馮 采，魏 冬

（1.中國銀行總行，北京 100818；2.中國國際金融有限公司，北京 100004）

一、引言

金融系統(tǒng)的核心功能就是在不確定的環(huán)境下，從時間和空間兩個維度實現(xiàn)經(jīng)濟資源的優(yōu)化配置（Merton，1990）[1]。全球金融市場的蓬勃發(fā)展，催生了各種各樣的金融創(chuàng)新，大大完善了金融系統(tǒng)的功能。賣空交易或信用交易，作為一種金融創(chuàng)新，普遍被認為是金融系統(tǒng)完善定價功能、發(fā)揮配置作用的重要基礎。近年來，隨著我國股票市場規(guī)模的不斷擴大，缺乏賣空機制導致的市場內(nèi)多空雙方力量失衡的現(xiàn)象日益明顯，推出賣空機制的需求變得越來越強烈。為完善市場交易制度，促進市場的基礎性建設，提高股市的定價效率，中國證監(jiān)會經(jīng)過多年籌備，終于在2010 年3 月31 日發(fā)布《證券公司融資融券業(yè)務試點管理辦法》，于滬、深兩市正式啟動了融資融券業(yè)務試點，這標志著融資融券作為一種賣空交易手段開始逐漸進入我國股票市場。經(jīng)過近17個月的試點交易后，2011 年10 月28 日，中國證監(jiān)會宣布融資融券業(yè)務轉為常規(guī)監(jiān)管；2011 年11 月25日，上海與深圳兩地交易所分別公布《融資融券交易實施細則》等多項相關文件，融資融券標的證券范圍進一步擴大，各項規(guī)則逐步完善，融資融券業(yè)務由試點操作正式轉為常規(guī)操作。之后，融資融券業(yè)務在我國不斷發(fā)展壯大。融資融券交易制度的建立，結束了我國股票市場20 多年來缺乏賣空機制的歷史，使其實現(xiàn)由“單邊市”向“雙邊市”轉化，健全了市場內(nèi)在穩(wěn)定機制，這是我國股票市場建設過程中的一次重要創(chuàng)新。理論上，融資融券為我國投資者帶來了新的投資理念和交易方式，平衡了多空雙方力量，增加了股市的流動性，其或多或少會影響股票的定價過程，那么其實施后“是否對我國股市產(chǎn)生了積極影響”“能否提高股票市場的定價效率”，諸如此類的問題引起了學術界和實務界的廣泛關注和討論。為解決上述問題，填補研究不足，本文立足于我國股市，就融資融券對定價效率影響如何這一問題展開了深入研究，以期對融資融券業(yè)務做出科學性評價。

本文的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在以下方面。

一是以股價特質(zhì)信息含量和股價對新信息的調(diào)整兩個方面運用五個指標來度量股市的定價效率；二是通過構建雙重差分模型進行分析，進一步控制了內(nèi)生性問題；三是對后續(xù)融資融券的發(fā)展提出可行性建議。

從全球范圍來看，融資融券業(yè)務在國外已發(fā)展多年①早在1934年，美國政府頒布的《證券交易法》中就出現(xiàn)了融資融券的相關規(guī)定。，是國外證券市場上的一種比較成熟的賣空交易機制，因此，國際學術界關于賣空交易對國外證券市場定價效率影響的研究也較為全面。大部分學者認為，存在賣空約束的市場，使得股價不能充分或及時吸收市場的全部負面信息，導致股市的定價效率較低。從邏輯推導上講，融資融券作為一種解除賣空約束的手段，使賣空交易者也可以進入市場表達觀點和信息，從而增加了個股信息含量，提高了市場定價效率。然而，我國證券市場還不成熟，融資融券交易還存在諸多限制，開展融資融券交易是否能取得提高定價效率的預期效果、其影響程度如何等問題還存在爭議。

隨著我國融資融券業(yè)務規(guī)模和范圍的不斷擴大，我國學者就其對市場影響的討論也逐漸增多，但大多局限于理論梳理或研究融資融券交易對市場波動性、流動性的影響方面，直接考察融資融券業(yè)務的實施對標的股票定價效率影響的文獻相對較少。即使就檢驗定價效率的文獻而言，其關注的樣本期間也多是位于“試點”階段，隨著融資融券業(yè)務的不斷發(fā)展，其結論可能已經(jīng)缺乏了時效性和準確性②由于試點階段融資融券標的股票范圍較小、相關規(guī)則不夠完善、投資者對這項業(yè)務的操作還不熟悉等原因，基于其作為研究樣本期間而得出的有關結論的誤差可能較大。。因此，在融資融券業(yè)務“轉常規(guī)”化、標的范圍大規(guī)模鋪開后，就其對股市定價效率的影響做進一步檢驗便顯得十分必要了。

