4)式进行回归，表7给出董秘与独立董事人力资本差异程度的回归结果，模型11和模型12分别以Roa和托宾Q作为公司价值的表征指标。回归结果表明，在以托宾Q作为公司价值的表征指标时，IDr·BSi·hrd的系数显著为正，与IDr·BSi具有相同的符号。该结果表明在其他条件不变的情况下，独立董事人力资本比董秘人力资本越高，董秘信息提供能力对独立董事履职有效性的促进作用越强，即不存在限制独立董事人力资本配置的上限。

表7 董秘与独立董事人力资本差异程度的回归结果Table 7 Regression Results for the Degree of Human Resources Variability between Board Secretaries and Independent Directors

5 稳健性检验

5.1 内生性检验

董秘信息提供能力与独立董事履职有效性的关系可能是内生的，如独立董事履职有效性高的公司可能更倾向于聘任信息提供能力更高的董秘。为了排除内生性问题对研究结论的影响，本研究采用双倍差分法估计董秘信息提供能力变化对独立董事履职有效性的可能影响。

为了控制内生性问题，所选择的事件必须同时满足两个条件，即外生事件和能够直接影响董秘为独立董事提供信息的有效性。经过筛选，借鉴已有研究[38]，本研究选取2007年3月上海证券交易所《股票上市规则(第六次修订稿)》中关于“上市公司董秘要由副总或董事担任”条例在上市公司中的实施作为影响董秘信息提供能力的外生冲击事件，该政策由上交所发布，试行推广，并非强制一次性更换董秘，从而在样本分布上具备了“有无”遵循该政策的样本和实施该政策“前后”的样本。董秘兼任公司其他管理层职位，并参与到公司的实际经营活动中，会对董秘的信息获取能力产生影响，通过参与公司的实际经营活动，董秘可以更好地知悉公司的实际经营状况，从而获得更为丰富的信息[38]。因而，该政策的实施能够对董秘信息提供能力产生影响。

参考姜付秀等[33]的相关研究，本研究构建以下模型进行内生性检验，即

Val=φ0+φ1Chat+φ2Chat·IDrt+φ3Chat·Tret·IDrt+

φ4Chat·Tret+φ5Tret·IDrt+φ6Tret+φ7IDrt+

φ8-24Con1+φ25-34IDr·Con2+ε5

(5)

其中，t为年；Cha为时间虚拟变量，政策发布之后的年份取值为1，政策发布之前的年份取值为0；Tre为政策发布之后的年份董秘是否未兼任公司副总或董事的虚拟变量，未兼任取值为1，兼任取值为0；φ0为截距项；φ1～φ34为相应变量的系数；ε5为随机误差项。φ3为本研究关注的核心，它测量政策发布后董秘兼任副总或董事的样本，相对于政策发布后董秘仍未兼任副总或董事的样本，其信息提供能力的变化对独立董事履职有效性的影响。如果φ3显著为正，说明董秘信息提供能力的提高增强了独立董事的履职有效性。

参考姜付秀等[33]的处理方法，本研究剔除政策发布当年的样本，选择该政策试行前1年(2006年)和后1年(2008年)作为研究窗口期，故t=2006,2008。为了保证除实验因素外其他因素保持一致，本研究进一步剔除董秘发生变化的样本。最终，得到用于双倍差分法回归的样本点共计392个。

表8给出双倍差分法的回归结果，可以看出，关键考察变量IDr·Tre·Cha的系数显著为正。相对于政策发布前后董秘均未兼任副总或董事的控制组，在政策发布前董秘未兼任副总或董事，而在政策发布后董秘开始兼任副总或董事的处理组中，董秘的变更对独立董事履职有效性的促进作用的净影响显著为正，即董秘信息提供能力的提高，为独立董事提供信息的服务越有效，对独立董事的履职有效性的促进作用越强。

表8 双倍差分法回归结果Table 8 Regression Results for DID

5.2 董秘信息提供能力的主成分拟合结果

本研究的核心变量为董秘信息提供能力和独立董事信息接收能力，对这两个变量的测量方式同样可能会对结果的稳健性产生影响。借鉴权小锋等[66]和周建等[59]的测量方法，本研究进一步利用主成分分析法测量董秘信息提供能力和独立董事信息接收能力。在主成分分析过程中，本研究以累积方差贡献率是否大于80%和特征根是否大于1作为判断标准，提取特征等于和大于1且累积方差贡献率超过80%的主成分，并按照提取的各个主成分的方差贡献率进行加权求和，对董秘信息提供能力和独立董事信息接收能力进行测量。采用主成分测量方法之后的模型回归结果见表9，可以看出，在更换了变量测量方法后，结论仍然保持不变，表明本研究结果具有较好的稳健性。

