周 建，王順昊，張雙鵬

1 南開大學 商學院，天津 300071 2 南開大學 中國公司治理研究院，天津 300071 3 山東工商學院 會計學院，山東 煙臺 264005

基于高階梯隊理論和信息生態(tài)理論，以2006年至2014年中國A股上市公司為研究樣本，使用固定效應回歸模型，探索董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用，并在此基礎上檢驗影響董秘信息提供促進獨立董事履職有效性的三方面因素，即董秘信息提供能力、信息提供意愿和獨立董事信息接收能力。在此基礎上，進一步探究董秘與獨立董事人力資本配置情況對董秘信息提供有效性的影響。

研究結(jié)果表明，董秘作為管理層與獨立董事的信息聯(lián)絡人，通過為獨立董事提供履職所需信息，可以有效地改善獨立董事面臨的信息劣勢地位，提高獨立董事的履職有效性。具體而言，在其他條件不變的情況下，董秘信息提供能力越強，對獨立董事履職有效性的促進作用越強；董秘信息提供意愿、獨立董事信息接收能力均可以增強董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的調(diào)節(jié)作用；董秘與獨立董事人力資本差距越大，董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用越強。

信息劣勢限制了獨立董事的有效履職，通過為獨立董事提供履職所需的信息，董秘可以有效地改善獨立董事履職所處的信息環(huán)境，提高獨立董事的履職水平。應該進一步從政策和法規(guī)的視角，明確董秘為董事會特別是獨立董事提供信息服務的職責定位，保障董秘列席高管團隊會議的權(quán)利，加強董秘任職資格審核和任職能力培訓，充分發(fā)揮董秘的信息樞紐職責。

引言

掌握公司真實情況是獨立董事有效履職的基礎[1]，然而與內(nèi)部董事相比，獨立董事不在公司中任職，具有天然的信息劣勢[2]。如果能改善獨立董事履職所處的信息劣勢地位，將有效地提高獨立董事履職的有效性。

作為公司高管，董秘承擔著籌備董事會會議和信息披露等重要職責[3]。公司治理實務界賦予董秘的職責定位極為豐富，通過中國知網(wǎng)等公開渠道獲得的董秘訪談信息的編碼結(jié)果顯示，信息披露、外部溝通、為董事提供信息等服務、確保上市公司合規(guī)運作、協(xié)調(diào)董事與管理層關系、組織三會、落實董事會決策和市值管理等均是對董秘職責的描述。LEE[4]認為，董秘應該為董事的有效履職提供信息保障。中國證監(jiān)會《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見(2001)》要求“上市公司董事會秘書應積極為獨立董事履行職責提供協(xié)助”，這表明，董秘可以成為獨立董事履職的重要信息提供者，為獨立董事的有效履職提供信息服務。然而，已有關于董秘的研究主要集中于董秘對外信息披露職責的履行情況，少有研究關注董秘在緩解獨立董事信息劣勢上的作用。鑒于董秘在公司與董事會之間信息傳遞過程中的重要地位，本研究試圖從董秘緩解獨立董事信息劣勢的角度出發(fā)，基于高階梯隊理論和信息生態(tài)理論，探究董秘信息提供如何影響獨立董事發(fā)揮獨立性作用，為董秘在加強管理層與董事會之間信息傳遞中的作用提供更為清晰的描述。

1 相關研究評述

JOHNSON et al.[5]研究表明，董事會可以通過履行監(jiān)督代理、資源依賴和戰(zhàn)略角色等3種職能影響公司產(chǎn)出，而引入獨立董事則會改變原董事會的履職效果。資源依賴理論認為，獨立董事在公司治理活動中擔任重要的資源提供角色[1]，獨立董事能夠有效提高企業(yè)應對外部環(huán)境不確定性的能力，進而提高公司經(jīng)營績效[6-8]。WEISBACH[9]研究認為，外部董事能以豐富的商業(yè)經(jīng)驗，運用技術(shù)和市場知識，參與戰(zhàn)略的構(gòu)建，幫助公司管理層解決經(jīng)營問題，從而有助于提升任職企業(yè)的價值。在公司面對不確定環(huán)境時，CEO往往需要來自董事會、特別是能夠獲取較多外部資源的獨立董事的建議[10]。代理理論認為，獨立董事通過降低代理成本，減少企業(yè)效率損失，可以促進績效[11-12]?；谖写砝碚摚踯S堂等[11]研究表明，代理理論對中國資本市場的公司治理更具解釋力，獨立董事比例與公司績效正相關；李維安等[13]研究發(fā)現(xiàn)，董事會獨立性能夠有效抑制新任總經(jīng)理冒進帶來的績效降低行為。監(jiān)督、嵌入正是獨立董事提升企業(yè)績效的兩條主要路徑[8,14]，ROBERTS et al.[15]分析指出，獨立董事應該通過參與但不具體執(zhí)行、辯駁但支持、獨立而又融入的方式參與董事會運作，促進董事會的獨立運作，從長遠角度來提升企業(yè)價值。而獨立董事比例又是影響獨立董事對公司績效促進效用的重要構(gòu)成因素[16]。首先，從監(jiān)督的角度而言，較高的獨立董事比例意味著更強的董事會監(jiān)督能力，能夠有效降低委托代理成本，提升公司績效[11]；其次，從資源提供的角度而言，獨立董事比例越大，意味著能夠獲取的資源越多，董事會的資源提供職能越有效[16-17]?；诖耍狙芯慷x獨立董事履職有效性為獨立董事比例對公司績效的促進作用[18-20]。

然而，正如JENSEN[21]指出的，嚴重的信息缺乏會限制董事會成員的有效性；ADAMS et al.[1]分析認為，在CEO與董事會分享信息增多時，董事會建議和決策職能變得更有效，同時，董事會掌握信息的增加又會強化董事會監(jiān)督職能。此外，擁有更多的決策權(quán)會提升CEO的心理價值，董事會的干預會降低CEO的權(quán)威性，降低其心理價值[22]?；诖?，CEO不會向過度獨立的董事會傳遞信息，這種信息的限制極大地削弱了董事會成員在建議和監(jiān)督方面的能力[1,20]。牛建波等[20]研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事獲取信息的成本會對其職能的發(fā)揮產(chǎn)生顯著影響，獨立董事履職效果隨著信息獲取成本的提高而顯著降低。