本文立足于我國股票市場，在對融資融券的作用機理進行分析后，利用近年來被一些學者廣泛使用的政策評估方法——DID 模型，選取最新數(shù)據(jù)，從實證角度全面考察了融資融券業(yè)務從“試點”“轉常規(guī)”到“六次大規(guī)模擴容”的整個發(fā)展階段，以及其對標的股票的凈影響。

研究發(fā)現(xiàn)，融資融券僅在發(fā)展初期的少數(shù)指標上有一定的積極作用，其余時刻無明顯影響或出現(xiàn)了與理論預期相反的負面影響，總體來說，提高定價效率的效果可能相當有限。

總之，就融資融券對股市定價效率影響這一問題進行深入研究，一方面可以為國內(nèi)外文獻關于賣空機制影響的爭議提供新的經(jīng)驗證據(jù)；另一方面也可以對我國融資融券業(yè)務的開展情況做出評價，為管理部門和相關機構出臺后續(xù)政策、深化改革、完善市場體制建設等提供理論基礎和實證支持，具有一定的理論意義和政策影響。

本文后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分為文獻回顧；第三部分為對融資融券業(yè)務影響我國股票市場定價效率進行實證研究；第四部分為結論與政策建議。

二、文獻回顧

不管是國內(nèi)還是國外，學術界對于解除賣空限制、采用賣空交易機制能否提高市場的定價效率這一問題，仍未形成定論。本文按“是否認可融資融券交易對股市定價效率存在積極作用”這一標準，分別對國內(nèi)外文獻進行了整理綜述。

（一）融資融券交易肯定論

大部分學者認為，賣空約束使得股價不能充分或及時吸收到市場上的負面信息，從而導致定價效率較低，這間接肯定了融資融券作為一種賣空交易手段，對股市定價效率的積極影響。在理論研究方面，早在20 世紀70 年代，美國學者Miller（1977）[2]就提出了“股價高估”理論，指出在投資者存在異質(zhì)信念、市場存在賣空約束的背景下，對未來持樂觀態(tài)度的投資者會買入并持有股票，而對未來持悲觀態(tài)度的投資者則由于賣空約束而被迫離場，最終導致股票只反映了樂觀投資者的意見和信息，從而使股價不能有效反映其基礎價值，向上偏離。Diamond 和Verrecchia（1987）[3]通過建立理性預期模型，從股價調(diào)整速度角度，驗證了賣空約束會損害股票的定價效率，在賣空約束的情況下，股價對利空消息的調(diào)整速度明顯低于其對利好消息的調(diào)整速度。Scheinkman 和Xiong（2003）[4]也認為由于過度自信，投資者存在異質(zhì)信念，在擁有賣空約束的市場中，樂觀預期的投資者不斷購入股票會導致股價出現(xiàn)泡沫。隨后，大量學者利用不同指標和方法，從實證角度對其進行了驗證。Garmaise 和Moskowitz（2004）[5]用股價對信息反應的延遲程度作為代理變量來考察定價效率，并通過實證分析發(fā)現(xiàn)，在控制其他影響因素的情況下，賣空約束越大的市場，其股票收益率的風險溢價越大。Diether 等（2009）[6]則以買賣差價作為衡量市場有效性的指標，設計了能產(chǎn)生超額收益的賣空交易策略，說明賣空約束降低了市場的有效性，阻礙了股價對信息的有效反映。He等（2013）[7]通過對公司信用評級下調(diào)前一個月，公司賣空余額的大小進行觀察，認為市場上的賣空交易者往往是握有私有信息的交易者，放松賣空約束后，可以讓賣空交易者的私有信息反映到市場上，從而提高了市場的定價效率。

隨著我國融資融券交易的逐步展開，國內(nèi)學者開始以我國股市作為研究樣本，探討融資融券機制對股市定價效率的影響。陳國進和張貽軍（2009）[8]在異質(zhì)代理模型的框架下，運用固定效應條件Logit模型檢驗了異質(zhì)信念與我國股市暴跌的關系，結果表明在賣空限制的背景下，異質(zhì)信念程度越大，股市發(fā)生暴跌的可能性越大。因此，減少異質(zhì)信念程度，及時推出融資融券等雙向交易手段可以有效降低我國股市發(fā)生暴跌的概率。方立兵和劉燁（2014）[9]以融資融券業(yè)務常規(guī)化后，2011年12月和2013年1月的兩次擴容新增股票為研究對象，從價格對市場公共信息的調(diào)整速度和反應程度兩個維度，考察了融資融券對標的股票定價效率的影響。研究結果證明，我國融資融券業(yè)務在經(jīng)歷兩次大擴容后，隨著業(yè)務規(guī)模和標的股票范圍的擴大，其提升定價效率的積極作用已經(jīng)顯現(xiàn)。林思涵等（2020）[10]對滬、深兩市進行研究表明，兩市的融資融券交易制度均具有一定賣空交易特征，該特征能在一定程度上吸收投資者情緒變化，進而糾正股票的錯誤定價。

