第四章 敘述性統計與實證結果
第一節 整體市場
三 標準化之成交量
表（20）所示之兩樣本 t 檢定及 Two-sample Wilcoxon rank-sum
（Mann-Whitney）檢定之實證結果顯著。
52824 .1305744 Robvar
W0 = 209.63821 df（1, 52822） Pr > F = 0.00000000 W50 = 141.70187 df（1, 52822） Pr > F = 0.00000000 W10 = 163.46973 df（1, 52822） Pr > F = 0.00000000
unequal variances
Two-sample t test with unequal variances t = 15.0562
Pr（|T| > |t|） = 0.0000
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test Z= 17.134 之兩樣本 t 檢定及 Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney）檢定之 實證結果顯著。
‧
52824 .4140553 Robvar
W0 = 1288.35257 df（1, 52822） Pr > F = 0.00000000 W50 = 680.08413 df（1, 52822） Pr > F = 0.00000000 W10 = 817.77101 df（1, 52822） Pr > F = 0.00000000
unequal variances
Two-sample t test with unequal variances t = 29.6118
Pr（|T| > |t|） = 0.0000
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test Z= 33.323
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Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney）檢定之實證結果顯著；
表 22 實證結果：vol（資本額未變動）
檢定 vol-21 個樣本公司
樣本數 平均數
政策前 1932 2582.7562
政策後 1974 2022.1575
3906 560.5987 Robvar
W0 = 2.2228757 df（1, 3904） Pr > F = 0.13606036 W50 = 4.7941670 df（1, 3904） Pr > F = 0.02861525 W10 = 5.6176095 df（1, 3904） Pr > F = 0.01782921
equal variances
Two-sample t test with equal variances t = 4.3320
Pr（|T| > |t|） = 0.0000
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test z = 13.759
Prob > |z| = 0.0000 (二) 標準化的成交量
政策前每日平均之標轉化的成交量為 0.205035，政策後每日平均之 標轉化的成交量為-0.20067，在平盤以下不能放空政策後發現每日平均 之標轉化的成交量減少 0.405707，結果同前述之假設。所述之政策前後 之差異，參見表（23）所示之兩樣本 t 檢定及 Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney）檢定之實證結果顯著；
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表 23 實證結果：pp（資本額未變動）
檢定 pp-21 個樣本公司
樣本數 平均數
政策前 1932 .2050348
政策後 1974 -.2006724
3906 .4057072 Robvar
W0 = 76.183793 df（1, 3904） Pr > F = 0.00000000 W50 = 50.834682 df（1, 3904） Pr > F = 0.00000000 W10 = 57.508489 df（1, 3904） Pr > F = 0.00000000
unequal variances
Two-sample t test with unequal variances t = 12.9357
Pr（|T| > |t|） = 0.0000
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test z = 17.545
Prob > |z| = 0.0000 (三) 週轉率
政策前每日平均之週轉率為 1.008163，政策後每日平均之週轉率為 為 0.668451，在平盤以下不能放空政策後發現每日平均之週轉率減少 0.339712，結果同前述之假設。所述之政策前後之差異，參見表（24）
所示之兩樣本 t 檢定及 Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney）
檢定之實證結果顯著。
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表 24 實證結果：turnover（資本額未變動）
檢定 turnover-21 個樣本公司
樣本數 平均數
政策前 1932 .97343445
政策後 1974 .63960726
3906 .3397118 robvar
