基金持股、地理距離與上市公司信息披露質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證

張俊瑞，白雪蓮，程茂勇

（西安交通大學(xué)a.管理學(xué)院；b.管理教學(xué)實(shí)驗(yàn)中心；c.經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，西安710061)

0 引言

信息披露是減少外部投資者與內(nèi)部管理層之間信息不對(duì)稱的重要手段，高質(zhì)量的信息披露能夠滿足投資者對(duì)信息的需求，從而降低代理成本，提升資源配置效率。因此，如何提高上市公司信息披露質(zhì)量是學(xué)者們一直關(guān)注的重點(diǎn)。

機(jī)構(gòu)投資者作為公司外部投資者的重要存在，相比于一般投資者，具有更多的資源和更專業(yè)的能力，其憑借自身在買進(jìn)、持有、賣出股票等方面的優(yōu)勢(shì)影響上市公司治理機(jī)制。作為外部投資者，機(jī)構(gòu)投資者無(wú)法全面了解公司內(nèi)部運(yùn)營(yíng)情況，對(duì)內(nèi)部信息獲取的約束損害了其監(jiān)督職能。特別在我國(guó)，由于市場(chǎng)尚未健全，許多上市公司信息披露不足，導(dǎo)致總體上市場(chǎng)信息不對(duì)稱程度相對(duì)較高，進(jìn)一步增加了機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督信息獲取的難度與成本。在這樣一種環(huán)境下，信息獲取能力是決定機(jī)構(gòu)投資者投資效益和監(jiān)督效用的重要因素，而僅僅憑借媒體傳播等途徑無(wú)法保證獲取信息的及時(shí)性和準(zhǔn)確性。此時(shí)，若機(jī)構(gòu)投資者所在地臨近被投資公司，則為投資者與公司內(nèi)部人員交談、走訪提供了更多的機(jī)會(huì)與便利，有利于加大彼此之間互動(dòng)頻率和強(qiáng)度，同時(shí)有效節(jié)省信息調(diào)查費(fèi)用，降低監(jiān)督信息的獲取成本。宋玉等(2012)[1]研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)地理距離相近的公司存在投資偏好，地理距離越近，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高。那么，這種地理距離上的優(yōu)勢(shì)是否使機(jī)構(gòu)投資者成為了更好的外部監(jiān)督者，從而更有利于提高上市公司信息披露質(zhì)量呢？本文嘗試在此進(jìn)行探討。

1 研究假設(shè)

信息披露為外部投資者傳遞有關(guān)公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和治理情況的信息，是減少管理層與投資者之間信息不對(duì)稱的有效途徑，是保護(hù)投資者利益的重要手段[2]。如何提高上市公司信息披露質(zhì)量是學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界一直關(guān)注的重點(diǎn)?，F(xiàn)有研究表明，內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)是影響信息披露的主要因素之一。

內(nèi)部治理對(duì)信息披露的影響主要表現(xiàn)在董事會(huì)特征以及股權(quán)結(jié)構(gòu)等方面。機(jī)構(gòu)投資者作為公司外部投資者的重要組成部分，相比于其他投資者更有動(dòng)機(jī)、資源和能力去監(jiān)督管理層[3]，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，管理層自愿預(yù)測(cè)未來(lái)盈余的可能性越高[4]、發(fā)生財(cái)務(wù)舞弊的概率越低[5]。

然而，由于機(jī)構(gòu)投資者種類繁多，不同類別的機(jī)構(gòu)投資者在行使監(jiān)督職能時(shí)表現(xiàn)不一。若以機(jī)構(gòu)投資者總體來(lái)研究其對(duì)公司信息披露的治理作用可能導(dǎo)致結(jié)果的偏誤，也不能代表某一類機(jī)構(gòu)投資者的作用，同時(shí)考慮到證券投資基金在我國(guó)的普遍性與代表性，且相比于壓力敏感型投資者，基金的獨(dú)立性和專業(yè)程度都相對(duì)較高，因此，本文認(rèn)為，基金持股對(duì)上市公司信息披露的治理作用顯著，能夠有效提升上市公司信息披露質(zhì)量，據(jù)此提出假設(shè)1：

