首先，本文考察信息風險溢價，研究信息風險與資產(chǎn)定價的關系，本文以2007年1月至2010年3月期間滬深300、中證200、中證500、上證50和上證180市場指數(shù)的成分股為樣本空間，采取構造組合的方法，研究信息風險溢價的存在性，在Fama-French資產(chǎn)定價的擴展模型的上增加信息風險因子，研究信息風險與資產(chǎn)定價的關系。結果表明，中證500指數(shù)成分股票零資產(chǎn)組合獲得顯著的信息風險溢價，且能夠被五因素模型解釋，而信息風險因子對該溢價沒有顯著解釋作用，這說明在禁止賣空的情況下中國證券市場上信息不對稱風險的定價能力不穩(wěn)定。其次，本文認為賣空機制是影響信息風險定價能力不穩(wěn)定的重要因素之一，并展開相應實證研究。以中國證券市場融資融券機制為例，采取事件研究方法，以融資融券標的股票調整事件為研究樣本，利用時變到達信息模型，實證研究引入賣空交易機制前后信息不對稱風險特征的動態(tài)變化趨勢。研究結果發(fā)現(xiàn)，引入融資融券機制后，知情交易到達和信息風險均呈顯著上升趨勢，非知情交易到達并沒有因為賣空機制的引入而顯著減少，賣空機制的實施使得信息風險被揭示的更為充分，表明賣空機制對信息風險的揭示程度具有顯著影響。最后，... 

【文章來源】：天津大學天津市 211工程院校 985工程院校 教育部直屬院校

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【學位級別】：碩士

【圖文】：

圖4-1時變交易到達的EKOP模型

圖4-2、圖 4-3 分別描述了非知情交易和知情交易到達數(shù)、信息不對稱風險tPIN 在有效日前、后 12-13 周（60 個交易日）的動態(tài)變化過程。從圖 4-2 可知：（1）在引入融資融券機制前后，知情交易到達數(shù)均大于非知情交易到達數(shù)，說明賣空交易可能更多是由于投資者掌握了有關股票價值的信息而發(fā)起的交易，其目的不是投機；（2）知情交易到達數(shù)隨時間的推移呈顯著上升趨勢，正如假設 1 所說，引入賣空機制后參與交易的知情交易者將增加；（3）非知情交易到達數(shù)隨時間的推移呈下降趨勢，下降趨勢不明顯。從圖 4-3 較直觀的表明在引入賣空機制后信息不對稱風險呈顯著上升趨勢。這與表 4-2 的結果相同，進一步佐證了本章的假設。圖 4-2 知情交易與非知情交易到達數(shù)及其變化趨勢

圖 4-3 信息不對稱風險及其變化趨勢實證結果表明，中國證券市場引入融資融券機制后，顯著提高了信息險，其原因是知情交易者的參與度顯著提高，而不是非知情交易到達數(shù)降，相反，引入融資融券機制后非知情交易到達數(shù)并沒有顯著下降，沒低非知情交易者的參與度，該結論與才靜涵和夏樂（2011）[58]的研究結同，香港市場上引入賣空機制后信息不對稱風險顯著提高是由于非知情數(shù)顯著下降，因此提出了噪聲交易假說。由此可知，中國證券市場上引入融資融券機制，不僅可以提高知情交與度，也不會顯著抑制非知情交易者的交易熱情，使得信息能更快的融，提高股票價格的調整速度，有利于價格發(fā)現(xiàn)，提高市場的有效性。表券市場引入賣空機制是有效的，同時也表明完善交易機制對中國證券市是有必要的。

【參考文獻】：
期刊論文
[1]賣空制度、流動性與信息不對稱問題研究——香港市場的個案[J]. 才靜涵,夏樂.  管理科學學報. 2011(02)
[2]私有信息風險被市場定價了嗎——來自中國股市的證據(jù)[J]. 劉莎莎,孔東民,邢精平.  金融評論. 2011(01)
[3]交易信息含量與資產(chǎn)定價:來自A股的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 朱元琪,劉善存.  系統(tǒng)工程. 2010(06)
[4]融資融券交易的市場沖擊效應研究——基于中國臺灣證券市場的經(jīng)驗與啟示[J]. 王旻,廖士光,吳淑琨.  財經(jīng)研究. 2008(10)
[5]滬市知情交易概率(PIN)特征與風險定價能力[J]. 韓立巖,鄭君彥,李東輝.  中國管理科學. 2008(01)
[6]股票與權證市場信息非對稱特征比較研究[J]. 房振明,王春峰,李曄.  北京理工大學學報(社會科學版). 2007(01)
[7]賣空交易機制對股價的影響——來自臺灣股市的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 廖士光,楊朝軍.  金融研究. 2005(10)
[8]三因素模型在中國證券市場的實證研究[J]. 鄧長榮,馬永開.  管理學報. 2005(05)

碩士論文
[1]融資融券交易對我國證券市場的影響研究[D]. 鐘笑珊.華南理工大學 2011



本文編號：2911981