信用交易與投資者行為:對(duì)“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”的再思考*

李合怡 貝政新

引 言

特質(zhì)波動(dòng)率是公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)。經(jīng)典的資產(chǎn)定價(jià)理論認(rèn)為，不考慮交易成本等因素，理性投資者會(huì)充分分散非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，公司的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)不影響資產(chǎn)均衡定價(jià)。然而現(xiàn)實(shí)中大量證據(jù)表明投資者的分散化常常是不充分的，許多投資者根本不參與重要的金融市場(chǎng)，例如持有單一股票或不持有債券。在這一情形下，按照風(fēng)險(xiǎn)收益對(duì)等原則，投資者承擔(dān)了不能充分分散的公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，將要求更高的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)該對(duì)應(yīng)更高的預(yù)期收益。但Ang A．，Hodrick R．J．和Xing Y．(2006)①研究發(fā)現(xiàn):高特質(zhì)波動(dòng)率的股票未來收益率更低，即滯后一期的特質(zhì)波動(dòng)率與收益率負(fù)相關(guān)，這一結(jié)論在23個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家金融市場(chǎng)普遍存在，這一現(xiàn)象被稱為“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”。

個(gè)股的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)并不是近年來才被提及，Merton(1987)②構(gòu)建了基于不完全信息的資本市場(chǎng)均衡模型，在這一框架中由于市場(chǎng)摩擦和不完全信息，投資者無法充分分散公司的個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)，因此對(duì)高特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的股票要求更高的回報(bào)。Goyal和Santa－Clara(2003)③研究發(fā)現(xiàn)滯后的股票平均波動(dòng)率與預(yù)期收益顯著正相關(guān)，而市場(chǎng)組合的波動(dòng)率對(duì)收益的預(yù)測(cè)能力很弱。除此之外，Cao X．Y．和Xu Y．(2010)④從特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)期限的角度入手，認(rèn)為現(xiàn)有研究得到的特質(zhì)波動(dòng)率與股票預(yù)期收益之間或正或負(fù)的相關(guān)系數(shù)，取決于提取的特質(zhì)波動(dòng)率屬于長(zhǎng)期部分還是短期部分，長(zhǎng)期特質(zhì)波動(dòng)率與預(yù)期收益正相關(guān)，而短期部分與股票預(yù)期收益負(fù)相關(guān)。

結(jié)合中國(guó)股票市場(chǎng)的數(shù)據(jù)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于這一現(xiàn)象的解釋也未形成一致的結(jié)論。左浩苗等(2011)⑤采用了三種特質(zhì)波動(dòng)率的度量方法，三種方法均證明我國(guó)股票特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面收益存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并認(rèn)為賣空限制的交易規(guī)則和投資者異質(zhì)信念對(duì)特質(zhì)波動(dòng)率之謎有額外的解釋效力。史永東等(2012)⑥從市場(chǎng)層面研究了特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)市場(chǎng)收益的預(yù)測(cè)能力，將流通市值加權(quán)的股票平均波動(dòng)率的自回歸殘差項(xiàng)作為特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的間接衡量指標(biāo)，實(shí)證得到特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)與預(yù)期市場(chǎng)超額收益正相關(guān)。鄭振龍等(2013)⑦研究了中國(guó)A股市場(chǎng)上特質(zhì)偏度與預(yù)期收益率的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)在控制了預(yù)期特質(zhì)偏度之后，特質(zhì)波動(dòng)率與預(yù)期收益之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系不再顯著，從而證明了特質(zhì)偏度中隱含了一部分特質(zhì)波動(dòng)率的信息。

正如Fischer Black(1972)⑧所述，CAPM成立的三個(gè)假設(shè)條件:(1)投資者遵循均值——方差效用函數(shù);(2)資產(chǎn)收益呈正態(tài)分布;(3)投資者無約束地以無風(fēng)險(xiǎn)利率借貸資金。以假設(shè)(3)最為嚴(yán)苛，現(xiàn)實(shí)世界中，投資者往往面臨著融資約束，如保證金約束和杠桿使用的限制。但這一現(xiàn)實(shí)與理論的偏離也為我們解釋特質(zhì)波動(dòng)率與收益率負(fù)相關(guān)關(guān)系提供了一個(gè)思路:高特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)卻換來低的收益，是什么因素驅(qū)使投資者追隨高特質(zhì)波動(dòng)率的股票，從而導(dǎo)致相對(duì)較低的預(yù)期收益?是否與投資者在有限使用杠桿條件下，偏好高風(fēng)險(xiǎn)證券，過度投資高風(fēng)險(xiǎn)證券來替代杠桿的使用而博得高收益的投資行為有關(guān)?

