胡安幸 戴亮

摘 要：融資融券業(yè)務(wù)對股票市場的作用是諸多學(xué)者爭論的焦點(diǎn)。本文以中小板標(biāo)的證券為樣本，以事件分析法探究標(biāo)的股票在融券賣空之后是否有負(fù)的異常收益率與CAR，以此分析融券賣空對于我國中小板市場股價的影響。結(jié)果表明，從長期來看融券賣空機(jī)制仍然有效地降低了樣本股票的異常收益率，但異質(zhì)信念的程度并沒有明顯地導(dǎo)致股價大幅下降。

關(guān)鍵詞：融券賣空 價格發(fā)現(xiàn) 中小板

中圖分類號：F832.51 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）07（b）-045-02

1 提出問題

第一次賣空交易始于16世紀(jì)的荷蘭，真正讓賣空機(jī)制與其相關(guān)理論成為學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)始于1977年Miller關(guān)于賣空限制與股價高估之間相關(guān)關(guān)系的研究工作。

根據(jù)Miller在1977年提出的理論，在存在賣空限制的時候，由于證券價格主要反映的是樂觀投資者的估計，因此市場證券價格普遍偏高，當(dāng)放開賣空限制之后，持悲觀估計的投資者此時能加入市場，將其對證券的預(yù)估體現(xiàn)在證券價格上，使得證券價格回歸到合理水平。另外根據(jù)Miller的假說，投資者異質(zhì)信念的分歧程度與股價高估程度成正比。

2 實(shí)證分析

2.1 樣本的選取與篩選

本文選取2014年9月22號擴(kuò)容中新進(jìn)入標(biāo)的范圍的55只中小板股票作為研究對象。時間選取上本文的總體時間段為2013年～2015年，以這55只股票自2014年9月22號正式實(shí)行的前后一年時間為界，進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選。

本文作為市場收益率的指標(biāo)選取為中小板指數(shù)（39905），所有數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫和深圳證券交易所數(shù)據(jù)。

2.2 研究假設(shè)

根據(jù)Miller的理論，存在賣空限制的市場由于反映的主要是樂觀投資者的情緒，悲觀投資者的預(yù)期難以反映到股價上，此時的股票價格往往高于其合理區(qū)間。當(dāng)其他條件不變時，放開賣空限制后，負(fù)面情緒可以通過做空等反映到股價之中，導(dǎo)致股價下跌，因此提出假設(shè)。

假設(shè)1：放開賣空限制之后，標(biāo)的股票的價格會下降。

假設(shè)2：投資者的異質(zhì)性念程度與股價的高估程度成正比，當(dāng)放開賣空之后，投資者的分歧越大，股價下降得越多。

2.3 事件研究法構(gòu)建研究模型

本文采用事件研究法進(jìn)行實(shí)證研究，以實(shí)際開始融券賣空日（2014年9月22日）為事件日構(gòu)建事件窗口，計算樣本股票的異常收益率（AR），然后以時間日前10天到后40天計算樣本股票的CAR（CAR），最后進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

在模型的選取上，選擇經(jīng)常使用的市場模型來計算樣本股票的異常收益率和CAR，該模型公式定義如下。

其中，ARi，t是i股票在第t天的異常收益率，這里以融券賣空當(dāng)天為第0天。Ri，t為i股票在第t天的實(shí)際收益率，Rm，t為股票所在市場當(dāng)天的實(shí)際收益率。ARi，t 為股票i在時間窗口中的真實(shí)收益率Ri，t與通過市場模型得出的理論收益率之差，而CARi，t1，t2則為i股票在時間窗口期間的異常收益率累加得到。

本文選取股票原始收益率、基于市場模型而得到的事件前日超額收益率以及換手率的標(biāo)準(zhǔn)差為指標(biāo)，分別以Returnraw、Returnab與Turnover表示，以事件日后的超額累計收益率為因變量，構(gòu)建回歸模型為：