另外，對于決策落實等公司運營的實施信息，獨立董事始終面臨較為嚴重的信息劣勢。郭強等[23]把對決策有價值的信息劃分為與專業(yè)知識有關的信息、與實際經(jīng)驗相關的信息以及正在產(chǎn)生的信息。通過選聘相關領域的專家或者擔任過企業(yè)領導的人擔任獨立董事，可以有效緩解前兩類信息不對稱問題。但是，對于正在產(chǎn)生的信息，不論獨立董事群體多么強大，此類信息的優(yōu)勢必然掌握在經(jīng)理層一方。這種信息劣勢地位使獨立董事在履職過程中面臨較為嚴重的信息不對稱問題，降低了其履職有效性[1,24]。

通過有效的信息提供可以緩解獨立董事履職所面臨的信息不對稱問題[25-26]。CADBURY[27]強調(diào)了公司秘書(英國公司中無董事會秘書，公司秘書承擔董秘職責)為董事提供建議和服務的義務；LEE[4]認為董秘應該通過為董事提供履職所需信息，增強董事會的獨立性；TRICKER[28]更為明確地強調(diào)了董秘應該為董事的履職盡責提供充足的信息。本研究對現(xiàn)有公開報道的董秘訪談信息進行編碼，結(jié)果表明，除“信息披露職責”外，“為董事提供信息等服務”同樣受到業(yè)界的較多關注。由此，除信息披露責任外，董秘同樣承擔著為獨立董事履職提供信息服務的職責。根據(jù)SHANNON et al.[26]的信息理論模型，信息傳遞過程是從信息源發(fā)出信息，經(jīng)由一定的信道到達信宿的過程。信息傳遞過程包含信息源、信宿、編碼器和譯碼器4部分。而根據(jù)信息傳遞理論，信息發(fā)送者要編制最優(yōu)信息給其聽眾，信息接收者以他們自己的視角以及與信息發(fā)送者的關系來領悟信息，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會對信息傳遞效率產(chǎn)生直接影響[26,29]。信息傳遞效率直接影響信息接收方接收到的信息的有效性和及時性。

事前掌握決策所需信息、事后掌握決策落實情況是獨立董事有效履職的重要信息保證，信息劣勢地位將限制獨立董事有效履職[20,24]。因此，有必要探討董秘與獨立董事之間的信息傳遞活動對獨立董事履職有效性的影響，以及影響二者之間信息傳遞效率的因素。然而，已有研究主要集中于探討董秘對外信息披露職責的履行情況[3,25,30]，或關注董秘對公司資本市場運營效率的影響[31-33]。而少有研究關注董秘作為公司與董事會之間的信息溝通媒介，其職責履行情況對獨立董事履職有效性的影響。根據(jù)牛建波等[20]的研究，信息成本較低的公司，獨立董事比例的上升將有效提高公司績效，使獨立董事的價值創(chuàng)造活動更有效。作為上市公司與獨立董事之間信息傳遞活動的重要環(huán)節(jié)，董秘與獨立董事之間信息傳遞活動的有效性會對獨立董事的履職有效性產(chǎn)生重要影響。關于董秘在加強公司內(nèi)部信息溝通上的作用，已有研究尚未充分挖掘，所以本研究探討董秘與獨立董事之間信息傳遞活動的有效性。

2 理論分析和研究假設

獨立董事在產(chǎn)生之初就被定義為非公司雇員，并且與公司沒有直接或密切的商業(yè)利益關系。過于獨立將導致管理層不愿意與之分享內(nèi)部信息，這使獨立董事與內(nèi)部董事相比，具有天然的信息劣勢[18]。信息劣勢地位嚴重限制了獨立董事的有效履職，降低了其履職有效性[24]。

作為公司高管的董秘，既具有《公司法》賦予的參加高管團隊會議等的權(quán)力，又承擔法律規(guī)定的組織三會以及為獨立董事提供與會資料等的職責。中國證監(jiān)會《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見(2001)》要求“上市公司董事會秘書應積極為獨立董事履行職責提供協(xié)助”，這使董秘成為為獨立董事提供信息服務的最佳人選。董秘在緩解獨立董事信息劣勢上的作用，首先，體現(xiàn)在為獨立董事提供決策所需信息的職責上，董秘信息提供的有效性、及時性等[34]都會對獨立董事的履職有效性產(chǎn)生影響。《公司法》規(guī)定董秘具有負責籌備公司董事會會議的職責，該職責的履行情況直接影響董秘為獨立董事提供信息的有效性和及時性。其次，上述作用還體現(xiàn)在跟蹤董事會會議決策落實情況并向董事會報告的職責上，其監(jiān)督?jīng)Q策落實情況的有效性同樣對獨立董事履職有效性產(chǎn)生影響。再次，董秘能夠幫助獨立董事挖掘被管理層隱瞞的信息[21]，使獨立董事知悉管理層的經(jīng)營行為，抑制管理層為了謀取私利而損害公司利益的行為[11,20]。不在公司中任職嚴重地限制了獨立董事對公司正在產(chǎn)生的信息的知悉程度，導致其很難對相關決策的落實情況進行跟蹤了解?！渡虾ＷC券交易所上市公司董事會秘書管理辦法(2015)》指出：“上市公司召開總經(jīng)理辦公會以及其他涉及公司重大事項的會議，應及時告知董事會秘書列席，并提供會議資料”。作為公司高管的董秘，則對公司經(jīng)營信息具有較好的了解，可以為獨立董事提供有效的信息服務。由于董秘直接參與公司日常經(jīng)營活動，能夠與其他內(nèi)部成員進行溝通交流，因此董秘還可以幫助獨立董事挖掘CEO隱瞞的信息[30]?！渡虾ＷC券交易所上市公司董事會秘書管理辦法(2015)》和《深圳證券交易所股票上市規(guī)則(2014)》指出：“上市公司董事會秘書為履行職責，有權(quán)了解公司的財務和經(jīng)營情況，查閱其職責范圍內(nèi)的所有文件，并要求有關部門和人員及時提供相關資料和信息”“上市公司應當為董事會秘書履行職責提供便利條件，公司董事、監(jiān)事、高級管理人員和相關工作人員應當配合董事會秘書的履職行為”。

