我國證券市場融資效率問題

張文強+++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效率還沒有達(dá)到半強勢有效水平，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；定價效率；半強勢有效；事件研究法

中圖分類號：F830.91 文獻標(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年的時間里，不僅實現(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)為降低流動性風(fēng)險是證券市場的一個重要的功能，而流動性是證券市場能夠影響經(jīng)濟增長的內(nèi)在原因，具體來說，證券市場通過其流動性分散風(fēng)險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，促進經(jīng)濟增長（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行有效的監(jiān)控，這是證券市場進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)為三個主要方面，分別為促進風(fēng)險改善的功能、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)化配置社會資源，促使金融資源流向效率最高、競爭力最強的企業(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)證券市場的價格能夠及時充分地反映市場信息的時候，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)者提出的財富效應(yīng)功能已經(jīng)異化為財富毀滅功能（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。

本文的主要貢獻在于，第一，打破以往學(xué)者僅從微觀企業(yè)和一級市場進行分析的研究范式，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，摒棄簡單地將證券市場融資效率相關(guān)指標(biāo)與影響因素之間進行回歸分析的研究方法，而是根據(jù)價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效率進行分析，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)狀進行分析；第三部分和第四部分從證券市場定價效率的角度，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融資規(guī)模需求的滿足程度。這是因為證券市場的直接融資作為銀行間接融資的必要補充，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，但是如果在整個社會融資規(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)生實質(zhì)性的改變，這是因為證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社會的金融結(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年的社會融資規(guī)模存量。

與存量法相比，采用增量法計算直接融資比重，優(yōu)點在于可以相對準(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，增量法計算直接融資比重所使用的是2002年開始中國人民銀行每個月定期公布的數(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，而且可以滿足各個時間頻度的研究需求。但是增量法也存在一定的缺點，比如在核算國際上其他國家的直接融資比重時，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，在進行國際比較時通常使用存量法。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，直接融資比重又開始進入下行區(qū)間。

統(tǒng)計數(shù)字進一步表明，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，僅占全部樣本數(shù)量的3.33%，而有41個樣本觀測值低于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，所能滿足的社會融資需求還十分有限，證券市場的融資效率還有待進一步提高。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，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（累計值）的復(fù)合增長率僅為1%，但是其波動幅度卻在不斷加深，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，還是用累計值計算直接融資比重，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)濟學(xué)原理可以得知，價格決定供需，價格這只“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時產(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，市場的價格波動又會產(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，證券市場定價效率決定了證券市場的融資效率。證券市場的定價效率越高，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不同的層次，可以采用不同的方法進行實證檢驗。一般來說，弱勢有效市場的檢驗方法主要為基于隨機游走模型的檢驗；半強式有效市場的檢驗方法為基于事件研究法的檢驗；而強式有效市場主要通過私有信息進行檢驗，但是檢驗方法還有待完善。

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，本文利用隨機游走模型和事件研究法來進行研究。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)四個部分，因此分析更加全面深入。另外，由于本文重點關(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式有效性進行驗證的時候，我們選取IPO暫停這一事件，因為證券市場一旦停止新股發(fā)行，其直接融資功能勢必會受到影響，國內(nèi)外從這個角度對證券市場有效性進行的研究尚不充分。

（二）模型的設(shè)定

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

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日的證券市場價格，[Pt-1]表示第t-1日的證券市場價格，[α]表示常數(shù)項，[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)時間序列（或者是趨勢平穩(wěn)時間序列）；如果[ρ=1]，則[Pt]序列是一階單整的非平穩(wěn)時間序列；如果[ρ>1]，則[Pt]序列是發(fā)散的時間序列。此時，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）的等式兩邊同時減掉[Pt-1]，同時，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)的波動性，對原始的[Pt]序列做對數(shù)處理，因此公式（2）、（3）、（4）可以進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格滿足隨機游走模型，那么原始的對數(shù)價格序列應(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)價格序列應(yīng)為一階單整時間序列。一旦中國證券市場的對數(shù)價格序列滿足隨機游走模型，我們就認(rèn)為我國證券市場的定價機制基本有效，符合弱勢有效的假定。

