票据融资论文范文1
关键词：票据法；新常态；影响
2015年中国经济发展进入了新常态，正在由高速发展进入中高速增长，无论是经济发展方式、经济结构还是经济发展动力都在发生变化。现代各国的票据实践已经证明： 票据对促进交易繁荣和活跃资金融通起了不可忽视的作用。但随着票据业务的不断创新发展，现有票据法逐渐显示出其不适应性，下文通过票据市场存在的问题讨论我国票据法的修改及完善。
1 现行票据法与票据市场不相适应的规定
1.1 缺乏融资性票据，融资不足
所谓融资性票据是指没有真实商品交易背景，纯粹以融资为目的的商业票据，其实质上是一种类似于信用放款，但比信用放款更为优良的融资信用工具。一个活跃的、高效的票据市场必然存在大量的、有着各种不同需求的市场参与者，丰富的、满足各种市场交易主体需求的短期融资工具，以及完成各种不同市场功能的结构模式。
融资性票据与目前《票据法》中所称“票据”的最大区别是不再要求具有“真实贸易背景”。我国《票据法》规定票据必须具有真实的交易关系或债权债务关系，一方面我国的票据市场只承认交易性票据，不承认融资性票据；另一方面我国票据市场缺乏商业本票这一在国外市场上起到积极融资性作用的票据形式。
在新常态下迎难而上的中小企业面临着巨大的考验，中小企业本身就面临着难以得到外部资金扶持、销售渠道单一等问题，中小企业若想要进行融资，不但会面临融资成本较高的问题，还会遇到手续繁复、时间较长，容易造成错失机遇、流动资金难以周转等问题。从一定程度上说融资性票据可以解决中小企业融资难的问题。
1.2 电子票据的流通缺乏法律支撑，推广进程缓慢
电子票据是随着经济的发展而逐渐产生并发展起来的，电子商务交易的各方都通过无纸化的电子票据来进行支付和结算， 票据电子化将是票据发展的趋势。电子支付系统改变了传统的支付结算方式，降低了成本，提高了效益，从而得到迅速发展。新的支付工具和支付系统在给人们带来高效的同时，也对传统法律制度形成了强烈的冲击。现行的票据法是建立在纸质票据的基础上的，不能有效地适用于电子支付。
1.3 票据业务资金、功能异化，未能有效推动实体经济发展
一方面在2015年国企改革对股票市场的巨大利好影响的情况下，企业票据融资去向会出现异化，偏离企业运转的主业，去追逐高收益、高风险的资本市场投资。另一方面因存在利益驱动，很多企业通过开票―贴现―转化为保证金―再开票的循环模式在银行间操作进行套现。这种票据功能资金异化形式得不到有效的抑制，使很多流通中的票据失去融通的意义，变成资本获利的手段。同时也会造成票据市场的超常规活跃，在融资过程中占用了银行贷款规模也会反向影响实体经济。
2 新常态对修改《票据法》的影响
2.1 增加融资性票据，解决中小企业融资难问题
一是删除第十条中关于“具有真实的交易关系和债权债务关系”和第二十一条中“汇票的出票人必须与付款具有真实的委托付款关系”的规定，只保留第二十一条中“汇票的出票人必须具有支付汇票金额的可靠资金来源”的规定。同时，建议相关监管部门进一步完善内部管理机制，减少融资性票据流通可能诱发的金融风险。
二是增加商业本票这一票据形式，完善我国票据体系。商业本票在短期融资市场上可以起到快速筹措资金、降低融资成本的作用。商业本票的合法化不但可以起到增加社会直接融资比重，而且可以解决中小企业融资难的问题。
三是建立完善的票据信用评级体系。发行融资性票据的关键在于企业的信用，中小企业只有将其偿债能力、信用等级、盈利能力一系列指标公开透明化，建立票据信用评级体系，融资性票据才能实现其流通性、融资性的使命。
2.2 电子票据合法地位纳入法律中
作为一种新型的票据支付、流通手段，电子票据实质是票据的电子化。但是这种电子便捷的形式并没有产生客户的共鸣，因此一是借鉴于市场实践我们可以将电子票据纳入传统《票据法》书面形式之中。扩大解释《票据法》理论和实践中的“书面形式”，使其既包括以纸面票据为工具的支付又包括以数据电文为基础的电子票据，为票据交易行为提供统一的规则。二是建立客户保护机制。为增强电子票据的认知度，在宣传电票时应明确票据主体的权利和义务。三是充分吸取国外先进技术，加强网络安全建设，强化资金安全性、信息保密性保障。
2.3 发挥票据作用，引导资金流向
规范票据融资行为，引导票据资金走向主要需要一是健全《票据法》等相关法律法规，使其起到在票据流通的基础上引导资金流向实体经济。二是建立风险防控机制，银行金融机构应顺应新常态的形式，改变以往粗放式的发展模式，更细致化的改善经营方式，以内部考核等机制为抓手引导银行分支机构强化风险意识，加强成本收益理念，更加理性的发展票据业务。
正如经济学家吴敬琏说的“只有比较高的效率支撑的中速或者低速增长，才能算是一个真正的新常态。没有效率的增长是维持不下去的”。如何做到效率？关键是在于制定票据制度的理论层面与新常态下市场实际情况相互匹配，逐步引领我国中小企业摆脱困境、引导实体经济冲出传统竞争困境，真正做到有效率的新常态。
参考文献：
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[4]边维刚，刘为霖.票据融资与票据市场[M].北京中国金融出版社，2000.
[5]汪世虎.票据法律制度的比较研究[M].法律出版社，2003.