W0 = 56.849389 df（1, 3904） Pr > F = 0.00000000 W50 = 37.538800 df（1, 3904） Pr > F = 0.00000000 W10 = 45.948324 df（1, 3904） Pr > F = 0.00000000
unequal variances
Two-sample t test with unequal variances t = 7.8785
Prob > |z| = 0.0000
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test z = 13.018
Prob > |z| = 0.0000
以上相關整理如表（25）。觀察政策後的平均值皆較政策前高。
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表 25 政策前、後整體市場各變數的敘述性統計（資本額未變動）
敘述統計
政策前（21 家樣本公司）
變數 觀察值 平均數 標準差 最小值 最大值 合計 vol 1932 2582.756 3596.642 62 35523 4989884.59
qq 1932 2582.756 3596.642 62 35523 4989884.59 pp 1932 0.205035 1.121651 -1.18658 10.92512 - turnover 1932 1.008163 1.497609 0.0238 21.0098 -
政策後（21 家樣本公司）
變數 觀察值 平均數 標準差 最小值 最大值 合計 vol 1974 2022.158 4437.841 11 78015 3991739.89
qq 1974 2022.158 4437.841 11 78015 3991739.89 pp 1974 -0.20067 0.810129 -1.30923 7.440904 - turnover 1974 0.668451 1.174128 0.0028 15.4161 -
政策後前後差異
vol qq pp turnover 差異 560.5987 560.5987 0.405707 0.339712 附註：
1. vol：交易量。單位：千股
2. qq：交易量/流通在外股數之變動比例。單位：千股 3. pp：標準化
4. turnover：週轉率
‧
（26）所示之兩樣本 t 檢定及 Two-sample Wilcoxon rank-sum
（Mann-Whitney）檢定之實證結果顯著。
unequal variances
Two-sample t test with unequal variances t = -8.8723
Pr（|T| > |t|） = 0.0000
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test z = -4.878
Prob > |z| = 0.0000
‧
所示之兩樣本 t 檢定及 Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney）檢 定之實證結果顯著。另外，同前述電子工業成交量占整體市場的成交量約近
equal variances
Two-sample t test with equal unvariances t = 3.2736
Pr（T > t） = 0.0005
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test Z= 10.574
P-Value= 0.0000 三 標準化之交易量
如以標準化之交易量觀察電子工業的資料，它顯示電子業政策前、後的
‧
Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney）檢定之實證結果顯著。表 28 實證結果：電子 pp
unequal variances
Two-sample t test with unequal variances t = -5.8124
Pr（|T| > |t|） = 0.0000
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test Z= -6.036 Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney）檢定之實證結果顯著。
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表 29 實證結果：電子 turnover 檢定 turnover
樣本數 平均數
政策前 4968 2.4972
政策後 5076 1.8414
10044 .3112 Robvar
W0 = 239.0916 df（1, 10042） Pr > F = 0.0000 W50 = 161.7148 df（1, 10042） Pr > F = 0.0000 W10 = 191.3154 df（1, 10042） Pr > F = 0.0000
unequal variances
Two-sample t test with unequal variances t = 14.7413
Pr（|T| > |t|） = 0.0000
Two-sample Wilcoxon rank-sum （Mann-Whitney） test Z= 14.237
Prob > |z| = 0.0000 表 30 各產業別代碼
11 水泥工業 16 電器電纜 21 橡膠工業 27 觀光 99 其他 12 食品工業 17 化學生技醫