5.3 剔除首尾年份的稳健性检验结果

样本的时间选择不同，也可能对研究结果产生影响，借鉴徐小琴等[67]的做法，本研究以剔除首尾年份后的数据重新进行回归分析。在剔除首尾年份后，共得到3 684个样本点用于稳健性检验，回归结果见表10。由表10可知，在剔除2006年和2014年的数据后，结果没有实质性改变，结论依然稳健。

表9 主成分拟合结果Table 9 Fitting Results for Principal Component Analysis

5.4 剔除独立董事比例为三分之一的公司样本的稳健性检验结果

独立董事比例是本研究的主变量，而《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》要求各境内上市公司应该保证董事会成员中至少包括三分之一的独立董事。因此，如果样本中包含过多独立董事比例为三分之一的样本公司，同样可能会对结果的稳健性产生影响。为此，在剔除独立董事比例为三分之一的公司样本后，本研究进行重新回归，回归结果见表11。由表11可知，在剔除独立董事比例为三分之一的公司样本后，本研究的回归结果并没有实质性变化，研究结论具有较强的稳健性。

6 结论

6.1 研究结果

本研究从董秘缓解独立董事履职所面临的信息劣势地位的角度出发，以2006年至2014年沪深A股上市公司为样本，探索董秘信息提供如何影响独立董事发挥独立性作用。研究结果表明，①在董秘与独立董事之间的信息传递中，董秘信息提供能力越强，董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用越强。②进一步的研究发现，在其他条件不变的情况下，董秘信息提供意愿和独立董事信息接收能力的增强，均可以有效地增强董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用。在以上研究的基础上，本研究进一步检验董秘与独立董事人力资本配置情况对于董秘信息提供促进作用的影响，发现在其他条件不变的情况下，独立董事人力资本相对于董秘人力资本水平越高，董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用越强，这种相对差异并不存在上限的限制。

表10 剔除首尾年份回归结果Table 10 Regression Results for Eliminating the Samples of 2006 and 2014

本研究表明，董秘在公司治理中的作用并不局限于履行对外信息披露职能，在增强管理层和董事会之间的内部信息传递中同样发挥着重要作用。通过为独立董事提供信息服务，董秘可以有效地促进独立董事履职有效性。本研究展示了董秘为独立董事有效履职提供信息服务的主要过程，解释了董秘如何影响董事会运行效率。

信息劣势地位限制了独立董事的有效履职，本研究的贡献在于明确了董秘在管理层与独立董事之间信息联络人的职能定位，通过描述董秘信息提供能力、信息提供意愿以及独立董事信息接收能力等因素对董秘与独立董事之间信息传递效率的影响，更为清晰地解释了董秘在公司治理活动中的作用。同时，本研究关于董秘和独立董事人力资本配置如何影响董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用的研究结果，进一步丰富了独立董事有效履职资源配置的研究，为优化独立董事有效履职环境配置提供了理论依据。

6.2 研究启示

本研究拓展了已有关于董秘职责定位和独立董事履职环境配置的相关研究，实践意义有：①董秘履行信息提供职能，可以有效地促进独立董事履职有效性。因此，在将董秘法定为高管之后，有必要进一步明确董秘应该承担的为董事会特别是独立董事提供信息服务的职责定位，保障董秘作为公司高管列席高管团队会议的权利，确保董秘知悉公司的实际运营信息以及高管层的相关经营决策。②董秘信息提供能力的提高，可以有效提高董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用。因此，要强化对董秘任职资格的审核，确保董秘具有充足的知识储备来保证信息提供职能的有效履行。③董秘与独立董事人力资本的合理配置，对董秘信息提供职能的履行存在显著影响。在提高董秘任职资格的同时，要保证董秘和独立董事人力资本配置的合理性，在保证独立董事人力资本高于董秘人力资本的情况下，提高对独立董事任职资格的要求，增强董秘信息提供对独立董事履职有效性的促进作用。

表11 剔除独立董事比例恰为三分之一样本回归结果Table 11 Regression Results for Eliminating the Samples with Independent Director Rate Equal to

6.3 研究局限性及未来展望

本研究的不足之处表现在：①董秘为独立董事提供的信息包括决策的依据信息、战略落实情况的跟踪信息，由于数据获取的限制，目前本研究未能有效地对董秘在这两类信息提供上的作用进行差异性检验；②本研究在测量董秘与独立董事之间信息沟通有效性时，更多的是从二者能力的角度出发，但是董秘与独立董事之间沟通的时间和频率同样会对董秘履行信息提供职能产生影响，因而未来研究可以通过问卷调查的方式，进一步收集董秘与独立董事信息沟通时间和频率对董秘信息提供促进作用的影响。