票据融资论文范文2
[关键词]山东上市公司资本结构市场时机理论
市场时机理论认为：股票高估时企业会选择发行股票，股票低估时企业会选择回购股票，对企业来说并不存在最佳的资本结构。本文利用市场时机理论讨论股票价格对资本结构的影响。
一、研究设计和样本选择
1.研究设计
本研究主要考察股票价格对资本结构的影响，本文分以下两个步骤进行回归分析：
首先单独分析股票价格对资本结构的影响，然后加入公司规模、盈利能力、公司担保价值三个控制变量，检验股票价格对资本结构的影响是否还有解释作用，回归模型如下：
其中：D：账面总借款
A：账面总资产
M：每股股票价格
B：每股资产账面价值
PPE：固定资产账面价值
EBIT：息税前利润
2.样本选择
本文选用了1994年～2006年上市的山东省上市公司为样本，其数据均来源于CSMAR数据库。剔除了金融公司、st公司、pt公司等数据异常或缺少数据的公司，共得到62家上市公司的数据。
二、实证检验及结果分析
在不考虑其他影响资本结构的因素的情况下，研究不同上市年度股票价格对资本结构影响的变化，以回归模型进行回归分析。我们以每个上市公司IPO时间为一个时点，对每个时点的上市公司横截面数据进行回归,发现只有在IPO当年和IPO后第一年股票价格对资本结构具有显著的负影响，在其他年份均没有显著的关系。
为了更进一步分析股票价格对资本结构的影响，加入公司规模、盈利能力、公司担保价值为控制变量，进行回归，结果见表。
市值与账面值比（M/B）在IPO当年和IPO+8年与资本结构呈显著的负相关关系，在IPO+1年却与资本结构呈显著的正相关关系，在其他年度与资本结构的关系均不明显。这说明，在山东上市公司中没有发现显著的市场时机选择行为，然而山东上市公司近十年的平均市盈率为73倍，公司管理者却没有充分利用市场对股票价格的高估状况。山东上市公司的近十年加权平均平均收益率为4.36%，而《公司法》对上市公司增发的条件是最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6%，山东很多上市公司没有达到增发的要求。而且，在IPO+8年，我们可以看到，M/B与资本结构呈显著的负相关关系，符合市场时机理论。可见，再融资政策没有消除市场时机的基本存在特征，但却从市场外部对企业融资条件设置了制度性限制，影响了市场时机对企业融资选择的作用机理。山东上市公司受到再融资政策的限制导致M/B没有显著地影响公司的资本结构，再融资政策约束下的市场时机没有对企业的融资行为产生影响，在IPO后的7年里，普遍的股权融资偏好并没有转变为现实的融资结果。
三、结论
随着股票价格高低水平的变化，企业存在融资时机或融资窗口，总体来看企业并不存在最佳资本结构，发行被高估的股票可以获得市场时机选择的好处，所以当市场非理性表现为高估股票时，企业应该发行适量的股票，争取足够的现金流，投资于合适的项目。
参考文献：
[1]汤海容张凤:股票市场时机选择与资本结构[J].统计与决策，2006，（4）
[2]蒋培宇:山东重启“融资门”[N].21世纪经济报道，2006年9月20日第012版
票据融资论文范文3
论文摘要：本文根据1994—2005年我国股市融资和产业结构有关经济数据，利用协整理论，从股市融资规模效应视角，对股市融资与产业结构升级的关系进行了实证分析，结果发现股市融资不但没能推动产业结构升级，反而阻碍了产业结构优化，而出现这种理论和实践差异的核心原因在于渐进式改革下国家主导型制度变迁对股票市场的定位和制度设计。
论文关键词：资本市场股市融资产业结构升级
一、引言
从1993年开始，上市资源的分配一直采取中央政府按行政条块切块下达上市指标和额度，并对申请公开发行股票企业的产业政策进行了规定，如中国证监会《关于1993年申请公开发行股票企业产业政策问题的通知》明确规定，鼓励能源、交通、通讯等基础产业企业，暂不受理金融企业，控制房地产企业，商业企业则各省不能超过一家；1994年l0月了《上市公司办理配股申请和信息披露的暂行规定》，文件除对配股时限、数量等加以限定外，还强调配股募集资金的用途必须符合国家的产业政策；国家计委2002年1月《“十五”期间加快发展服务业若干政策措施的意见》，提出鼓励符合条件的服务业企业进人资本市场融资；国家经贸委、财政部、科技部和国家税务局2002年7月联合《国家产业技术政策》，支持高新技术企业在证券市场融资；国家发展改革委、国土资源部、商务部、环保总局和银监会2003年12月关于制止钢铁、水泥、电解铝行业盲目投资的若干意见，《意见》特别指出证监会不能核准含有此类项目公司的首次公开发行和再融资的申请；2004年1月国务院签发《国务院关于推进资本市场改革开放和稳定发展的若干意见》，认为资本市场发展有利于国民经济的经济结构调整和战略性重组。中国股市中这种特有的上市机制以及各项产业政策的制定和实施，使股市的资本配置朝着既定的地区和产业倾斜。
另外，西方主要工业化国家的经济发展史也表明，股票市场的发展过程往往就是其产业结构高度化的演进过程。比如在1870年至1920年间，西方主要工业化国家(如美国、英国、德国、法国)的股票市场处于发展初期阶段，其金融资产证券率仅为12％，国民生产总值证券率仅为8％，与此相适应，其产业结构则表现为农业国向工业国过渡时期的特征——第一产业的就业比重高达50％以上，第二产业产值比重仅占25％以上，第三产业极不发达；到二十世纪九十年代，上述国家的股票市场已经高度发达，这些国家的金融资产证券率已经高达50％以上，国民生产总值证券率也达到了较高水平，比如美国的国民生产总值证券率高达l13％，与此同时，这些国家的产业结构也达到了后工业化的水平——无论从就业比重还是从产值比重来看，第一产业迅速下降，第二产业略有上升，第三产业后来居上跃居首位。
综上所述，无论是我国特有的上市机制，还是西方国家的发展经验都表明，股市融资具有促进产业结构升级的作用，但是通过对我国股市目前的发展状况和前人的研究成果进行分析，我们不得不提出一个疑问：我国股市融资对产业结构升级的这促进作用是否实际存在?为了解答这个问题，本文根据我国股市融资和产业结构有关经济数据，利用资金流量法和协整理论，对股市融资与产业结构升级的关系进行了实证分析，最后对理论上应该而实际上没有起到促进作用的原因进行了深入探讨。
二、文献综述
关于股票市场发展与产业增长关系的研究，最早可以追溯到以Levine和Allen等人为代表的新金融发展理论，但是它只是将资本市场纳入研究体系，对于经济增长的研究则始终停留在宏观数据层面，尚没有导人产业和企业层面。Rajan和Zingales(1998)在Levine等人的研究基础上，将金融发展理论的研究范围深入到金融与行业增长率的层面，并通过41个国家、36个行业数据，从一个国家内不同行业对外源融资的依赖程度考察了金融与行业成长率的关系，研究发现金融市场的发挥降低了外源融资的成本，从而把企业从内源融资的束缚中解放出来。ThorstenBeck和Levine(2002)在Rajah和Zingales的方法基础上，首先运用跨行业、跨国家的面板数据检验金融结构与产业增长的相关性，针对银行主导和资本市场主导两种金融体系，检验严重依赖外部融资的产业在哪种体系中增长更快，主要评价金融机构是否促进资本流向了外部融资依赖性强的产业。Fisman和Love(2003)引人了行业增长机会概念，并认为导致金融发展效应差异的因素与其说是行业外部融资依赖度，不如说是行业增长机会。他们的实证过程表明，在单独引入金融发展与增长机会的乘积项或单独引入金融发展与外部融资依赖度的乘积项时，其系数都是显著的。JefreyWurgler(2000)提出了一个新方法：以资本形成对于盈利能力的敏感性(即弹性)来衡量资本配置效率，并运用包括28个制造业部门、跨时33年的面板数据，对65个国家进行了实证分析和比较研究。
