張文強(qiáng)+++孫國茂

摘 要：本研究建立在我國證券市場功能缺失的背景下，采用增量法計(jì)算直接融資比重表示我國證券市場融資效率，研究發(fā)現(xiàn)，我國證券市場的融資效率還處于較低水平，從平均水平來看，證券市場所滿足的社會(huì)融資需求不足20%，導(dǎo)致這一問題的原因在于我國證券市場的定價(jià)效率還沒有達(dá)到半強(qiáng)勢有效水平，這造成我國證券市場的資源配置能力低下，融資功能發(fā)揮不暢，限制了融資效率的提升。

關(guān)鍵詞：融資效率；定價(jià)效率；半強(qiáng)勢有效；事件研究法

中圖分類號：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2016）11-0057-07

一、引言

自20世紀(jì)90年代初上海、深圳證券交易所成立以來，我國證券市場在25年的時(shí)間里，不僅實(shí)現(xiàn)了從無到有的突破，而且不斷完善，走完了歐美等發(fā)達(dá)國家近200年的發(fā)展道路。但是在其發(fā)展的過程中，也出現(xiàn)了很多問題，引起社會(huì)各界廣泛關(guān)注。其中，低迷的證券市場融資效率問題尤為突出，主要表現(xiàn)在我國證券市場直接融資比重處于低水平。早在2007年，十七大報(bào)告就已經(jīng)提出，優(yōu)化資本市場結(jié)構(gòu)，多渠道提高直接融資比重。截至2015年底，提高直接融資比重仍是各類政府文件中的高頻詞匯。研究我國證券市場的融資效率問題，分析造成我國證券市場融資效率低迷的原因，有助于彌補(bǔ)證券市場存在的缺陷和不足，深入探究我國證券市場融資效率的有效途徑，對提高我國直接融資比重、降低國家負(fù)債率水平，具有重要的推動(dòng)作用。

關(guān)于證券市場融資效率這一問題，學(xué)術(shù)界已有較多的研究成果。從研究視角來看，關(guān)于證券市場融資效率的研究主要有以下幾個(gè)方面：一是基于證券市場功能的視角。萊文（Levine，1991）認(rèn)為降低流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)是證券市場的一個(gè)重要的功能，而流動(dòng)性是證券市場能夠影響經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在原因，具體來說，證券市場通過其流動(dòng)性分散風(fēng)險(xiǎn)之后能夠更加便利地發(fā)展期限長且收益高的投資，從而改善資本配置，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（本奇文加等，1995）。格羅斯曼和施蒂格利茨（Grossman和Stiglitz，1980）、艾倫（Allen，1983）和凱爾（Kyle，1988）認(rèn)為證券市場的價(jià)格對信息具有揭示功能，證券市場可以通過這一功能對上市公司進(jìn)行有效的監(jiān)控，這是證券市場進(jìn)行資源配置的基本前提（曼尼，1965）。根據(jù)萊文（1997）、艾倫和蓋爾（Allen和Gale，2001）的相關(guān)研究，徐沛和白欽先（2006）將證券市場的功能總結(jié)為三個(gè)主要方面，分別為促進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)改善的功能、信息收集功能和企業(yè)監(jiān)控的功能，但是證券市場這三個(gè)功能都可以歸結(jié)于資源配置功能。王汝芳和杜勇宏（2007）同樣認(rèn)為證券市場以資源配置功能為核心功能，可以不斷優(yōu)化配置社會(huì)資源，促使金融資源流向效率最高、競爭力最強(qiáng)的企業(yè)。二是基于證券市場效率的視角。法瑪（Fama，1970）從理性人假設(shè)出發(fā)，提出了迄今為止對于證券市場效率分析的最全面、系統(tǒng)的理論體系——有效市場理論（Efficient Markets Hypothesis，EMH），認(rèn)為只有當(dāng)證券市場的價(jià)格能夠及時(shí)充分地反映市場信息的時(shí)候，證券市場才是有效的。但是由于其嚴(yán)格的前提假設(shè)，這一理論也遭受到包括卡內(nèi)曼和特韋爾斯基（Kahneman和Tversky）在內(nèi)的一系列行為金融學(xué)派的廣泛質(zhì)疑（宋玉臣，2015），也有一些學(xué)者提出了一些替代性理論，其中就包括適應(yīng)性市場假說（羅，2004、2005；周和李，2013；蒂姆等，2015）。三是基于證券市場功能與效率的內(nèi)在聯(lián)系的角度。我國證券市場建立的初衷是為了緩解銀行壓力，為國有企業(yè)提供一種新的融資方式（曾康霖，1993）。隨著證券市場融資功能的過度使用，西方學(xué)者提出的財(cái)富效應(yīng)功能已經(jīng)異化為財(cái)富毀滅功能（孫國茂，2012），證券市場融資功能已經(jīng)缺失，提高融資效率也已成為無稽之談。