Bris等（2007）[11]結合47個國家的證券市場數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)賣空機制不會因為杠桿風險使得市場出現(xiàn)系統(tǒng)性風險，賣空機制并不會直接導致市場暴跌。李科等（2014）[12]發(fā)現(xiàn)失去賣空機制后，市場無法迅速矯正股票價格，他們在白酒行業(yè)塑化劑事件時點，基于賣空限制的策略構建了投資組合，實證結果顯示該策略獲得了平均0.5%的日超額收益。

（二）融資融券交易消極影響論

雖然大多數(shù)學者對賣空交易的推行持積極態(tài)度，但仍有部分學者認為賣空機制改善股票定價效率的作用并不明顯，甚至可能由于賣空交易的杠桿性等特性在一定情況下加大市場波動、破壞市場秩序，帶來一系列負面影響。這些觀點為2008 年金融危機后，英國、美國等市場的監(jiān)管機構出臺限制賣空交易的政策，提供了理論支持。

理論方面，Allen 和Gale（1991）[13]通過構建不完全市場均衡模型，指出允許賣空使企業(yè)無法參與完全競爭，最終得到的均衡無效，從而對經(jīng)濟產(chǎn)生了不穩(wěn)定影響。Bai 等（2006）[14]指出，在某些特定情況下，擁有私人信息的賣空交易者可能會加大市場波動，增加市場上其他投資者所面臨的風險。實證方面，Keim 和Madhaven（1995）[15]從賣空交易者的角度出發(fā)，認為賣空交易者利用內(nèi)幕信息、杠桿交易等行為會造成股市的震蕩。Charoenrook和Daouk（2005）[16]通過對全球111個國家和地區(qū)的證券市場進行實證研究，發(fā)現(xiàn)賣空交易降低股票收益率偏度或市場崩盤概率的效果均不明顯。國內(nèi)有部分學者認為，由于融資融券業(yè)務開展過程中還存在規(guī)模過小、融資與融券發(fā)展不平衡等諸多問題，融資融券提高定價效率的作用并不顯著。張永力和裘駿峰（2012）[17]通過測量我國股票價格在實行融券前后的顯著變化并比較回報率橫截面分布特征的變化，認為我國股市的投資者利用私有信息在融券業(yè)務開展前對股價進行了調(diào)整，因此我國融券前后的股價下跌主要是信息效應，并不體現(xiàn)融券業(yè)務對糾正錯誤定價、提高定價效率的積極影響，這與Chang 等（2007）[18]關于香港股市在融券前后反應的研究結論恰好相反。肖浩和孔愛國（2014）[19]認為融資融券業(yè)務的開通降低了股價特質(zhì)性波動，在一定程度上提高了股價信息效率，但是其作用機理主要體現(xiàn)了對市場投資者行為的影響，融資融券交易機制對公司的外部治理作用仍有待改善。

Grullon等（2015）[20]通過研究美國證券交易委員會發(fā)布的SHO 法案（裸賣空禁令），發(fā)現(xiàn)賣空交易會降低小市值公司在股價下跌時的發(fā)行和投資行為的發(fā)生概率；發(fā)現(xiàn)股市的融資融券杠桿率與系統(tǒng)內(nèi)的基尼系數(shù)同向變動，即杠桿率越高，財富分配越不均衡。巴曙松和朱虹（2016）[21]研究發(fā)現(xiàn)，我國融資融券市場中的強杠桿、弱風險對沖的特征會助長投資者情緒，顯著加劇市場波動。

三、融資融券業(yè)務影響我國股票市場定價效率的實證研究①本文根據(jù)實證設計進行分析，結論供參考。

實證研究的結構如下：首先，分別從度量指標、變量與回歸模型、樣本數(shù)據(jù)三個方面，對整個研究方案進行說明；其次，利用Stata 等計量軟件對數(shù)據(jù)進行處理和回歸；再次，根據(jù)回歸結果，分析說明融資融券業(yè)務的影響，并嘗試對影響原因進行解釋。