与国外利用多个国家宏观数据研究不同，国内研究主要集中在理论研究和以国内中观数据为主的实证研究，研究结论充满争议。归纳起来，关于股票市场与产业升级的关系有两种观点：第一种观点认为，股市融资有利于产业结构的升级，如朱建民和冯登艳(2000)、王军和王忠(2002)、王兰军(2003)、杨德勇和董左卉子(2007)；另一种观点则认为，股市融资与产业结构升级弱相关或不相关。殷醒民(1997)通过对1996年上海证券交易所上市公司股票的制造业结构分析发现上市公司通过资本市场发行股票来募集资金的实际效果是加剧了制造业资金的分散化，并且认为股票市场与国家的产业政策基本上没有联系，蔡红艳和阎庆民(2004)度量了行业成长性，研究发现我国产业结构调整中各行业成长性的此消彼长并未在资本市场中得到体现。
上述研究多以理论研究为主，实证方面的研究主要采取了两种方法。一种是以徐炳胜(2006)为代表的多元统计方法，他主要通过我国资本市场于产业结构有关的经济数据对股市融资与产业结构升级的关系进行了回归分析。另一种方法是基于JeffreyWurgler(2000)的资本配置效率模型，这个模型的出发点是以市场作为配置主体，而且该模型因为缺乏理论依据、关键变量的内涵无法做严格界定，而遭到研究者们的质疑。基于此，本文将根据1994—2005年我国股市融资和产业结构有关经济数据，利用资金流量法和协整理论，从股市融资规模效应视角，对股市融资与产业结构升级的关系进行实证分析。
三、股市融资对我国产业结构升级的实证分析
(一)评价指标体系选取与数据说明
股市融资指标：为了克服异方差和误差项序列相关，本文采用股票市场各年度筹资额分别与当年国民生产总值的比重进行衡量。即：股票融资率SR=股票融资额／GDP。产业结构升级指标：衡量一国产业结构升级的程度，可以通过计算和比较不同年代第二产业增加值／GDP、第三产业增加值／GDP、(第二产业增加值+第三产业增加值)／GDP等指标来衡量。本文选取当年第二、三产业增加值的和与当年国民生产总值之比进行衡量。即：产业结构优化率IR=(第二产业增加值+第三产业增加值)／GDP。
产业绩效指标：产业结构理论中的“黑箱理论”即“投入——产业结构——产出”，产业结构在这里实质是承担一种产业转换器作用，而关于产业结构升级问题研究的核心，同样是如何促进高效率(绩效好)行业比重的提高和低效率(绩效差)行业比重的下降，从而通过产业结构调整实现产业整体绩效的提高。而产业绩效定义是基于企业集合体的角度，因此，本文选择产业利润率来评价，但是由于上市公司多数为各地区的骨干企业或者高新技术企业，因此在税收政策方面往往较非上市公司具有明显的优惠优势，所以以税前净资产利润率IP来评价，即：产业绩效指标IP=(税前利润总额／净资产X100)。考虑到数据的完整性，样本期间选取1991—2005年。数据来源于国家统计局历年统计年鉴和CCER数据分析系统。
(二)序列平稳性检验
在实际经济活动中，多数时间序列都是非平稳的，这些序列的矩随时间而变化，然而某些非平稳的经济时间序列的某种线性组合却可能不随时间变化，表现出平稳性。20世纪80年代初Engle与Granger提出的协整理论就是解决非平稳时间序列之间协整关系的有效方法。但是协整理论并不是对所有非平稳数据都能处理，它所解决的是某些单整序列的关系问题。根据E—G两步发，为防止伪回归产生，在进行协整分析前，必须检验序列平稳性，即序列单整性检验。单整性是指，如果一个序列经过n阶差分后才能平稳，则称此序列为n阶单整，记为I(n)。同阶单整序列的某种线性组合如果是平稳的，称之为协整。常用的检验方法是ADF法和PP法，本文使用ADF法，采用Eviews5．0计量软件进行实证分析。
首先，作变量SR、GR、IP时序图(见图1)，初步判断序列平稳性，识别变量截距、趋势特征。从图1可以看出，各变量可能不平衡，且都有截距项。
然后，采用ADF方法对各变量进行单整检验，得到的结果见表3。从表3可以看出，GR、SR、IP的检验统计值大于临界值，说明它们是非平稳序列。而它们的差分序列AGR和ASR以95％的置信度通过检验，AIP以90％的置信度通过检验，说明AGR、ASR、AIP为平稳序列。显然，可以判定GR、SR、IP各变量都是一阶单整的，即I(1)序列。
(三)资本市场融资规模与产业结构优化关系的协整检验根据上述单整检验结果，SR、GR和IP这些时间序列虽然自身非平稳，但其某种线形组合却可能平稳。如果存在平稳的线形组合，这个线形组合则反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。以产业结构优化率GR、产业绩效指标IP为被解释变量，资本市场融资率sR为解释变量，建立计量模型：，其中1、为随机扰动项，表示GR、IP中sR无法解释的其他因素，对GR和sR、IP和sR分别进行回归，得到模型(1)和模型(2)：
从回归结果看，模型1的截距项和系数显著，R=0．560618，调整的R=0．516680，F值=12．75923，P值=0．005079；模型2的截距项显著，而系数不显著，其R=0．246154，调整的R=0．151923，F值=2．612246，P值=0．144704。为了检验模型1中GR和sR是否协整，必须进一步对模型的残差平稳性进行检验。提取模型1残差，记为e，对其进行单位根检验，结果见表3。残差e以95％的置信度通过检验，是平稳的。说明GR和SR是协整的，股票市场融资率和产业结构优化率具有长期稳定的均衡关系，股票市场融资率每增长1个百分点，产业结构优化率降低5．523358个百分点，可见我国股票市场融资对产业结构升级不但没有起到推动作用，反而阻碍了产业结构的优化。
为了进一步确定股票市场融资率和产业结构升级的长期均衡和短期影响的关系，建立误差修正模型(ECM)，误差修正模型基本形式是由Davison、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，该模型能解释因变量的短期波动是如何被决定的，一方面，它受到自变量短期波动的影响，另一方面取决于误差修正项(ecm)，即回归模型1的残差序列e。将ecm滞后一阶，建立误差修正模型如下：
上述修正误差模型中ecm(一1)系数为负，说明在短期内或因为政策因素影响，或其他随机干扰影响，导致股票市场融资率与产业结构优化可能偏离均衡值，但这种偏离是暂时的，随着时间的推移这种偏离将因误差的修正回到均衡状态。
