融資融券對我國股市波動性的影響

盧妙妙

（浙江工商大學金融學院，浙江 杭州 310018）

一、引言

融資融券交易也稱為證券信用交易，狹義上是指投資者向具有融資融券交易資格的證券公司提供擔保物，供其借入資金買入股票（融資交易）或借入股票并賣出（融券交易）的行為；廣義上的融資融券包括金融機構對證券公司的融資融券以及證券公司對投資者的融資融券（即轉融通）。目前國際上流行的融資融券模式基本上有4種：證券融資公司模式、投資者直接授信模式、證券公司授信模式以及登記結算公司授信模式。

2006年6月30日，《證券公司融資融券業(yè)務試點內(nèi)部控制指引》和《證券公司融資融券業(yè)務試點管理辦法》由中國證監(jiān)會同時對外發(fā)布；2008年4月25日，《證券公司風險處置條例》和《證券公司監(jiān)督管理條例》相繼出臺；2010年1月8日，融資融券試點業(yè)務原則上通過了國務院的審議并在同年3月30日，國信證券、中信證券、國泰君安、海通證券、廣發(fā)證券和光大證券等6個試點券商正式接到了滬深證券交易所的通知，于2010年3月31日正式開始融資融券交易試點。這標志著我國融資融券交易正式進入實質(zhì)性的市場操作階段。截至目前，我國共有25家券商可以進行融資融券交易。

融資融券交易制度的意義在于其對市場有效性的增強做出了重要貢獻。波動性和流動性是價格發(fā)現(xiàn)機制所要解決的兩個問題，也是衡量有效證券市場的兩大重要方面。事實上，融資融券交易中的價格發(fā)現(xiàn)機制能夠抑制市場的過度波動，并且很好地提高市場流動性，從而保證市場有效性的實現(xiàn)。首先，我國證券市場長期以來都是單邊運行，缺乏穩(wěn)定運行的內(nèi)在機制，從而導致了市場波動的幅度較大。而融資融券提供了多空雙向的交易機制，這種信用交易機制能發(fā)揮價格穩(wěn)定器的作用。其次，證券價格的不斷調(diào)整能夠增加市場的流動性。根據(jù)市場的瞬時信息所決定的融資、融券交易決策，最終都能導致買入、賣出兩筆交易，這將大大提高市場的交易流量，放大資金效率，進而提高市場的流動性。最后，高效的價格發(fā)現(xiàn)機制說明市場能夠對證券進行合理定價。在一個投資者活躍、信息對稱的市場中，價格發(fā)現(xiàn)機制就能夠起到關鍵作用。參與者對供求曲線的一致估計就能向真實的供求曲線無限靠近，最終保證市場對證券價格做出合理的預期。

二、文獻回顧

道格拉斯、羅伯特（Diamond Douhlas W.，Verrecchia Robert E.，1987）發(fā)現(xiàn)，當賣空在受到約束的條件下，根據(jù)未公開的利空消息，股價調(diào)整速度顯著慢于根據(jù)未公開的利好消息下的股價調(diào)整速度。查爾斯，歐文（Jones Charles M.，Lamont Owen A.， 2002）、 阿 圖 羅 ， 威 廉 ， 朱 （Bris Arturo，Goetzmann William， Zhu Ning， 2003）和 張 ， 于（Chang Eric C，Yu Yinghui，2007）指出，賣空約束條件下會引起個股價格被高估，它的收益率分布幾乎很少呈現(xiàn)負偏形態(tài)。

袁莉（2011）認為融資融券業(yè)務的意義在于提高證券市場運行效率、提高證券公司盈利能力和為投資者提供新的盈利手段。然而，融資融券給證券市場帶來了風險，加大了證券公司的風險，增加了投資者的投資風險。湯弦和盧濤（2010）、王建瓊和盧濤等（2010），張宗新和繆婧倩（2011）等指出了融資和融券業(yè)務存在的問題，比如：融資融券交易成本過高且風險對沖較少、融資融券標的范圍過窄、風險防范制度過嚴、投資者資金利用率較低以及多年來的投資習慣難以改變等。

