融資融券能否減小我國股市波動？

徐曉光，陳煥檳，張榮波

（深圳大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 廣東 深圳 518060）

一、引 言

2010 年3 月31 日， 我國在股票市場開始融資融券制度試運(yùn)行， 中國股市進(jìn)入了做多與做空并存的新時(shí)代。從理論上分析，實(shí)施融資融券制度有助于減小股市波動。而實(shí)踐上，我國融資融券制度實(shí)施三年左右，是否發(fā)揮了減小股市波動的作用？針對此問題，本文進(jìn)行了詳盡的分析。

研究融資融券對股市波動影響的成果較多，其中多數(shù)研究認(rèn)為， 融資融券對股市波動的減小起到正面作用。Figlewshki 等研究美國股票市場經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)， 融券余額和股指之間存在著非常明顯的正相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)股指在高位時(shí)，融券余額較大，當(dāng)股指低迷時(shí)，融券余額也有所減少，這表明融券業(yè)務(wù)具有平緩指數(shù)劇烈波動、穩(wěn)定市場的作用[1]。 Woolridge和Diekinson 考察了美國股市融資融券與股價(jià)間的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)， 融資融券機(jī)制不會加劇股票市場的波動，并且具有穩(wěn)定市場的作用[2]。 郭偉杰通過對45家A+H 股公司A 股價(jià)格與H 股價(jià)格收益率標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行實(shí)證研究， 發(fā)現(xiàn)融券機(jī)制具有防止市場大起大落、穩(wěn)定市場的作用[3]。Hong 等通過建立異質(zhì)代理模型研究發(fā)現(xiàn)， 對融券行為進(jìn)行約束并不能減小股市波動， 反而會因?yàn)槔障⒉荒芗皶r(shí)釋放而導(dǎo)致股市暴跌[4]。 陳淼鑫和鄭振龍利用37 個(gè)國家和地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)， 研究發(fā)現(xiàn)推出融券機(jī)制不會引起市場波動性增大， 而市場崩潰的概率則有所降低[5]。Charoenrook 和Daouk 基于88 個(gè)新興市場國家和23個(gè)發(fā)達(dá)國家的市場數(shù)據(jù)， 研究發(fā)現(xiàn)融券機(jī)制的缺失會導(dǎo)致股票市場波動性增大，同時(shí)，融券機(jī)制的存在不會提高市場崩潰的概率[6]。

另一部分學(xué)者在研究融資融券與股市波動間關(guān)系時(shí)，則結(jié)合了具體的交易規(guī)則進(jìn)行分析。 Hardouvelis 等研究了日本市場的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在一定范圍內(nèi)提高保證金比率，股市波動會有所減小[7]。 Lee和Yoo 通過研究美國、日本、韓國和臺灣的股市發(fā)現(xiàn)，保證金作為理性投資者的交易成本，它的變化將影響股市波動， 即提高保證金會減少市場中理性投資者交易而使短期內(nèi)市場波動增大[8]。

此外，也有研究結(jié)果表明，融資融券與股市波動之間的關(guān)系不大。施文雅基于香港數(shù)據(jù)，研究指數(shù)的月標(biāo)準(zhǔn)差和月融券額之間的關(guān)系， 采用協(xié)整方法和格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)二者間存在正相關(guān)關(guān)系，但是并不存在協(xié)整關(guān)系。 格蘭杰因果檢驗(yàn)則表明融券交易不會加劇市場波動，另一方面，市場的波動是融券交易變化的格蘭杰原因， 該研究表明融券交易并不能顯著地減小市場波動[9]。 廖士光和楊朝軍基于香港市場的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整的方法，研究發(fā)現(xiàn)融券機(jī)制的推出增大了市場波動， 但是同時(shí)通過利用格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 市場波動性的變化并非由融券交易的推出引起的， 融資融券穩(wěn)定市場功能的發(fā)揮還要結(jié)合其他市場條件和機(jī)制進(jìn)行考察[10]。