四、结论
票据融资论文范文4
关键词：股市波动；金融发展；资本形成；经济增长
中图分类号：F832.5 文献标识码：A 文章编号：1003－3890(2011)03－0045－06
一、引言与文献综述
金融发展与经济增长的关系研究是理论界关注的重点。20世纪初，熊彼特(sehurnpeter，1911)就明确指出，一个功能健全的银行系统可以通过关注和支持企业家促进技术创新，一国金融部门的发展对该国经济增长和人均收入提高具有积极的正效应。帕特里克(Patrick，1966)在其著作中就金融与经济之间的关系提出了两种模式，即需求跟随型(demand-following)及供给引导型(supply-loading)，并根据这两种模式做出推论：经济增长起步阶段，金融引导经济增长；当经济进入快速发展阶段，经济情况变得日益复杂，经济对金融的需求增加，并刺激金融发展。
二次世界大战之后，受发展经济学兴起的影响，罗纳德・麦金农(R.I.Mckinnon)和爱德华・肖(E.s.Shaw)以发展中国家的金融体系为研究对象，提出金融自由化的观点，主张减少干预，解除金融压制。进入20世纪90年代，一批经济金融学家在汲取内生增长理论重要成果的基础上，将内生增长和内生金融中介(或金融市场)并人模型中，直接对金融中介和金融市场建模。此外，计量经济学的发展也为研究者进行实证研究提供了有利条件。其中有突出贡献的是金(King)和莱文(Levine)，他们从金融功能的角度人手研究金融发展对经济增长的影响，尤其是对全要素生产率的影响。
继金和莱文的研究之后又出现一批研究金融深化理论的学者，他们发展了金和莱文的理论，有的学者从股票市场的规模、功能、波动性和国际一体化程度4个方面来衡量金融市场发展对经济增长的影响(Levine and Zervos，1996)，还有一些学者则从微观角度来分析金融对经济增长的作用(Rajan，Zingales and Demirg-Kunt，1998)，他们从不同角度出发，在不同程度上检验了金融发展与经济增长之间的关系。
金融发展理论的研究表明，一个运行良好的金融体系会降低信息和交易的成本，把稀缺的储蓄资源(经济学意义上)高效率地配置到回报较高的行业或部门中，从而促进投资、技术创新和生产率提高，达到推动经济增长的目的(schumpeter，1911；Goldsmith，1969；McKinnon，1973；King and Levine，1993；Levine，1997；白钦先和谭庆华，2006)。2005年5月中国股票市场开始了Stk7分置改革，从制度上消除了中国股票市场发展的重大障碍，从此中国股市经历了一个持续时间较长，增长幅度较大的上升时期(至2007年3季度，股票市场规模达到约32.3万亿元，证券化率达到194.54％)，然而2007年10月份开始，股指又“义无反顾”地步入了一个不断走低的下降走势，2008年9月中国股市波动又开始受到国际金融危机的影响而再次陷入低迷盘整的状态。中国股市大起大落的波动过程不禁让我们对股市波动的影响作用产生思索：在股市波动的情形下，受其影响，金融市场和金融体系的功能会发生哪些变化?股市波动对中国金融发展与经济增长的影响会表现出怎样的一些特点?鉴于股票市场功能在金融发展中的重要作用，因此我们有必要将股市波动的影响纳入到金融发展与经济增长的研究当中。并且已有研究在对股市发展的处理上往往只利用交易价格和金额等指标，代表性有限。本文的实证研究将股市的替代指标做了适当的扩充，以期为全面认识股票市场功能和为经济增长提供金融支持提供可资借鉴的实证依据。
对中国金融发展资本形成机制的研究，现有文献大体可以分为如下三种类型。第一种是单一地研究某一金融部门与经济增长之间的关系，比如单一地研究银行发展或资本市场(股票市场或债券市场)发展与经济增长的关系；第二种是同时考虑银行发展和股票市场发展，研究它们组成的金融发展如何形成资本，促进经济增长；㈣第三种则更进一步，将许多文献忽视或少有重视的债券市场部门纳入到金融发展的整体当中，综合考察金融发展与经济增长的关系。
现有文献存在的不足是：第一，较少将银行发展、债券市场发展和股票市场发展综合起来考察金融发展，或以偏概全，或并不能准确衡量金融发展各部门对经济增长的独立影响。第二，较少从实证分析的角度，在控制了实体增长因素的基础上，考察分析金融发展对资本形成的作用机制。Ⅲ第三，较少考虑资本市场波动，特别是股票市场波动对金融发展资本形成机制的影响。即使有些文献在实证模型中加入了代表股市波动的指标，但又多采用季度数据，时间频率较大，较难准确地反映股市波动的信息；同时现有文献对股市流动性指标(换手率)，股市波动性指标(波动性)都处理得较为简单，并未能采用真正反映了金融变量数值变化规律的适当指标。第四，现有研究并未将国际金融危机(由次贷危机引起)的冲击考虑进来，未考虑危机冲击对金融发展资本形成机制的更进一步影响。㈣
二、模型设定、变量选取与数据描述
(一)模型设定
本文选取的标准实证增长模型(Barro andSala-i-Martin，1995；Levine，2002；Beck and Levine，2004)把人均实际GDP设定为经济指标和金融发展变量的函数，其基本变量主要包括投资、贸易和通货膨胀等。本文建立的实证模型如下：
Yt＝C＋A1Xt＋A2FINt＋εt
其中Yt是人均实际GDP,Ai(i＝1、2)是待估参数，Xt是经济增长基本影响因素，这包括投资、出口、进口和通货膨胀；而FINt代表金融发展水平，变量包括了银行发展、债券市场交易值、股票市场规模发展、股票市场交易值、换手率代表的股市流动性和股指变动标准差代表的股市波动性；C是常数项，εt代表了随机扰动项。
本文主要采用的是GMM估计方法，使用被解释变量和所有解释变量1－4阶滞后项作为工具变量，以解决变量间可能存在的内生性问题。
(二)变量选取与数据描述
本文选取的数据为月度数据，其样本区间为1999年1月至2010年3月，具体指标及其数据来源为：
经济增长指标：经济增长指标选取的是人均实际GDP。本币标价的名义季度GDP数据来自CSMAR数据库，年度人口数据来自中国人口信息网。由于季度人口数据不可获得，笔者视年度人口数据为季度数据，求出季度名义人均GDP，利用“月度名义GDP＝季度名义GDP×月度工业增加值÷季度工业增加值”的方法获得名义GDP的月度数据，再经过CPI转换则可得到实际人均GDP的数据。
经济增长的基本决定因素：投资(INM)选取固定资本投资，数据来自CSMAR数据库。
贸易指标分别考虑进口(IM)和出口(Ex)各自对中国经济增长形成的影响，使用时用人民币对美元的月平均利率折算成了本币数值，数据来自国家统计局网站。
通胀(CPI)指标本文选取的是CPl名义值，并以2000年为基准年进行了价格指数的调整。月度数据来自CSMAR数据库和国家统计局网站。由于本文选取的样本期处于中国教育体制和经济体制改革稳定时期，因此本文将人力资本与经济制度等因素视为既定，未考虑它们的变动所产生的影响。