信息由上市公司傳遞到獨立董事的過程見圖1，在董秘與獨立董事之間的信息傳遞活動中，董秘同時扮演著信息源和信息編碼器的雙重角色，獨立董事則是該信息傳遞活動的信息接收者，同時又扮演著譯碼器的角色。董秘從上市公司獲取信息，并對所獲取的信息進行篩選和編碼，將有價值的信息發(fā)送給獨立董事。獨立董事根據(jù)所獲信息，對公司的經(jīng)營狀況做出合理判斷，更好地發(fā)揮監(jiān)督代理、資源依賴和戰(zhàn)略角色等職能。

圖1 董秘與獨立董事信息傳遞Figure 1 Information Translation between Board Secretary and Independent Director

根據(jù)信息傳遞理論，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會對信息傳遞效率產(chǎn)生直接影響[26,29]。因而，董秘的信息提供能力直接影響其與獨立董事之間的信息傳遞效率，進而影響獨立董事信息劣勢地位的緩解程度。獲取信息資源的能力和信息編碼能力是決定董秘信息提供能力強弱的兩個主要方面，獲取信息資源的能力反映了董秘是否能夠接觸和收集到足夠的信息，是董秘能夠為獨立董事提供信息服務的基礎，信息編碼能力則反映了董秘是否能夠有效地將收集到的上市公司信息傳遞給獨立董事。

獲取信息資源的能力是構(gòu)成董秘信息提供能力的重要因素之一，獲取信息資源的能力強，意味著董秘能夠接觸到更多的上市公司經(jīng)營信息，并且有能力對公司的經(jīng)營信息進行準確的識別、判斷和篩選，以此提高其為獨立董事提供信息的真實性和準確性。高鳳蓮等[30]研究發(fā)現(xiàn)，董秘經(jīng)濟地位、政治地位、職業(yè)地位所表征的董秘縱向社會關系與公司信息披露質(zhì)量正相關，并且認為，董秘在企業(yè)組織網(wǎng)絡關系中的權(quán)利地位越高，獲取信息資源的能力越強。而權(quán)利地位則來源于行為主體的職業(yè)背景、核心職務、學歷教育或收入等[35]。董秘持股情況是其擁有權(quán)利的形式之一，董秘持股比例越高，獲取公司經(jīng)營信息的能力越強[30]，獲取的內(nèi)幕信息越多。研究表明，董秘持股的公司信息披露質(zhì)量更高[36-37]。兼任其他職位，特別是兼任公司其他管理層職位，并參與到公司的實際經(jīng)營活動中，同樣會對董秘的信息獲取能力產(chǎn)生影響，通過參與公司的實際經(jīng)營活動，董秘可以更好地知悉公司的實際經(jīng)營狀況，從而獲得更為豐富的信息。高強等[38]研究發(fā)現(xiàn)，董秘兼任公司副總能夠顯著提高信息披露質(zhì)量。董秘任職時間越長，對公司事務的熟知程度越高，能夠更好地知悉實時產(chǎn)生的信息的價值，并作出合理的判斷，帶來其信息獲取能力的提高。由此可見，董秘專業(yè)或從業(yè)背景、學歷、任職時間、持股狀況、兼任其他職位的情況等，在一定程度上反映了董秘信息資源獲取能力的強弱，對董秘信息提供能力具有直接影響。

信息編碼能力是構(gòu)成董秘信息提供能力的另一個重要因素，信息編碼能力的強弱直接影響董秘與獨立董事之間的信息傳遞效率。編碼是指將信息以相應的語言、文字、符號、圖形或其他形式表達出來的過程。董秘的專業(yè)或從業(yè)背景、學歷和承擔董秘工作的年限，是董秘具有較強編碼能力的保證。專業(yè)或從業(yè)背景越豐富、學歷越高，董秘識別和篩選信息的能力越強，信息編碼能力越強[30,39]。任職時間越長，董秘獲得的經(jīng)驗和知識積累越豐富[40]，而這些源于董秘日常工作的緘默知識又是難以傳遞的[41]。董秘任職時間越長，則董秘在向獨立董事傳遞信息活動上具有的經(jīng)驗越豐富，能夠更有效地編碼加工信息。周開國等[36]認為，董秘任職時間越長，具有的相關經(jīng)驗越豐富。

綜上所述，董秘的專業(yè)或從業(yè)背景、學歷、任職時間、持股狀況、兼任其他職位的情況等，都會對其信息資源的獲取能力和信息編碼能力產(chǎn)生直接的影響，而信息資源的獲取能力和信息編碼能力又是構(gòu)成董秘信息提供能力的重要因素，對董秘信息提供對促進獨立董事履職有效性的作用存在直接影響。據(jù)此可以認為，以董秘的專業(yè)或從業(yè)背景、學歷、任職時間、持股狀況、兼任其他職位的情況等特征表征的董秘信息提供能力越強，董秘與獨立董事之間的信息傳遞效率越高。董秘信息提供職能的履行，能夠有效地緩解獨立董事履職所處的信息劣勢地位，保證獨立董事更有效地履行職責，提高獨立董事的履職有效性。而董秘信息提供能力越強，對獨立董事履職有效性的促進作用也越大?；谝陨戏治?，本研究提出假設。

H1在其他條件不變的情況下，董秘信息提供能力越強，對獨立董事履職有效性的促進作用越大。

除了能力因素之外，信息提供者的信息提供意愿同樣會對信息傳遞效率產(chǎn)生直接影響，個體行為的最終完成效果取決于能力和動機強度兩個維度。動機是導致行為發(fā)生的直接因素，態(tài)度和意愿是行為發(fā)生的基本原因[42]。信息勢差、信息利用能力的差異都會顯著影響信息提供者的信息傳遞意愿[29,42]。專業(yè)或從業(yè)背景、學歷、任職時間是信息利用能力的重要反映性指標，專業(yè)或從業(yè)背景越豐富、學歷越高，行為主體利用信息的能力越強；任職時間越長，經(jīng)驗越豐富，緘默性知識的積累越豐富，行為主體利用信息的能力越強。

當獨立董事人力資本低于董秘人力資本時，董秘向能力比自己低的獨立董事進行信息傳遞的意愿相對較弱[40,43]?；讵毺氐闹R、經(jīng)驗和信息而形成的權(quán)威在資源配置中發(fā)揮著非常重要的作用[40]。能夠得到“下級”的認同是權(quán)威合法性的基礎，管理者具有的管理權(quán)威越強越容易使被管理者產(chǎn)生認同[43-45]。作為法律規(guī)定的義務方和接受方，當獨立董事人力資本高于董秘人力資本時，獨立董事更容易形成較強的管理權(quán)威，因而董秘更容易對獨立董事產(chǎn)生認同，向獨立董事傳遞信息的意愿也就越強；而當獨立董事人力資本低于董秘人力資本時，董秘難以對獨立董事產(chǎn)生有效的認同，因而向獨立董事傳遞信息的意愿也相對較低[40,43,46]。

