卖空与优惠券价格发现：来自A股市场的实证证据_股票论文

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      卖空业务在世界主要金融市场已经开展了多年，国外对于卖空的研究广泛而又深刻，卖空对于市场效率特别是对于价格效率的影响长期是金融领域研究的热点(Chang等，2007)[9]。卖空对于资本市场的影响一直争议不断，世界不同资本市场对于卖空的监管态度也不尽相同。过去400多年的卖空发展历史，卖空投资者被认为引致股票市场下跌而遭受责备，很多市场参与者呼吁对卖空进行限制。最早在1610年，卖空被归咎于造成东印度公司的股价下跌，应东印度公司的请求荷兰政府颁布法律禁止了卖空，但是这部法律受到了广泛的嘲讽，荷兰政府最终于1689年宣布废除了这部法律代为向卖空所得征税(Angel，1997)[22]。不过，关于卖空到底提高还是降低了股价崩盘风险，是阻碍还是提升了股市的价格发现功能，是加剧还是减缓了市场波动等议题，至今仍尚未形成一致结论(Bris等，2007)[3]。尽管学界的研究结论存在争议，在金融危机等特殊时期卖空交易也频繁受到限制，但是世界主要资本市场在大多数交易时间内仍然允许卖空，双向交易已成为资本市场的基本制度，乃资本市场的普遍选择(陈晗和王霖牧，2012)[31]。中国资本市场于2010年3月开始引入股票卖空制度，从此结束了A股长期以来的单边做多市场，至今中国A股市场融券卖空业务持续时间已逾4年，期间卖空标的股经过多次扩容已达900只，占沪深A股上市公司总数的3成多。那么，中国融券卖空制度的推行是否有助于提升股票市场的价格发现功能？融券卖空如何影响股票收益率分布？国外成熟资本市场研究得出的结论是否也适用于中国A股市场？这一系列问题的解答具有较强的理论与现实意义，因此，本文希望用中国资本市场融券卖空数据对上述问题进行系统深入研究，以期发现融券卖空制度的推行对沪深A股市场产生怎样的影响。

      尽管国内已有不少研究A股市场融资融券业务的文献，与以往研究不同的是，本文主要基于融券卖空和异质信念视角考察融券卖空业务的价格发现功能和对股票收益率分布的影响，利用沪深A股数据对Miller(1977)[16]提出的卖空限制会导致股票价值高估经典理论进行实证检验，研究结果发现：融券卖空实施后卖空标的股累积超额收益率出现了显著下降，实证结果基本支持Miller(1977)[16]的理论，不过累积超额收益率与异质信念的回归结果不支持Miller(1977)[16]的理论假说。本文研究具有如下贡献：首先，本文丰富了关于融券卖空价格发现效率研究的文献。国内尚未有文献专门利用融券卖空数据门研究A股市场融券卖空的价格发现功能，本文首次利用中国资本市场全部的融资融券标的卖空数据，系统研究了融券卖空在整个存续期的价格发现效率和对个股收益率分布的影响，利用事件研究法直接检验了上市公司股票纳入卖空标的前后价格的变化，为融券卖空对股票价格影响提供了新的经验证据，丰富了国内研究融券卖空的文献；其次，本文是迄今为止最长时间跨度和最大股票样本的研究。现有的研究主要基于融资融券首批标的90只股票样本，时间跨度也较短，但随着融券交易的持续推进，融券标的已经经过多次扩容，本文首次将融券标的全部样本和整个存续期交易数据纳入研究范围，实证结果更显稳健；再次，本文考察了融券卖空约束解除后A股异质信念程度对股价的影响，得出的结论并不支持Miller的假设，为异质信念对股价影响研究提供了新的证据。

      文献回顾与研究假设

      Miller(1977)[16]指出，在卖空交易受到限制的市场环境中，股票价格主要反映投资者对股价持有的乐观情绪，因而存在价格高估偏误，这种价值高估的观点主要基于以下两种情形：(1)卖空受限制或者卖空产生成本；(2)投资者对股票价值持有异质信念或异质信息。Miller这种观点背后的隐喻显而易见：卖空受限时悲观投资者被排斥在市场之外，导致负面信息不能及时反映在股票价格中，乐观的投资者的买价会高于市场所认可的公允价格(Chang等，2007)[9]。当然，这与有效市场理论的观点矛盾，有效市场理论认为价格应充分反映所有的有用信息(Fama，1970)[17]。后来的学者对于Miller的理论进行了广泛的检验与讨论，大量学者得出的研究结论支持Miller的观点，不过也有学者得出的结论与Miller的观点不符。