通過對上述文獻(xiàn)研究成果的分析可得以下結(jié)論：

首先， 對于不同市場的實(shí)證研究可能產(chǎn)生不同的結(jié)論。融資融券穩(wěn)定市場功能的發(fā)揮，有賴于一系列的前提條件，其中包括完善的市場機(jī)制與規(guī)則、成熟的投資者理念以及有效的監(jiān)管等。 在成熟的市場中， 融資融券減小股市波動的功能在大部分情況下能較好地發(fā)揮出來，而在不成熟的市場中，該功能往往不能有效地發(fā)揮。 其次， 即使是對同一市場的研究，采用不同的方法，或者采取的數(shù)據(jù)期間不同，均可能產(chǎn)生不同研究的結(jié)果。最后，具體的交易規(guī)則影響融資融券發(fā)揮減小股市波動功能的效果， 其中保證金比率的調(diào)整存在兩面性：一方面是投機(jī)性效果，另一方面則是流動性效果。 投機(jī)性效果是針對投機(jī)者而言，保證金比率的提高使投機(jī)者減少交易，減小股市波動；流動性效果，則針對理性投資者，提高保證金比率會導(dǎo)致理性交易者成本增加， 減少交易導(dǎo)致信息不能充分釋放， 市場短時(shí)間內(nèi)大幅波動。 因此，在成熟的市場中，應(yīng)該讓信息更充分地體現(xiàn)，降低保證金比率；而在不成熟的市場中，則應(yīng)該提高保證金比率以抑制投機(jī)。在制定交易規(guī)則時(shí)，需要慎重考慮金融市場和投資者的成熟度。

目前大部分的研究成果集中于國外， 集中于對國外市場的研究， 而國內(nèi)只是借鑒國外經(jīng)驗(yàn)對體制的一種設(shè)想和實(shí)施效果的猜測，實(shí)證分析較少，或數(shù)據(jù)期間過短，相關(guān)研究存在明顯的不足。針對這些不足， 本文在對融資融券如何減小股市波動進(jìn)行理論探討的基礎(chǔ)上， 對我國融資融券減小股市波動功能的發(fā)揮情況進(jìn)行了全面的實(shí)證分析。 所采用的數(shù)據(jù)期間包含了我國融資融券試運(yùn)行后707 個(gè)交易數(shù)據(jù)， 數(shù)據(jù)量充足。 一方面， 進(jìn)行縱向的分析， 建立GARCH 族模型， 探討融資融券的推出對股市波動的影響；另一方面，不同于以往研究只針對單一指數(shù)進(jìn)行時(shí)間序列分析的思路，本文通過上證50 指數(shù)與上證綜指間的橫向?qū)Ρ龋?使結(jié)論具有更高的可信度和更強(qiáng)的說服力。

二、融資融券減小股市波動的理論分析

在利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)融資融券能否減小我國股市波動之前， 有必要對融資融券如何減小股市波動的機(jī)理進(jìn)行說明， 下面將通過股票供求關(guān)系以及股價(jià)對市場信息的反應(yīng)程度兩方面對此進(jìn)行討論。

從股票供求的角度來看， 在缺乏賣空機(jī)制的情況下，投資者的獲利途徑只有一條，那就是“購買—持有—賣出”，而股市的下跌，不能直接給投資者帶來收益。這種情況往往導(dǎo)致投資者被動做多，股票供求失衡，需求大于供給，隨著時(shí)間的推移，供求失衡的狀況越來越嚴(yán)重，這勢必引起股價(jià)的暴漲。而當(dāng)股價(jià)達(dá)到一定高位之后， 投資者開始意識到股價(jià)遠(yuǎn)高于其內(nèi)在價(jià)值，恐慌情緒蔓延，短時(shí)間內(nèi)股票供給量暴增， 而需求量驟然下降， 這又勢必引起股價(jià)的暴跌，股市波動巨大。相反地，當(dāng)存在賣空機(jī)制的時(shí)候，投資者既可以做多， 又能夠做空， 為獲利而被動做多、炒作股票的情況將明顯減少。 因此，引入做空機(jī)制，有助于健全市場機(jī)制，減小股市波動。