金融发展指标：为了测度银行发展，我们采用商业银行各类贷款指标(BANK)来银行发展，数据来自中国人民银行网站。
根据债券市场数据的可获得性，本文采用债券市场交易值(BOND)来中国债券市场发展。包括政府债券、金融债券和公司债券三个市场的所有类型债券成交金额之和，数据来自CSMAR数据库和中国人民银行网站。
为测度股票市场发展，我们采用股票市价总值指标(SMV)股票市场规模发展，采用股票市场交易值(STV)和换手率(T_RATE)股票市场的流动性，月度数据取自CSMAR数据库。其中换手率(T_RATE)指标等于相应时期内股票成交股数除以同样时期内的流通股数。
为了测度股票市场波动性(STDEV)，我们根据CSMAR数据库提供的上证指数日度数据，以每月为单位，分别计算各月内股指变动的标准差，以此方法计算获得股指波动的月度数据。
文中用到的月度数据(T_RATE和STDEV除外)都经过了Eviews6.0的Census X12方法作了季节调整。此外为避免取比率造成信息量损失，本文所采用的基本增长因素和金融发展指标基本使用的都是水平数据，仅仅换手率指标(T_RATE)是利用比率方法求得。
三、实证分析结果
在进行实证分析前，为确保所考察变量的平稳性，我们首先采用ADF检验对所考察的变量进行单位根检验。结果表明(如表1所示)，涉及趋势性增长的变量，它们的水平变量值均不平稳。但本文使用的GMM统计方法并不需要将非平稳的变量进行差分处理也可进行回归分析。这是因为，非平稳的时间序列变量与其他变量组成的线性组合可能是平稳的。只要对模型的回归方程进行残差的单位根检验，若方程所得残差序列为平稳时间序列，那么相关非平稳时间序列的线性组合是平稳的，由此构造的模型方程设定正确，不存在伪回归。
(一)经济增长和金融发展所起作用的实证分析
为了分离和体现出金融发展对经济增长所能表现出的功能与作用，本文首先将投资(INM)、出口(EX)、进口(IM)和通货膨胀(CPI)作为解释变量对经济增长GDP进行回归。回归结果表明(见表2)：在样本期内，投资、出口和通货膨胀具有显著的正向影响，均在1％的显著性水平上通过检验；而进口则对经济增长产生了负向影响，但是却并不显著。这一结论说明了中国经济增长的基本推动力来自投资和进出口，通货膨胀的作用并不确定，而与通货膨胀的幅度及所经历的时间周期长短有着密切的关系(这方面的证据可见接下来的实证分析结果)。总的来看，中国经济增长的源动力和标准的经济增长模型所得到的结论基本一致(Fischer，1993；Beck andLevine，2004)。
在基本经济增长模型的基础上，本文对基本增长模型加入金融发展的替代变量，借以考察金融发展对中国经济增长所产生的作用。如表2的回归分析结果所示，不同金融部门的发展对总体经济增长起到的作用不尽相同。银行部门的信贷增长显著地促进了经济的高速增长；而债券市场和股票市场交易的变化会不利于经济的持续稳定增长(这与胡宗义、宁光荣(2004)，万寿桥、李小胜(2004)的估计有一致的地方)；股票市场单纯规模上的扩大反而会对经济增长产生负向的影响作用，虽然这一影响并不显著，但却仍能警示我们在未对股票市场完成深入改革的情况下，过渡透支资本市场的融资能力必然会形成资产泡沫，集聚风险，对长久的经济增长带来较大负面冲击。但同时我们还可看到，以换手率指标为代表的股票市场流动性对维护股票市场资源配置的功能，并进而推动经济增长方面也还是起到了较显著的(1％的显著性水平)正向作用。
金融发展对经济增长产生的作用还表现在对基本经济增长方式所带来的改变上。引入金融发展指标后，传统经济增长方式中进出口的增长效应发生了变化，金融部门的发展使出口对经济的拉动作用降低，而进口对经济的正面作用凸现出来。这主要是因为以金融部门为中心的新型产业、企业的发展增加了外资的引进，以及技术设备的购买；研究样本期间内中国金融环境的变化，特别是外汇储备的不断增加，导致信贷及资金供给的不断提高，这给中国出口拉动经济的传统增长模式带来了一些障碍。
当然，我们要看到金融发展所给予经济增长的正向作用要远远多于和大于负向的作用。比如，债券市场和股票市场交易变化的负面作用系数非常小；股票市场规模扩张的负向影响也并不显著；即使是改变了传统经济增长的方式方面，金融发展对进出口增长效应的综合作用也仍然是正向的，并获得了增强(这可从进口、出口的系数之和得出)。
(二)股市波动影响下金融发展与经济增长的实证分析
在三个有代表性的金融发展部门中，以股票市场的发展变化最为频繁，股票市场价格充满了随机性，波动幅度较大。股票市场波动会改变资本市场的价格比例及其构成，由此形成对其他金融发展部门的促进或冲击。本文接下来通过对比分析，来具体实证分析股市波动对金融发展与经济增长的作用影响。
模型方程分别用不考虑股市波动影响和考虑股市波动影响的情形来进行回归分析。不考虑股市波动影响的回归方程与上文考察金融发展对经济增长作用的方法一致，见表3上半部分所示。考虑股市波动影响的回归方程则是在金融发展替代指标中再加入股市波动标准差指标(STDEV)以获取相应的计量结果。首先，中国股市的波动对经济增长基本的增长方式并未产生明显不同影响，但其对金融发展各部门均带来了程度不同的改变，股市波动所形成的资源配置影响从方程回归系数的改变中也能得以体现。具体地说，(1)股市的波动让债券市场和股票市场交易金额变化作用发生了弱化，稳定了资本市场交易，让资本市场融资功能得到了适当保护；(2)股
市波动通过财富效应和价格变化让投资和通货膨胀产生了变化，中国股市波动对投资和通货膨胀有推动作用，投资和通货膨胀对中国经济增长的正向作用有一定幅度的提升；(3)股市波动自身对金融发展和经济增长会带来较大的不确定性，造成金融部门资源配置作用的降低，从负的回归系数我们可以清楚股市波动本身所具有的负面影响，其对经济增长的负向影响在5％的统计水平上是显著的。
(三)国际金融危机对股市波动影响作用的实证分析
理论和实证研究都认为，一个运转良好的金融体系能把金融资源配置到效率和回报率均较高的部门中，促进技术创新、投资和生产率提高，并以此推动经济长期增长，但当金融危机爆发时，金融发展的这一功能就会受到各种制约甚至是陷于瘫痪。2008年由美国次贷危机所引发的国际性金融危机就为全世界的金融体系造成了一场少有的巨大打击，中国由于金融开放度小而受到的金融冲击相对较小，但中国股市却表现得一如实体经济，在危机前后经历了巨幅波动。本文以国际金融危机的爆发时期为分界，分别考察危机前和包含危机时期在内的金融发展与经济增长，以加入股市波动替代指标为手段，实证研究国际金融危机条件下股市波动对金融发展和经济增长形成的不同影响。
首先，笔者考察国际金融危机爆发前受股市波动影响的金融发展与经济增长，我们将其回归结果与包含危机时期在内的回归结果进行对比。如表4的上、下部分所示，受到国际金融危机的影响，中国股市波动在危机时波动幅度增大，股市波动对金融发展和经济增长所形成的影响作用在包含危机在内的时期里明显增强，无论是正向影响还是负向影响，影响发挥的作用都比危机前得到了强化。同时值得注意的是，危机前由于中国股市在样本期波动幅度相对较小，股市波动通过金融发展对经济增长所实现的影响是正面的，虽然这并不具统计意义上的显著性，但这样符号发生的变化仍能向我们说明，适度的股市波动水平能够激发股票市场的交投行为，加强资本市场流动性，进而起到优化资源配置的作用。