廖士光和楊朝軍（2006）、武英芝（2011）和廖士光（2011）認為融資融券的價格發(fā)現(xiàn)功能正在逐步顯現(xiàn)出來。在融資融券交易的引入對于股票市場波動性的影響方面，王春富（2007）發(fā)現(xiàn)，在香港證券市場上，融資融券交易起到了一定的穩(wěn)定證券市場的作用；龔紅霞（2010）發(fā)現(xiàn)，對內(nèi)地股票市場而言，融資融券對股市的波動性影響十分復雜。由于內(nèi)地股票市場相對不成熟，某些因素可能減少股價波動，另一些因素可能加劇股價波動。而在賣空交易與市場流動性之間的關系研究方面，廖士光和駱玉鼎（2007）得出了融資買空交易給市場注入了流動性，買空交易是市場流動性的Granger原因的結論。蔡笑和田奎（2009）發(fā)現(xiàn)臺灣融資融券交易對股市的流動性具有顯著的提升作用。夏丹和鄧梅（2011）發(fā)現(xiàn)融資能夠顯著增加市場的波動性，融券則會降低市場的波動性，而融資融券都會提高證券市場的流動性。

三、融資融券作用機制原理

從理論的角度來看，將融資融券交易機制引入證券市場，可以起到內(nèi)在穩(wěn)定器的作用。在融資融券交易引入之前，證券市場呈現(xiàn)單邊的運行形態(tài)，投資者在各種證券供給數(shù)量確定、又沒有相應替代品的情況下，一旦正常的供求關系被打破，就會引起股市的劇烈動蕩。在融資融券交易被引入之后，相關證券的供給彈性得到提高，我們可以從圖1的傳導機制圖發(fā)現(xiàn)它的作用原理：當市場中的一些投機者惡意炒作的時候，一些理性的投資者就會發(fā)現(xiàn)股票價格過高而產(chǎn)生的泡沫，他們預計這只股票在未來的某一天股價會下跌，因此他們通過對這只股票進行融券交易進行做空。在對這只股票進行做空的同時，這只股票在市場上的供給就會明顯增加，一旦買入量無法得到支持，股價就會迅速下跌，有效地抑制了股票價格泡沫的膨脹；另一方面當市場上的其他交易者看到融券買入量增加，也會增加警覺性，從而促使該只股票價格回到合理的投資價格，并起到一定的示范效應。同樣的，當市場上一只股票價格被過度打壓，低于它的合理投資價格時，一些理性的投資者就會通過融資交易買入該只股票，希望在未來這只股票價格上漲的時候獲取收益。這么做一方面增加了該只股票的需求，對這只股票的價格起到托市的作用，另一方面也向市場上的其他交易者傳達了一個積極的信號。

四、實證檢驗與解釋

自2010年3月31日我國證券市場正式開始融資融券交易以來，已經(jīng)有兩年的時間，本文將對我國證券市場引入融資融券交易后同股票市場波動間的關系進行實證研究，以驗證融資融券交易是否會造成股票市場的動蕩。本文選取2010年4月1日—2013年1月31日為研究時間段，共691個交易日，融資融券數(shù)據(jù)由上海證券交易所融資融券匯總數(shù)據(jù)所得。由于滬深300指數(shù)成分股包含10個行業(yè)，跨越滬深兩市，覆蓋滬深市場六成左右的市值，樣本股均為規(guī)模大、流動性好的股票，可以看作市場整體走勢的“晴雨表”。數(shù)據(jù)來自同花順炒股軟件。

圖1：融資融券內(nèi)在機制運行傳導圖

（一）單位根檢驗

在運用回歸方法研究時間序列之間關系的時候，要注意考察原序列是否平穩(wěn)。如果原序列是非平穩(wěn)的，盡管通過回歸檢驗發(fā)現(xiàn)序列之間關系比較顯著，但實際上這種回歸是一種“偽回歸”（spurious regression）。所以，我們首先檢驗滬深300指數(shù)月收盤收益率序列（HS300）、融資每月日平均交易額變化率序列（RZ）、融券每月日平均交易額變化率序列（RQ）的平穩(wěn)性。單位根檢驗法是檢驗序列平穩(wěn)性的常用方法，它的原理就是檢驗序列是否存在單位根。如果序列存在單位根，則序列是不平穩(wěn)的；相反若原序列不存在單位根，則說明原序列具有平穩(wěn)性。單位根檢驗方法有DF（Dickey-Fuller）檢驗法和ADF（augmented Dickey-Fuller）檢驗法。這里我們采用的是ADF檢驗法，ADF檢驗的回歸方程式為：

