融資融券非對稱交易與股票錯誤定價

林思涵，陳守東，劉 洋

1 吉林大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，長春 130012 2 吉林大學(xué) 商學(xué)院，長春 130012

引言

衡量一個資本市場健康與否的重要標(biāo)準(zhǔn)體現(xiàn)在兩方面，一方面資本市場是否具有較強(qiáng)的發(fā)現(xiàn)價格功能，另一方面資本市場是否具有較高的資產(chǎn)配置效率。作為新興市場國家，中國資本市場與上述兩項標(biāo)準(zhǔn)均存在一定差距，其最顯著的特征為資本市場異常波動現(xiàn)象較為頻繁。

2006年至2007年，受宏觀經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展和股權(quán)分置改革等政策效應(yīng)影響，中國股市發(fā)生歷史性暴漲，并在暴漲之后經(jīng)歷了長達(dá)一年之久的低迷狀態(tài)。部分學(xué)者通過與成熟市場對比發(fā)現(xiàn)，中國股市之所以出現(xiàn)頻繁的異常波動，可能是由于長期缺乏賣空機(jī)制所致。股市的單邊運行狀態(tài)導(dǎo)致投資者的悲觀信息無法通過股價得以體現(xiàn)，進(jìn)而引起股票定價偏差、股價波動異常。針對“單邊市”存在的弊端，2010年3月31日證券監(jiān)督管理委員會推出融資融券業(yè)務(wù)，此舉為投資者開辟了賣空渠道，結(jié)束了中國股市單邊運行的狀態(tài)。并在2010年至2014年4次擴(kuò)大融資融券標(biāo)的，滬深兩市近三分之一的股票可以進(jìn)行融資融券交易。然而，從2015年的股市異常波動看，該賣空渠道的開辟并沒有顯著提升中國股票市場的價格發(fā)現(xiàn)功能。虞一青等認(rèn)為賣空交易的失效是由于融資融券交易失衡導(dǎo)致的，融資融券非對稱交易在極大地增加賣空成本的同時，引發(fā)套利機(jī)制呈非對稱性狀態(tài)，進(jìn)而使套利者難以通過套利行為糾正錯誤定價，從而加劇了股價的波動性。因此，鑒于上述背景，本研究從股票的錯誤定價角度出發(fā)，分析資產(chǎn)價格泡沫、融資融券非對稱交易、投資者行為之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制，以探求融資融券對股票價格的微觀作用機(jī)理。

1 相關(guān)研究評述

在中國現(xiàn)有的融資融券制度設(shè)計中，融資買入基本不存在障礙，但融券賣出交易成本非常高，使中國融資融券比例遠(yuǎn)高于歐美發(fā)達(dá)國家水平，導(dǎo)致融券制度在市場加杠桿時期無法成為抑制市場非理性上漲的有效力量。中國融資融券業(yè)務(wù)的發(fā)展在為股票投資者引入賣空機(jī)制的同時，也為投機(jī)性交易者提供了杠桿放大機(jī)制。由于融資融券制度在施行過程中同時具有風(fēng)險對沖的賣空交易特征和以小博大的杠桿交易特征，杠桿交易特征主要體現(xiàn)在融資交易中融資融券比例失衡越嚴(yán)重，其杠桿交易特征越顯著，而其具有的風(fēng)險對沖的賣空交易特征越弱，在缺乏其他賣空渠道情況下，賣空約束則越強(qiáng)。本研究從融資融券制度的賣空交易特征、杠桿交易特征以及這兩個特征結(jié)合的角度分別評述融資融券交易對股價的影響機(jī)理。

關(guān)于融資融券制度的賣空交易特征的研究主要集中于賣空限制的放松對股票定價效率和崩盤風(fēng)險方面。XU認(rèn)為，賣空約束下股票價格對好消息的反應(yīng)比對壞消息的反應(yīng)更大，均衡的股票價格是公共信號的凸函數(shù)，因此賣空約束的存在降低了股票的定價效率；SAFFI et al.的研究表明，賣空約束較高的股票價格效率較低。還有研究集中于放松賣空限制與價格不穩(wěn)定或出現(xiàn)極端負(fù)回報的增加無關(guān)。BOEHMER et al.[10]發(fā)現(xiàn)，賣空者更活躍時股價的信息效率增加，這有助于股票的價格發(fā)現(xiàn)，減少與基本價值的背離；MASSA et al.[11]的研究則發(fā)現(xiàn)，在存在嚴(yán)重的信息不對稱和較為活躍的賣空交易時，其他投資者交易速度降低，導(dǎo)致股票價格的調(diào)整速度放緩，引致市場定價效率下降；BOEHMER et al.[12]的研究發(fā)現(xiàn)，具有較高門檻的賣空工具增加了賣空行為的交易成本，因此知情交易者具有較高的成本優(yōu)勢，不知情者被迫離開市場或被錯誤的信息引導(dǎo)，此時股票的隱含信息量上升，其價格發(fā)現(xiàn)功能下降。