2.4 實(shí)證分析與結(jié)果

通過模型得出的標(biāo)的股票在融券賣空日前后的異常收益率AR和CAR結(jié)果如表1所示。其中表1為標(biāo)的股票開始融券賣空前后10天內(nèi)的異常收益率AR的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和t值；表2為標(biāo)的股票賣空前10天、后5天、后10天、后20天、后30天以及后40天的累積異常收益率CAR的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和t值。***表示在1%的顯著性水平檢驗(yàn)結(jié)果是顯著的，**表示在5%的顯著性水平檢驗(yàn)結(jié)果是顯著的，*表示在10%的顯著性水平檢驗(yàn)結(jié)果是顯著的。

由表1可以看出，在事件日T=0時，樣本AR為正的0.95，且在5%的水平上顯著。融券賣空后第4天為1.09且在1%水平顯著，實(shí)證結(jié)果并不能很好地支持Miller的理論。

而從表2可以看出，在事件日之后的[1，5]天，CAR為-0.74，不具有統(tǒng)計上的顯著性，而當(dāng)把時間放寬到[1，10]時，CAR又變成了正的0.63，但同樣不具有統(tǒng)計上的顯著性。隨后在[1，20]、[1，30]、[1，40]中，CAR的值均為負(fù)，且程度逐漸加大。而從顯著性來看，第[1，20]、[1，30]天中均在10%的水平上顯著，而第[1，40]天則在5%的水平上顯著。因此從CAR的實(shí)證結(jié)果來看，該結(jié)果很好地支持了Miller的理論，與國內(nèi)外主流觀點(diǎn)一致。

3 投資者分歧程度對股價高估的影響

通過回歸模型得出投資者異質(zhì)性念的相關(guān)結(jié)果如3所示。

從表3可以看出，以CAR為因變量做回歸，Returnraw的系數(shù)為正值，而Returnab的系數(shù)和Turnover的系數(shù)為負(fù)值，以事件日后40天的累積異常收益率為因變量回歸時，Returnraw的系數(shù)與Returnab的系數(shù)分別為正值和負(fù)值。該實(shí)證結(jié)果無法很好地支持假設(shè)2，即在我國中小板上，當(dāng)融券賣空開始后，異質(zhì)信念的程度并沒有明顯地導(dǎo)致股價大幅下降。

4 研究結(jié)論

實(shí)證結(jié)果證明在中小板市場上，從長期來看融券賣空機(jī)制有助于增強(qiáng)樣本股票的價格發(fā)現(xiàn)功能，降低股票的高估程度，而在投資者分歧程度對于股價下降程度的研究中，所得實(shí)證結(jié)果與主流觀點(diǎn)有所不同，即在我國中小板上，異質(zhì)信念的程度并沒有明顯地導(dǎo)致股價大幅下降。融資融券業(yè)務(wù)在我國開展時間不長，在兩融業(yè)務(wù)中，融券賣空交易余額不足兩融業(yè)務(wù)余額的5%，兩融業(yè)務(wù)發(fā)展極為不平衡，且受制于散戶的教育程度與習(xí)慣等問題，我國中小板的主要參與主體以機(jī)構(gòu)投資者為主，與世界上其他發(fā)達(dá)市場相比，投資主體相對單一，因此在融券賣空市場中異質(zhì)性程度較低，導(dǎo)致其實(shí)證結(jié)果與假設(shè)2有所不符。

參考文獻(xiàn)

[1] Charoenrook A，Daouk H.A Study of Market-Wide Short-Selling Restrictions[J].Working Paper，2005（51180）.

[2] 李志生，陳晨，林秉旋.賣空機(jī)制提高了中國股票市場的定價效率嗎？——基于自然實(shí)驗(yàn)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015（04）.

[3] 張釗銥.中國融資融券交易對股票定價效率影響的研究[D].北京交通大學(xué)，2015.

[4] 許紅偉，陳欣.我國推出融資融券交易促進(jìn)了標(biāo)的股票的定價效率嗎？——基于雙重差分模型的實(shí)證研究[J].管理世界， 2012（05）.