療 22 汽車工業 28 金融保險 13 塑膠工業 18 玻璃陶瓷
23
電子工業 29 貿易百貨 14 紡織工業 19 造紙工業 25 建材營造 30 證券 15 電機機械 20 鋼鐵工業 26 航運 97 油電燃氣‧ 國
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表 31 各產業政策前後敘述性統計-vol
產業 政策前 政策後 平均數差
異 T 值
平均數 標準差 數目 總計 比例 平均數 標準差 數目 總計 比例
11 1223 1579 644 787867 1 2085 4438 658 1371895 1 862 -4.6470＊＊＊
12 1862 3263 1472 2741448 2 1494 4323 1504 2247078 2 （368） 3.3424＊＊＊
13 5231 8001 1472 7700487 7 7871 8179 1504 11837969 10 2640 -7.9889＊＊＊
14 2855 3838 3128 8928929 8 1971 3065 3196 6298073 5 （884） 10.4158＊＊＊
15 2168 2552 1196 2593150 2 2046 3704 1222 2499921 2 （122） 2.7390＊＊＊
16 2901 4108 736 2134980 2 3918 9309 752 2946491 2 1017 -2.4369＊＊＊
17 2199 3573 1380 3034452 3 2172 3267 1410 3063169 2 （26） 1.5952＊ 18 1584 2237 460 728756 1 1830 3165 470 860198 1 246 -1.3661＊＊
19 2836 3822 644 1826439 2 3642 4720 658 2396379 2 806 -3.3813＊＊＊
20 4223 7539 1748 7381633 7 2618 4156 1786 4675437 4 （1605） 8.5141＊＊＊
21 3378 4505 736 2485980 2 2207 2767 752 1659453 1 （1171） 6.0649＊＊＊
22 2737 3555 368 1007249 1 2030 2577 376 763180 1 （707） 3.1123＊＊＊
23 9851 13506 4968 48939748 45 12975 21042 5076 65859120 53 3124 -3.3366＊＊＊
25 2634 4078 2024 5331997 5 2055 3372 2068 4250352 3 （579） 7.1499＊＊＊
26 2872 4006 1196 3435008 3 3150 4353 1222 3849041 3 278 -0.6321 27 1886 3380 460 867721 1 623 942 470 292786 0 （1263） 2.3648＊＊
28 5136 7817 736 3780219 3 5280 7490 752 3970510 3 144 3.0552＊＊＊
29 2512 3778 920 2311163 2 1720 2485 940 1617067 1 （792） 5.3520＊＊＊
97 308 434 184 56647 0 555 1020 188 104377 0 247 -0.1125 99 2353 2611 1656 3896793 4 2167 3043 1692 3666369 3 （186） 4.1492＊＊＊
26128 109970666 100 26696 124228866 100
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表 32 各產業政策前後敘述性統計-qq
產業 政策前 政策後 平均數差
異 T 值
平均數 標準差 數目 總計 比例 平均數 標準差 數目 總計 比例
11 1221 1576 644 786511 1 1766 3457 658 1162291 1 545 -3.6475＊＊＊
12 1843 3263 1472 2712958 3 1348 4277 1504 2027309 2 （495） 4.2446＊＊＊
13 5229 7996 1472 7697014 7 6611 6883 1504 9943667 11 1383 -4.2055＊＊＊
14 2740 3713 3128 8571671 8 1629 2668 3196 5207083 6 （1111） 14.7037＊＊＊
15 2032 2395 1196 2430158 2 1482 2494 1222 1810722 2 （550） 7.4851＊＊＊
16 2798 3916 736 2059068 2 3018 6508 752 2269296 3 220 -0.4698 17 2052 2882 1380 2831307 3 1686 2395 1410 2377735 3 （365） 4.8328＊＊＊
18 1584 2237 460 728756 1 1628 2848 470 765070 1 44 -0.2590 19 2836 3822 644 1826100 2 3458 4586 658 2275532 3 623 -2.6588＊＊＊
20 4032 7255 1748 7047445 7 2197 3541 1786 3923938 4 （1835） 10.2170＊＊＊
21 3378 4505 736 2485980 2 1839 2151 752 1382834 2 （1539） 8.4545＊＊＊