2. 基于事件研究的檢驗方法。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，我國證券市場累計超額收益率的波動情況，從而判別我國證券市場定價機制能否達(dá)到Fama描述的半強式有效市場的水平。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天為事后檢驗期。此外，我們選用IPO暫停事件發(fā)生前100天作為估計窗口。

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

把計算得到的平均超額收益率和累計超額收益率與零收益率做比較，如果兩個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)到半強式有效。

四、我國證券市場融資效率原因分析：檢驗結(jié)果

本部分對上文設(shè)定的模型結(jié)果進行分析。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，四個指數(shù)的收益率均呈現(xiàn)帶狀分布特征，具有波動聚集的特點。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)收益率的波動幅度，但四個指數(shù)收益率在2014年之后波動幅度變大。在這種情況下，超過6個點的收益依舊存在。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，可以進一步發(fā)現(xiàn)，我國證券市場的財富效應(yīng)功能缺失。

（一）我國證券市場定價效率的弱勢有效性檢驗

依托隨機游走模型，采用ADF檢驗方法對我國證券市場價格指數(shù)的對數(shù)值和證券市場的對數(shù)收益率進行檢驗，從而判斷我國證券市場的定價效率是否滿足Fama提出的弱勢有效水平，檢驗結(jié)果如表1所示。從表1的檢驗結(jié)果可以看出，上證綜指的ADF統(tǒng)計量為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)的時間序列。為了證明上證綜指是否滿足隨機游走模型，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，檢驗結(jié)果顯示，上證綜指的對數(shù)收益率ADF統(tǒng)計量為-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，因此該時間序列為平穩(wěn)序列。上述檢驗結(jié)果表明，上證綜指滿足設(shè)定的隨機游走模型。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)進行檢驗，檢驗結(jié)果與上證綜指的檢驗結(jié)果保持一致，這就意味著從以上四個指數(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）我國證券市場定價效率的半強式有效性檢驗

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平均日超額收益率的變化情況來進一步判斷我國證券市場是否達(dá)到半強式有效水平。我國證券市場四個指數(shù)的平均日超額收益率和累計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，累計平均收益率變?yōu)樨?fù)值，此后，累計平均日超額收益率開始上升但是依舊為負(fù)值。在事后檢驗期，累計超額收益率持續(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，我國證券市場的價格對此信息反應(yīng)過度，還沒有達(dá)到半強式有效的水平。

從圖5的平均日超額收益率和累計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候，平均日超額收益率就基本為負(fù)，且累計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，雖然累計平均日超額收益率略微上升，但是并沒有改變累計超額收益率為負(fù)的現(xiàn)狀。這也表明，在此次IPO事件發(fā)生之前，我國證券市場的價格依舊對信息反應(yīng)過度，證券市場還沒有達(dá)到半強式有效的水平。

如果一個市場的定價機制是無效的，該市場就不可能有效地發(fā)揮證券市場的資源配置功能。這是因為，一旦證券市場的定價缺乏效率，價格反映信息的能力就被大大削弱，投資者不得不花費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在證券市場進行長期投資，更多的是一種投機行為，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)象的一個可能的原因是我國證券市場還沒有達(dá)到半強勢有效的水平，而美國證券市場的半強勢有效性早已成為共識。證券市場定價機制的扭曲使其不能有效地保護投資者的合法權(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機，證券市場的融資效率相應(yīng)就會變得很低。

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機制及上市公司的信息披露機制，從而提高證券市場的定價效率。

注：

①[CDFRt=SMVt+BDBtBLBt+SMVt+BDBt×100%]。其中，[CDFRt]表示第[t]年存量法計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：

[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. 計量經(jīng)濟分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實例[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)濟運行背離的原因分析[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證分析[J].中國流通經(jīng)濟，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.