從股價(jià)對市場信息反應(yīng)程度的角度來看， 在缺乏做空機(jī)制的情況下，股價(jià)往往對好信息反應(yīng)充足，而對壞消息反應(yīng)不足。擁有好消息的投資者，可以通過買入股票，持有待漲后賣出獲利，此時(shí)，好消息充分地反應(yīng)到股票的價(jià)格上。而擁有壞消息的投資者，只能選擇不買入股票，或者賣出前期已買入的股票，不能將其擁有的壞消息完全帶入股票市場， 充分地反應(yīng)到股票價(jià)格上。 因此， 當(dāng)股票出現(xiàn)非理性上漲時(shí)，投資者往往跟風(fēng)購入，市場充斥著好消息，而壞消息被忽略，股價(jià)在短期內(nèi)大幅上漲。當(dāng)股價(jià)達(dá)到一定高位， 遠(yuǎn)超出其內(nèi)在價(jià)值時(shí)， 便開始出現(xiàn)大量賣出，投資者恐慌性拋售，股價(jià)又出現(xiàn)大幅下跌，股市波動巨大。而當(dāng)存在賣空機(jī)制的時(shí)候，若市場出現(xiàn)非理性的暴漲， 理性投資者或者看空者可以通過融券賣出股票，將其擁有的壞消息帶入市場，反應(yīng)到股票價(jià)格上，以阻止股價(jià)的非理性上漲；而當(dāng)股價(jià)從高位下調(diào)的時(shí)候， 前期融券賣空的投資者到期需要買券償還，這又在一定程度上阻止了股價(jià)的大幅下跌，有效地減小股市波動。

從以上的分析可以總結(jié)，無論從股票供求關(guān)系，還是從股價(jià)對市場信息的反應(yīng)程度來看， 融資融券都能起到阻止股價(jià)大漲大跌的作用，減小股市波動。同時(shí)，需要指出的是，在成熟的市場中，市場機(jī)制比較完善，投資者相對成熟，監(jiān)管措施更為有效，這些都有利于融資融券發(fā)揮其減小股市波動的作用。 而對于不成熟的中國市場， 融資融券能否有效地減小股市波動？ 本文第三部分，正是針對此問題，通過建立GARCH 族模型， 分縱向和橫向兩個(gè)角度進(jìn)行實(shí)證分析，檢驗(yàn)融資融券能否減少我國股市波動。

三、實(shí)證分析

（一）研究方法

分析波動性的模型，主要是由Engle（1982）提出的ARCH 模型， 并由Bollerslev （1986） 發(fā)展成GARCH 模型，推廣到EGARCH 及GARCH-M 模型等，GARCH 族模型被廣泛應(yīng)用于匯率、利率、股票價(jià)格等金融時(shí)間序列的波動性研究中。 本文采用GARCH 族模型來研究融資融券對于上證50 指數(shù)波動性的影響，并通過與上證綜指進(jìn)行橫向?qū)Ρ?，使結(jié)論全面而有說服力。

（二）數(shù)據(jù)選取

融資融券標(biāo)的股有限，不能覆蓋所有股票，因此選用其成分股基本都為融資融券標(biāo)的股的上證50指數(shù)每日收盤價(jià)。 同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可獲得性， 我們選取2008 年1 月2 日—2013 年2 月28日，共1254 個(gè)交易日數(shù)據(jù)。 其中，從2010 年3 月31日開始實(shí)施融資融券制度，因此，分為兩個(gè)階段，實(shí)施前547 個(gè)數(shù)據(jù)，實(shí)施后707 個(gè)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自于招商證券交易軟件。需要說明的是，受美國次貸危機(jī)影響，前階段指數(shù)波動性可能高于常態(tài)，但是考慮到數(shù)據(jù)期間較長，整體受此影響有限。

（三）數(shù)據(jù)描述

相比于交易價(jià)格序列， 收益率序列通常具有平穩(wěn)的特點(diǎn)，故研究對象選為收益率序列。以指數(shù)收盤價(jià)對數(shù)的一階差分乘以100 作為研究對象， 乘以100 是為了不因數(shù)據(jù)太小而遭受損失。 其公式如下：

指數(shù)收益率圖（圖1）反映出，前期指數(shù)收益率波動大，到了后期波動減小。

圖1 上證50 指數(shù)收益率圖

觀察指數(shù)收益率的均值和標(biāo)準(zhǔn)差（表1），我們發(fā)現(xiàn)融資融券推出后，指數(shù)收益率的均值減小，標(biāo)準(zhǔn)差也有所下降， 初步看出融資融券減小股市波動的功能有所發(fā)揮。

表1 融資融券推出前后上證50 收益率對比

以上簡單的統(tǒng)計(jì)結(jié)果直觀但還不足以說明問題， 下面進(jìn)一步運(yùn)用GARCH 模型對指數(shù)收益率建立模型，進(jìn)行分析。