然后，为进一步考察上述结论的稳健性，笔者再进一步考察在危机前更短时期内股市波动对金融发展与经济增长所产生的影响。如表4中间部分所示，回归方程将样本区间限定在了2003年1月－2008年8月。在这一时间段内，中国的股票市场经历了影响最为深刻的改革――股权分置改革，股价指数经历了从低到高的较大幅度增长，从这段时间方程模型的回归我们基本可以判断在未受国际金融危机真正冲击前，中国股市波动在其自身的成长过程中能对金融发展和经济增长给出怎样的影响。从表4中间部分的回归数值可以看到，在这一时间段内股市波动对金融发展和经济增长起到了与长时期相比较为不同的影响结果。具体来说股市波动对经济增长的作用机制基本符合标准经济增长模型的描述，我们可将这一时期内大部分的股指走势看作是对股市基本价值的合理回归，因此股市波动通过投资、出口和通货膨胀显著地促进了经济增长，通过进口则以1％的显著性水平负向影响了经济增长。股市波动对金融发展也产生了区别明显的作用影响，这一时期内的债券和股票市场交易都以1％的显著性水平正向推动了经济增长；换手率(T_RATE)指标所指代的股票市场流动性则以10％的显著性水平负向限制了经济增长，其原因是由于处于上升阶段的股市波动吸引了过度的资本市场投机行为，扰乱了股市的投资秩序，因此在投资形成机制上制约了资本形成，阻碍了经济增长；另外股市波动吸引了资金对股票市场的介入，一定程度上减小了银行信贷对经济增长的支持力度，由此所引发的股票市场规模扩大也显著(1％水平上通过)妨碍了经济增长潜力的形成和扩大。
四、结论与对策建议
本文利用标准的实证经济增长模型和影响经济增长的重要变量(投资、出口、进口和通货膨胀)，对中国金融发展(债券市场、股票市场和银行发展)与经济增长的关系进行了实证研究，并特别加入了反映股市波动的替代指标(股指变动标准差)以观察在股市波动影响下中国金融发展和经济增长会具有怎样的特点。文章发现：股市波动会显著影响以银行发展、债券市场和股票市场所代表的金融发展水平，改变资本市场和金融发展对经济增长的支持力度。这些影响和改变可概括如下：
1.正常的股市波动(指未出现较大的股市泡沫或遭受较大的危机冲击)，银行信贷扩张和股票市场流动性提高显著地通过扩大投资，驱动了经济增长，但债券市场和股票市场交易额的波动过大则会对形成平稳的投资资金现金流产生负面的干扰，从而不利于经济增长。
2.在股市波动未受金融、经济危机冲击情况下，特别是当股票市场制度健全，市场估值相对合理时，受股市波动的影响，金融发展能够更有效地发挥出其促成投资、形成资本的作用机制，从而也更有力地促进了经济增长。
3.在股市波动经历了金融危机爆发的时期内，股市波动除了自身对经济增长具有显著的(5％的显著性水平)负向作用之外，股市波动由于波动幅度巨大而会对资本市场(包括股票市场和债券市场)的融资功能产生明显干扰，让实体经济所面临的金融环境发生改变。金融发展更多地需通过间接融资(银行信贷)的方式完成投资资本的形成，股市波动对金融发展和经济增长的负面作用比其他时候都要更为突显出来。
根据上文的实证证据和有关结论，本文提出如下几点对策建议：
第一，对于银行发展而言，虽然我们通过实证分析得出银行信贷扩张有利于经济增长，但仍要适度控制信贷扩张的速度和规模，特别是注重信贷的投向以及质量，防止信贷资金变相地进入资本市场从事投机活动，造成不良贷款和金融风险的累积。这样，银行发展仍将是中国经济资本形成的主要推动力量。
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关键词：融资融券交易；双重差分模型；定价效率；收益率分布；股价信息含量
一、引言
证券市场运行效率是证券市场发展的核心问题，而资产的定价效率是证券市场效率的重要指标之一。股票的定价效率包括两方面，一方面是本身价格的有效性，另一方面是信息传递的有效性两方面。价格的有效性在股票中的体现是收益率分布，信息传递的有效性在股票中的体现是股价信息含量。本文拟从这两方面研究融资融券交易与定价效率之间的关系。
在2010年3月31日，我国A股市场正式推出融资融券业务。近两年来，融资融券业务发展迅速，成交额稳步提高。借这个时机，我们利用2014年9月22日前后的股票数据来研究融资融券对标的股票的定价效率影响。那么融资融券业务地发展是否可以提高股票信息含量、改善收益率分布？进一步，融资融券的交易规模对标的股票定价效率有什么样的影响？对这些问题的深入研究无疑能够提供一定的学术价值和现实意义。因此，本文主要采用双重差分模型以及面板数据模型研究融资融券交易对标的股票定价效率的影响。
本文安排如下：首先对国内外文献进行综述；其次，对模型设计进行说明；再次对实证结果进行分析；最后，对文章结果进行总结并提出相关政策建议。
二、文献综述
在市场摩擦、禁令的条件下，信息不能立即被整个市场所了解或者投资者接收到信息却并没有做出迅速反应，都可能导致股票信息含量未能融入股票价格当中，股票定价效率低下，收益率分布不服从正态分布，卖空约束是市场限制、约束的情况之一。从现有文献看，关于融资融券交易对标的股票定价效率的影响，无论是理论界还是实务界都存在的较大的争议。
部分学者研究认为卖空约束的存在会使负面信息不能立即在市场上快速反应、消化，导致股票估值水平过高，股价暴涨暴跌成为常态。Miller（1977）认为在卖空约束存在下，市场只能反应乐观市场参与者的预期，而持有悲观态度的市场参与者将会限制参与市场，这就使得负面信息不能得到释放，导致股票估值水平过高。Dinamod和Verrecinia（1987）发现卖空约束削弱了股价信息的调整速度，导致股票定价效率下降。随后，大量文献通过理论和实证相结合的研究方法得到了类似的结论。Chang，Yan Luo，Jinjuan Ren（2014）等都认为卖空约束的存在导致个股的超额收益率显著下降，融资融券交易降低了高估的股票价格，与Miller高估假说一致。Saffia和Sigurdsson（2011）使用股票借贷余额作为卖空变量进行研究，发现卖空约束越强，股票吸收信息的速度越慢，市场定价效率降低。与Dinamod和Verrecinia（1987）高估假说一致。
大量文献研究表明卖空约束的存在将导致股票的信息含量下降，市场和个股联动性强，直接表现就是同涨共跌。这种思想观点来源于Roll和French（1986），他们用个股与市场的拟合程度来衡量股票价格中所含的信息特质信息，越大，市场与个股联动性强，股票的特质信息越少，市场与个股同涨共跌现象严重，市场定价效率越低。近年来许多文献也验证了这些结论。Bris（2007）结合全球证券市场数据来研究卖空约束对个股收益率和异质信息含量的影响。结果表明，卖空约束存在使得样本公司信息融入股价较少，导致相应较高。Chang，Yan Luo，Jinjuan Ren（2014）借鉴Bris（2007）的模型进行实证分析，结果表明卖空约束取消使得股票特质信息增加，市场与个股同涨共跌现象有所缓解。