      Jarrow & Robert(1980)[23]最早对Miller的观点提出质疑，Jarrow & Robert通过引入单期均值方差模型，得出的结论认为：在异质信念假设下，当两个类似的市场如果只是存在允许卖空和不允许卖空差异，总需求存在卖空限制的股票市场的风险资产价格可能高于或低于允许卖空市场的同类资产的价格；不过，如果对未来价格的协方差矩阵持有同质信念，则卖空限制只会提高风险资产价格，这与Miller(1977)[16]的观点并不相符。此外，Diamond等(1987)[14]通过建立理性预期模型，得出的结论认为卖空限制条件下股票价格对于负面私人信息的调整速度要慢于其对正面私人信息的调整速度，但是他认为在理性市场，交易者会考虑到卖空限制的影响进而相应调整其投资策略，所以总体上股票价格高估不会存在，该结论与Miller的观点不同；不过Diamond等(1987)[14]模型的假设异常严格，其引入了一个具备完美知识且风险中性的做市商，假设其在连续的交易中能进行贝叶斯估计。

      尽管部分学者的研究结论与Miller(1977)[16]的假设不符，大部分学者的研究结果仍支持Miller(1977)[16]的观点。Figlewski & Stephen(1981)[19]通过引入标准的一期模型，结果发现：持有负面信息的投资者在卖空限制下，超额需求真实存在且均衡价格会高于不存在卖空限制时的均衡价格，这与Miller(1977)[16]的观点相符。Jonesa & Lamontb(2002)[25]研究了股票卖空成本与股票收益间的关系，发现卖空成本较高的股票价值被高估，随后的收益也更低，同样支持Miller的价值高估假说。Chang等(2007)[9]则通过对香港资本市场股票卖空限制前后的价格效应分析，发现卖空限制会导致股票价值高估，并且投资者存在更广泛异质信念的时候股票价值高估程度更高，这与Miller(1977)[16]的直觉一致；Chang等(2007)[9]还发现在允许卖空的情况下个股收益体现出更高的波动性和更小的正偏度。Saffi & Sigurdsson(2011)[26]利用全球26个股票市场的数据研究了卖空限制下的价格效率，结果发现限制融券和提高借券费用时股票价格对市场冲击的反应变慢，卖空限制对股票的周收益分布产生轻微影响，偏度提高，不过并没有导致更少的极端的负收益，这与Miller(1977)[16]和Chang et al.(2007)[9]的结论基本相符。

      很多学者利用美国股票市场的数据实证检验了卖空限制对个股价值高估的影响，这些研究采用了不同的衡量卖空程度的度量指标。大部分学者采用卖空余额或是卖空余额的变化作为衡量卖空程度的代理变量(如Arnold等，2005；Asquith等，2004；Brent等，1990；Dechow，等，2001；Dither等，2009；Figlewski & Stephen，1981；Sefieddine & Wilhelm，1996；Senchack & Starks，1993；Woolridge & Dickinson，1994)[2][4][7][13][15][19][27][28][30]；也有学者将引入期权作为卖空限制放松的代理变量(如Figlewski & Webb，1993；Danielson & Sorescu，2001)[18][11]；Jones and Lamont(2002)[25]则使用借券费用作为卖空限制程度的代理变量；D'Avolio(2002)[12]使用中间机构的股票供给和借贷成本作为融资约束的工具变量，以上大部分的研究结论仍支持卖空限制会导致股票价格高估。

      2007-2009年金融危机过程中世界很多金融市场限制了股票卖空业务，后来很多学者对该时期卖空限制对价格发现效率造成的影响进行了深入研究。Bris等(2007)[3]利用全球46个股票市场数据实证检验卖空限制是否影响价格发现速度，结果发现在允许股票卖空的市场负面消息更易影响股票价格，这也意味着卖空限制将影响个股的价格发现效率，这与Saffi & Sigurdsson(2011)[26]和Boehmer & Wu(2009)[5]的研究结论一致，他们都认为股票卖空能提高市场价格的信息效率。Beber & Pagano(2013)[1]利用30个国家的数据研究金融危机期间卖空限制对市场流动性、价格发现效率和股票价格的影响，结果发现卖空限制延缓了价格发现功能，尤其是在熊市行情中。