（四）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

用于建立GARCH 模型的序列必須平穩(wěn)， 故先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。 本文采用ADF 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)上證50指數(shù)收益率的平穩(wěn)性，結(jié)果見表2。

表2 指數(shù)收益率r 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

從表2 的檢驗(yàn)結(jié)果來看，對于三個(gè)檢驗(yàn)方程，其ADF 值都小于臨界值，拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)，由此可知，上證50 指數(shù)收益率序列為平穩(wěn)時(shí)間序列。

（五）自相關(guān)性檢驗(yàn)

對序列進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)， 以確定合適的均值方程的形式。 首先查看收益率序列的自相關(guān)和偏相關(guān)函數(shù)圖（圖2），滯后12 階的情況下均存在很弱的自相關(guān)性。

圖2 收益率序列的自相關(guān)和偏相關(guān)圖

（六）ARCH 效應(yīng)檢驗(yàn)

收益率序列只存在很弱的自相關(guān)性， 故確定均值方程的形式為：

rt=c+εt其中c 為常數(shù)項(xiàng)，εt為誤差項(xiàng)

構(gòu)建完均值方程之后，利用ARCH-LM 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)殘差序列是否存在ARCH 效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 ARCH-LM 檢驗(yàn)結(jié)果

從表3 檢驗(yàn)結(jié)果可以看到， 所有滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果的p 值均小于0.05，即拒絕不存在ARCH 效應(yīng)的原假設(shè)， 說明殘差序列存在著明顯的高階ARCH效應(yīng)，故可以用GARCH 模型進(jìn)行修正和估計(jì)，對誤差項(xiàng)進(jìn)一步建模分析。

（七）建立GARCH 模型

為區(qū)分融資融券實(shí)施前后的區(qū)別， 引入虛擬變量d1=(0,1)，0 表示融資融券推出之前（2010 年3 月31 日前），1 表示融資融券推出之后。 由此考察融資融券的推出對上證50 指數(shù)波動性的影響。 依據(jù)AIC準(zhǔn)則及SC 準(zhǔn)則，各GARCH 模型擬合效果見表4。

表4 各GARCH 模型擬合效果

因此選用GARCH(1,1)模型進(jìn)行擬合。模型結(jié)構(gòu)如下：

回歸結(jié)果如下：

從回歸結(jié)果看出， 收益率條件方差中的ARCH和GARCH 項(xiàng)均高度顯著， 表明序列具有顯著的波動集簇性。且β+γ = 0.9770＜1 可知擬合模型是平穩(wěn)的，但接近1 也說明波動的持續(xù)性高。 從dl 的系數(shù)來看， 其負(fù)值表明融資融券的推出降低了指數(shù)的波動，但絕對數(shù)值?。ㄖ挥?.1343），表明其影響較小。對修正后模型的殘差再次進(jìn)行ARCH 檢驗(yàn)，結(jié)果表明該模型已不存在ARCH 效應(yīng)，擬合效果較好。

（八）建立EGARCH 模型——指數(shù)收益率波動性的非對稱性研究

上面建立的GARCH 模型中， 僅殘差的絕對值影響波動，而其符號對波動沒有影響，即GARCH 模型無法反應(yīng)好消息和壞消息引起的波動變化的差別。 故繼續(xù)采用GARCH 模型的推廣形式EGARCH(1,1)模型研究波動的非對稱性問題。 方差方程回歸結(jié)果如下：

統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著，且 = -0.0550＜0，說明波動對利空消息比較敏感， 即利空消息引起的波動變化幅度更大，存在非對稱性。

（九）建立GARCH-M 模型——指數(shù)收益與波動配比研究

GARCH-M 模型是在GARCH 模型基礎(chǔ)上，加入條件方差項(xiàng)，將風(fēng)險(xiǎn)和收益聯(lián)系在一起。該模型反應(yīng)一種常見的投資心理，當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)越大時(shí)，預(yù)期收益也越大。 模型回歸結(jié)果如下：