本文的主要貢獻(xiàn)在于，第一，打破以往學(xué)者僅從微觀企業(yè)和一級市場進(jìn)行分析的研究范式，從宏觀層面展開證券市場融資效率問題的分析。第二，提出一種新的證券市場融資效率的界定，即證券市場直接融資提供的社會(huì)融資規(guī)模的滿足程度，是金融資源在直接融資和間接融資之間的配置效率，我們用直接融資比重來表示。第三，在分析造成證券市場融資效率低迷的原因時(shí)，摒棄簡單地將證券市場融資效率相關(guān)指標(biāo)與影響因素之間進(jìn)行回歸分析的研究方法，而是根據(jù)價(jià)格決定資源配置的基本邏輯，利用有效市場理論對我國證券市場的定價(jià)效率進(jìn)行分析，并選用我國證券市場經(jīng)常出現(xiàn)的IPO暫停作為特殊事件。

本文其他部分的內(nèi)容安排如下：第二部分通過增量法計(jì)算直接融資比重，對我國證券市場融資效率的發(fā)展現(xiàn)狀進(jìn)行分析；第三部分和第四部分從證券市場定價(jià)效率的角度，利用有效市場理論對我國證券市場低迷融資效率成因進(jìn)行分析；第五部分為結(jié)論和政策建議。

二、我國證券市場融資效率現(xiàn)狀

本文將證券市場融資效率定義為證券市場直接融資所能提供的社會(huì)融資規(guī)模需求的滿足程度。這是因?yàn)樽C券市場的直接融資作為銀行間接融資的必要補(bǔ)充，是金融資源合理分配的重要途徑。直接融資和間接融資兩者不能完全相互取代，但是如果在整個(gè)社會(huì)融資規(guī)模中，證券市場的融資規(guī)模所占比重更大，就意味著證券市場更容易滿足社會(huì)的融資需求，其融資功能自然發(fā)揮得更好，融資效率也更高。

從長期來看，證券市場融資效率的提升依賴于其融資功能的完善，但是短期上講，證券市場的融資功能和融資效率卻難以發(fā)生實(shí)質(zhì)性的改變，這是因?yàn)樽C券市場的融資效率與金融系統(tǒng)的融資效率很大程度上取決于整個(gè)社會(huì)的金融結(jié)構(gòu)和金融環(huán)境（沈軍，2006）。梅耶（Mayer，1988）曾指出直接融資占全部融資的比重可以作為證券市場融資功能發(fā)揮程度的測度指標(biāo)，從上文的分析可知證券市場融資功能和融資效率具有內(nèi)在聯(lián)系，直接融資比重的高低可以反映一個(gè)國家證券市場融資效率水平。本文采用祁斌和查向陽（2013）所提出的直接融資比重對我國證券市場的融資效率進(jìn)行刻畫，直接融資比重高就意味著證券市場的融資效率也相應(yīng)較高。

祁斌和查向陽（2013）指出，直接融資比重的計(jì)算主要有兩種典型的方法，其一是增量法，其二是存量法①，其中增量法的計(jì)算公式可以表示如下：

[ZDFRt=NFESFt+NFCBtAFREt×100%] （1）

其中，ZDFRt表示第t年增量法計(jì)算得到的直接融資比重。NFESFt表示第t年非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資存量；NFCBt表示第t年的企業(yè)債券；AFREt表示第t年的社會(huì)融資規(guī)模存量。