綜上，當董秘人力資本低于獨立董事人力資本時，董秘的信息提供意愿更強，信息傳遞的效率更高，對獨立董事履職有效性的促進作用更強。

基于以上分析，本研究提出假設。

H2在其他條件不變的情況下，董秘信息提供意愿越強，董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用越強。

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樣會對信息傳遞效率產(chǎn)生影響[26,29]，信息接收者的信息接收能力越強，識別和利用信息的能力越強。

信息接收能力是指信息接收者在信息傳遞過程中搜尋、獲取、處理、應用、整合、吸收信息的能力[29,47]。作為信息接收者，獨立董事的信息解碼能力和反饋能力都會影響其信息接收能力。獨立董事識別和篩選所獲信息的能力越強，信息接收能力越強。獨立董事專業(yè)或從業(yè)背景越豐富，學歷越高，任職時間越長，對信息的識別能力越強[48-49]，信息接收能力越強。任職時間越長，對公司的了解越充分，對董秘提供的信息進行識別和判斷的能力越強。

專業(yè)或從業(yè)背景、學歷同樣反映了獨立董事信息利用能力的強弱。HAMBRICK[50]認為，當聘請的獨立董事?lián)碛辛己玫慕逃尘?、豐富的理論和實務經(jīng)驗時，他們往往能夠從局外人的角度，提出一些有創(chuàng)見性的想法和觀點來解決企業(yè)面臨的問題，從而提升企業(yè)價值。獨立董事發(fā)揮咨詢職能最主要的途徑是獨立董事以其專業(yè)能力對公司進行業(yè)務協(xié)助[51]。李海艦等[18]認為，為了提高獨立董事的履職效果，應該設立獨立董事的入行門檻，建議獨立董事應具備經(jīng)濟學、管理學或法學專業(yè)碩士以上學歷；劉浩等[52]研究表明，獨立董事的個人能力越強、專業(yè)背景越豐富，其監(jiān)督和咨詢職能的履職效果越好。

獨立董事任職時間越長，通過擔任該職務不斷學習的方式，獲得更多難以傳遞的緘默知識，這些知識中包含對于公司經(jīng)營活動的獨特理解、對于所從事工作的熟知程度以及與董秘之間進行信息溝通的經(jīng)驗等。HAYEK[53]認為，企業(yè)管理中需要的知識大多是專有性知識，專有性知識的重要特征之一是難于傳遞，從而形成了附著于個體的專有性人力資本。

綜上，作為獨立董事人力資本的重要構(gòu)成要素，獨立董事專業(yè)或從業(yè)背景、學歷和任職時間都會對獨立董事的信息解碼、反饋和利用能力產(chǎn)生影響，也影響其信息接收能力，影響董秘與獨立董事之間信息傳遞活動的效率。獨立董事人力資本越高，信息接收能力越強，董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用越強。

基于以上分析，本研究提出假設。

H3在其他條件不變的情況下，獨立董事信息接收能力越強，董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用越強。

本研究模型見圖2。

圖2 研究模型Figure 2 Research Model

3 樣本選擇和研究設計

3.1 研究樣本

本研究以2006年至2014年滬深兩市A股上市公司為研究樣本。2005年，修訂后的《公司法》從法律意義上確認了董秘作為公司高級管理人員的重要地位，為了保證選擇的樣本中董秘職責具有充分的法律保障，本研究選擇的分析時間起點為2006年。同時，2006年也是新會計準則頒布的第一年，可以保證各會計指標具有一致性。鑒于2015年和2016年相關數(shù)據(jù)較少，最終確定的分析時間段為2006年至2014年。本研究進一步刪除以下樣本：①由于ST和PT類企業(yè)通常會進行盈余管理行為避免退市，為了避免異常值等問題，樣本中剔除ST和PT類上市公司；②由于金融保險行業(yè)的財務核算方式與其他行業(yè)的核算方式具有較大的區(qū)別，剔除金融保險業(yè)上市公司；③刪除變量數(shù)據(jù)缺損的樣本點。在剔除以上樣本后，本研究對所有連續(xù)變量進行1%和99%水平的winsorize縮尾處理。最終確定的樣本為536家A股上市公司，共4 727個公司-年的非平衡面板數(shù)據(jù)。

本研究數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和萬德數(shù)據(jù)庫，為了保證所得數(shù)據(jù)的準確性和可信度，利用兩個數(shù)據(jù)庫的相關數(shù)據(jù)進行對比，對于存在差異的數(shù)據(jù)，利用新浪上市公司數(shù)據(jù)、深圳證券交易所和上海證券交易所等相關數(shù)據(jù)進行對比核實。

3.2 變量定義

3.2.1 因變量

本研究的因變量為獨立董事履職有效性，采用企業(yè)價值測量獨立董事履職有效性。近年來獨立董事與企業(yè)績效之間的相關關系得到很多研究的支持，獨立董事履職的差異最終會表現(xiàn)為企業(yè)績效的差異，原因在于獨立董事作為能力的載體，通過監(jiān)督、咨詢和資源提供職能影響企業(yè)績效[11,14,54]。獨立董事在公司治理活動中擔任著重要的資源提供角色[1]，獨立董事能以豐富的商業(yè)經(jīng)驗，運用技術(shù)和市場知識，參與戰(zhàn)略的構(gòu)建，幫助公司管理層解決經(jīng)營難題，從而提升任職企業(yè)的價值[9]。同時，獨立董事的相關社會資本能夠幫助公司減少外部交易成本[55-56]，從而提升任職企業(yè)的價值。代理理論認為，獨立董事通過降低代理成本可以促進績效[11-12]。監(jiān)督、嵌入正是獨立董事提升企業(yè)績效的兩條主要路徑[8]，這種相關性使得在中國的研究中企業(yè)價值常常被用于評價獨立董事的履職有效性[20]。在借鑒以上研究的同時，為努力克服企業(yè)價值衡量獨立董事履職有效性可能存在的偏誤，本研究盡可能使用多個測量企業(yè)價值維度的方法。用于測量企業(yè)價值的常用指標包括總資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率等用于反映會計績效的財務指標，以及托賓Q值等用于反映公司市場績效的指標。本研究同時選擇總資產(chǎn)收益率和托賓Q測量公司價值，這也是企業(yè)價值研究中經(jīng)常使用的方法?？傎Y產(chǎn)收益率和托賓Q值數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，指標計算方式見表1的變量定義。

