1.简介
虽然信息披露理论表明，公司治理与信息披露之间有正相关性，实证研究提供了混合的结果（王huainey，2013）。Brown等人（2011，153）指出，由于对公司治理的文献“已经有一个成熟的程度，大部分的改进将增量”。一般而言，仅限于一个国家的经验证据，有可能减少确定和推广研究成果的说服力，限制这一研究领域的理论发展。为了更好地理解公司治理与自愿性信息披露之间的关联，我们进行了64实证研究的荟萃分析。
我们的动机是调和现有的研究结果不一致和得出来自叙事的评论可能不是很明显的见解。在这样做时，我们提出了三个新的贡献。首先，我们补充的Pomeroy和Thornton的研究（2008）和García-Meca 和 Sánchez-Ballesta（2010）的研究通过研究董事会规模和组成，首席执行官对偶与审计委员会的关系。接下来，我们依靠知识，社会，环境和网络信息披露的建议和Sánchez-Ballesta (2010, 622)。最后，我们检查在实证文献中研究信息披露指数建设，披露的方法，解释变量的定义是否影响结果的报道。
我们的荟萃分析的结果表明，国家之间的位置影响董事会规模，该协会董事会的组成，首席执行官对偶性和自愿性信息披露。此外，我们发现，投资者保护，以及类型和方法的披露的影响首席执行官对偶性和自愿性信息披露的关系。最后，我们注意到，用测量解释变量代替出现董事会组成与自愿性信息披露之间的关系。
本文的其余部分安排如下：2节进行文献回顾，制定假设，第3节介绍了数据收集，第4节提出的方法，第5节中的结果，第6节总结。 2．文献回顾与假设的发展
董事会和审计委员会的特征是企业报告政策的关键决定因素（khlif和Samaha，2014；Chau 和 Gray，2010；Chen和Jaggi，2000）。在这一部分中，我们回顾了董事会规模，董事会组成，首席执行官对偶，审计委员会与自愿性信息披露之间的关系。 2.1.董事会规模
董事会规模可能在促进企业透明度中发挥了重要作用。例如，一个大规模的董事会有利于公司由于增加专业知识和可用资源（Hidalgo等人，2011）。专家权威的概念表明，大规模董事会允许多样的经验和观点，这可能提高董事会的监督能力，从而意味着更多的自愿披露（Gandia，2008）。
另一方面，Herman（1981）认为大规模的董事会越有可能是产生副作用。Lipton 和 Lorsh（1992）表明，安排会议并在董事会议上达成共识，是董事会规模越大越难达成的。因此，董事会的监控能力可能不太有效，从而会减少自愿性信息披露。
一些实证研究表明，董事会规模与自愿性信息披露之间的正关联（例如Abeysekera，2010；Allegrini 和 Greco，2013）。然而，其他研究工作（arcay和巴斯克斯，洛伦佐和加西亚桑切斯2005和普拉多，2010）找到一个两个变量之间无关紧要的联系。因此,我们制定以下无方向性的假说:：
H1：董事会规模与自愿性信息披露之间的关联。 2.2.董事会组成
代理理论表明，独立董事会对董事会的监控活动的有效性有显著的影响（1983 Fama和Jensen，）。引用声誉效应，Samaha等人（2012）和patelli和 Principe（2007）认为，外部董事作为动力市场专家监控，通过提供更多的自愿披露可以获得更大的公众的尊重来建立自己的声誉。此外，García-Meca 和 Sánchez-Ballesta（2010）认为，独立董事在董事会成员将通过更多的自愿性信息披露的改进企业报告的政策（即，“多米诺效应”）。
相比之下，patelli和Principe（2007）认为，由于外部董事通常由控制股东任命，独立董事的监督作用将是有限的（demb和 Neubauer，1992）。在这些条件下，高比例的外部董事会对自愿性信息披露产生影响 经验证据对董事会组成和自愿披露之间的关系是不确定的。而 Adams 和 Hoain（1998）和