      随着国内卖空机制的引入，研究卖空的文献日益丰富。廖士光(2011)[33]基于标的证券确定与调整视角，利用事件研究法得出的实证结果表明融资融券未能发挥价格发现功能；许红伟和陈欣(2012)[34]的实证结果也表明融券卖空的定价效率仍然较弱，允许卖空后股价崩盘的概率显著降低。杨德勇和吴琼(2011)[35]利用事件研究法得出的结论认为融资融券能起到一定平抑个股波动性作用，并提升了个股流动性；翟爱梅和钟山(2012)[36]利用双重差分法分别考察了融资融券交易对于股市波动性的影响，实证结果表明金融危机前后卖空对于股票波动性的影响不同，金融危机前，卖空能有效抑制股票价格波动；金融危机中，卖空则加剧股票价格波动；金融危机后，卖空对股票波动性影响不显著。以上学者对中国卖空机制研究都基于中国融资融券制度推出不久期间，研究样本也主要基于首次所确定的90只融资融券标的股，有限的数据样本和短暂的交易期间得出的研究结论很可能失去统计的稳定性和可靠性，也不足以推断出一般性的结论，如今A股市场的标的股票已经扩展到700只，交易存续时间已逾4年，理所当然，利用融资融券交易的整个存续期内全部融券卖空标的数据检验其价格发现效应将更显稳健。

      基于以上相关理论分析，本文提出以下两个主要研究假设：

      假设一：融券卖空推行后股价会下跌。

      根据Miller(1977)[16]的价值高估理论和Figlewski & Stephen(1981)[19]等卖空受限下的乐观模型，卖空限制条件下，股票价格更多的是反映乐观投资者的信息，超额需求存在，股价会被高估，这也意味着，假设其他条件不变，卖空限制取消或者卖空推行后，悲观投资者的负面情绪可以有效反映在股票价格中，股价会趋于下跌，因此，在事件日附近融券卖空标的股票将期望取得负的超额收益(Chang等，2007)[9]。

      假设二：卖空限制的价值高估程度与信念的异质程度正相关，投资者信念异质程度越高，卖空限制解除时股票价格下跌幅度越大。

      根据Miller(1977)[16]价值高估理论的第二个条件，当投资者对一只特定股票的看法越分化时，最乐观投资者对该股票的估值与所有投资者的平均估值(假设为股票的公允价值)间的偏差会越大，则股票价值高估的程度越高。针对本文的研究假设意味着，允许融券卖空前投资者异质信念程度越高，则股票价值高估越严重，相应融券卖空事件日附近会出现更大幅度的负的超额收益，因此，如果把超额收益对代表异质信念程度的工具变量进行回归，回归系数应该为负(Chang等，2007)[9]。

      融券卖空的定价效率研究

      一、研究样本

      不同于以往的小样本研究，本文选取自2010年3月31日—2014年6月30日所有融券卖空标的股作为研究样本。融券卖空最初的标的为90只股票，历经三次扩容后，融券卖空标的股票有700只(不计5只ETF)，历次调整详情见表1，期间还有多次小范围标的股票的调整，在表1中未详细列示，最终从数据库中总共获得的历史融券卖空标的股样本数751只(不含ETF)。本研究所有融资融券交易数据和大盘指数数据都来自国泰安数据库。本文实证结果都通过stata12.0实现。

      二、研究设计

      为检验价值高估假说，需要对融券卖空事件日前后的股票价格变化进行对比分析。在此，借鉴Brown等(1985)[8]和Chang等(2007)[9]的方法，采用超额收益(ARs)和累积超额收益(CARs)两个指标来进行度量。

      借鉴Chang等(2007)[9]的做法，采用两种方法来计算超额收益和累积超额收益。第一种方法为基于市场模型(Market-Model)的普通最小二乘法(OLS)，定义公式如下：

      

      

      其中，

是股票i在t天的收益；

为A股股票指数收益率，融资融券标的股中上海证券交易所上市股票用上证综合指数的对数收益率，深圳证券交易所主板上市股票用深圳成份指数对数收益率，创业板上市股票用创业板指数对数收益率；

分别为股票日收益率

对股票指数日收益率

通过OLS回归得到的系数和斜率；

则为基于市场模型计算得到的超额收益，即为基于市场模型估计得到的期望收益与实际收益之差；

为介于事件窗

间的累积超额收益。

      第二种估计超额收益和累积超额收益的方法借鉴Brown等(1985)[8]的市场调整模型(Market-adjusted Model)，定义公式如下：

      