3.2.2 自變量

本研究使用獨立董事比例作為自變量，反映各企業(yè)獨立董事整體構(gòu)成的差異性[13,57-58]。企業(yè)獨立董事的構(gòu)成是董事會科學客觀決策從而提升企業(yè)價值的基礎[18-20]，因此，本研究選擇獨立董事比例作為回歸分析的自變量，研究過程主要采用構(gòu)建獨立董事比例與調(diào)節(jié)變量交互項的形式考察交互項對獨立董事履職有效性的影響。

3.2.3 調(diào)節(jié)變量

本研究的調(diào)節(jié)變量包括董秘信息提供能力和獨立董事信息接收能力。測量董秘信息提供能力的指標包括：①董秘專業(yè)或從業(yè)背景：財務專業(yè)或從業(yè)背景，具有財務專業(yè)或從業(yè)背景的取值為1，否則取值為0；金融專業(yè)或從業(yè)背景，具有金融專業(yè)或從業(yè)背景的取值為1，否則取值為0；法律專業(yè)或從業(yè)背景，具有法律專業(yè)或從業(yè)背景的取值為1，否則取值為0。②董秘學歷。③董秘任職時間，截至年報發(fā)布日的任職月份。④董秘是否持有公司股份，持有公司股份取值為1，否則取值為0。⑤董秘是否兼任其他管理層職位，兼任其他管理層職位取值為1，否則取值為0。借鑒HAYNES et al.[54]、周建等[59]和KHANNA et al.[60]的測量方法，對以上各指標進行標準化求和，得到的指標作為董秘信息提供能力的測量指標。

以獨立董事人力資本測量獨立董事信息接收能力，包括：①獨立董事專業(yè)或從業(yè)背景：財務專業(yè)或從業(yè)背景，具有財務專業(yè)或從業(yè)背景的取值為1，否則取值為0；金融專業(yè)或從業(yè)背景，具有金融專業(yè)或從業(yè)背景的取值為1，否則取值為0；法律專業(yè)或從業(yè)背景，具有法律專業(yè)或從業(yè)背景的取值為1，否則取值為0。②獨立董事平均學歷，以所有獨立董事學歷的平均值表示[39]；③獨立董事平均任職時間，以截至年報發(fā)布日所有獨立董事任職月份的平均值表示。對以上各指標進行標準化求和，得到的指標作為獨立董事信息接收能力的測量指標。

3.2.4 控制變量

參照已有研究[59,61]，本研究引入可能對公司價值造成影響的其他變量作為控制變量，包括公司層面、股東層面、管理層層面、董事會層面以及年度和行業(yè)控制變量。

(1)公司層面控制變量[62]，包括公司財務杠桿、公司規(guī)模和公司成長性。

(2)股東層面控制變量，包括：①股權(quán)集中度，用第一大股東持股數(shù)與公司總股數(shù)的比例測量；②股權(quán)制衡度，用第二至第十大股東持股數(shù)與第一大股東持股數(shù)的比例測量。

(3)管理層層面控制變量，包括：①CEO與董事長兩職兼任情況，兼任取值為1，否則取值為0；②高管薪酬，用高管薪酬總數(shù)的自然對數(shù)測量；③管理層政治背景，管理層具有政府背景取值為1，否則取值為0；④董秘年齡；⑤董秘性別；⑥董秘薪酬。

(4)董事會層面控制變量，包括：①董事會規(guī)模，用董事會總?cè)藬?shù)測量；②女性獨董比例；③獨立董事平均年齡；④獨立董事平均薪酬；⑤繁忙獨立董事比例，擔任3家及以上公司董事職位的獨立董事占比；⑥獨立董事是否全勤，獨立董事親自出席所有會議時取值為1，否則取值為0；⑦異地獨董，董事會中包含異地獨立董事取值為1，否則取值為0。

(5)年度和行業(yè)控制變量?？紤]到行業(yè)和制度因素對公司績效的影響，引入行業(yè)分類變量，行業(yè)分類啞變量設定參照最新證監(jiān)會行業(yè)分類標準劃分。

各變量的具體定義見表1。

3.3 模型設定

本研究旨在研究董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用，因此，建立測量獨立董事履職有效性的回歸模型，即

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

(1)

其中，Val為公司價值，包括總資產(chǎn)收益率和托賓Q；IDr為獨立董事比例，如果獨立董事履行職能對提升公司價值是有益的，預期α1顯著為正；Con1為針對主效應的控制變量，包括公司財務杠桿、公司規(guī)模、公司成長性、股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度、CEO兩職兼任、高管薪酬、管理層政治背景、董事會規(guī)模、女性獨董比例、獨立董事平均年齡、獨立董事平均薪酬、繁忙獨立董事比例、獨立董事是否全勤；α0為截距項，α1～α20為對應變量的回歸系數(shù)，ε1為隨機誤差項。

借鑒牛建波等[20]和姜付秀等[25]的相關研究，本研究通過構(gòu)建交互項的方式，檢驗H1，考察董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的影響。在(1)式的基礎上，進一步加入獨立董事比例與董秘信息提供能力的交互項，如果H1成立，預期該交互項的系數(shù)顯著為正?；貧w模型為

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

β21～30Idr·Con2+β31Yea+β32Ind+ε2

(2)

其中，BSi為董秘信息提供能力，Con2為針對調(diào)節(jié)效應的控制變量，包括董秘性別、董秘年齡、董秘薪酬、獨立董事比例與獨立董事是否全勤的交互項、獨立董事比例與女性獨立董事比例的交互項、獨立董事比例與繁忙獨董比例的交互項、獨立董事比例與董秘性別的交互項、獨立董事比例與董秘年齡的交互項、獨立董事比例與董秘薪酬的交互項 ；β0為截距項，β1～β32為對應變量的回歸系數(shù)，ε2為隨機誤差項。