從回歸結(jié)果看， 條件方差對均值的回復(fù)并不顯著（z=-0.0740），可知該期間上證50 日收益率不存在均值回復(fù)現(xiàn)象，ARCH 項(xiàng)和GARCH 項(xiàng)及常數(shù)項(xiàng)依然是顯著的，DW 統(tǒng)計(jì)量顯示不存在一階自相關(guān)。說明不存在GARCH-M 效應(yīng)，條件方差對均值沒有顯著影響，也就是這個(gè)時(shí)段的數(shù)據(jù)顯示，投資者在風(fēng)險(xiǎn)和收益的配比上并沒有顯著的同向變化關(guān)系。

（十）GARCH 模型對比

為了便于討論融資融券功能效果， 按上述方法對上證綜合指數(shù)收益率建立同樣的GARCH 模型，結(jié)論基本一致，但具體數(shù)字稍有區(qū)別，GARCH 模型估計(jì)結(jié)果如下：

比較方差方程可以發(fā)現(xiàn)，上證50 指數(shù)收益率方差方程常數(shù)項(xiàng)大于上證綜指對應(yīng)項(xiàng) （0.1314 ＞0.1093），原因在于上證綜指涵蓋的標(biāo)的較多，風(fēng)險(xiǎn)比較分散，因此波動性也相對小。 考慮虛擬變量dl的系數(shù)，可發(fā)現(xiàn)系數(shù)符號相同，但前者絕對值大于后者（0.0835＞0.0685），表明在減小波動性功能上，融資融券機(jī)制對上證50 指數(shù)效果優(yōu)于對上證綜指的效果。

四、結(jié)論和政策建議

（一）結(jié)論

通過建立GARCH 模型可以看到，在統(tǒng)計(jì)上，推出融資融券后，股市波動顯著減小，但是減小幅度有限。為排除市場其他因素的干擾，采用橫向?qū)Ρ鹊姆椒▽ν谏献C綜指進(jìn)行了相同的檢驗(yàn)， 也得到相似的結(jié)果。 且進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，上證50 指數(shù)收益率波動減小的幅度要大于上證綜指收益率波動減小的幅度（從虛擬變量上反映），主要原因在于上證50 的成分股大部分都是融資融券標(biāo)的股，而上證綜指則不是。此外，EGARCH 模型估計(jì)結(jié)果表明， 波動對利空消息比較敏感，即利空消息引起的波動較大，存在明顯的非對稱性。 而GARCH-M 模型估計(jì)結(jié)果則顯示，投資者的風(fēng)險(xiǎn)和收益沒有顯著的同向變化關(guān)系。

（二）政策建議

從實(shí)證分析的結(jié)果可以得到， 融資融券在統(tǒng)計(jì)上顯著減小我國股市波動。但在繼續(xù)推行的過程中，應(yīng)逐步解決存在的一些問題， 才能更好發(fā)揮其穩(wěn)定股市的作用。針對這些問題，本文相應(yīng)提出以下幾點(diǎn)建議：

1.有步驟地實(shí)現(xiàn)分散授信模式，以擴(kuò)大資券來源，解決資券不足的問題

GARCH 模型實(shí)證分析的結(jié)果顯示， 融資融券推出后，股市波動在統(tǒng)計(jì)上顯著減小，但虛擬變量系數(shù)小， 說明其減小股市波動的作用有限。 分析其原因，主要是融資融券推行時(shí)間不長，市場發(fā)育還不成熟， 其中最關(guān)鍵的問題是資券來源受限導(dǎo)致資券不足，進(jìn)而影響市場效率。 目前，我國的轉(zhuǎn)融通機(jī)制采用的是集中授信模式，在該模式中，證券公司只能向證券金融公司進(jìn)行轉(zhuǎn)融通， 使得資券的來源受制于證券金融公司的融通能力。 而采用分散授信模式則可以減少對證券金融公司的依賴， 證券公司可以直接向市場上的其他機(jī)構(gòu)投資者借入資券， 這將有效地解決資券不足的問題，提高市場效率，更好地發(fā)揮融資融券減小股市波動的功能。 未來可以通過兩個(gè)步驟發(fā)展：首先在三年內(nèi)，借鑒臺灣的雙軌制，逐步授予規(guī)模較大且風(fēng)險(xiǎn)控制較好的證券公司許可證，允許其在市場上自由融資融券， 而非必須向證券金融公司進(jìn)行轉(zhuǎn)融通，以培養(yǎng)一批可以獨(dú)立地、安全地從事融資融券交易的證券公司。其次，可以在五到十年內(nèi)完善體制和法規(guī)，為完全市場化做準(zhǔn)備，實(shí)現(xiàn)分散授信模式， 充分發(fā)揮融資融券減小股市波動的功能。