本文也將圍繞這一思路對(duì)“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”進(jìn)行再檢驗(yàn)。文章共分為五個(gè)部分:第二部分基于Fama三因素模型提取特質(zhì)波動(dòng)率;第三部分探討我國(guó)股票市場(chǎng)組合的特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面預(yù)期收益之間的關(guān)系;第四部分采用二位分組的方法，嘗試為“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”提供一定的理論和實(shí)證支持;第五部分對(duì)全文進(jìn)行總結(jié)。

本文的貢獻(xiàn)在于(1)在融資限制的條件下，對(duì)投資者行為進(jìn)行研究，嘗試解釋特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面收益之間的關(guān)系;(2)由于特質(zhì)波動(dòng)率往往存在持續(xù)性的特征，本文也從時(shí)間序列的角度研究了股票特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系，并檢驗(yàn)了A股市場(chǎng)“融資融券”啟動(dòng)后特質(zhì)波動(dòng)率的變化，進(jìn)一步理解投資者在融資約束下的投資行為。

特質(zhì)波動(dòng)率的提取和度量

基于特質(zhì)波動(dòng)率是否服從隨機(jī)游走過程的判斷，特質(zhì)波動(dòng)率的衡量主要分為兩大類:第一類方法采用滯后一期的特質(zhì)波動(dòng)率作為預(yù)期特質(zhì)波動(dòng)率的代理變量;第二類運(yùn)用時(shí)間序列模型估計(jì)預(yù)期特質(zhì)波動(dòng)率。本文仍然采用Fama－French三因素模型回歸方程的殘差標(biāo)準(zhǔn)差作為特質(zhì)波動(dòng)率的代理變量。

(一)特質(zhì)波動(dòng)率的提取方法

首先對(duì)每一只股票進(jìn)行Fama－French三因素模型回歸，得到股票i月度的回歸系數(shù)，其過程如下:

其中，ri，d表示股票i在第t月d天的收益率;rf，d表示第 d 天的無風(fēng)險(xiǎn)利率;RM，d－ Rf，d，SMBd，HMLd分別表示第d天與整體市場(chǎng)組合相關(guān)、與規(guī)模相關(guān)和與凈值市價(jià)比相關(guān)的收益風(fēng)險(xiǎn)因素;αi，t為第 t月的回歸常數(shù)項(xiàng);βi，m，t、βi，s，t、βi，h，t分別為三個(gè)因子的回歸系數(shù);εi，d為股票 i在 t月 d天的殘差項(xiàng)，殘差項(xiàng)反映了不能由系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)解釋的公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。參考Ang等(2006)的做法，股票i在第t個(gè)月實(shí)現(xiàn)的月度特質(zhì)波動(dòng)率定義為回歸方程(1)殘差的標(biāo)準(zhǔn)差:

其中，N i，t表示股票i在第t月的交易天數(shù)。在隨機(jī)游走的假設(shè)下，將滯后一期的已實(shí)現(xiàn)特質(zhì)波動(dòng)率作為預(yù)期特質(zhì)波動(dòng)率EIvoli，t的代理變量:

(二)數(shù)據(jù)樣本

本文選取2000年1月1日至2014年12月31日，滬深A(yù)股股票作為研究樣本。剔除上市首日、復(fù)牌首日無漲跌幅限制的交易日數(shù)據(jù)，以及上市時(shí)間過短的127支股票，得到樣本股票3798支，共180個(gè)月。由于金融行業(yè)的經(jīng)營(yíng)模式和財(cái)務(wù)報(bào)告與其他行業(yè)相比存在特殊性，本文也剔除了金融板塊股票。所用數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，F(xiàn)ama三因素日度數(shù)據(jù)來自銳思金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)數(shù)收益率，無風(fēng)險(xiǎn)利率在2002年8月7日之前采用一年期銀行存款利率，2002年8月7日起采用一年期央行票據(jù)的票面利率。