根據(jù)H2的分析，董秘與獨立董事人力資本的差異對董秘信息提供意愿存在直接影響。當董秘人力資本(與獨立董事人力資本計量方法相同)低于獨立董事人力資本時，董秘會更主動地將決策權(quán)轉(zhuǎn)交給信息利用能力更強的獨立董事，信息傳遞意愿更強。為了對H2進行檢驗，本研究進一步將全部樣本按照董秘和獨立董事人力資本的差異劃分為董秘人力資本低于獨立董事人力資本和董秘人力資本高于獨立董事人力資本兩個子樣本組。利用(2)式進行回歸分析，檢驗董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用在兩個子樣本組之間的差異。如果H2成立，在董秘人力資本低于獨立董事人力資本樣本組中，獨立董事比例與董秘信息提供能力交互項系數(shù)的顯著性水平應該更高。

為了檢驗H3，考察獨立董事信息接收能力對董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用的影響，在(2)式的基礎上，本研究加入獨立董事比例與董秘信息提供能力和獨立董事信息接收能力之間的三階交互項，回歸模型[63-65]為

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為獨立董事人力資本，η0為截距項，η1～η36為對應變量的回歸系數(shù)，ε3為隨機誤差項。如果H3成立，根據(jù)上文分析，η4和η7應該同時為正。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。Roa均值為0.038，標準差為0.077，變異系數(shù)為2.026，表明總資產(chǎn)收益率在不同樣本公司之間存在較大的差異；托賓Q的均值為1.898，標準差為1.770，變異系數(shù)為0.933，表明托賓Q值在不同樣本公司之間存在較大的差異。與總資產(chǎn)收益率相比，托賓Q在不同樣本公司之間的差異更為顯著。IDr的均值為0.364，標準差為0.059，變異系數(shù)為0.163，表明獨立董事比例在不同樣本公司間具有顯著的差異。盡管獨立董事比例的均值達到0.364，但是不排除個別公司獨立董事比例低于三分之一，未能達到法律規(guī)定。BSi的均值為-0.003，標準差為37.518，表明不同樣本公司之間董秘信息提供能力存在較大的差異。IDh的均值為0.0002，標準差為0.562，獨立董事人力資本在不同樣本公司間也具有顯著的差異。

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

4.2 變量相關性分析

表3給出主要變量的Pearson相關系數(shù)矩陣。表3中，Roa與IDr、Bsi、IDh均呈現(xiàn)負相關關系，均不顯著。托賓Q與IDr顯著正相關，與BSi和IDh均呈現(xiàn)正相關關系，均不顯著。另外，除被解釋變量Roa和托賓Q之外，其余所有變量的兩兩相關系數(shù)中，Top1與Sba的相關系數(shù)為-0.679，其余變量的兩兩相關系數(shù)中，最大取值(絕對值)為0.313。針對股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度進行共線性檢驗，VIF值為1.860，表明二者之間不存在顯著的共線性問題。表3的相關系數(shù)檢驗結(jié)果表明，解釋變量和控制變量兩兩之間不存在顯著的共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 2 Results for Descriptive Statistics

表3 Pearson相關系數(shù)檢驗結(jié)果Table 3 Test Results for Pearson Correlation Coefficients

4.3 回歸分析結(jié)果

4.3.1 董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的影響分析

表4給出董秘信息提供能力的回歸結(jié)果，模型1和模型3以Roa、模型2和模型4以托賓Q作為公司價值的表征指標，模型1和模型2利用(1)式檢驗獨立董事履職有效性作用的回歸結(jié)果，模型3和模型4利用(2)式檢驗董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用的回歸結(jié)果。

表4 董秘信息提供能力的回歸結(jié)果Table 4 Regression Results for Board Secretary′s Information Provision Ability

表4模型1和模型2的回歸結(jié)果表明，獨立董事比例與Roa和托賓Q之間均顯著正相關，表明獨立董事履職可以有效地提升任職公司的價值，支持獨立董事可以正向提高公司績效的研究結(jié)果[19-20]。

模型3和模型4的回歸結(jié)果表明，IDr·BSi的系數(shù)顯著為正，與IDr的回歸系數(shù)符號相同。這表明，通過為獨立董事提供履職所需信息，董秘可以促進獨立董事履職的有效性。董秘信息提供能力越強，對獨立董事履職有效性的促進作用越強。

綜上，獨立董事比例與公司價值顯著正相關，獨立董事履職可以有效地提升任職企業(yè)的價值。IDr·BSi的系數(shù)顯著為正，表明通過為獨立董事提供履職所需信息，董秘可以有效緩解獨立董事履職的信息劣勢地位，促進獨立董事履職有效性；董秘信息提供能力越強，越有利于其更好地識別公司經(jīng)營過程中存在的問題，為獨立董事有效履職提供精確而有效的公司運營信息，保障獨立董事知悉公司的實際經(jīng)營狀況，更好地履行職能。

為了增強該檢驗的穩(wěn)健性，本研究利用Matlab軟件對公司價值與獨立董事比例和董秘信息提供能力進行擬合，圖3給出公司價值(Roa和托賓Q)、獨立董事比例和董秘信息提供能力的擬合結(jié)果。根據(jù)圖3(a)，在IDr與Roa影響關系的截面IDr·Roa上，IDr對Roa的影響(曲線斜率)始終為正，表明獨立董事比例的增加對公司總資產(chǎn)收益率的提升有益，該結(jié)果與模型1的回歸結(jié)果一致。從圖3(a)整體看，Bsi的增長會加強IDr對Roa的正向影響，表明董秘信息提供能力越高，獨立董事履職有效性越強，該結(jié)果與模型3的回歸結(jié)果一致。

圖3(b)的擬合結(jié)果表明，IDr對托賓Q的影響與圖3(a)相似，在IDr與托賓Q影響關系的截面IDr·Q上，IDr對托賓Q的影響(曲線斜率)始終為正，即獨立董事比例的增加會促進托賓Q的提升，該結(jié)論與模型2結(jié)果一致。從圖3(b)整體看，Bsi的增長會加強IDr對托賓Q的正向影響，表明董秘信息提供能力越高，獨立董事履職有效性越強。

圖3的擬合結(jié)果表明，無論是以總資產(chǎn)收益率、還是以托賓Q作為公司價值的測量指標，獨立董事比例的增加都可以提升任職企業(yè)的價值；BSi越高，獨立董事履職有效性越強，這意味著董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用正向顯著。

綜上，H1得到驗證。

4.3.2 董秘信息提供意愿與董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用

利用(2)式檢驗H2，表5給出董秘信息提供意愿的回歸結(jié)果，模型5和模型6分別為董秘人力資本低于獨立董事人力資本樣本組和董秘人力資本大于或等于獨立董事人力資本樣本組，以Roa作為公司價值的表征指標；模型7和模型8分別為董秘人力資本低于獨立董事人力資本樣本組和董秘人力資本大于或等于獨立董事人力資本樣本組，以托賓Q作為公司價值的表征指標。