2.擴(kuò)大融券標(biāo)的，解決融資融券發(fā)展不平衡問題

通過EGARCH 模型結(jié)果可以看到，利空消息導(dǎo)致的波動更大， 這說明利空消息釋放程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及利好消息， 這就需要完善融券機(jī)制來改善這樣的情況。 目前，融資融券發(fā)展極不平衡，融券額度在融資融券業(yè)務(wù)中占比非常低， 這主要是由于標(biāo)的股票來源受限造成的。 因此，需要不斷地?cái)U(kuò)大標(biāo)的股票，提升可融券標(biāo)的股票的放開速度， 以滿足市場對于各種股票的融券需求，更好地釋放利空信息，以達(dá)到穩(wěn)定股市的作用。

3.培養(yǎng)投資者風(fēng)險(xiǎn)收益匹配觀念

通過實(shí)證分析中GARCH-M 模型結(jié)果可知，國內(nèi)股市投資者風(fēng)險(xiǎn)收益配比觀念不強(qiáng)， 容易產(chǎn)生追漲殺跌的情況，價(jià)值投資理念不強(qiáng)。 鑒于這種情況，對國內(nèi)投資者必須加大投資教育的力度， 讓國內(nèi)投資者清醒地認(rèn)識到風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系。 融資融券交易制度除了能夠穩(wěn)定市場， 使信息更加充分反映之外，還存在另外一種效應(yīng)，即加大了投機(jī)杠桿，助漲殺跌。由于當(dāng)前融資融券機(jī)制在我國處于起步階段，并不是所有投資者都能參與，特別是中小散戶，而主要是風(fēng)險(xiǎn)控制能力較強(qiáng)的機(jī)構(gòu)投資者， 從而并未對股市產(chǎn)生大的沖擊。但隨著投資門檻的降低，會有越來越多的投資者參與其中，因此，投資者教育是一項(xiàng)需要在這個(gè)過程中逐漸加大力度的工作。比如，嚴(yán)格把關(guān)開戶和簽約環(huán)節(jié)，向客戶明確告知其中的風(fēng)險(xiǎn)、權(quán)利和義務(wù)等；多渠道地向客戶普及業(yè)務(wù)知識，宣傳相關(guān)法規(guī)；交易所、登記結(jié)算公司等需加大宣傳講解力度，及時(shí)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)提示等。

[1] Figlewski, Stephen and Gwendolyn P Webb. Options, Short Sales and Market Completeness[J]. Journal of Finance, 1993(48)： 761-777.

[2] Woolridge, J.R. and A.Diekinson. Short-selling and Common Stock Price [J]. Financial Analysts Journal. 1994, January/February： 20-28.

[3] 郭偉杰.賣空機(jī)制對股價(jià)收益率波動性的影響——基于A+H 股公司股價(jià)收益率的實(shí)證研究[J].現(xiàn)代商業(yè)，2008，（10）：29-30.

[4] Hong, Harrison and Jeremy C. Stein. Differences of Opinion,Short-sales Constraints and Market Crashes [J]. 2003(16)：487-525.

[5] 陳淼鑫，鄭振龍.賣空機(jī)制對證券市場的影響：基于全球市場的經(jīng)驗(yàn)研究[J].金融研究，2008，（12）：73-81.

[6] Charoenrook, A. and H. Daouk. A study of market-wide short-selling restrictions[R].2005, Working Paper： 88-110.

[7] Gikas A. Hardouvelis. Margin requirements and stock market volatility [J].Federal Reserve Bank of New York, 1989,March 6：112-141.

[8] Lee an d Yoo. Margin Requirements and Stork Market Response： Further evidence from the US and specified Basin Countries[J]. Review of Financial Economies, 1993, Fall： 109-128.

[9] 施文雅.融券制度與股票市場波動性的研究[D].武漢：華中科技大學(xué)碩士論文，2007.

[10] 廖士光，楊朝軍.賣空交易機(jī)制、波動性和流動性——一個(gè)基于香港股市的經(jīng)驗(yàn)研究[J].管理世界，2005，（12）：6-13.