經(jīng)過多年的籌備，我國(guó)于2010年3月31日正式開通融資融券交易，融資融券業(yè)務(wù)正式啟動(dòng)。首批融資融券標(biāo)的股票共90支，截止至2014年12月31日，可融資融券的股票數(shù)量達(dá)到914支，A股融資余額逐月遞增。這一新的觀測(cè)窗口，為本文檢驗(yàn)特質(zhì)波動(dòng)率是否存在新的表現(xiàn)形式和可能的解釋提供了契機(jī)。變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示:

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

組合的特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面預(yù)期收益

(一)Fama－MacBeth橫截面回歸

在研究股票收益率與定價(jià)因子在橫截面的關(guān)系方面，比較常用的方法是 Fama－MacBeth(1973)⑨回歸。這一回歸分析方法的主要思路是，把三因素的敏感度以及其他影響橫截面預(yù)期收益的因素 Xi，t－1作為解釋變量加入到回歸模型中，檢驗(yàn)在排除了這些因素以后股票特質(zhì)波動(dòng)率對(duì)橫截面預(yù)期收益的影響。如果股票特質(zhì)波動(dòng)率是橫截面預(yù)期收益的定價(jià)因素，首先在統(tǒng)計(jì)上應(yīng)該是顯著的，如果γ1t的符號(hào)為正，則股票特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面預(yù)期收益存在正相關(guān)關(guān)系，否則股票特質(zhì)波動(dòng)率就與橫截面預(yù)期收益負(fù)相關(guān)。具體的回歸方程如下:

其中，EIvoli，t表示股票 i在第 t月的期望特質(zhì)波動(dòng)率;^βi，m，t、^βi，s，t、^βi，h，t分別為(1)式中市場(chǎng)因子，規(guī)模因子和價(jià)值因子的回歸系數(shù);Xi，t－1代表對(duì)橫截面預(yù)期收益率產(chǎn)生影響的其他因素。本文采用GMM方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，用 Newey和 West(1987)的方法修正t統(tǒng)計(jì)量。在橫截面數(shù)據(jù)得到γkt的估計(jì)值^γkt的基礎(chǔ)上，計(jì)算其均值、方差及t統(tǒng)計(jì)量來判斷因素對(duì)橫截面收益率的影響。

為了更為準(zhǔn)確地估計(jì)特質(zhì)波動(dòng)率對(duì)超額收益率的邊際影響，(4)式 Xi，t－1表示的控制變量包括:

1．規(guī)模(ME)和賬面市值比(BE/ME)

規(guī)模因素是指公司市值，即流通股股價(jià)與數(shù)量的乘積。規(guī)模效應(yīng)最早由Banz(1981)揭示，他的實(shí)證研究表明小公司的收益高于大公司。規(guī)模和賬面市值比分別代表了公司的市場(chǎng)信息和基本面信息。

2．交易成本(Cost)

一般認(rèn)為，交易成本越高的股票，市場(chǎng)摩擦越大，投資者就會(huì)要求越高的收益進(jìn)行補(bǔ)償。本文采用Lesmond等(1999)的方法衡量交易成本，即用日收益率為零的天數(shù)在一個(gè)月所有交易天數(shù)中所占的比例來度量交易成本。

3．前一個(gè)月收益率(Retu)

Jegadeesh和Titman(1993)認(rèn)為美國(guó)市場(chǎng)存在顯著的中期動(dòng)量效應(yīng)。中國(guó)股市動(dòng)量溢價(jià)的研究結(jié)果與美國(guó)股市的結(jié)果有較大差異，如朱戰(zhàn)宇等(2003)、周琳杰(2002)、馬超群和張浩(2005)發(fā)現(xiàn)在中國(guó)市場(chǎng)只有形成期和持有期在四周內(nèi)的周期策略中存在動(dòng)量異常收益。本文選擇過去一個(gè)月的持有期收益率作為衡量反轉(zhuǎn)效應(yīng)的指標(biāo)。

4．異質(zhì)信念(Turnover)

陳國(guó)進(jìn)等(2009)⑩采用調(diào)整后的換手率和收益波動(dòng)率作為異質(zhì)信念的代理指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)了支持異質(zhì)信念假設(shè)下的資產(chǎn)定價(jià)理論，賣空限制和投資者異質(zhì)信念的共同作用下，資產(chǎn)價(jià)格趨于高估從而降低了未來的收益率。左浩苗等(2011)研究發(fā)現(xiàn)，在控制了代表異質(zhì)信念的換手率指標(biāo)后，中國(guó)股票特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面收益的負(fù)相關(guān)關(guān)系消失。融資融券試點(diǎn)前，我國(guó)證券市場(chǎng)嚴(yán)禁賣空交易，因此，本文以股票月?lián)Q手率作為異質(zhì)信念的替代指標(biāo)。