有部分学者不认为融资融券交易能提高定价效率。研究认为卖空约束的取消无助于提高，甚至降低股票定价效率，加大股票价格波动性，引入卖空机制的带来的一系列负面影响应该引起高度关注。
Allen和Gale（1991）他们认为，引入卖空机制时，市场得到的均衡是无效的，完全竞争不能实现，从而导致经济不稳定。Keim和Madhaven（1995）等从投资者事件市场交易的角度建立模型，研究发现卖空的交易者可以利用市价委托指令、杠杆交易、私人信息等方法加大市场的波动性，起到市场波动“助推器”的作用。这些实证研究为2008年金融危机以后的卖空机制作用的思考研究提供了一定的理论实证支持。Alexander and Petersona（2008）的实证研究表明引入融资融券机制并没有改善资产的定价效率。Bohl，Klein and Siklos（2014）基于机构投资者规避风险的行为视角出发，认为机构投资者决定了股票市场卖空成交量，然而对这些机构进行卖空限制并没有影响资产的定价效率。
相较于国外，我国研究融资融券交易对股票定价效率影响的文献并不多见。廖士光、杨朝军（2006）通过研究卖空机制对价格发现功能内在机理的影响，并对比境外市场，建议引入融资融券机制发挥其价格发现功能，促进中国股票市场健康发展。随后，杨德勇、吴琼（2011）等使用事件研究法，发现引入卖空机制能够降低股票的波动性。李志生、陈晨（2015）运用面板模型发现融资融券业务地开展提高了市场的定价效率。然而部分学者持有不同意见。廖士光（2011）、许红伟、陈欣（2012）等基于我国融资融券的实践，认为融资融券规模过小以及结构不匹配等因素都限制了融资融券的定价效率地提高。
三、研究设计
（一）指标与模型
1、股价信息含量指标
在股价信息反应程度方面，本文借鉴Bris（2007）的模型和指标。以指标R2+i（R2-i）是表示在市场指数上涨（下跌）行情下，个股i的日收益率与市场日收益率的可决系数R2。R2+i（R2-i）代表了吸收正面（负面）信息的反应程度。
在卖空约束存在时，个股股价变动与市场指数有高度联动性，导致负面信息无法充分融入价格，股价信息含量较少，定价效率较低，R2-较高。由于一般股票不存在买入限制，相对应的R2+往往比较低。
在股价信息反应速度方面，本文借鉴Bris（2007）的模型和指标。以指标ρ+i（ρ-i）表示在市场指数上涨（下跌）行情下，个股i的日收益率与市场周收益率的相关系数。ρ+i（ρ-i）分别代表了吸收正面（负面）信息的反应速度。
当卖空约束存在时，个股股价不能及时对市场的向下波动做出迅速的反应，从而ρ-i较高，资产定价效率较低。然而个股基本无买入限制，ρ+i往往较低。
根据上述分析，本文将股价信息含量指标R2+i，R2-i，ρ+i，ρ-i作为衡量定价效率的指标。同时认为引入融资融券机制能够提高标的股票的信息反应程度以及反应速度R2-，ρ-i即下降。
2、收益率分布指标
本文选取了样本标准差（Std）、偏度（Skew）、峰度（Kurt）、正端极值频度Pout=N[Ri，t>μ+2σ]T、样本负端极值频度Nout=N[Ri，t>μ+2σ]T五个指标对股票收益率分布特征进行了深层次的研究。
3、DID模型
为了研究融资融券这一业务的政策效果，本文采用DID模型进行研究。模型设定如下：
yi，t=β0+β1Dt+β2Dg+β3Dt*Dg+∑βxi，t+i，t
其中，yi，t为指标值，这里用度量定价效率的指标代替。Dt为时间虚拟变量，Dt=1表示融资融券推出后，Dt=0表示融资融券推出前。Dg表示组别虚拟变量，Dg=1表示可以进行融资融券的股票，Dg=0表示不能进行融资融券的股票。Dt*Dg为虚拟变量Dt与Dg的乘积。xi，t是一组相关控制变量，包括个股换手率、个股流通市值、个股市盈率、个股市净率、个股平均收益率。i，t为随机干扰项。
4、平衡面板模型
为了进一步从交易规模的角度分析融资融券本身对标的股票定价效率的影响。本文使用融资融券交易规模占比作为解释变量，分析融资融券交易规模占比对标的股票定价效率的影响。面板模型设定如下：
Ei，t=α+β*turnoveri，t+γcontroli，t+vi+et+i，t
其中Ei，t为月度定价效率指标，解释变量turnoveri，t表示月度融券交易规模占比，controli，t表示控制变量，其中包括月度平均个股换手率、市盈率、市净率、流通市值、收益率，vi表示个体效应，et表示时间效应，i，t为随机误差项。
（二）数据来源与处理
首先定义时间窗口。融资融券事件前窗口：2013年12月19日至2014年9月21日。融资融券事件后窗口：2014年9月22日至2015年6月30日。由于中证800收盘指数涵盖了大部分融资融券标的股票，对照组也从中证800指数中获取，因此选取其为样本指数。以上原始数据均由IFind数据库获得。两市的融资融券标的股票名单是从上海证券交易所以及深圳证券交易所获得。
实验组与对照组处理如下：1、剔除2013年12月19日之后上市的股票。2、剔除整个样本期间中证800指数成分股中调整的股票。3、剔除2014年9月22日被调出融资融券列表的标的股票。4、剔除在整个样本期间总计停牌天数多于20个交易日的股票。5、剔除在整个样本期间有过特殊处理的股票。经过以上处理，得到实验组共119只股票，对照组共96只股票。其中剔除整个样本期累计停牌天数多于20个交易日的股票是为了减轻股票上市、停牌、复牌、特殊处理等特殊事件对于相关股票收益率分布的影响。
四、实证结果与分析
（一）融资融券交易对标的股票定价效率的影响
由表1可以发现，R2-显著下降0.0107。这说明融资融券交易地实施能够增加股价信息含量，特别是对负面信息的吸收程度较大，缓解了市场同涨共跌现象。R2+下降但不显著。从信息反应速度指标上看，ρ+、ρ-均不显著，说明融资融券交易并没有加快股票向上波动和向下波动的反应调整速。从收益率分布方面看，标准差以及正端极值频度显著为正，分别为0.0049，0.00885。表明融资融券交易提高了个股波动性和暴涨的风险。负端极值频度为-0.00509，显著为负。意味着融资融券交易降低了暴跌的风险。偏度与峰度有所下降，但并不显著。这表明融资融券交易并没有起到显著改善收益率分布的作用。总体来看，股价信息含量有所提升而收益率分布并没有的到有效改善，股票定价效率有一定程度地提高。
（二）融资融券交易规模占比对标的股票定价效率的影响
由表2可以发现，表示股价信息含量的四个指标中只有R2-的融资融券交易规模占比系数显著为负，为-0.0915，意味着随着融资融券交易规模占比的提高，负面信息能够有效的融入股票价格中，标的股票的股价信息含量提高，定价效率也相应提高。表示收益率分布的六个指标中，标准差以及正端极值频度的融资融券交易规模占比系数显著为正，分别为0.00438、0.0106。说明随着融资融券交易规模的增加，个股波动性加剧，暴涨风险显著提升。负端极值频度的融资融券交易规模占比系数为-0.0690，显著为负，说明融资融券交易规模占比越大，对暴跌风险能够进行有效地抑制。然而，融资融券交易规模占比对收益率分布的偏度和峰度并未起到显著作用，即标的股票的价格高估和尖峰厚尾现象并未得到改善。整体上看，融资融券交易提高了股价的信息含量，却无助于改善收益率分布。这与DID模型实证结论一致。