H1：基金持股比例越高，上市公司信息披露質(zhì)量越高。

作為外部投資者，機(jī)構(gòu)投資者無(wú)法掌握公司內(nèi)部運(yùn)營(yíng)情況，對(duì)內(nèi)部信息獲取的約束導(dǎo)致了管理層與投資者之間的信息不對(duì)稱，從而妨礙了其監(jiān)督作用的發(fā)揮。在這種情況下，監(jiān)督信息的獲取成本對(duì)機(jī)構(gòu)投資者行使監(jiān)督職能具有重要影響[6]。由于我國(guó)市場(chǎng)尚未健全，許多上市公司信息披露明顯不足，信息不對(duì)稱程度普遍較高的環(huán)境使得信息優(yōu)勢(shì)的作用應(yīng)更為顯著，因此與遠(yuǎn)離上市公司所在地的基金相比，位于上市公司附近的基金公司可憑借地理便利獲得信息優(yōu)勢(shì)，降低監(jiān)督信息搜集成本，增強(qiáng)監(jiān)督動(dòng)機(jī)與監(jiān)督能力，從而能夠更有效地提高被投資公司信息披露質(zhì)量，據(jù)此提出假設(shè)2：

H2：與距離上市公司所在地較遠(yuǎn)的基金相比，地理位置處于公司所在地附近的基金持股對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的正向作用更顯著。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量定義

2.1.1 被解釋變量

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)中普遍采用的做法，本文將深圳證券交易所對(duì)上市公司信息披露考核的結(jié)果作為信息披露質(zhì)量的衡量指標(biāo)(DC)，對(duì)優(yōu)秀、良好、及格、不及格四類考核結(jié)果分別賦值4、3、2、1，取值越高則表明上市公司信息披露質(zhì)量越高。

2.1.2 解釋變量

解釋變量基金持股比例(Inst)的具體計(jì)算為期末證券投資基金持股數(shù)占公司總股本比例。進(jìn)一步地，根據(jù)基金公司與上市公司之間地理距離遠(yuǎn)近，將持股比例劃分為本地基金持股比例(Inst_local)和非本地基金持股比例(Inst_nonlocal)，具體定義如下：

以基金公司辦公所在地與上市公司注冊(cè)所在地之間地理距離是否超過(guò)200km作為地理距離遠(yuǎn)近的判定標(biāo)準(zhǔn)。Coval和Moskowitz將美國(guó)基金公司與被投資公司距離分布中最近的5%定義為優(yōu)勢(shì)方，對(duì)應(yīng)的實(shí)際距離約為100km[7]，而后研究多采用同樣劃分標(biāo)準(zhǔn)[8，9]。借鑒該種方法，本文對(duì)我國(guó)基金公司與被投資公司地理距離的所有組合中，最近的5%作為地理距離優(yōu)勢(shì)方，測(cè)算對(duì)應(yīng)實(shí)際距離約為190km，近似取值200km?；诖耍疚亩x本地基金持股比例(Inst_local)為期末距離公司注冊(cè)地200km以內(nèi)的基金持股占公司總股本比例，非本地基金持股比例(Inst_nonlocal)為期末距離公司注冊(cè)地200km以外的基金持股占公司總股本比例。

基金公司(i)與上市公司(j)之間地理距離的計(jì)算方法具體參照Coval和Moskowitz(2001)做法[7]，公式如下：

Dij=arccos(deglatlon)× 2πr/360， deglatlon=cos(lati)×cos(loni)×cos(latj)×cos(lonj)+cos(lati)×sin(loni)×cos(latj)×sin(lonj)+sin(lati)×sin(latj)，

其中，lat和lon分別表示基金公司辦公所在地級(jí)市和上市公司注冊(cè)所在地級(jí)市的緯度和經(jīng)度，r為地球赤道半徑，近似取值6378km；各地級(jí)市經(jīng)緯度數(shù)據(jù)來(lái)源于google搜索。