5．融資約束(Constraints)

在“融資融券”開通前，我國(guó)的股票市場(chǎng)從制度上來說不存在直接的“融資”來源，在實(shí)際操作上，機(jī)構(gòu)的資金來源可能存在杠杠化現(xiàn)象，而大部分投資者面臨著融資約束。融資融券開通后，融資標(biāo)的股不斷增加，截止至2015年4月30日，滬深兩市融資融券標(biāo)的證券共1002支，兩融客戶數(shù)量340．41萬名，累計(jì)信用賬戶數(shù)662．82萬戶，融資買入額占A股交易金額比例達(dá)13．46%。融資保證金比例是指投資者融資買入時(shí)交付的保證金與融資交易金額的比例，根據(jù)上海和深圳證券交易所公布的融資融券交易實(shí)施細(xì)則，融資保證金的計(jì)算公式為:融資保證金比例=保證金/(融資買入證券數(shù)量×買入價(jià)格)×100%，投資者融資買入證券時(shí)，融資保證金比例不得低于50%。

(二)橫截面回歸結(jié)果

表2顯示了特質(zhì)波動(dòng)率作為自變量的月度數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。我們采用滯后1期的實(shí)現(xiàn)波動(dòng)率EIvol表示預(yù)期特質(zhì)波動(dòng)率。各回歸方程均包括規(guī)模ME和賬面市值比BE/ME兩個(gè)控制變量，并逐步增加其他控制變量。如果特質(zhì)波動(dòng)率是橫截面預(yù)期收益率的影響因素，那么EIvol的回歸系數(shù)應(yīng)在統(tǒng)計(jì)意義上顯著。如果EIvol的回歸系數(shù)為正，則特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面預(yù)期收益有正相關(guān)關(guān)系，反之存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表2 橫截面回歸結(jié)果

由表2我們可以看出融資融券開通前后，EI-vo1的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明特質(zhì)波動(dòng)率與股票超額收益率負(fù)相關(guān)，我國(guó)股票市場(chǎng)同樣存在特質(zhì)波動(dòng)率之謎。通過兩階段回歸模型的對(duì)比不難發(fā)現(xiàn)，融資融券業(yè)務(wù)開通后，特質(zhì)波動(dòng)率的系數(shù)略微下降，顯著性降低。各回歸模型中，表示公司規(guī)模的變量系數(shù)顯著為負(fù)，而表示公司價(jià)值的變量系數(shù)顯著為正，這與Banz(1981)、Fama(1992)的結(jié)論大致相同，小公司的業(yè)績(jī)回報(bào)高于大公司，而價(jià)值型股票的預(yù)期收益高于成長(zhǎng)型股票。在模型2、3、4中，我們逐步增加其他控制變量，前一月的收益率、換手率對(duì)橫截面收益率產(chǎn)生顯著影響，而交易成本的回歸系數(shù)不顯著。前一個(gè)月的收益率的系數(shù)顯著為負(fù)，一定程度上支持了我國(guó)股市存在短期的反轉(zhuǎn)效應(yīng)。保證金比例與橫截面收益率顯著負(fù)相關(guān)，表明在基準(zhǔn)保證金比例的基礎(chǔ)上，實(shí)際保證金比例越低，杠桿比率越高，預(yù)期股票的收益率越高。代表異質(zhì)信念的換手率的系數(shù)也顯著為負(fù)，說明高換手率會(huì)導(dǎo)致未來的預(yù)期收益率降低。加入了前一月收益率和換手率指標(biāo)后，特質(zhì)波動(dòng)率系數(shù)的顯著性下降，但仍然顯著為負(fù)，這一現(xiàn)象同時(shí)存在于融資融券開通前后的樣本區(qū)間，說明異質(zhì)信念對(duì)特質(zhì)波動(dòng)率之謎有一定的解釋力。