（一）研究設計

1.度量指標選取

參考國內(nèi)外文獻對定價效率的定義，本文從股價特質(zhì)信息含量和股價對新信息的調(diào)整兩個方面來度量股市的定價效率，下面分別對這兩個方面的指標進行分析和說明。

Rol（l1988）[22]提出利用股票定價方程的擬合優(yōu)度R2來衡量股價中特質(zhì)信息的含量，較低的R2表明了股價中蘊含了更多的公司特質(zhì)信息②公司特質(zhì)信息（firm-specific information）指除市場、行業(yè)層面的信息以外，與公司基本價值密切相關的特定事件，包括增發(fā)、配股、股利發(fā)放、公司發(fā)展戰(zhàn)略制定等。。而股價中的公司特質(zhì)信息的含量越高，說明股價越能反映公司基本價值，而非僅僅跟隨宏觀經(jīng)濟或行業(yè)走勢變化，能更好地引導資本配置，股市的定價效率越高。因此，本文將股價特質(zhì)信息含量作為股市定價效率的一個代理變量，并用以下單因子CAMP 模型的擬合優(yōu)度R2來衡量股價特質(zhì)信息含量：

其中，ri,j,t是個股i 第j 期第t 日的日收益率；rm,j,t是市場m第j期第t日的收益率，分別用滬、深兩市的市場綜合指數(shù)收益率來表示，ei,j,t為隨機干擾項。由于擬合優(yōu)度R2的取值區(qū)間為（0,1），不符合最小二乘法的回歸要求，本文參考相關文獻的做法，對R2進行如下對數(shù)轉換，從而使其分布趨近于正態(tài)分布，最終得到的指標RSQ 即為股價特質(zhì)信息含量的度量指標：

除了用股價信息含量測度定價效率的變化，本文還借鑒Bris 等（2007）[11]、許紅偉和陳欣（2012）[23]的做法，采用如下兩方面指標，衡量股價對信息的反應能力，以期從多角度較為全面地考察融資融券業(yè)務對我國股市定價效率的影響。

第二，對新信息的調(diào)整速度方面的指標。

綜上，為了便于進行回歸分析，本文選擇其中具有顯著變化的四個指標，并對其進行如下對數(shù)轉化，使取值范圍符合最小二乘法的回歸要求：

最終得到RA-及RADiff作為度量股價對信息反應程度的指標，SA-及SADiff作為度量股價對信息調(diào)整速度的指標。當上述四個指標值均顯著下降時，表明股市定價效率提高。

2.相關變量選取與基本模型設定

本文參考DID 回歸模型，并于模型中再加入一組相關控制變量，以盡可能控制除政策因素外的其他因素的影響，提高了評估的科學性，其基本回歸模型設定為：

其中，Yi,j代表股票i 在第j 期的指標值；Post 為時間虛擬變量，在融資融券試點或擴容之前Post=0，試點或擴容之后Post=1；Treat為組間虛擬變量，處理組取為1，控制組取為是一組相關的控制變量，包括公司規(guī)模、換手率、每股收益等，εi為隨機擾動項。具體的，模型所有變量的符號及含義如表1所示。為了控制序列相關問題，本文對標準誤在股票層面上進行了聚集處理。

表1 變量與定義

3.數(shù)據(jù)處理與說明

本文所用股票交易數(shù)據(jù)均來源于CSMAR 國泰安金融數(shù)據(jù)庫，財務數(shù)據(jù)來源于WIND 金融資訊，融資融券標的股票調(diào)整數(shù)據(jù)則從滬、深證券交易所的公告中取得。為全面考察融資融券業(yè)務對我國股市的影響，本文以A 股市場所有股票作為樣本，選取2009 年10 月23 日至2020 年1 月21 日為研究區(qū)間。樣本數(shù)據(jù)處理過程如下。

第一，將樣本股票分組。2010 年3 月31 日我國股市正式啟動融資融券業(yè)務試點，2011 年11 月25日由“試點”轉為“常規(guī)”，隨后滬、深股市分別于2011 年12 月5 日、2013 年1 月31 日、2013 年9 月16日、2014 年9 月22 日、2016 年12 月12 日、2019 年8月19 日對標的股票進行了六次大的擴容①滬深股市對部分標的股票的微調(diào)，即一次僅幾只股票調(diào)入或調(diào)出融資融券標的范圍的調(diào)整，不能稱為“大擴容”。，并在這期間不斷對標的股票范圍進行微調(diào)。