由表5可知，無論是Roa，還是托賓Q，IDr·BSi的回歸系數(shù)，在董秘人力資本低于獨立董事人力資本樣本組中都更為顯著?；貧w結(jié)果表明，在其他條件不變的情況下，獨立董事人力資本高于董秘人力資本時，董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用更強。

(a) (b)

圖3 獨立董事比例、董秘信息提供能力和公司價值的擬合結(jié)果Figure 3 Fitting Results for IDr, BSi and Val

綜上，董秘信息提供意愿越強，董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用越強。據(jù)此，H2得到驗證。

4.3.3 獨立董事信息接收能力與董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用

利用(3)式檢驗H3，表6給出獨立董事信息接收能力的回歸結(jié)果，模型9和模型10分別以Roa和托賓Q作為公司價值的表征指標。由表6可知，IDr·BSi·IDh與Roa和托賓Q的系數(shù)均顯著為正，與IDr·BSi的系數(shù)符號一致。這表明獨立董事信息接收能力越強，董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用越強。

綜合以上檢驗可以看出，在董秘與獨立董事之間的信息傳遞活動中，作為信息接收者的獨立董事的信息接收能力越強，信息傳遞活動的效率越高，董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用越強。據(jù)此，H3得到驗證。

4.3.4 進一步分析

綜合H2￣和H3的檢驗結(jié)果可知，在其他條件不變的情況下，獨立董事人力資本比董秘人力資本越高越好。這不免讓我們產(chǎn)生懷疑：在其他條件不變的情況下，獨立董事人力資本配置是否存在上限的限制，還是只要滿足高于董秘人力資本的基本條件下越高就越好，有必要對這一問題展開進一步的研究。

為了對該問題進行解答，本研究進一步使用獨立董事比例、董秘信息提供能力以及董秘人力資本與獨立董事人力資本的差異項構(gòu)建三階交互項，并構(gòu)建回歸分析模型。利用該模型對董秘人力資本低于獨立董事人力資本的樣本組進行回歸分析，檢驗在該情景下，董秘與獨立董事人力資本的差異性程度對董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用的影響。具體模型為

表6 獨立董事信息接收能力的回歸結(jié)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為董秘人力資本與獨立董事人力資本的差異，以獨立董事人力資本減去董秘人力資本的差值計量；θ0為截距項，θ1～θ36為對應變量的回歸系數(shù)，ε4為隨機誤差項。

利用(4)式進行回歸，表7給出董秘與獨立董事人力資本差異程度的回歸結(jié)果，模型11和模型12分別以Roa和托賓Q作為公司價值的表征指標。回歸結(jié)果表明，在以托賓Q作為公司價值的表征指標時，IDr·BSi·hrd的系數(shù)顯著為正，與IDr·BSi具有相同的符號。該結(jié)果表明在其他條件不變的情況下，獨立董事人力資本比董秘人力資本越高，董秘信息提供能力對獨立董事履職有效性的促進作用越強，即不存在限制獨立董事人力資本配置的上限。

表7 董秘與獨立董事人力資本差異程度的回歸結(jié)果Table 7 Regression Results for the Degree of Human Resources Variability between Board Secretaries and Independent Directors

5 穩(wěn)健性檢驗

5.1 內(nèi)生性檢驗

董秘信息提供能力與獨立董事履職有效性的關系可能是內(nèi)生的，如獨立董事履職有效性高的公司可能更傾向于聘任信息提供能力更高的董秘。為了排除內(nèi)生性問題對研究結(jié)論的影響，本研究采用雙倍差分法估計董秘信息提供能力變化對獨立董事履職有效性的可能影響。

為了控制內(nèi)生性問題，所選擇的事件必須同時滿足兩個條件，即外生事件和能夠直接影響董秘為獨立董事提供信息的有效性。經(jīng)過篩選，借鑒已有研究[38]，本研究選取2007年3月上海證券交易所《股票上市規(guī)則(第六次修訂稿)》中關于“上市公司董秘要由副總或董事?lián)巍睏l例在上市公司中的實施作為影響董秘信息提供能力的外生沖擊事件，該政策由上交所發(fā)布，試行推廣，并非強制一次性更換董秘，從而在樣本分布上具備了“有無”遵循該政策的樣本和實施該政策“前后”的樣本。董秘兼任公司其他管理層職位，并參與到公司的實際經(jīng)營活動中，會對董秘的信息獲取能力產(chǎn)生影響，通過參與公司的實際經(jīng)營活動，董秘可以更好地知悉公司的實際經(jīng)營狀況，從而獲得更為豐富的信息[38]。因而，該政策的實施能夠?qū)Χ匦畔⑻峁┠芰Ξa(chǎn)生影響。

參考姜付秀等[33]的相關研究，本研究構(gòu)建以下模型進行內(nèi)生性檢驗，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為年；Cha為時間虛擬變量，政策發(fā)布之后的年份取值為1，政策發(fā)布之前的年份取值為0；Tre為政策發(fā)布之后的年份董秘是否未兼任公司副總或董事的虛擬變量，未兼任取值為1，兼任取值為0；φ0為截距項；φ1～φ34為相應變量的系數(shù)；ε5為隨機誤差項。φ3為本研究關注的核心，它測量政策發(fā)布后董秘兼任副總或董事的樣本，相對于政策發(fā)布后董秘仍未兼任副總或董事的樣本，其信息提供能力的變化對獨立董事履職有效性的影響。如果φ3顯著為正，說明董秘信息提供能力的提高增強了獨立董事的履職有效性。

參考姜付秀等[33]的處理方法，本研究剔除政策發(fā)布當年的樣本，選擇該政策試行前1年(2006年)和后1年(2008年)作為研究窗口期，故t=2006,2008。為了保證除實驗因素外其他因素保持一致，本研究進一步剔除董秘發(fā)生變化的樣本。最終，得到用于雙倍差分法回歸的樣本點共計392個。

表8給出雙倍差分法的回歸結(jié)果，可以看出，關鍵考察變量IDr·Tre·Cha的系數(shù)顯著為正。相對于政策發(fā)布前后董秘均未兼任副總或董事的控制組，在政策發(fā)布前董秘未兼任副總或董事，而在政策發(fā)布后董秘開始兼任副總或董事的處理組中，董秘的變更對獨立董事履職有效性的促進作用的凈影響顯著為正，即董秘信息提供能力的提高，為獨立董事提供信息的服務越有效，對獨立董事的履職有效性的促進作用越強。