Cheng 和 Courtenay （2006）有明显的正相关关系自愿信息披露和董事会的组成，Abdelsalam 和 Street （2007）和 Eng 和 Mak（2003）之间呈负相关文件变量。因此,我们制定以下无方向性的假说: H2：董事会的组成与自愿性信息披露之间的关联。 2.3.首席执行官的对偶性
结合领导结构可以促进首席执行官防御（Pfeffer，1981），有助于利益的偏差（Kim, Al-Shammari, Kim和 Lee，2008）。Fama 和 Jensen的代理框架（1983）表明，一个统一的领导结构降低之间的决策控制分离的重要性（董事会主席）和决策管理（首席执行官）。因此，一个统一的领导结构可以减少制衡和妥协的独立董事会管理监督（khlif和Samaha，2014；Samaha等人，2012；cerbioni和parbonetti，2007）。另一方面，CEO具有私人信息处理与企业的竞争优势和内部条件优越的知识。因此，对偶性可以限制私人信息在首席执行官和董事会之间完整传递而导致更少的自愿性信息披露的成员（Kim等人，2008）。然而，安德森和安东尼（1986）指出，对偶性使领导明确地制定和实施企业战略，从而提高效率。他们认为，一个统一的领导结构降低了首席执行官和非首席执行官主席之间产生的信息共享成本和利益之间的冲突。支持者的对偶性也强调明确的权力和命令来减少冲突，提高决策的统一的重要性（Rhoades等人，2001）。因此，首席执行官对偶性可能会导致更多的自愿性信息披露。 对自愿性信息披露和首席执行官对偶性关系的实证证据是混合的。而e Allegrini 和 Greco （2013）和Li 等人（2008）文件的一个显着的负相关性首席执行官对偶性与自愿性信息披露之间，其他的研究（例如，Cheng和Courtenay, 2006; Haniffa 和 Cooke, 2002）报告一个微不足道的或正相关的变量。因此,我们制定以下无方向性的假说: H3：首席执行官对偶性与自愿性信息披露之间的关联。 2.4.审计委员会
审计委员会的主要作用是协助董事会监督公司政策报告（Pincus等人，1989）。khlif和Samaha（2014）和Samaha等人（2012）Arcay和Vazquez（2005）表明审计委员会在明确投资者需求义务和提供信息上起重要作用。就像在高层管理控制机制，审计委员会还确保增加自愿披露数量让高层管理者决策和行为的准确评估（艾格尼和格列柯，2013）并调整管理和股东利益（拉克施曼，2008）。蓝带报告（1999）和史密斯报告（2003）也证实了审计委员会在提高信息披露和发布股价敏感信息确保股东利益保护的质量监控委员会的活动中起着举足轻重的作用。因此，审计委员预计将提高公司报告政策。 一般来说，实证研究支持审计委员会特征与自愿性信息披露之间呈正相关（沙马里和苏丹巴拉等人，2010。200
6、Ho和Wong，2001）。然而，一些研究没有发现这种关联（Allegrini 和 Greco，2013；Mangena 和 Pike，2005）。因此，我们制定了以下无方向性假设： H4：审计委员会特征与自愿披露之间的关联。
2.5.调节董事会的关联变量，审计委员会特征与自愿性信息披露 考虑到六个潜在版主对于治理属性与自愿性信息披露之间的关系，我们超越了一个简单的统计汇总。首先，我们考虑三种大致自愿性信息披露的类型：全面披露，社会和环境披露，以及智力资本披露。全面披露包括不同类型的信息，如历史，经济，社会，环境和智力资本的信息。全面自愿性信息披露是专门面向对证券市场参与者和提高投资者的能力来预测未来的收益（Gelb 和 Zarowin，2002）。历史财政信息是全面信息披露得分的主要部分（LIM等人，2007）。关于智力资本信息，目标投资者需要是因为它涉及一个公司的未来前景和提供战略和竞争优势的信息（Meet等人，1995）。相反，社会和环境的信息披露由信息对企业的社会和环境行为信息主导。因此，这类信息具体表明了公司社会的合法性（Lim等人，2007）。 虽然这三种类型的披露满足各方面信息和目标信息的不同用户，但是不同的因素都会影响每种类型的信息（Lim等人，2007）。这与股东利润最大化，而不是为其他利益相关者的利益焦点对准的董事会尤其有影响（Adams等人，2011）。Wang 和 Dewhirst （1992）认为，董事会特征（例如，首席执行官对偶性和外部董事的比例）可能会影响董事会的利益定位，并因此，影响社会和环境信息披露。