與存量法相比，采用增量法計(jì)算直接融資比重，優(yōu)點(diǎn)在于可以相對準(zhǔn)確地描述證券市場直接融資短期出現(xiàn)的波動(dòng)情況，更易于反映證券市場直接融資的短期增長。此外，增量法計(jì)算直接融資比重所使用的是2002年開始中國人民銀行每個(gè)月定期公布的數(shù)據(jù)，包括年度數(shù)據(jù)、季度數(shù)據(jù)以及月度數(shù)據(jù)，因此數(shù)據(jù)獲取相對比較容易，而且可以滿足各個(gè)時(shí)間頻度的研究需求。但是增量法也存在一定的缺點(diǎn)，比如在核算國際上其他國家的直接融資比重時(shí)，往往受制于數(shù)據(jù)的可得性問題，很難使用增量法比較不同國家的直接融資比重，進(jìn)而也就不能比較不同國家的證券市場融資效率。鑒于這一局限性，在進(jìn)行國際比較時(shí)通常使用存量法。由于本文的研究對象僅為我國證券市場的融資效率，可以采用增量法進(jìn)行刻畫。

從我國證券市場直接融資總額和直接融資比重的當(dāng)月值變化趨勢來看（見圖1），2011年1月，我國證券市場的直接融資總額為1743.00億元，直接融資比重僅為9.93%；截至2015年12月，我國證券市場的直接融資總額上升至5091.00億元，直接融資比重為28.05%，樣本觀測期內(nèi)我國直接融資比重的月度平均增長率僅為2%。圖1還反映了直接融資比重的變化趨勢，我國直接融資比重在2014年1月之前并沒有發(fā)生太大的變化，甚至還略微呈現(xiàn)出下降趨勢。從2014年1月開始直接融資比重快速上升，這一過程一直持續(xù)到2014年7月，達(dá)到近5年的最大值64.56%，這一波上漲過程與牛市到來之前高漲的投資熱情關(guān)系密切。在此期間，我國證券市場直接融資功能并沒有顯著的改善，因此，當(dāng)牛市消退熊市到來時(shí)，直接融資比重又開始進(jìn)入下行區(qū)間。

統(tǒng)計(jì)數(shù)字進(jìn)一步表明，在觀測期內(nèi)，我國直接融資比重（當(dāng)月值）超過50%的樣本觀測值僅為兩個(gè)，僅占全部樣本數(shù)量的3.33%，而有41個(gè)樣本觀測值低于20%，占全部樣本數(shù)量的68.33%，這一組數(shù)據(jù)意味著我國證券市場的融資功能發(fā)揮不暢，所能滿足的社會(huì)融資需求還十分有限，證券市場的融資效率還有待進(jìn)一步提高。而美國證券市場直接融資比重已經(jīng)接近90%。

如果從我國證券市場直接融資額和直接融資比重累計(jì)值的變化趨勢來看（見圖2），我國證券市場融資效率水平低的問題更加明顯。在樣本觀測期內(nèi)，僅有3個(gè)月份的直接融資比重超過20%，直接融資比重低于15%的月份為43個(gè)，占樣本總數(shù)的76.67%。此外，我們還可以發(fā)現(xiàn)，在樣本觀測期內(nèi)，我國直接融資比重（累計(jì)值）的復(fù)合增長率僅為1%，但是其波動(dòng)幅度卻在不斷加深，這表明我國證券市場融資功能的發(fā)揮不具有連續(xù)性，制約著證券市場融資效率的提高。

總之，不論是用當(dāng)月值，還是用累計(jì)值計(jì)算直接融資比重，都表明證券市場直接融資功能發(fā)揮還不充分，證券市場的融資效率還處于較低的水平。

三、我國證券市場融資效率低的原因分析：方法和模型選取

（一）方法的選取

從經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)原理可以得知，價(jià)格決定供需，價(jià)格這只“看不見的手”可以優(yōu)化資源配置達(dá)到均衡狀態(tài)，在市場有效的情況下甚至可以達(dá)到或接近帕累托效率。金融市場的產(chǎn)生是為了解決資本流動(dòng)時(shí)產(chǎn)生的信息問題，比如，信息的獲取、傳遞，獲取信息的交易成本問題等。金融市場產(chǎn)生之后，市場的價(jià)格波動(dòng)又會(huì)產(chǎn)生新的具有導(dǎo)向性的信息（賴冥冥，2011）。基于這一邏輯，與其說金融市場的誕生解決了金融資源分配問題，倒不如說是金融市場解決了信息的分配問題，在這一過程中價(jià)格發(fā)揮了關(guān)鍵作用。證券市場是金融市場的重要組成部分，證券市場定價(jià)效率決定了證券市場的融資效率。證券市場的定價(jià)效率越高，那么該市場的融資效率也相應(yīng)越高，反之則反是。