表8 雙倍差分法回歸結(jié)果Table 8 Regression Results for DID

5.2 董秘信息提供能力的主成分擬合結(jié)果

本研究的核心變量為董秘信息提供能力和獨立董事信息接收能力，對這兩個變量的測量方式同樣可能會對結(jié)果的穩(wěn)健性產(chǎn)生影響。借鑒權(quán)小鋒等[66]和周建等[59]的測量方法，本研究進一步利用主成分分析法測量董秘信息提供能力和獨立董事信息接收能力。在主成分分析過程中，本研究以累積方差貢獻率是否大于80%和特征根是否大于1作為判斷標準，提取特征等于和大于1且累積方差貢獻率超過80%的主成分，并按照提取的各個主成分的方差貢獻率進行加權(quán)求和，對董秘信息提供能力和獨立董事信息接收能力進行測量。采用主成分測量方法之后的模型回歸結(jié)果見表9，可以看出，在更換了變量測量方法后，結(jié)論仍然保持不變，表明本研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

5.3 剔除首尾年份的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

樣本的時間選擇不同，也可能對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，借鑒徐小琴等[67]的做法，本研究以剔除首尾年份后的數(shù)據(jù)重新進行回歸分析。在剔除首尾年份后，共得到3 684個樣本點用于穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果見表10。由表10可知，在剔除2006年和2014年的數(shù)據(jù)后，結(jié)果沒有實質(zhì)性改變，結(jié)論依然穩(wěn)健。

表9 主成分擬合結(jié)果Table 9 Fitting Results for Principal Component Analysis

5.4 剔除獨立董事比例為三分之一的公司樣本的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

獨立董事比例是本研究的主變量，而《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》要求各境內(nèi)上市公司應該保證董事會成員中至少包括三分之一的獨立董事。因此，如果樣本中包含過多獨立董事比例為三分之一的樣本公司，同樣可能會對結(jié)果的穩(wěn)健性產(chǎn)生影響。為此，在剔除獨立董事比例為三分之一的公司樣本后，本研究進行重新回歸，回歸結(jié)果見表11。由表11可知，在剔除獨立董事比例為三分之一的公司樣本后，本研究的回歸結(jié)果并沒有實質(zhì)性變化，研究結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。

6 結(jié)論

6.1 研究結(jié)果

本研究從董秘緩解獨立董事履職所面臨的信息劣勢地位的角度出發(fā)，以2006年至2014年滬深A股上市公司為樣本，探索董秘信息提供如何影響獨立董事發(fā)揮獨立性作用。研究結(jié)果表明，①在董秘與獨立董事之間的信息傳遞中，董秘信息提供能力越強，董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用越強。②進一步的研究發(fā)現(xiàn)，在其他條件不變的情況下，董秘信息提供意愿和獨立董事信息接收能力的增強，均可以有效地增強董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用。在以上研究的基礎上，本研究進一步檢驗董秘與獨立董事人力資本配置情況對于董秘信息提供促進作用的影響，發(fā)現(xiàn)在其他條件不變的情況下，獨立董事人力資本相對于董秘人力資本水平越高，董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用越強，這種相對差異并不存在上限的限制。

表10 剔除首尾年份回歸結(jié)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對外信息披露職能，在增強管理層和董事會之間的內(nèi)部信息傳遞中同樣發(fā)揮著重要作用。通過為獨立董事提供信息服務，董秘可以有效地促進獨立董事履職有效性。本研究展示了董秘為獨立董事有效履職提供信息服務的主要過程，解釋了董秘如何影響董事會運行效率。

信息劣勢地位限制了獨立董事的有效履職，本研究的貢獻在于明確了董秘在管理層與獨立董事之間信息聯(lián)絡人的職能定位，通過描述董秘信息提供能力、信息提供意愿以及獨立董事信息接收能力等因素對董秘與獨立董事之間信息傳遞效率的影響，更為清晰地解釋了董秘在公司治理活動中的作用。同時，本研究關于董秘和獨立董事人力資本配置如何影響董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用的研究結(jié)果，進一步豐富了獨立董事有效履職資源配置的研究，為優(yōu)化獨立董事有效履職環(huán)境配置提供了理論依據(jù)。

6.2 研究啟示

本研究拓展了已有關于董秘職責定位和獨立董事履職環(huán)境配置的相關研究，實踐意義有：①董秘履行信息提供職能，可以有效地促進獨立董事履職有效性。因此，在將董秘法定為高管之后，有必要進一步明確董秘應該承擔的為董事會特別是獨立董事提供信息服務的職責定位，保障董秘作為公司高管列席高管團隊會議的權(quán)利，確保董秘知悉公司的實際運營信息以及高管層的相關經(jīng)營決策。②董秘信息提供能力的提高，可以有效提高董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用。因此，要強化對董秘任職資格的審核，確保董秘具有充足的知識儲備來保證信息提供職能的有效履行。③董秘與獨立董事人力資本的合理配置，對董秘信息提供職能的履行存在顯著影響。在提高董秘任職資格的同時，要保證董秘和獨立董事人力資本配置的合理性，在保證獨立董事人力資本高于董秘人力資本的情況下，提高對獨立董事任職資格的要求，增強董秘信息提供對獨立董事履職有效性的促進作用。

表11 剔除獨立董事比例恰為三分之一樣本回歸結(jié)果Table 11 Regression Results for Eliminating the Samples with Independent Director Rate Equal to

6.3 研究局限性及未來展望

本研究的不足之處表現(xiàn)在：①董秘為獨立董事提供的信息包括決策的依據(jù)信息、戰(zhàn)略落實情況的跟蹤信息，由于數(shù)據(jù)獲取的限制，目前本研究未能有效地對董秘在這兩類信息提供上的作用進行差異性檢驗；②本研究在測量董秘與獨立董事之間信息溝通有效性時，更多的是從二者能力的角度出發(fā)，但是董秘與獨立董事之間溝通的時間和頻率同樣會對董秘履行信息提供職能產(chǎn)生影響，因而未來研究可以通過問卷調(diào)查的方式，進一步收集董秘與獨立董事信息溝通時間和頻率對董秘信息提供促進作用的影響。