其中t是趨勢變量或時間，ΔYt為序列的一階差分，由于金融數(shù)據(jù)的時間序列往往具有自相關性，所以，加入ΔYt-i項用以消除變量自相關的影響。如果檢驗結果表明δ顯著異于0，則說明變量是平穩(wěn)的過程I（0）；否則δ顯著為0，則說明變量是單位根過程I（1）。單位根檢驗表明，在1%的顯著性水平下，HS300、RZ和RQ原序列的ADF絕對值都大于1%臨界值的絕對值，因此拒絕原假設，HS300、RZ和RQ原序列是平穩(wěn)的I（0）過程，而且它們各自的差分序列也是平穩(wěn)的I（0）過程。

（二）回歸分析

為了進一步分析HS300對RZ和RQ的影響，我們采用回歸分析的計量方法，通過建立一元線性回歸模型并對回歸模型進行擬合度檢驗和顯著性檢驗，并對結果進行分析，給出合理的結論。

一元線性回歸模型可以寫成：

利用EViews軟件，我們分別可以得到式（4）、（5）的估計值。

從回歸結果我們可以得到樣本回歸函數(shù)：HS300=-0.02174+0.0696RZ，表明融資每月日平均交易額上升1%，相對應月份滬深300月收盤收益率上升0.0696%。對模型進行擬合度檢驗，擬合度值用判定系數(shù)R2表示，R2值越接近于1，模型的擬合程度越高。從回歸結果中我們可以得到R2值為0.3162，一方面說明該回歸模型擬合程度不高，另一方面也可能是因為解釋變量過少使得R2值很小。對模型進行顯著性檢驗，即F檢驗，是為了檢驗模型的線性關系在總體上是否顯著成立。我們得到F=14.3372，它的伴隨概率為0.0007。因此拒絕原假設，方程通過顯著性檢驗。對模型中的解釋變量進行顯著性檢驗，即t檢驗，是為了檢驗每個解釋變量對被解釋變量的影響是否顯著，以決定是否作為重要的解釋變量保留在模型中。我們得到t0=1.9013，它的伴隨概率是0.0666， t1=3.7865，它的伴隨概率是0.0007，兩個t值的伴隨概率都很小，我們因此拒絕原假設，解釋變量通過顯著性檢驗。相同的，我們可以得到樣本回歸函數(shù)：HS300=-0.0026+0.0017RQ，表明融券每月日平均賣出量上升1%，相對應月份的滬深300月收盤收益率上升0.0017%。我們可以得到R2值為0.0007，模型與樣本觀測值幾乎沒有擬合。對模型進行顯著性檢驗，得到F=0.0224，它的伴隨概率為0.88191。我們認為這個伴隨概率下可以接受原假設，方程沒有通過顯著性檢驗。對模型中的解釋變量進行顯著性檢驗，得到t0=-0.1939，它的伴隨概率是0.8475，t1=0.1498，它的伴隨概率是0.8819。所以不能拒絕原假設，變量沒有通過顯著性檢驗。

綜上所述，融資交易額變動率系數(shù)為正，表示融資交易額變動率與滬深300指數(shù)月收盤收益率成正相關關系，且指數(shù)收益率具有一定的滯后性。而融券交易額變動率對滬深300指數(shù)月收盤收益率影響較小。

（三）因果檢驗

從上述的回歸分析結果中我們可以知道，融券交易額變動率與融資交易額變動率對股市的影響不同。前者幾乎沒有影響，而后者在一定程度上對股市有影響。我們將用Granger因果檢驗進一步研究它們之間的因果關系。