當(dāng)前關(guān)于證券市場定價(jià)效率的研究，最完善的是有效市場假說（EMH）。針對有效市場假說中的三個(gè)不同的層次，可以采用不同的方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。一般來說，弱勢有效市場的檢驗(yàn)方法主要為基于隨機(jī)游走模型的檢驗(yàn)；半強(qiáng)式有效市場的檢驗(yàn)方法為基于事件研究法的檢驗(yàn)；而強(qiáng)式有效市場主要通過私有信息進(jìn)行檢驗(yàn)，但是檢驗(yàn)方法還有待完善。

為了全面了解造成我國證券市場融資功能缺失、融資效率低下的可能原因，本文利用隨機(jī)游走模型和事件研究法來進(jìn)行研究。與以往學(xué)者研究的不同之處在于，本文在分析我國證券市場弱勢有效性的時(shí)候，將我國滬深股市全部包含在分析框架之內(nèi)，包括上證綜指、深證成指、中小板指數(shù)以及創(chuàng)業(yè)板指數(shù)四個(gè)部分，因此分析更加全面深入。另外，由于本文重點(diǎn)關(guān)注的是證券市場融資效率，在采用事件研究法對證券市場的半強(qiáng)式有效性進(jìn)行驗(yàn)證的時(shí)候，我們選取IPO暫停這一事件，因?yàn)樽C券市場一旦停止新股發(fā)行，其直接融資功能勢必會(huì)受到影響，國內(nèi)外從這個(gè)角度對證券市場有效性進(jìn)行的研究尚不充分。

（二）模型的設(shè)定

1. 基于隨機(jī)游走模型的檢驗(yàn)。隨機(jī)游走模型（坎貝爾等，1997）被提出之后，鑒于該模型與證券市場價(jià)格的變動(dòng)緊密聯(lián)系在一起，該方法也是檢驗(yàn)證券市場弱勢有效最為常用的方法之一。本文主要利用ADF單位根檢驗(yàn)來驗(yàn)證證券市場的價(jià)格是否符合隨機(jī)游走模型。

首先考慮三種不同形式的回歸模型，其數(shù)學(xué)表達(dá)方式如下所示：

其中，[Pt]表示第t日的證券市場價(jià)格，[Pt-1]表示第t-1日的證券市場價(jià)格，[α]表示常數(shù)項(xiàng)，[βt]表示線性趨勢函數(shù)，[ut]～i.i.d. N（0，[σ2]）。如果[-1<ρ<1]，則[Pt]序列為平穩(wěn)時(shí)間序列（或者是趨勢平穩(wěn)時(shí)間序列）；如果[ρ=1]，則[Pt]序列是一階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列；如果[ρ>1]，則[Pt]序列是發(fā)散的時(shí)間序列。此時(shí)，判斷[Pt]序列平穩(wěn)的原假設(shè)是H0：[ρ=1]，備擇假設(shè)是H1：[ρ<1]。

在公式（2）、（3）、（4）的等式兩邊同時(shí)減掉[Pt-1]，同時(shí)，由于本文研究采用的數(shù)據(jù)是日度數(shù)據(jù)，為了消除異方差并減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性，對原始的[Pt]序列做對數(shù)處理，因此公式（2）、（3）、（4）可以進(jìn)一步表示為如下形式：

在上述公式中，[η=ρ-1]，所以原假設(shè)為H0：[η=0]，備擇假設(shè)是H1：[η<0]，[Rt=lnPt-lnPt-1]表示第t日的收益率。

如果中國證券市場價(jià)格滿足隨機(jī)游走模型，那么原始的對數(shù)價(jià)格序列應(yīng)該是非平穩(wěn)的，而對數(shù)收益率序列是平穩(wěn)的，也就是說原對數(shù)價(jià)格序列應(yīng)為一階單整時(shí)間序列。一旦中國證券市場的對數(shù)價(jià)格序列滿足隨機(jī)游走模型，我們就認(rèn)為我國證券市場的定價(jià)機(jī)制基本有效，符合弱勢有效的假定。