五、结论与政策建议
（一）结论
融资融券业务开展完善了我国市场卖空机制，改变了我国单边做多市场的格局，同时还能够提高股票价格信息含量，改善收益率分布。本文使用DID模型和平衡面板模型研究融资融券交易对标的股票定价效率的影响，主要有以下结论。
第一，从股价信息含量方面看，融资融券交易对于标的股票总体在信息反应程度方面确实提高了我国股价的信息含量，尤其是对负面信息的吸收更为明显，而对信息反应速度却无显著影响。
第二，从收益率分布方面看，融资融券交易使得个股的波动性加剧，暴涨风险概率提升，尖峰厚尾现象并未受到影响，但是有效地控制了暴跌风险，最终起到了单向助推、单向缓冲的作用。
第三，总体来说融资融券交易提高了股价信息含量，股票收益率分布并未得到显著改善。
（二）政策建议
第一，在风险可控的原则下，继续扩大转融资融券规模以及标的范围。转融通机制可以增加资金和证券的来源，促进融资融券业务规模的扩大，提高市场的人气以及活跃程度。
第二，加强市场监管力度。在融资融券业务开展的同时，要防范监管不到位造成投资者融资融券杠杆过度放大，以至于股价暴涨暴跌，要加强投资者交易行为和市场风险的管理，从而使融资融券能够更好地降低市场、个股波动性，稳定市场。
第三、对进行融资融券交易的市场参与者进行优化。一方面，个人投资者应该普及融资融券业务的知识，加强风险意识，改变单边买多的传统投资思维，引导他们的卖空思维意识。另一方面，有必要加强培育优秀的机构投资者进行融资融券业务提高股票的定价效率。
第四，制定股票的不同交易标准。借鉴国外，我们可以对于高收益率、高市盈率等股票加强融券头寸以降低估值泡沫；也可以对高波动性的股票降低融资融券头寸、提高融资融券费用等以抑制其大幅波动；对于裸卖空等行为应该实行更为严格的控制措施。（作者单位：浙江工商大学金融学院）
参考文献：
[1] 李志生，陈晨.卖空机制与资产定价效率：来自中国融资融券市场的自然实验[J].经济研究，2015，33（4）：18-20.
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关键词：金融发展，金融资源
一、金融结构理论和金融发展理论形成的金融发展建立。
著名的西方经济学家在《金融结构和金融发展》书中提出，它是发现一国金融结构金融理论的责任，经济要素的金融工具和金融交易流股。史无前例地提出了金融发展是金融结构的变化，他采用了定性和定量的分析和国际横向比较和历史纵向比较相结合的方法，建立了一个判定金融结构与金融发展水平的基本指标体系。通过现场调查数据得出了一个金融相关率和经济发展水平是相互增长的也是相互减少的，可以说是相互相承的基本结论，为金融的研究提供了重要的参考和相关分析的方法，也成为了从70年代之后的各种的金融发展理论发展和产生和重要来源。
与雷蒙德W.戈德史密斯一个时代的经济学家罗纳德麦金农《经济发展中的货币与资本》和ES肖的《经济发展中的金融深化》这2书的出版，是发展中国家或地区的金融发展理论的产生的研究对象。
二、对相关统计数据的分析：
本文用周立的思想来进行计算，而不是金融资产证券的银行信用额度，采用点的计算方法来判定中国金融业的发展规模的数量，膨胀速度和一些不同的地方。国内现有的区域金融发展的实证研究并没有解释在RFIR指标当中存在的最根本原因，将更多的时间放在了计算指标和解释探究上面了。事实上，根据中国相较于其它国家来说是比较特殊的，针对这种情况，这样就对对RFIR指标的形成具有特殊的理论和实践理性。金融资产未来收益的债权凭证，从流动性的角度的来分析，对股票，债券和广义货币可以形成一个金融资产。在我国的金融体系中银行是占主导的，在我国银行业也是龙头老大，它最直接的影响着区域经济增长，因此中国RFIR指标主要的注意的是区域存款对金融资产形式的影响。该指数是没有把货币因素，证券，保险类的数据归结为区域金融资产，根据考虑的理由如下：
（一）RFIR没有考虑M2的影响的原因
（1）根据统计来看，反映了社会总需求的变化和未来通货膨胀的压力状态，在国家的不同的区域的里面，是可以很好的广义货币进行统计，无法统计的说法是不存在的。根据“中国金融年鉴”文章提供的信息，唯一公开宣布的区域（省级行政单位）的对于货币流通问题的指数是”当年的现金（+）或现金回笼（-）”量，它和广义货币分别有不一样的意义。只想到了货币在其他区域的很好的流通性，但是并没有想到年度现金提款的区域对金融资产的影响。
2。光从理论上来分析，虽然麦金农在国外金融发展的实证研究有大量的代表性的是用M2/GDP分析不同国家的经济货币化程度和金融系统支付中介和动员储蓄功能，如果用于衡量指标对于中国来说这是不符合的。
（2）在股票市场的定量指标的RFIR的原因
1。在中国对于影响中国证券市场力度是有不同意见的，实证研究区域经济带偏见性的影响。国外和国内的实证研究发现，中国股票市场投资数量巨大，资本形成和资本配置效率的影响是非常低的，即使对中国经济增长的股票市场也有很大的争议。此外，中国的股票市场相对提高的比例的固定资产投资总额是非常低的，这也表明了对于投资来说股票市场对它的影响是很小的。
2。对于现在而言统计指标是不足以非常准确的判定地方层面因素股票对区域金融资产的影响。股票市场的资金流，必须是国家。上海和深圳股票市场的每日两大体积将反映国家贸易资本流动，而不可能是一个简单的上海和深圳两个城市的投资者的资金。只有从区域层次简单测量当地的股票上市公司（即从股票市场筹集到资金，而忽视区域）从各种股票的投资者，这一地区（机构或个人）的手流回到股票市场和股票市场的配置，改变货币的流动，将难以准确反映股票市场对区域金融资产结构的影响因素。因此，我们必须重建可以真实地反映区域经济发展的影响指数，股票市场，但显然，难度是相当大的，也超出了本文讨论的范围。
（3）政府的保险系数
由于数据的统计的原因，本文将没有把保险费收入的数据放在RFIR计算之中，对于结果而言是没关系的。原因是：虽然中国保险业发展迅速，但资产的价值，在国民经济中的比重仍然很小。从保险业总资产，我国保险公司的总资产约占GDP的70%，但从全国保费收入对GDP的各类保费收入仅占小部分。所以，尽管保险资产实际上属于金融资产的范畴，具有理论上的意义。但由于其份额小，不包括在讨论的范围并不影响的结论。
三、比较分析中国地方金融发展水平：
我们使用的是金融相关率（FIR）和金融市场利率（FMR）来衡量金融发展程度的地区。Goldsmith提出金融相关率（FIR）作为衡量区域金融发展指标已被广泛应用，由于我国国有金融长期具有强烈的行政色彩，为了更好地反映区域金融发展因素的影响，我们还使用了一种指数金融市场利率（FMR）反映了民营金融的发展。
四、根据研究结论，提出以下政策建议：