根據(jù)融資融券業(yè)務擴展歷程，在除去發(fā)生調(diào)整的融資融券標的股票后，將股票按表2 所示原則分為8組。

表2 樣本數(shù)據(jù)分組示意表

表2 中的列標題為分組編號，行標題為樣本期間左右邊界、試點及六次大擴容的日期，數(shù)字1 代表股票是融資融券標的股票，數(shù)字0 代表股票不是融資融券標的股票。因此，組1（Group1）中的股票即為在試點時被調(diào)入融資融券標的股票列表，之后一直存在，截至2020 年1 月21 日仍未被調(diào)出的股票；組2（Group2）中的股票為試點期間不是融資融券標的股票，但在第一次擴容被調(diào)入融資融券標的列表后，就一直存在至今的股票；以此類推，組8（Group8）中的股票則是一直為非融資融券標的股票。

第二，將上述股票中上市時間晚于2009年10月23 日前一個月，以及整個樣本期間停牌天數(shù)多于20個交易日的股票進行剔除，以減輕IPO 和停復牌等特殊事件對股票收益率的影響。這樣處理后，最終得到組1 共63 只股票，組2 共86 只股票，組3 共141只股票，組4 共73 只股票，組5 共66 只股票，組6 共394只股票、組7共77只股票、組8共650只股票。

第三，分別以試點及六次擴容的首個交易日（表2 中所列日期）作為事件日，其前后的各108 個交易日②本文將“試點”的前窗口期定為2009年10月22日—2010年3月30日，后窗口期為2010年3月31日—2010年9月5日；第一次擴容的前窗口期為2011年6月28日—2011年12月4日，后窗口期為2011年12月5日—2012年5月20日；第二次擴容的前窗口期為2012 年8 月22 日—2013 年1 月30 日，后窗口期為2013 年1 月31 日—2013 年7 月18 日；第三次擴容的前窗口期為2013 年4月9日—2013年9月15日，后窗口期為2013年9月16日—2014年3月3日；第四次擴容的前窗口期為2014年4月17日—2014年9 月21 日，后窗口期為2014 年9 月22 日—2015 年3 月8 日；第五次擴容的前窗口期為2016 年7 月7 日—2016 年12 月11 日，后窗口期為2016 年12 月12 日—2017 年5 月18 日；第六次擴容的前窗口期為2019 年3 月26 日—2019 年8 月18 日，后窗口期為2019年8月19日—2020年1月21日。作為事件的前后窗口期，從而將整個研究細分成了七次“自然實驗”。

第四，提取并計算每次自然實驗中，處理組和控制組所有股票各樣本期內(nèi)的公司規(guī)模、換手率、每股收益等自變量指標以及定價效率度量指標值。

本文基于融資融券業(yè)務發(fā)展和擴張的歷程，將整個研究劃分成了七次自然實驗，并在每次實驗中利用等式（8）的DID 模型考察試點或大擴容對定價效率的凈影響，而DID 模型是評價政策效果是否可靠的關鍵，即為相關處理組與控制組的選擇是否滿足“除政策影響外，其余特征走勢相同或相似”的要求。鑒于處理組與控制組選擇的重要性，下面對每次自然實驗，相關樣本數(shù)據(jù)如何劃分處理組與控制組進行詳細說明。

由上文可知，本文已對所有樣本數(shù)據(jù)進行了如表2 所示的分組，則易得實驗1 至實驗7 的處理組分別為組1至組7，那么如何選擇每次實驗的控制組即為本部分討論的重點。理論上，組序號大于處理組組序號的樣本組均可作為本次實驗的控制組。如組8 的序號最大，其作為一直沒有加入融資融券標的股票列表的樣本組合，可以與組1至組7的任一樣本組結合，分別作為某一次實驗的控制組與處理組。然而，監(jiān)管部門對融資融券標的股票的選擇并不是隨機的，而是按盈利、流動性等，逐漸將相關股票納入，存在明顯的動態(tài)選擇。因此，這樣的劃分方式就顯得太過粗略了，評價效果的準確性也會大大降低。

以第一次實驗的選擇為例，組1 為本次實驗的處理組，若選擇組8 為控制組，則不能很好地滿足除政策影響外其余趨勢特征相同或相似的要求：作為首批入選融資融券標的股票名單的股票，大多為市值大、流動性好、盈利高的藍籌股，其特征走勢與至今仍未被選為融資融券標的的股票有較大不同。因此，利用上述劃分處理組與控制組的方法研究試點后股市定價效率的改變，也會產(chǎn)生較大的誤差。從組1 至組8 的特征來看，組2 作為第二批即被劃入融資融券標的股票名單的樣本組，應與組1 中的樣本具有除政策影響外最為相似的特征趨勢，因此將其作為第一次試驗的控制組可以有效控制評價誤差。同理可知，每次實驗只要將與處理組組序號相鄰的下一個樣本組作為控制組即可，如表2 中的虛線框所示，每個虛線框都是一次實驗的數(shù)字矩陣示意圖。