2. 基于事件研究的檢驗(yàn)方法。事件研究法（Event Study Methods）是證券市場研究中被廣泛使用的一種實(shí)證方法，其主要的作用就是分析某一特定事件發(fā)生前后相關(guān)指標(biāo)的變化情況，進(jìn)而探究該事件的發(fā)生對證券市場的影響。

針對本文研究目的，我們希望采用事件研究法討論IPO暫停這一事件發(fā)生前后，我國證券市場累計(jì)超額收益率的波動(dòng)情況，從而判別我國證券市場定價(jià)機(jī)制能否達(dá)到Fama描述的半強(qiáng)式有效市場的水平。我們以IPO暫停公布日（如若當(dāng)天不是交易日，選用事件發(fā)生后的第一個(gè)交易日）作為事件發(fā)生日，并且以事件發(fā)生日前后各15個(gè)交易日作為事件窗口，其中事件發(fā)生前的15天為信息泄漏期，而事件發(fā)生后的15天為事后檢驗(yàn)期。此外，我們選用IPO暫停事件發(fā)生前100天作為估計(jì)窗口。

累計(jì)超額收益率的計(jì)算是事件研究法的核心，首先需要計(jì)算上證綜指、深證成指、中小板指數(shù)及創(chuàng)業(yè)板指數(shù)的日收益率，計(jì)算公式如下所示：

把計(jì)算得到的平均超額收益率和累計(jì)超額收益率與零收益率做比較，如果兩個(gè)超額收益率與零收益率無差異，我們就認(rèn)為IPO暫停事件的發(fā)生對證券市場收益沒有影響，表明我國證券市場已經(jīng)達(dá)到半強(qiáng)式有效的水平；如果存在正的超額收益，則認(rèn)為我國證券市場對IPO暫停事件反應(yīng)不充分，未達(dá)到半強(qiáng)式有效；如果存在負(fù)的超額收益，則認(rèn)為我國證券市場對IPO暫停反應(yīng)過度，同樣未達(dá)到半強(qiáng)式有效。

四、我國證券市場融資效率原因分析：檢驗(yàn)結(jié)果

本部分對上文設(shè)定的模型結(jié)果進(jìn)行分析。從圖3上證綜指、深證成指、中小板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的變化趨勢可以看出，四個(gè)指數(shù)的收益率均呈現(xiàn)帶狀分布特征，具有波動(dòng)聚集的特點(diǎn)。此外，我們還可以發(fā)現(xiàn)，上證綜指和深證成指收益率的波動(dòng)幅度明顯大于中小板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的波動(dòng)幅度，但四個(gè)指數(shù)收益率在2014年之后波動(dòng)幅度變大。在這種情況下，超過6個(gè)點(diǎn)的收益依舊存在。從證券市場的正負(fù)收益率的天數(shù)來看，在樣本觀測期1213個(gè)交易日的收益率中，上證綜指有638天的收益率為正，占總天數(shù)的52.60%；深證成指有607天的收益率為正，占總天數(shù)的50.04%；中小板指數(shù)有658天的收益率為正，占總天數(shù)的54.25%；創(chuàng)業(yè)板指數(shù)有640天的收益率為正，占總天數(shù)的52.46%。由此可知，我國證券市場在樣本觀測期內(nèi)四個(gè)指數(shù)的收益率為正天數(shù)均超過50%。結(jié)合我國證券市場收益率的均值較小這一特點(diǎn)，可以進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，我國證券市場的財(cái)富效應(yīng)功能缺失。

（一）我國證券市場定價(jià)效率的弱勢有效性檢驗(yàn)