特質(zhì)波動(dòng)率與融資約束

前美聯(lián)儲(chǔ)主席格林斯潘在針對(duì)上世紀(jì)九十年代末的互聯(lián)網(wǎng)泡沫中公司股價(jià)過高以及市場(chǎng)炒作的現(xiàn)象，提出了“博彩溢價(jià)”(Lottery Premium)的概念。他的這一說法主要指投資者在互聯(lián)網(wǎng)狂熱中對(duì)投機(jī)性更強(qiáng)的股票過多關(guān)注，從而把價(jià)格推高的現(xiàn)象。Statman(2002)?也認(rèn)為股市和博彩一樣屬于“負(fù)和游戲”，平均而言投資者是虧損的。面臨融資約束時(shí)，投資者以小博大的心理或投機(jī)行為的相關(guān)研究對(duì)于我們從理論和現(xiàn)實(shí)兩方面理解股票市場(chǎng)運(yùn)行、投資者行為和制度監(jiān)管有重要意義。

圖1描述了自2010年3月融資融券開通以來，我國(guó)股票市場(chǎng)融資余額和融券余額的變化情況。從理論上來說，融資融券的開通對(duì)于市場(chǎng)有效性的提升主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面:引入賣空機(jī)制和放松融資約束，這兩方面的變化能夠在一定程度上完善交易機(jī)制，增強(qiáng)股票的信息含量，提高股票的定價(jià)效率，并對(duì)股票估值水平和波動(dòng)性產(chǎn)生影響。從圖1不難看出，融資融券開通以來，兩融總體規(guī)模穩(wěn)步攀升，截至2015年6月，兩融余額已突破2萬億，但融券余額始終處于低位，占比不到兩融余額總量的1%，且波動(dòng)性較大。大量文獻(xiàn)針對(duì)賣空限制進(jìn)行了研究，但鑒于我國(guó)融資融券的運(yùn)行情況，本文主要針對(duì)放開融資約束對(duì)特質(zhì)波動(dòng)率的影響進(jìn)行研究。

圖1 融資融券余額(億元)

為了進(jìn)一步論證融資約束對(duì)投資者投資行為的影響，我們采用二維分組的方法。二維分組的意義在于，如果公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)能被其他影響橫截面預(yù)期收益的因素所包含，則以這種因素分組將能夠分散公司特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，再以股票特質(zhì)波動(dòng)率高低分組得到的投資組合平均收益之間將沒有顯著的差別，且每個(gè)股票特質(zhì)波動(dòng)率投資組合的收益率之間應(yīng)不存在顯著的差別。

表3顯示了以特質(zhì)波動(dòng)率分組的組合月平均收益率。第一列和第四列統(tǒng)計(jì)了融資融券開通前后的各組平均預(yù)期特質(zhì)波動(dòng)率，并按由低到高的順序排列。后兩列分別為市值加權(quán)和等權(quán)重的組合平均收益率。在兩種衡量方法下，低特質(zhì)波動(dòng)率的組合平均收益率(組合1)均高于高特質(zhì)波動(dòng)率的組合平均收益(組合5)，這一現(xiàn)象在融資融券開通后仍存在，但組合1與組合5的平均收益之差有所收窄，說明高特質(zhì)波動(dòng)率股票的預(yù)期收益較低這一現(xiàn)象在我國(guó)證券市場(chǎng)同樣存在。

表3 投資組合月平均收益率(%)

表4以前一月保證金比例進(jìn)行二維分組，進(jìn)一步探討信用交易開通后，融資約束的放松對(duì)投資者的投資行為和預(yù)期收益是否產(chǎn)生顯著的影響。市值加權(quán)的組合收益率之差為－0．76%，t檢驗(yàn)不顯著;但等權(quán)重組合的收益率之差為－1．64%，t檢驗(yàn)顯著。這一結(jié)果說明控制了融資約束之后，組合1與組合5的收益率之差顯著性不穩(wěn)定，融資約束對(duì)特質(zhì)波動(dòng)率之謎有一定的解釋力，但仍待進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

表4 以融資約束二維分組的組合月平均收益率

小 結(jié)