2.1.3 控制變量

本文選取的控制變量包括：①公司治理變量：兩職合一(Duality)、公司性質(zhì)(SOE)、獨(dú)立董事比例(Inddp)、第一大股東持股比例(First)；②其他控制變量：公司規(guī)模(Size)、公司績(jī)效(ROE)、負(fù)債水平(Lev)、審計(jì)意見(Opinion)、會(huì)計(jì)事務(wù)所類型(Big4)以及年份控制變量(Year)和行業(yè)控制變量(Ind)，其中制造業(yè)按兩位代碼分類，其他行業(yè)按一位代碼分類。

本文變量列表如表1所示。

表1 變量的名稱和定義

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文收集整理了2003～2011年在深圳證券交易所交易的A股上市公司作為樣本，樣本共計(jì)6988，剔除創(chuàng)業(yè)板上市公司樣本434，剔除金融保險(xiǎn)類上市公司樣本52，剔除數(shù)據(jù)信息存在缺失樣本495，最終得到可利用樣本為6007。本文公司治理數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，基金持股數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR和手動(dòng)搜集。2003～2011年間樣本公司信息披露考核結(jié)果分布情況見表2。

由表2可見，隨著年份推移，樣本公司數(shù)量逐年遞增，但各年間信息披露考核結(jié)果為良好的樣本公司數(shù)量始終最多，其次為及格公司和優(yōu)秀公司，考核結(jié)果為不及格的公司所在比例相對(duì)較小。此外，隨著年份推移，樣本公司信息披露水平總體呈現(xiàn)上升之勢(shì)，考核結(jié)果為優(yōu)秀和良好的樣本公司數(shù)量逐年增加，占總樣本比例總體上也有所提高，而考核結(jié)果為及格和不及格的樣本公司比例總體存在下降趨勢(shì)?？梢?，隨著我國(guó)政策的不斷完善和市場(chǎng)的日漸成熟，上市公司信息披露質(zhì)量得到了一定地提升，對(duì)降低公司與外部投資者間信息不對(duì)稱程度，保護(hù)中小投資者利益具有重要意義。

表2 信息披露考核結(jié)果

2.3 回歸模型

2.3.1 內(nèi)生性問(wèn)題的處理

由于機(jī)構(gòu)投資者在投資決策時(shí)通常會(huì)選擇信息披露水平較高的公司進(jìn)行投資[10]，從而導(dǎo)致基金持股與上市公司信息披露質(zhì)量之間存在內(nèi)生性。因此，本文采用兩階段回歸方法來(lái)處理內(nèi)生性問(wèn)題。參考Ayers等(2011)[6]等的做法，本文選取上市公司注冊(cè)所在的31個(gè)省份、自治區(qū)或直轄市的虛擬變量作為工具變量，重新估計(jì)基金持股比例數(shù)據(jù)，回歸方程如下：

Inst/Inst_local/Inst_nonlocal= α0+α1∑firmlocation+α2Duality+α3SOE+α4Inddp+α5First+α6Size+α7ROE+α8Lev+α9Opinion+α10Big4+α11∑Ind+α12∑Year+ε

其中，∑firmlocation表示31個(gè)省份、自治區(qū)或直轄市的虛擬變量，∑Ind和∑Year分別表示行業(yè)虛擬變量和年度虛擬變量，其他控制變量說(shuō)明見表1。通過(guò)對(duì)上述模型回歸估計(jì)，得到基金持股比例的估計(jì)值，并利用估計(jì)值作為后續(xù)回歸中持股比例的替代變量。

2.3.2 回歸模型

為了檢驗(yàn)研究假設(shè)，構(gòu)建如下回歸模型：

模型(1)、(2)對(duì)應(yīng)假設(shè)1、2的檢驗(yàn)。由于本文選取的被解釋變量是取值為1、2、3、4的序數(shù)變量，因此對(duì)上述模型采用Order Probit回歸進(jìn)行分析。