Granger因果檢驗模型：

如果αi≠0，i=1，2，...m，則意味著Yt是Xt的Granger原因，如果 βj≠0，j=1，2，...n，則意味著Xt是 Yt的Granger原因。

之前我們已經(jīng)檢驗得到HS300，RZ，RQ均為平穩(wěn)的I（0）過程，現(xiàn)在我們檢驗它們是否存在因果關系，并且進一步研究它們的因果關系動向。由于EViews6.0自動生成滯后階數(shù)，所以我們不用通過AIC和SIC來確定最優(yōu)滯后階數(shù)。由HS300與QZ的Granger因果檢驗結果和HS300與RQ的Granger因果檢驗結果可知，由于伴隨概率為0.4624、0.1387，原假設不能推翻，融資交易額變化率與滬深300指數(shù)收益率之間沒有顯著的因果關系。相同的，融券交易額變化率與滬深300指數(shù)收益率之間也沒有顯著的因果關系。這一檢驗結果與回歸分析中的結論基本相同，即滬深300指數(shù)月收益率與融資融券交易額變化率之間雖然存在著正相關的關系，但它在統(tǒng)計意義上是不顯著的。對于這樣的檢驗結果，我們認為融資融券交易的推出對于我國滬深股市而言，并沒有造成很大的波動性影響，即使市場出現(xiàn)異常波動，這種波動也不是由于融資融券本身造成的。

五、結果分析與研究結論

通過實證分析，我們發(fā)現(xiàn)融資融券交易被引入我國滬深股票市場之后，對市場波動性的影響不大，并沒有像理論意義上起到的內(nèi)在穩(wěn)定器的作用。筆者認為存在以下五點原因：

第一，融資融券交易采用保證金的交易形式，這種交易形式會將收益或損失放大若干倍，形成杠桿效應。因此，無論投資者抱有何種心態(tài)、策略進行操作，都是相當謹慎的。

第二，我國融資融券業(yè)務開展以來，因為投資者對其了解不多，再加上本身有著比較高的門檻，最初融資融券交易量很少，且融資交易額占了融資融券交易總額的99%，融資融券交易額的增長態(tài)勢幾乎與融資交易額的增長態(tài)勢相同，出現(xiàn)嚴重的“跛足”狀態(tài)。進入2011年，融資融券兩者的交易額均顯著地提高，表明市場接納融資融券交易的程度得到提高，但是融券交易額初期極小的交易量與后期穩(wěn)定的交易量形成了巨大的量差，導致實證檢驗結果產(chǎn)生了一定的誤差，這也是為什么我們通過Granger因果檢驗無法得到融券交易能夠降低股票市場的波動性結論的原因。

第三，我國的證券市場是一個不成熟的市場。我國證券市場發(fā)展二十多年，雖然已經(jīng)取得了一定的進步，但距離成熟的市場還有很大的差距。從制度上來看，新股發(fā)行定價機制存在著比較大的問題，“三高”現(xiàn)象屢禁不止，投資者對新股的過度追捧更是一個負面的示范效應，另外沒有合規(guī)的退市制度，無法讓企業(yè)開展有序公平的競爭。信息不透明也是目前存在的一個重大問題。從投資者來看，中國擁有全世界最多的股民，且以小股民居多。他們大多沒有豐富的投資經(jīng)驗，但熱衷于炒短線的“投機行為”，是市場中絕對的弱勢群體。由于信息不對稱、內(nèi)幕交易等情況的存在，中國股市常出現(xiàn)暴漲暴跌的現(xiàn)象。順周期似乎成了股市的一種常態(tài)，這也是為什么我國股市自從引入融資融券交易以后，融資融券交易額的變化反而從一定程度上加大了股市波動的原因。

第四，采集數(shù)據(jù)的樣本過少。HS300樣本是每個月的月收盤指數(shù)收益率，RZ，RQ的樣本是融資融券每個月的日平均交易額變化率。而且我國融資融券的標的證券過少。可以考慮將滬深300成分股作為融資融券的標的證券。

第五，我國目前還沒有建立市場化的轉融通機制。目前融資融券交易業(yè)務發(fā)展的不平衡很大程度上是因為我國融資融券制度采取券商自有證券和自有資金的模式，很有必要通過引入市場化的轉融通機制，使券商在融入資金或證券無法滿足投資者需求的時候，可以由第三方金融機構向券商提供資金和相應的股票，券商則扮演中介的角色，將第三方金融機構提供的股票和資金轉融通給投資者，從而能夠極大擴大市場上股票和資金的來源。

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