22 2716 3519 368 999332 1 1554 1953 376 584223 1 （1162） 5.5832＊＊＊
23 9269 12695 4968 46049709 44 8384 14335 5076 42557687 47 （885） 9.3036＊＊＊
25 2586 4069 2024 5233605 5 1672 2737 2068 3457859 4 （914） 10.0359＊＊＊
26 2814 3886 1196 3366132 3 2606 3265 1222 3183952 4 （209） 2.4284＊＊
27 1879 3381 460 864191 1 547 856 470 257284 0 （1331） 3.0535＊＊＊
28 5073 7772 736 3733448 4 4317 6327 752 3246552 4 （755） 5.6740＊＊＊
29 2397 3518 920 2204885 2 1263 1678 940 1187409 1 （1133） 8.8970＊＊＊
97 308 434 184 56647 0 461 824 188 86760 0 154 1.2125 99 2267 2490 1656 3754723 4 1571 2183 1692 2658915 3 （696） 10.4943＊＊＊
26128 105439641 100 26696 90366119 100
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第五章 結論與建議
第一節 結論
衡量股市在平盤以下不能放空的政策前、後期發現平均交易量有顯著的差 異，政策後的成交量-qq、週轉率、標準化的成交量等的平均值皆有減少。但是 以成交量衡量卻得到剛好相反的結果，可能是因為公司之資本額幾乎都會增加，
進而影響股市的成交量，且當初研究設計時融券保證金成數在政策之後是較小 的，也有可能受到該等的干擾。所述之成交量在政策後平均數增加是指尚未控制 流通在外股數變動的影響，而以成交量-qq 來衡量政策前、後對成交量的影響，
實證得到當初的假設。
另一個假設為政策的前、後，電子產業資金累積的情形，如同之前的四種衡 量方式。以交易量變數衡量，發現電子產業不論是平均成交量或總成交量都是增 加的情形。可是以成交量-qq 的變數衡量電子產業都是減少，然而，續前個之實 證結果，平盤以下不能放空政策，對我國股市空頭時期的成交量會產生顯著性的 減少，其中，各個產業受影響的幅度不全相同。在整體平均的交易量下降，所以 各產業的交易量可能幾乎都會下降，而電子產業其相對下降的交易量較少，雖說 實證結果說明其平均的成交量是下降，但與其他產業相較且與其所占股市成交量 比較，電子業在政策前、後期有資金累積的現象。
在股市空頭時，其成交量萎縮，投資人投資意願不大，而有關當局為對股市 護盤而施行平盤以下不能放空政策。例如，在 2008 年金融海嘯時，將有關先前 豁免平盤以下不能放空政策規定的台灣 50 等成分股，恢復受放空價格的限制，
然而，經由前述之實證結果發現平盤以下不能放空政策施行後對我國股市的成交
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量、流通性有減少的情形，所以，對於主管機關施行平盤以下不能放空政策的目 的及所預期的效果是有疑慮的，但是在非常時期（例如：1998 年那次實施平盤 限制或前前年的金融海嘯等）並不排斥有非常手段（平盤以下不能放空限制等抑 制股價下跌的措施），可是，非常時期的認定及其施行該等政策的期間要如何拿 捏，以讓市場那隻看不到的手來運行。
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第二節 建議與限制
本研究對於控制流通在外股數之變動進而影響成交量的情形，以流通在外股 數的變動率作為成交量的調整，然而，依此調整的假設是當流通在外股數的變動 所造成對成交量的變動成等比例的。
所用之成交量等變數衡量，主要是將變數的平均值政策前後差異作為受到政 策影響的觀察。但成交量的數字受到影響的因子很多，例如融資保證金成數、漲 跌幅等之類的影響、價格等，如擬更進一步衡量有關平盤以下不能放空政策對股 市成交量的影響，可將所觀察之成交量政策前後作適當的平減，以消除主管機關 在空頭時期施行各種政策之影響。
幾乎所有的文獻除了王林弘（2005）學者外，幾乎於所檢驗之期間皆未依多 空頭市場情況區分，如此觀之，可能對於平盤以下不能放空政策對股市相關之影 響探討不容易觀察，所以，建議未來之研究者可對於在檢驗所選之期間依有關多 空頭股市的文獻來區分所選定的樣本期間。
由於本研究所選取之樣本期間為平盤以下不能放空政策前後不連續的 4 個 月，而對於所選之期間相近，因此對於其他影響融券的政策如融券保證金成數剛 好控制於相同，或是，政策後的融券保證金成數是較政策前小，也就是說，對於 政策之後的保證金成數在所選的觀察期間內是較小，投資人的融資意願可能相較 大，將會產生干擾。又或，如擬將樣本期間增加，勢必受到融券保證金成數的影 響更大，因此，對於後續的研究者可能可以嘗試控制其他會影響在空頭時期政府 對於融券影響的其他政策。
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Bris, A., W. N. Goetzmann, and N. Zhu. 2007. “Efficiency and the bear: short sales
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