3 實(shí)證結(jié)果分析

為避免異常值影響，本文所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%統(tǒng)計(jì)水平下的Winsorize處理。

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.1.1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3列出了變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中，因變量信息披露質(zhì)量(DC)的均值為2.838，中位數(shù)為3(考核結(jié)果為良好)，說(shuō)明一半以上的樣本公司信息披露水平考核結(jié)果為優(yōu)秀或良好，反映上市公司總體信息披露質(zhì)量較好。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)

解釋變量基金持股比例(Inst)最大值為39.032%，最小值為0，表明樣本中既存在沒(méi)有基金持股的公司，也存在基金持股比例較高的公司，平均持股比例約為4%。本地基金持股比例(Inst_local)均值僅有0.593%，最大持股比例約為18%，都遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于基金總體持股比例，同時(shí)，中位數(shù)為0表明一半以上樣本公司不存在本地基金持股。非本地基金持股比例(Inst_nonlocal)的描述性結(jié)果與總持股比例相差不大?？刂谱兞?jī)陕毢弦?Duality)顯示約22%的樣本公司董事長(zhǎng)兼任CEO；SOE均值表明超過(guò)50%的樣本為國(guó)有控股公司；Inddp反映了獨(dú)立董事占董事總?cè)藬?shù)的平均比例略高于三分之一；第一大股東持股比例(First)均值約為37%；約4.3%的樣本公司選擇了四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)；95%左右的樣本公司審計(jì)結(jié)果為標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見。

3.1.2 本地基金持股的上市公司數(shù)量統(tǒng)計(jì)

表4根據(jù)本地基金持股規(guī)模進(jìn)行劃分，分年度統(tǒng)計(jì)了存在本地基金持股的樣本公司數(shù)量。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，2003～2011歷年間本地基金持股規(guī)模普遍較低，主要集中在持股規(guī)模低于2.5%的區(qū)間內(nèi)，且持股規(guī)模大于10%的樣本僅占總樣本的1%左右。由Inst_local＞0的公司數(shù)量及比例可見，基金公司持有辦公地附近的上市公司股票現(xiàn)象呈總體上升趨勢(shì)，從2003年對(duì)51家上市公司的持股(占當(dāng)年樣本比例10.8%)增長(zhǎng)到2011年的347家(占當(dāng)年樣本比例32.6%)，但這種增長(zhǎng)也主要體現(xiàn)在持股規(guī)模小于10%的區(qū)間內(nèi)。綜上可見，基金持股中地理優(yōu)勢(shì)的體現(xiàn)，由早些年的十分罕見到如今已達(dá)到了一定程度上的普遍，但持股規(guī)模始終不高。

表4 本地基金持股的上市公司數(shù)量統(tǒng)計(jì)

3.2 分組檢驗(yàn)結(jié)果

表5 信息披露質(zhì)量均值差異分組檢驗(yàn)結(jié)果

表5列示了上市公司信息披露質(zhì)量均值差異的分組檢驗(yàn)結(jié)果。分別依據(jù)持股比例變量Inst_local和Inst_nonlocal取值高低分為持股比例高于中位數(shù)組和低于中位數(shù)組，計(jì)算每組的信息披露質(zhì)量均值，并對(duì)比組與組之間的均值差異。由檢驗(yàn)結(jié)果可見，持股比例高的組均值都顯著高于持股比例低的組，表明從總體上看，機(jī)構(gòu)持股比例與上市公司信息披露質(zhì)量存在正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)1預(yù)期相一致。此外，Inst_local低于中位數(shù)組均值(=2.771)顯著高于Inst_nonlocal低于中位數(shù)組均值(=2.660)的結(jié)果，在一定程度上反映了基金持股與上市公司信息披露質(zhì)量的相關(guān)性會(huì)受到地理距離的影響，與假設(shè)2預(yù)期相符。