（二）實證結果與分析

1.相關變量的描述性統(tǒng)計

表3 給出了主要研究變量，即定價效率度量指標變量的描述性統(tǒng)計。

表3 描述性統(tǒng)計

2.融資融券業(yè)務對股市定價效率影響的實證結果

DID 模型實證檢驗結果中所要考察的核心為雙重差分統(tǒng)計量，即交叉變量Post×Treat 的系數(shù)，其度量了融資融券業(yè)務的凈影響。下面從個股特質(zhì)信息含量變化與個股對信息調(diào)整能力變化兩方面，對回歸結果進行說明。

第一，對股價特質(zhì)信息含量的影響。

表4 的第（1）列至第（7）列分別給出了七次試驗以RQS 作為因變量時的回歸結果。從中可以看出，前兩次實驗的雙重差分統(tǒng)計量的估計系數(shù)為負，這意味著，在試點及第一次擴容后，相對于非融資融券標的股票，融資融券標的股票的RQS 指標值下降了，個股特質(zhì)信息含量有所提高。然而，這兩個系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著，融資融券業(yè)務對個股特質(zhì)信息含量的影響并不明顯。在隨后的5 次實驗中，檢驗結果則發(fā)生了較為明顯的變化，第（3）列、第（4）列、第（5）列、第（6）列、第（7）列Post×Treat的估計系數(shù)顯著為正，這說明最近五次擴容后，融資融券業(yè)務非但沒能提高標的股票的特質(zhì)信息含量，反而令其顯著降低，這一實證結果與融資融券交易提高個股信息含量的理論分析結果大大相反。

表4 個股特質(zhì)信息含量RQS指標的DID檢驗結果

基于實證檢驗結果和上述分析，本文認為，至少從短期來看，融資融券業(yè)務對個股特質(zhì)信息含量的變化并未產(chǎn)生預期的積極影響，反而可能在一定程度上阻礙個股特質(zhì)信息的表達。

第二，對股價信息調(diào)整能力的影響。

首先，分析股價對信息的調(diào)整幅度。表5、表6分別給出了股價對信息調(diào)整幅度指標RA-、RADiff作為因變量的DID 模型檢驗結果，綜合兩表中的信息可以發(fā)現(xiàn)，在第一次實驗即融資融券試點后，標的股票對新信息的反應程度并未有明顯的改善，兩表中的雙重差分統(tǒng)計量的系數(shù)均不顯著。但是在第二次實驗中，兩表中變量Post×Treat 的估計系數(shù)均為負，在經(jīng)濟意義上，該系數(shù)表示第一次擴容后融資融券標的股票的RA-和RADiff兩個指標值相對于不能進行融資融券交易的股票平均降低了0.3813 和0.209，在統(tǒng)計意義上，其在1%的顯著性水平下顯著。這樣的回歸結果表明，融資融券標的股票吸收新信息特別是私有負面信息的能力增強，與股市“同漲共跌”的現(xiàn)象有所緩解。然而，這種積極影響并未持續(xù)，在隨后的六次擴容后，融資融券標的股票的兩個相關指標值沒有再出現(xiàn)顯著降低，甚至其RA-指標在第二、四、五、六次擴容后，在1%的統(tǒng)計水平下顯著提高，這意味著融資融券增加了“股價同步性”，降低了股價對新信息的調(diào)整程度，與實施融資融券業(yè)務的初衷表現(xiàn)有一定的不一致。

表5 股價對信息的調(diào)整幅度RA-指標的DID檢驗結果

表6 股價對信息的調(diào)整幅度RADiff指標的DID檢驗結果

其次，在調(diào)整速度方面，從表7、表8 可以看出，融資融券交易對股價信息反應速度的作用影響并不穩(wěn)定：試點時，雖然兩表中Post×Treat前的系數(shù)為負，與預期相符，表明融資融券交易可以提高股價對信息的調(diào)整速度，但在統(tǒng)計上，該系數(shù)并不顯著；第一次擴容后，兩表中Post×Treat 前的系數(shù)仍不顯著，但其已由負數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，在經(jīng)濟上，意味著融資融券可能會降低股價對信息的調(diào)整速度；第二次和第三次擴容后，系數(shù)均顯著為正，這意味著融資融券顯著降低了股價對信息的反應速度；直到第四次擴容后，這種顯著的消極影響才消失，但隨后第五次和第六次擴容后再次顯著降低了股價對信息的反應速度?？傊谫Y融券對標的股票股價信息調(diào)整速度的影響，先后經(jīng)歷了無明顯影響到逐漸產(chǎn)生明顯的消極影響，最后又恢復到無明顯影響，然后再次產(chǎn)生明顯消極影響。