      

为第t日股票i实际收益率与市场指数收益率之间的差额，

为事件窗

间的累积超额收益。

      三、价值高估检验

      表2和表3列示事件日附近的超额收益率均值和累积超额收益率均值的显著性，均值系数的显著性检验结果通过回归法得到。为避免离群值对结果造成偏误，超额收益率和累积超额收益率都经过缩尾处理，根据Cowan & Sergeant(2001)[10]发现3个标准差的缩尾处理的参数检验效果要好于2.5，3.5或4个标准差的缩尾处理，因此本文对数据采用3%的缩尾处理。

      参照Danielsen等(2001)[11]和Chang等(2007)[9]的做法，在此事件日选择卖空交易正式开始实行的日期，而不是融券卖空公告日。本文采用的估计窗口为250天，估计窗口低于150天的样本将被删除，事件窗口观测值少于21天的样本也被删除，最后共获得558家公司样本。

      表2列示市场模型和市场调整模型事件日和事件日前后10个交易日的超额收益率参数检验的显著性，事件日当天市场模型回归得到的系数为-0.0013，符号为负，符合假设预期，不过P值为0.1889，不具备统计上的显著性；基于市场调整模型在事件日回归得到的系数也为负，但是P值也较大，同样不能显著拒绝不存在价值高估的原假设。这意味着我国A股市场融券做空机制的推行虽然导致股票价格有所下降，但并不显著，实证结果没有强烈支持Miller(1977)[16]的观点。

      基于市场模型事件日随后的10个交易日，符号为负的只有3个交易日，并且只有1个交易日的系数在10%水平下显著，不过事件日前10个交易日有6个交易日的系数符号为负；市场调整模型中事件日后的10个交易日中有5个交易日的超额收益率系数为负。

      表3列示事件日附近累积超额收益率均值参数检验的显著性。在市场模型中，事件日前10个交易日的累积超额收益率系数为负，但是在10%水平下也不显著；事件日及其随后的10个交易日的累积超额收益率系数为正，并且在1%水平下显著；事件日及其随后的连续20个交易日的累积超额收益率的系数为正，不过统计上不显著；以上数据表明在事件日及其随后连续20个交易日内市场对于股票卖空的反应并未和预期的设想一致，卖空制度推行后，股票价格并未立即出现大幅下跌，投资者对于融券卖空这一新的投资工具仍处于适应阶段，这也意味着这段期间A股的交易数据并不支持研究假设1。不过在事件日及其随后连续30个交易日和连续50个交易日的累积超额收益率的系数都为负，且分别在1%和10%水平下显著，这也意味着若考察事件日随后更长交易期间的累积超额收益率，研究结果仍支持研究假设1，而基于市场调整模型的结果从事件日及其随后的20个交易日、30个交易日和50个交易日累积超额收益率的系数都在1%水平下显著为负，这更有力地支持研究假设1。因此，我们认为A股市场的实证结果基本支持卖空限制导致股票价值高估的理论假设。

      

      

      

      图1 事件日前后超额收益率和累积超额收益率走势图

      注：第0天为事件日，-N代表事件日前第N个交易日，N代表事件日后第N个交易日

      图1为基于市场模型的事件日前30个交易日至事件日后60个交易日的超额收益率和累积超额收益率均值的走势图，累积超额收益率的最低值出现于事件日后的第27个交易日，该天的累积超额收益率回归系数为-0.0176，P值为.0003。超额累积收益率均值的走势显示：事件日前的第30个交易日至前15个交易日股票价格持续上升，事件日前的第5个交易日开始股票价格会小幅下跌，事件日后的第5个交易日开始股价又持续上涨，在事件日后的第10个交易日累积超额收益率均值到达一个正的最高值，该天累积收益率回归系数为0.0490，P值为0，随后累积超额收益率持续下跌，第27个交易日达到最低值，随后的30个交易日累积超额收益率基本在0附近徘徊。