Lim等人（2007）发现董事会特征对不同类型信息披露的影响不同。鉴于审计委员会和董事会成员通常被认为是代表股东利益（Ayuso和argandona，2007），他们更可能与投资者的需求相一致，因此强调财务和战略信息披露。另一方面，一个CEO也主持董事会，可能会降低财务信息披露来保护并巩固他/她的主导董事会的地位。此外，专有成本理论预测，CEO会尽量减少社会和环境信息披露在短期内提高企业绩效和提高自己的补偿。因此，我们制定以下假设：
H5：披露类型会干预董事会，审计委员会特征与自愿性信息披露之间的关系。
我们也建议，披露方法（年度报告和公司网站）可以适度的自愿性信息披露和检查治理属性之间的关系。根据 Marston 和 Shrives（1991）；Beretta和bozzolan（2004），年报报表代表信息披露的主要载体，提供给公众最全面的财务报告。这些法定年度报告正式允许公司之间内容比较。相比之下，网络披露通常对各类利益相关者的要求随意和自由，但要求企业承担额外的准备费用和更新费用。因此，董事会和审计委员会强调正规和传统的通信信道（即年度报告披露）是个期望。因此，我们制定了以下假设：
H6：披露方法（年度报告和公司网站）干预在董事会，审计委员会特征与自愿性信息披露之间的关系。 5.1.董事会规模
董事会规模有平均的相关性为0.193（Z = 8.137）在0.146和0.239之间的置信区间。因此，研究结果支持假设H1。然而，只有41.659的观测方差分了抽样误差方差。这表明高度的异质性研究。这是也很明显从显著（P＜0.01）64.810卡方统计量。为了减少异质性，我们进行进一步调节变量的测试。 6。结论
在这项荟萃分析中，我们研究了董事会规模，董事会的组成，首席执行官对偶性，审计委员会与自愿性信息披露之间的关系。我们还测试被披露类型的差异调节，方法和施工是否有关；在研究环境的差异；在测量差异变量的解释。我们荟萃分析结果表明，董事会，审计委员会和自愿披露呈正相关，而首席执行官对偶性对自愿性信息披露有显著的负效应。我们的亚组的荟萃分析结果的证据表明，国家的地理位置的温和派提供了董事会规模，董事会的组成，首席执行官对偶和自愿披露之间的关系。此外，披露类型，披露的方法和投资者的水平保护适度和自愿性信息披露的首席执行官对偶之间的关联。最后，在解释变量中定义的差异 董事会的组成与自愿性信息披露之间的关联。相对于我们的敏感性分析期间提供的证据，在2002之前，首席执行官两重性有显著的负与自愿披露的关联。然而，为以下2002个时期，首席执行官对偶对自愿性信息披露的影响不显著。 总的来说，我们的荟萃分析的结果强调了需要明确地考虑一个国家的地理位置，分析了董事会特征与自愿性信息披露之间的关联。此外，首席执行官对偶性对自愿信息披露有负面影响是设置高投资者保护意味着诉讼过程更明显，高质量的司法系统，降低了管理者披露的动机信息。
我们的研究结果的一个缺陷是由经济计量方法估计的影响大小范围造成的“苹果和桔子”问题。然而，最近的会计文献中广泛应用的荟萃分析和我们的分析是按照以前荟萃分析（例如 García-Meca 和 Sánchez-Ballesta, 2010）。另外，荟萃分析技术代表两个变量之间关联的一个简单的测试和如果主要研究不控制这样一个问题而不允许我们控制内生性或反向的因果关系。由于信息披露的实证研究，包括在我们的研究，不能解决这个问题，我们无法控制的内生性。未来研究的几种途径存在。第一，关于自愿性信息披露与公司治理之间的内生性问题需要更多的研究。第二，因为几乎所有的研究公司治理对自愿性信息披露之间的影响都排除了金融公司这个样品，财务公司的公司治理对自愿性信息披露的影响与非金融公司的一个重要区别是值得研究的。最后，董事会特征中的高管薪酬与自愿性信息披露之间的关系是未来研究的一个有趣的领域。