依托隨機(jī)游走模型，采用ADF檢驗(yàn)方法對我國證券市場價(jià)格指數(shù)的對數(shù)值和證券市場的對數(shù)收益率進(jìn)行檢驗(yàn)，從而判斷我國證券市場的定價(jià)效率是否滿足Fama提出的弱勢有效水平，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，上證綜指的ADF統(tǒng)計(jì)量為0.3674，大于10%的顯著性水平下的臨界值-1.6165，并且P值為0.7904，同樣大于10%的顯著性水平，這表明，上證綜指在樣本觀測期內(nèi)存在單位根，為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。為了證明上證綜指是否滿足隨機(jī)游走模型，對上證綜指做一階差分，得到上證綜指的對數(shù)收益率，然后再做一次ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，上證綜指的對數(shù)收益率ADF統(tǒng)計(jì)量為-31.0273，小于1%顯著性水平下的臨界值-2.5669，P值同樣小于1%的顯著性水平，這意味著上證綜指對數(shù)收益率在樣本觀測期內(nèi)不存在單位根，因此該時(shí)間序列為平穩(wěn)序列。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，上證綜指滿足設(shè)定的隨機(jī)游走模型。以此類推，我們采用相同的辦法對深證成指、中小板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果與上證綜指的檢驗(yàn)結(jié)果保持一致，這就意味著從以上四個(gè)指數(shù)來看，我國證券市場在樣本觀測期內(nèi)已經(jīng)基本達(dá)到弱勢有效水平。

（二）我國證券市場定價(jià)效率的半強(qiáng)式有效性檢驗(yàn)

根據(jù)IPO暫停這一事件發(fā)生之后，我國證券市場的平均日超額收益率和累計(jì)平均日超額收益率的變化情況來進(jìn)一步判斷我國證券市場是否達(dá)到半強(qiáng)式有效水平。我國證券市場四個(gè)指數(shù)的平均日超額收益率和累計(jì)平均日超額收益率在最近的兩次IPO暫停之后的變化情況如圖4、圖5所示。

從圖4的平均日超額收益率和累計(jì)平均日超額收益率的變化趨勢可以看出，在IPO暫停之前，累計(jì)平均日超額收益率先上升后下降，在IPO暫停發(fā)生之前的第6天，累計(jì)平均收益率變?yōu)樨?fù)值，此后，累計(jì)平均日超額收益率開始上升但是依舊為負(fù)值。在事后檢驗(yàn)期，累計(jì)超額收益率持續(xù)走低，并在IPO暫停后的第3天再次變?yōu)樨?fù)值，而且其下降趨勢沒有改變。這表明，在2012年11月3日IPO暫停事件發(fā)生之前，我國證券市場的價(jià)格對此信息反應(yīng)過度，還沒有達(dá)到半強(qiáng)式有效的水平。

從圖5的平均日超額收益率和累計(jì)平均日超額收益率的變化也可以發(fā)現(xiàn)，在2015年7月4日IPO暫停事件發(fā)生之前，也即是還處于信息泄漏期的時(shí)候，平均日超額收益率就基本為負(fù)，且累計(jì)平均日超額收益率呈現(xiàn)持續(xù)下降的趨勢。IPO暫停事件發(fā)生之后，雖然累計(jì)平均日超額收益率略微上升，但是并沒有改變累計(jì)超額收益率為負(fù)的現(xiàn)狀。這也表明，在此次IPO事件發(fā)生之前，我國證券市場的價(jià)格依舊對信息反應(yīng)過度，證券市場還沒有達(dá)到半強(qiáng)式有效的水平。

如果一個(gè)市場的定價(jià)機(jī)制是無效的，該市場就不可能有效地發(fā)揮證券市場的資源配置功能。這是因?yàn)?，一旦證券市場的定價(jià)缺乏效率，價(jià)格反映信息的能力就被大大削弱，投資者不得不花費(fèi)更多的精力去搜尋更多的信息，一旦投資者不能充分挖掘潛在的信息，這部分投資者就不會(huì)在證券市場進(jìn)行長期投資，更多的是一種投機(jī)行為，這就意味著證券市場的融資必將是無效率的。