      四、稳健性检验

      尽管有大量文献将公告日作为事件日，本文所确定的事件日为融券卖空开始实施的日期，主要是为考察股票从卖空限制到卖空实施转变后这种卖空制度变化本身真正给股票价格变化带来的效应，而不是允许卖空消息公告所带来的影响(Chang等，2007)[9]。同时为了更加全面地考察融资融券标的股消息公布后市场所带来的影响，在此也对公告日前后10个交易日的超额收益率和累积超额收益率数据进行分析。实证结果(限于篇幅未在文中列示)表明卖空标的股票价格的变化对于卖空标的股的消息的公布并没有产生较大的反应，这也意味着股票价格的变化主要来自卖空限制解除事件本身而不是卖空标的信息的公布，这与前文的研究结论一致。

      异质信念与价值高估

      一、变量说明与描述统计

      根据Harris & Raviv(1993)[19]、Shalen & Catherine(1993)[29]和Chang等(2007)[9]等的观点，投资者异质信念的合适工具变量有如下两个：第一个工具变量为股票日收益率的标准误，本文参照Chang等(2007)[9]的做法，估计窗口选事件日前的第280个t交易日至事件日前的第30个交易日，用Return[，raw]表示；第二个工具变量为基于市场模型的日超额收益率的标准误，估计窗口同样选事件日前的第280个交易日至事件日前的第30个交易日，用Return[，ab]表示。根据Shalen & Catherine(1993)[29]、Jones & Charles(2003)[24]、Danielsen & Sorescu(2001)[11]、Boehme等(2006)[6]和Chang等(2007)[9]等观点，交易量也被认为是异质信念的工具变量，因此本文将股票日交易量与股票流通市值的比率作为异质信念的第三个工具变量，取每只股票事件日前的第280个交易日至事件日前的第30个交易日该比率的均值，用Turnover表示。因变量选取股票事件日与随后60个交易日累积超额收益率的平均值，用CAR[m]表示。

      二、回归结果与解释

      为检验前文的假设2，用累积超额收益率分别对异质信念的工具变量进行回归，表5的回归结果显示：虽然系数都显著地异于0，但回归得到的系数符号都为正，这与研究假设2的预期相反，实证结果不支持研究假设2，表明A股市场在卖空制度推行后，异质信念的程度并没有导致股价的大幅下跌，这与Chang等(2007)[9]对香港市场的研究结论并不一致，这主要基于A股市场交易的特殊性。虽然融资融券交易的存续时间已逾4年，但融资买空交易占据绝对统治地位，融券交易余额长期低于融资融券余额的5%，市场融券机会极其有限，并且参与主体以机构为主，散户因为专业知识的局限和习惯做多思维的影响较少参与融券卖空交易，和发达资本市场相比，市场参与主体较为单一，导致在融券卖空上的异质信念程度显著降低，因此得出的实证结果并不支持研究假设2。

      三、回归结果稳健性分析

      

      从上文的回归结果看，累积超额收益率对代表异质信念的三个不同工具变量的回归结果都为正，且都高度显著，表明模型实证结果具有较强的稳健性，多方面提供了充分的经验证据与研究假设2不符。

      融券卖空与股票收益分布

      为考察A股市场融券卖空推行后对股票收益分布的影响，本文将对融券卖空事件日前后的股票收益分布特征进行分析。尽管卖空历史悠久，但是卖空到底是有利于市场稳定还是加剧市场波动尚未形成定论(Chang等，2007)[9]。根据Hong & Stein(2003)[21]的观点，异质信念和卖空限制会阻止市场对利空消息快速反应，这将容易导致股价崩盘，而一旦卖空限制解除，股票市场出现极端负收益率的频率将减少，股票收益率偏度的负偏程度也将降低，这样股价崩盘的可能性显著降低。不过Bris等(2007)[3]对限制卖空和允许卖空国家的股票周收益率偏度和极端值频率进行实证研究发现：在没有实施卖空或禁止卖空的市场的股票收益率的负偏程度更低，这些市场个股收益间的偏度差异也不显著，这与Hong & Stein(2003)[21]的观点不一致，Chang等(2007)[9]利用香港资本市场得出的研究结论也主要支持Bris等(2007)[3]的结论。

      为充分比较事件日前后股票收益率的变化，本文选择事件日前第280个交易日至事件日前第31个交易日作为事件日前的估计窗口，事件日后第31个交易日至第280个交易日作为事件日后的估计窗口。如果股票样本在事件日前或事件日后没有250个交易日，则最少要求有150个交易日，不满足条件的股票样本将被剔除，最终获得524家公司样本。在估计窗口内对股票日收益率的偏度系数、波动率和极小值进行估计，所有样本反映这些特征的均值和中位数在表6中报告，然后对事件日前后反映这三个特征的数据差异的显著性进行检验，分别对参数进行t检验、符号检验和秩和检验，其中t检验和符号检验都为双边检验。