表6 基金持股對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的多元回歸結(jié)果

3.3 多元回歸結(jié)果

表6為基金持股對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的多元回歸結(jié)果，表中同時(shí)報(bào)告了兩階段回歸結(jié)果以及基于基金持股比例原始數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，模型(1)具有整體顯著性(Chi2=961.76)且擬合效果較好(Pseudo R2=0.105)，在控制了公司治理因素以及其他影響信息質(zhì)量的情況下，解釋變量基金持股比例(Inst)對(duì)信息披露質(zhì)量的回歸系數(shù)為正，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明隨著基金持股比例的增加，上市公司信息披露質(zhì)量顯著提升，肯定了基金類機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的積極作用，驗(yàn)證了H1。

模型(2)中，將基金持股比例(Inst)依據(jù)基金公司與上市公司地理距離遠(yuǎn)近，劃分為本地基金持股比例(Inst_local)和非本地基金持股比例(Inst_nonlocal)兩部分，劃分后的模型(2)整體顯著性和擬合效果都略優(yōu)于模型(1)。由結(jié)果可見，本地基金持股比例(Inst_local)和非本地基金持股比例(Inst_nonlocal)的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明無(wú)論基金公司是否位于上市公司注冊(cè)地附近，其持股比例的增加都能夠顯著提升上市公司信息披露質(zhì)量。進(jìn)一步地，Panel B系數(shù)差異性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量Inst_local的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著大于變量Inst_nonlocal的回歸系數(shù)，表明在控制了公司治理等因素的影響下，相比于遠(yuǎn)離上市公司注冊(cè)地非本地基金公司，位于注冊(cè)地附近的本地基金持股比例對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的正向作用更強(qiáng)，反映地理距離遠(yuǎn)近影響了基金持股對(duì)上市公司信息披露的治理作用，從而H2得到驗(yàn)證。

基于基金持股原始數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果與兩階段回歸結(jié)果類似，不再贅述。此外，回歸結(jié)果顯示，控制變量Duality系數(shù)為負(fù)，表明兩職合一降低上市公司信息披露質(zhì)量，但只在模型(2)中統(tǒng)計(jì)顯著；第一大股東持股比例(First)越高，上市公司信息披露質(zhì)量越高；盈利能力(ROE)越好的公司通常具有更高的信息披露質(zhì)量；而負(fù)債水平(Lev)越高的公司信息披露質(zhì)量越低；審計(jì)意見類型與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，這些結(jié)果與以往研究結(jié)論相似。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)地理距離優(yōu)勢(shì)的判定，本文采用基金公司與被投資公司地理距離是否超過(guò)200km作為判定標(biāo)準(zhǔn)，為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果對(duì)這一標(biāo)準(zhǔn)的敏感性，重新以100km、190km以及300km分別作為判定標(biāo)準(zhǔn)重新進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果基本一致(見表 7)。

此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)中對(duì)地理優(yōu)勢(shì)的判定，除多采用的以地理距離遠(yuǎn)近作為依據(jù)外，判定投資者與被投資公司是否屬于同一地域也是另一種衡量方式(Baik，2010)[11]。本文認(rèn)為，由于我國(guó)國(guó)土面積龐大，許多省份內(nèi)城市間的地理距離已遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了省份間城市的距離，而同一省份下的投資者和公司之間，具有相似的監(jiān)管環(huán)境、市場(chǎng)環(huán)境、文化環(huán)境以及媒介環(huán)境，同時(shí)“老鄉(xiāng)關(guān)系”也容易促進(jìn)彼此之間個(gè)人關(guān)系的建立，可見，以這樣一種方式來(lái)衡量信息優(yōu)勢(shì)，與基于地理距離的判定之間，既存在共通之處，又有很大的不同。為了檢驗(yàn)該種衡量方式是否會(huì)影響本文的研究結(jié)果，本文重新定義本地基金與非本地基金，將與上市公司位于同一省份(自治區(qū)或直轄市)的基金公司定義為本地基金公司，并對(duì)模型重新進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果表明，本文的研究結(jié)論未受到改變(見表7)。