針對(duì)投資者博彩或投機(jī)行為的相關(guān)研究對(duì)于我們從理論和現(xiàn)實(shí)兩方面理解股票市場(chǎng)運(yùn)行、投資者行為和制度監(jiān)管有重要意義。與經(jīng)典資產(chǎn)定價(jià)理論的假設(shè)前提不同，現(xiàn)實(shí)世界的投資者往往面臨著融資約束，而融資約束將對(duì)投資者的投資行為和預(yù)期收益產(chǎn)生重要影響。本文延續(xù)這一思路，運(yùn)用Fama－MacBeth回歸方法，檢驗(yàn)了我國(guó)股市特質(zhì)波動(dòng)率的存在性，對(duì)未來收益的可預(yù)測(cè)性。實(shí)證結(jié)果表明，無論在融資融券開通前后，特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面收益的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，我國(guó)股票市場(chǎng)同樣存在特質(zhì)波動(dòng)率之謎。本文進(jìn)一步嘗試從融資約束下的投資者行為角度來解釋為什么投資者偏好高特質(zhì)波動(dòng)率的股票，而導(dǎo)致相對(duì)低的預(yù)期收益，由這一新的角度來解釋“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”。通過對(duì)融資融券開通前后的市場(chǎng)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比。實(shí)證結(jié)果表明:代表異質(zhì)信念的換手率的系數(shù)也顯著為負(fù)，說明高換手率會(huì)導(dǎo)致未來的預(yù)期收益率降低。這一現(xiàn)象同時(shí)存在于融資融券開通前后的樣本區(qū)間，放開賣空限制后，異質(zhì)信念的回歸系數(shù)仍然顯著，說明在部分放開賣空限制的條件下，異質(zhì)信念對(duì)特質(zhì)波動(dòng)率之謎仍有一定的解釋力。以保證金比率二維分組的結(jié)果表明，融資約束對(duì)特質(zhì)波動(dòng)率之謎有一定的解釋力，但仍待進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

融資融券業(yè)務(wù)的啟動(dòng)，結(jié)束了我國(guó)證券市場(chǎng)二十余年缺乏賣空機(jī)制的歷史，也放松了融資約束，旨在進(jìn)一步完善交易機(jī)制，提高股票的信息含量，提升市場(chǎng)的定價(jià)效率，引起了各界的廣泛關(guān)注。從邏輯推演的角度來說，這一制度的推出，為投資者帶來了新的投資理念，交易方法和盈利模式，必然通過投資者行為對(duì)股票價(jià)格的形成產(chǎn)生影響。但是由于在樣本區(qū)間內(nèi)融券余額占比不足1%，波動(dòng)幅度大，融券費(fèi)率較高，融資融券開通后，賣空限制的放開對(duì)于特質(zhì)波動(dòng)率的影響并不顯著。但在融資融券標(biāo)的證券范圍不斷擴(kuò)大，以及不同的市場(chǎng)階段下，放開賣空限制和融資限制對(duì)股票價(jià)格的形成過程會(huì)產(chǎn)生何種影響仍是未來一個(gè)值得研究的方向。

①Ang，A．，Hodrick，R．J．，Xing，Y．，Zhang，X．，2006．The cross－section of volatility and expected returns．Journal of Finance 51:259－299．

②Merton，R．C．，1987．Presidential address:A Simple Model of Capital Market Equilibrium with Incomplete Information．Journal of Finance 42:483－510．

③Goyal，A．，Santa － Clara，P．2003．Idiosyncratic Risk Matters．Journal of Finance 58:975－1007．

④Cao X．Y．，Xu Y．2010．Long－run Idiosyncratic Volatilities and Cross－ sectional Stock Returns．Working Paper，SSRN．

⑤左浩苗、鄭鳴、張翼:《股票特質(zhì)波動(dòng)率與橫截面收益:對(duì)中國(guó)股市“特質(zhì)波動(dòng)率之謎”的解釋》，《世界經(jīng)濟(jì)》2011年第5期。

⑥史永東、李鳳羽、楊云鵬:《特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)與市場(chǎng)收益動(dòng)態(tài)關(guān)系的實(shí)證研究》，《投資研究》2012年第9期。

⑦鄭振龍、王磊、王路砣:《特質(zhì)偏度是否被定價(jià)?》，《管理科學(xué)學(xué)報(bào)》2013年第5期。

⑧Black，F(xiàn)．1972．Capital Market Equilibrium with Restricted Borrowing．Journal of Business 45:444－455．

⑨Fama，E．a(chǎn)nd MacBeth，J．1973．Risk，Return，and Equilibrium:Empirical Tests．Journal of Political Economy 91:607 －636．

⑩陳國(guó)進(jìn)、涂宏偉、林輝:《我國(guó)股票的特質(zhì)波動(dòng)率之謎及基于異質(zhì)信念的解釋》，廈門大學(xué)工作論文，2009年。

?Meir Statman．2002．Consumer Confidence and Stock Returns．Santa Clara University Dept．of Finance Working Paper No．02－02．