      本文的偏度系数直接由stata12.0软件中的统计命令计算得到。表6的数据显示：卖空制度实施后，股票日收益率和股票日超额收益率的负偏程度较股票允许卖空前都大幅降低，允许卖空前股票日收益率的偏度系数均值为-1.6088，允许卖空后股票日收益率的偏度的均值上升到-1.164，t值为-2.4614，在5%水平下显著；股票日超额收益率的偏度系数均值也从卖空实施前的-1.5688上升到卖空实施后的-1.045，t值为-2.6078，在1%水平下显著，不过符号检验和秩和检验都不显著。

      

      二、收益波动性

      表6中关于事件日前后的股票日收益率和股票日超额收益率的标准差数据显示：卖空制度实施后，个股收益率的波动性出现显著下降，允许卖空前，股票日收益率的标准差均值为0.0313，允许卖空后股票日收益率的标准差均值下降为0.0276，股票日收益率的中位数也同样出现显著下降，t值为6.4208，在1%水平下显著，符号检验和秩和检验的P值都为0；股票日超额收益率也同样在卖空实施后出现显著下降，实证结果表明融券卖空制度的推行降低了个股收益率的波动性，该研究结论与Chang等(2007)香港市场数据的研究结论相反。因此，本文的研究结果说明A股市场融券卖空制度的推行不但没有加剧个股收益的波动，反而有利于提升个股收益率的稳定性，最终也将有利于促进整个股市的稳定。

      三、股价崩盘

      本文对事件日前后估计窗内的极端负股票日收益率的分布情况进行报告，参照Chang等(2007)[9]的做法，个股日收益率若低于其均值的两倍标准差作为极端值处理。表6数据显示：股票日收益率呈现极端负值的均值和中位数的绝对值在融券卖空推行后都有显著下降，该实证结果与前文偏度的负偏程度降低的实证结果一致，表明A股市场融券卖空推行后降低了股价崩盘的概率，本文结论与Bris等(2007)[3]、许红伟和陈欣(2012)[34]的研究结论一致。

      本文实证检验了中国沪深A股融券卖空制度推行后的价格发现效应。根据Miller(1977)[16]的价值高估理论，建立两个研究假设：(1)因为投资者间异质信念的存在，卖空限制会导致股票价格向上偏误，因此，卖空实施后，股票价格承压，股票收益率期望为负；(2)投资者异质信念程度越高，卖空限制条件下股票价值高估越严重。参照Chang等(2007)[9]的实证经验方法，利用沪深A股自2010年以来的所有融券卖空标的数据对以上的两个理论假设进行检验，结果发现：基于市场模型的数据，融券卖空事件日及其随后20个交易日的累积超额收益系数为正，与预期相反，不过融券卖空事件日及其随后30个交易日和随后50个交易日的累积超额收益率系数为负，统计上也较为显著；基于市场调整模型的实证结果则更显著。融券卖空推行后，信息传递效率提高，负面消息能及时有效反映在股票价格中，从而降低股票价值高估程度，实证结果基本支持Miller(1977)[16]的理论；同时利用事件日后的累积超额收益对异质信念的代理变量进行回归，得到的回归系数符号与预期相反，A股市场的实证结果不支持研究假设2。

      本文还利用个股交易数据检验了融券卖空对股票收益分布的影响，结果发现：融券卖空实施后，显著降低了个股收益率的负偏程度，个股收益的波动性也显著降低，股票价格大幅下跌的频率也得到明显改善，实证结果表明融券卖空制度的推行有利于A股市场的稳定。

      融资融券交易制度的推出完善了A股市场的双向交易制度，有利于降低个股价格的波动性，但是目前证券公司融券资源非常有限，导致融券卖空的交易额占比过低，面临融资和融券业务发展不平衡等主要问题(崔媛媛等，2010)[32]，卖空机制作用的发挥受到制约，因此，A股市场还应继续完善融券卖空交易制度设计，降低卖空交易成本和交易门槛，扩大融券卖空标的范围，继续推动转融券业务的发展，以此提高融券卖空交易量和增加卖空交易参与主体，以达到提升融券卖空交易的价格发现效率的目的。

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