表7 地理優(yōu)勢(shì)判定標(biāo)準(zhǔn)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4 結(jié)論

本文以2003～2011年在我國(guó)深圳證券交易所交易的A股上市公司為樣本，以證券投資基金為代表，探究地理距離對(duì)上市公司信息披露中機(jī)構(gòu)持股效應(yīng)的影響。研究結(jié)果表明，從總體上看，在控制了公司治理因素以及其他影響信息質(zhì)量的因素影響下，基金持股比例與上市公司信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，肯定了基金類機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)提高上市公司信息披露質(zhì)量的積極作用。進(jìn)一步地，將基金持股比例依據(jù)基金公司與被投資公司地理距離遠(yuǎn)近劃分后，研究發(fā)現(xiàn)，有無(wú)地理距離優(yōu)勢(shì)的兩類基金持股比例均與上市公司信息披露質(zhì)量正相關(guān)，但與距離上市公司所在地較遠(yuǎn)的基金公司相比，地理位置處于上市公司附近的基金持股對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的正向影響更強(qiáng)。

本文的研究結(jié)果表明地理距離遠(yuǎn)近影響我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督職能的發(fā)揮，具有地理距離優(yōu)勢(shì)的基金持股更有利于提升上市公司信息披露質(zhì)量，這為探究由地理優(yōu)勢(shì)帶來(lái)的信息優(yōu)勢(shì)是否影響機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督能力提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)也為今后發(fā)展我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者隊(duì)伍提供了一定的理論參考。然而，由于每類機(jī)構(gòu)投資者特征不同，可能導(dǎo)致地理優(yōu)勢(shì)對(duì)不同類別機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督能力的影響存在差異，但限于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文只針對(duì)基金類機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行了考察，這是本文的不足，需要未來(lái)進(jìn)一步地研究。

[1]宋玉,沈吉，范敏虹.上市公司的地理特征影響機(jī)構(gòu)投資者的持股決策嗎?——來(lái)自中國(guó)證券市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].會(huì)計(jì)研究,2012,(7).

[2]Healy P M，Palepu K G.Information Asymmetry,Corporate Disclosure,and The Capital Markets:A Review of The Empirical Disclosure Literature[J].Journal of Accounting and Economics,2001,31(1).

[3]Shleifer A,Vishny R W.Large Shareholders and Corporate Control[J].The Journal of Political Economy,1986,94(3).

[4]Ajinkya B,Bhojraj S,Sengupta P.The Association Between Outside Directors,Institutional Investors And The Properties of Management Earnings Forecasts[J].Journal of Accounting Research,2005,43(3).

[5]Sharma V D.Board of Director Characteristics,Institutional Ownership,and Fraud:Evidence From Australia[J].Auditing:A Journal of Practice&Theory,2004,23(2).

[6]Ayers B C,Ramalingegowda S,Yeung P E.Hometown Advantage:The Effects of Monitoring Institution Location On Financial Reporting Discretion[J].Journal of Accounting and Economics,2011,52(1).

[7]CovalJD,MoskowitzTJ.TheGeographyofInvestment:InformedTradingAndAssetPrices[J].JournalofPoliticalEconomy,2001,109(4).

[8]Ivkovic Z,Weisbenner S.Local Does As Local Is:Information Content of The Geography of Individual Investors'Common Stock Investments[J].The Journal of Finance,2005,60(1).

[9]Giannini R,Shu T.Do Local Investors Know More?A Direct Examination of Individual Investors’[Z].The Information Concerning Set Membership Identifiation IS Introduced in The Paper,2011.

[10]Bushee B J,Noe C F.Corporate Disclosure Practices,Institutional Investors,and Stock Return Volatility[J].Journal of Accounting Research,2000,(38).

[11]Baik B,Kang J K,Kim J M.Local Institutional Investors,Information Asymmetries,and Equity Returns[J].Journal of Financial Economics,2010,97(1).