表7 股價對信息的調(diào)整速度SA-指標的DID檢驗結果

表8 股價對信息的調(diào)整速度SADiff指標的DID檢驗結果

綜上所述，本文認為融資融券業(yè)務推出之后，并未起到提高股價對信息特別是負面信息調(diào)整速度的作用，反而可能會減緩股價的調(diào)整速度，加重正負面信息之間所產(chǎn)生的價格延遲的相對不對稱性。

第三，穩(wěn)健性檢驗。

前文選擇前后的各108 個交易日作為事件的前后窗口期。為驗證本文結論的有效性和穩(wěn)健性，本部分將調(diào)整窗口期的范圍，以RQS 為例再次對回歸結果進行檢驗。

本文將窗口期調(diào)整為前后一年?！霸圏c”的前窗口期定為2009 年3 月20 日—2010 年3 月30 日，后窗口期為2010 年3 月31 日—2011 年3 月31 日；第一次擴容的前窗口 期為2010 年12 月4 日—2011 年12 月4 日，后窗口期為2011 年12 月5 日—2012 年12 月5日；第二次擴容的前窗口期為2011 年7 月17 日—2012 年7 月17 日，后窗口期為2012 年7 月18 日—2013年7月18日；第三次擴容的前窗口期為2013年4月9日—2013年9月15日，后窗口期為2013年9月16 日—2014 年3 月3 日；第四次擴容的前窗口期為2013 年3 月7 日—2014 年3 月7 日，后窗口期為2014年3 月8 日—2015 年3 月8 日；第五次擴容的前窗口期為2015 年12 月11 日—2016 年12 月11 日，后窗口期為2016 年12 月12 日—2017 年12 月12 日；第六次擴容的前窗口期為2019 年3 月26 日—2019 年8 月18 日，后窗口期為2019 年8 月19 日—2020 年1 月21日?；貧w結果如表9所示。

表9 個股特質(zhì)信息含量RQS指標的DID檢驗結果

根據(jù)表9 可以看出，在試點及第一次擴容后，融資融券業(yè)務對個股特質(zhì)信息含量的影響并不明顯。在隨后的5 次實驗中，檢驗結果則發(fā)生了較為明顯的變化，第（3）列、第（4）列、第（5）列、第（6）列、第（7）列Post×Treat的估計系數(shù)顯著為正，這說明最近五次擴容后，融資融券業(yè)務非但沒能提高標的股票的特質(zhì)信息含量，反而令其顯著降低，結果與前文一致。

3.結果總結及其原因分析

從融資融券業(yè)務發(fā)展歷程來看，在初期，即試點和第一次擴容后，融資融券交易在一定程度上提高了股價對市場上的新信息，特別是私有負面信息的吸收程度，對股市產(chǎn)生了一定的積極效果。但是，融資融券在其余方面的作用則并不明顯，其業(yè)務的開展并未顯著提高股價特質(zhì)信息含量、加快股價對信息的調(diào)整速度，對定價效率的影響總體上仍十分有限。部分學者認為，融資融券業(yè)務初期不甚理想的作用效果，可能是由初期融資融券總體規(guī)模過小、交易限制頗多等原因?qū)е碌模ㄔS紅偉和陳欣，2012）[23]。

隨后，轉融資、轉融券業(yè)務相繼試點，融資融券交易相關制度建設不斷完善，規(guī)模不斷擴大，理論上而言，此時融資融券業(yè)務的積極影響應更為顯著。然而，在對最近五次的擴容效果進行DID檢驗后，本文發(fā)現(xiàn)其結果與預期相反：標的股票的特質(zhì)信息含量在這五次擴容后，相較于非標的股票，均顯著下降；標的股票對信息的調(diào)整程度顯著下降，對正、負面信息調(diào)整的不對稱性未得到有效改善；標的股票對信息的調(diào)整速度顯著下降，正、負面信息間所產(chǎn)生的價格延遲的相對不對稱加重。這樣的結果意味著，融資融券交易非但不能提高股價信息含量、增強其信息調(diào)整能力，反而會降低定價效率。