五、結(jié)論及政策建議

本文采用增量法計(jì)算我國證券市場的直接融資比重，以此作為我國證券市場融資效率的度量指標(biāo)，研究表明，盡管我國證券市場經(jīng)過25年的發(fā)展，但融資效率還處于較低水平。從平均水平來看，我國證券市場在觀測期內(nèi)的直接融資比重還不足20%，這與美國證券市場發(fā)展的初期有顯著的差距。而造成這種現(xiàn)象的一個(gè)可能的原因是我國證券市場還沒有達(dá)到半強(qiáng)勢有效的水平，而美國證券市場的半強(qiáng)勢有效性早已成為共識。證券市場定價(jià)機(jī)制的扭曲使其不能有效地保護(hù)投資者的合法權(quán)益，資源配置功能發(fā)揮不暢，投資者將付出大量搜尋信息的成本，這意味著投資者收益的可預(yù)測性大大降低，缺失投資于證券市場的動(dòng)機(jī)，證券市場的融資效率相應(yīng)就會(huì)變得很低。

本研究的政策含義在于，政府應(yīng)該減少對于證券市場的干預(yù)。頻繁的暫停IPO雖然從短期來看能夠緩解一定的矛盾，但是從長期來看并不利于證券市場定價(jià)效率的提高。政府在證券市場的發(fā)展過程中扮演的更多是一種守夜人的角色，單純通過政策刺激直接融資比重的提升是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，應(yīng)把權(quán)利歸還市場，完善證券市場的定價(jià)機(jī)制及上市公司的信息披露機(jī)制，從而提高證券市場的定價(jià)效率。

注：

①[CDFRt=SMVt+BDBtBLBt+SMVt+BDBt×100%]。其中，[CDFRt]表示第[t]年存量法計(jì)算得到的直接融資比重；[SMVt]表示第[t]年的股票市場總市值；[BDBt]表示第[t]年的債券余額，包括政府債券余額和非政府債券余額；[BLBt]表示第[t]年的銀行貸款余額。

參考文獻(xiàn)：

[1]Allen F. 1983. A Normative Analysis of Informational Efficiency in Markets for Risky Assets[D].Nuffield College，Oxford.

[2]Bencivenga V，B. Smith，and R. Starr. 1995. Transactions Costs，Technological Choice，and Endogenous Growth[J].Journal of Economic Theory，67.

[3]Fama E F. 1970. Efficient capital markets：a review of theory and empirical work[J].Journal of Finance，25.

[4]Grossman S.，J. Stiglitz. 1980. On the Impossibility of Informationally Efficient Markets[J].American Economic Review，70.

[5]Levine R. 1991. Stock Markets，Growth，and Tax Policy[J].Journal of Finance，46.

[6]Lo，A.W. 2005. Reconciling Efficient Markets with Behavioral Finance：the Adaptive Markets Hypothesis[J]. Invest Consult，7.

[7]Lo，A. W. 2004. The Adaptive Markets Hypothesis：Market Efficiency from an Evolutionary Perspective[J].Portfolio Management，30.

[8]Manne H. 1965. Mergers and the Market for Corporate Control[J].Journal of Political Economy，73.

[9]Mayer，C. 1988. New Issues in Corporate Finance [J].European Economic Review，32.

[10]Tim，V. ，Lieven，D. M. ，F(xiàn)ilip， V. B. 2015.Towards a New Framework on Efficient Markets[J].Research in International Business and Finance，34.

[11]Zhou J. ，Lee，J. M. 2013. Adaptive Market Hypothesis：Evidence from the REIT Market[J].Applied Financial Economics，23.

[12]曾康霖.怎樣看待直接融資與間接融資[J].金融研究，1993，（10）.

[13]高鐵梅. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2009年.

[14]賴冥冥.金融結(jié)構(gòu)變遷與持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長——基于銀行主導(dǎo)型金融體系視角的分析[M].北京：中國金融出版社，2011年.

[15]祁斌，查向陽.直接融資和間接融資的國際比較[J].新金融評論，2013，（6）.

[16]沈軍.金融效率論[M]. 北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2006年.

[17]宋玉臣.市場有效周期理論的構(gòu)建、實(shí)證及應(yīng)用[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2015，（3）.

[18]孫國茂.中國股市與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行背離的原因分析[J].理論學(xué)刊，2012，（1）.

[19]王汝芳，杜勇宏.我國股票市場功能的實(shí)證分析[J].中國流通經(jīng)濟(jì)，2007，（6）.

[20]徐沛，白欽先.中國股票市場資源配置功能研究[M].北京：中國金融出版社，2006，（8）.

[21]楊滌.金融資源配置論[M].北京：中國金融出版社， 2011年.