本文通過分析我國股市特性和融資融券業(yè)務發(fā)展現(xiàn)狀，認為造成上述結果的原因主要有以下兩點。第一，我國股市起步較晚，雖然發(fā)展迅速，但其總體上仍處于新興轉軌階段，相關制度建設還很不完善，與其他成熟的資本市場相比仍存在不完善的地方，從而使融資融券交易的理論功能不能有效發(fā)揮。第二，我國股市中大部分投資者是有限理性的①這主要是由于我國股市的投資者中，沒有經(jīng)過專業(yè)證券投資訓練的個人投資者、散戶居多，而基金、券商等機構投資者占比相對較少。，因而市場的投機性很強、“追漲殺跌”的現(xiàn)象突出，若有限理性的投資者利用融資融券業(yè)務進行投機操作，則很容易為股市帶來風險，加大股市震蕩，降低股市的定價效率。同時，我國股市中大量噪聲交易行為的存在，使股價更難回歸其內(nèi)在的基礎價值，這也可能會削弱融資融券業(yè)務的價格發(fā)現(xiàn)功能。

四、結論與政策建議

本文首先對融資融券交易影響我國股市定價效率的作用機理進行了簡要分析，認為融資融券交易在理論上有助于提高股市的定價效率。隨后又以滬、深兩市相關股票為研究樣本，以融資融券業(yè)務發(fā)展歷程劃分時間區(qū)間，利用DID模型，實證檢驗了融資融券業(yè)務對股市定價效率的影響，檢驗得出以下結論。

第一，融資融券業(yè)務并不能顯著增加標的股票的特質(zhì)信息含量。回歸結果顯示，融資融券初期，該項業(yè)務的推出或擴容，使得標的股票的RQS 的指標值降低，股票特質(zhì)信息含量增加，但是其在統(tǒng)計上并不顯著；而通過檢驗最近股票標的的擴容，反而發(fā)現(xiàn)標的股票的特質(zhì)信息含量顯著降低。

第二，總體上，融資融券增強股票信息調(diào)整能力的作用仍十分有限。試點和擴容的幾次試驗中，僅在第一次擴容時，RA-與RADiff的指標值出現(xiàn)了顯著下降，其余時刻，所有指標值均未出現(xiàn)顯著結果或結果顯著為正。這表示融資融券業(yè)務非但沒有表現(xiàn)出增強股票對股市新信息的吸收能力，提升股票對市場波動的調(diào)整速度的積極影響，反而削弱了股票對新信息的調(diào)整能力，產(chǎn)生了一定的負面效應。

綜上所述，融資融券業(yè)務對我國股市的定價效率沒有表現(xiàn)出明顯的改善作用，反而可能會在一定程度上損害定價的有效性，降低定價效率。這一結論與理論推導或預期相反，本文認為其可能是由我國股市的特殊性和投資者行為等原因造成的?；谏鲜鰧嵶C檢驗結論，本文提出以下政策建議。

第一，加強政策指導。我國的股票市場的成熟程度相對較低，政策制度完善程度仍有待提高，融資融券業(yè)務容易被市場投機者濫用。監(jiān)管機構可以根據(jù)市場情況加強指導，相機決策，通過調(diào)整保證金比例、調(diào)整標的證券范圍、對不同種類的股票實行不同程度的買空賣空標準等方式進行政策引導。有針對性地解決相關問題，進而提高整個市場的有效性，最終使得融資融券的積極作用得以顯現(xiàn)。

第二，優(yōu)化投資者結構。實證檢驗結果發(fā)現(xiàn)，融資融券增強股票信息調(diào)整能力的作用較為有限，投資者結構會一定程度上影響到融資融券業(yè)務的價格發(fā)現(xiàn)功能。有限理性的散戶投資者，可能會利用融資融券交易進行投機活動，增加市場的波動和風險。而市場中的機構投資者則不同于個人投資者，其具有專業(yè)的投資知識和技能，搜集信息、分析行情的能力較強，往往扮演著市場上的理性投資者的角色。同時，機構投資者一般還擁有雄厚的資金實力，并且與各類金融機構來往密切，投資規(guī)模大，投資周期長，風險控制能力強，可以對市場的穩(wěn)定性產(chǎn)生重要影響。因此，培養(yǎng)由社?；?、證券公司、保險公司、QFII 等組成的機構投資者隊伍，鼓勵其參與融資融券業(yè)務，成為融資融券交易主體，可以優(yōu)化市場投資者的結構，不但能使融資融券業(yè)務的積極影響得以彰顯，真正起到改善股市定價效率的作用，而且能夠推動整個證券市場的健康成長。