投資者異質(zhì)信念作為行為金融學(xué)的重要研究分支，經(jīng)常與賣空約束結(jié)合在一起，異質(zhì)信念和投資者情緒均是行為金融學(xué)的重要研究分支。在錯誤定價方面，早在MILLER[13]的研究中就已對賣空約束下投資者異質(zhì)信念對資產(chǎn)價格的影響進(jìn)行了分析，并得出在賣空約束條件下投資者異質(zhì)信念水平越高，資產(chǎn)被高估的可能性越大，股價越偏離其基本價值。在崩盤風(fēng)險方面，HONG et al.[14]研究賣空約束下異質(zhì)信念對股市暴跌作用的微觀機(jī)理，同時成功地解釋了暴跌現(xiàn)象的三大特征，即無信息支持、不對稱性和傳染性。該研究結(jié)論支持賣空約束下投資者異質(zhì)信念對股市暴跌具有較強(qiáng)解釋能力的觀點。陳國進(jìn)等[15]在進(jìn)行中國問題的研究中通過檢驗賣空約束下異質(zhì)信念與個股暴跌風(fēng)險的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)異質(zhì)信念越強(qiáng)，市場發(fā)生暴跌的可能性越大。雖然在賣空約束下投資者異質(zhì)信念對股票錯誤定價和崩盤風(fēng)險具有較強(qiáng)解釋能力，但關(guān)于賣空機(jī)制對股價的影響機(jī)制的研究結(jié)論尚未得到統(tǒng)一。KARPOFF et al.[16]的研究發(fā)現(xiàn)，在賣空機(jī)制比較成熟的美國市場，融資融券交易能夠及時發(fā)現(xiàn)和挖掘利空消息，并運用做空手段使股價迅速調(diào)整到合理范圍之內(nèi)；而BOEHME et al.[17]則發(fā)現(xiàn)，只有在賣空約束和投資者異質(zhì)信念同時存在時，股價才會被高估，二者只存在一個時股票高估現(xiàn)象并不顯著。中國股票市場上散戶投資者占主體，散戶群體多表現(xiàn)出“追漲殺跌”的羊群行為，即使是機(jī)構(gòu)投資者，也存在明顯的羊群效應(yīng)[18-19]。熊熊等[20]研究發(fā)現(xiàn)異質(zhì)信念在賣空約束開放后顯著增強(qiáng)，在不存在賣空約束下，異質(zhì)信念對于股票定價過高具有一定的緩解作用；虞文微等[21]通過建立雙重差分模型發(fā)現(xiàn)融資融券機(jī)制能夠降低異質(zhì)信念和特質(zhì)的波動率水平；張普等[22]對投資者異質(zhì)信念和股票的波動價值進(jìn)行研究，并發(fā)現(xiàn)股票波動價值在股價構(gòu)成中的上升改變市場參與制的偏好和信念。

以融資融券賣空交易為代表的杠桿交易能將收益或損失放大若干倍，該機(jī)制具有加速釋放風(fēng)險的功能，很容易惡化股市崩盤風(fēng)險[23]。STEIN[24]的研究表明，融資為市場投資者提供了資金杠桿，這會促進(jìn)投資者的投機(jī)交易行為，進(jìn)而引起未來股票的集中拋售甚至股價暴跌；BRUNNERMEIER et al.[25]系統(tǒng)研究了投資者杠桿比率及其對市場的影響，認(rèn)為在某些情況下，投資者保證金的存在會加深市場不穩(wěn)定，并創(chuàng)新性地提出基于市場流動性與融資流動性相互影響和強(qiáng)化的流動性螺旋理論；MATSUSHIMA[26]研究債務(wù)融資杠桿對股票市場泡沫和崩盤的影響，發(fā)現(xiàn)該杠桿的存在使任何套利者都有強(qiáng)烈的動機(jī)繼續(xù)制造、購買股價泡沫，而不是迅速把握市場時機(jī)。并且價格泡沫作為獨特的納什均衡會存在很長一段時間。

由于融資融券交易具有的雙重交易特征使市場對融資融券交易的反應(yīng)較為復(fù)雜，即使是賣空機(jī)制發(fā)達(dá)的資本市場依然會出現(xiàn)股市暴漲暴跌現(xiàn)象[27]。融資融券作為一種賣空機(jī)制在提高股票市場流動性和價格發(fā)現(xiàn)功能的同時，也在某種程度上加速股價的下跌，并很可能成為市場操控者的一項有效操控手段[28]。由于融資融券交易制度同時具有賣空機(jī)制和杠桿性，諸多研究者更是將融資融券非對稱交易看作誘發(fā)股市泡沫的直接因素之一，并將以融資融券非對稱交易為代表的賣空機(jī)制失效以及杠桿資金的無序交易視為引發(fā)2015年股市異常波動的直接推手。在定價效率方面，方立兵等[29]的研究發(fā)現(xiàn)，融資融券的失衡程度對標(biāo)的股票的定價效率具有負(fù)向影響，融資交易占比越大股票的定價效率越低；許紅偉等[30]基于雙重差分法發(fā)現(xiàn)，融資融券交易制度對定價效率的改善較弱，除對股價暴跌具有“單向緩沖器”作用外，其整體效果有限。在崩盤風(fēng)險方面，褚劍等[31]的研究表明，中國融資融券制度的實施不僅沒有降低相關(guān)標(biāo)的股票的股價崩盤風(fēng)險，反而惡化了其崩盤風(fēng)險；劉燁等[32]的研究表明融資融券余額的不平衡變動沒有顯著增加市場的波動性和暴漲暴跌的頻繁性；李鋒森[33]的實證結(jié)果也表明，中國的融資融券既沒有助推牛市上漲，也沒有加劇熊市下跌，它對股市周期性波動的影響是中性的。

綜合上述研究可以看出，關(guān)于融資融券機(jī)制對股票定價效率和崩盤風(fēng)險的研究尚未得到統(tǒng)一結(jié)論，且多以單一資本市場作為研究對象，缺少比較研究。關(guān)于融資融券機(jī)制對股票錯誤定價影響問題的探討，是理解中國股市現(xiàn)狀，發(fā)揮中國股市的價格發(fā)現(xiàn)、資源配置以及服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)作用，保障中國股市穩(wěn)定發(fā)展以及防范和化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險等必須研究的關(guān)鍵問題之一。因此，本研究從中國資本市場的現(xiàn)實角度出發(fā)，采用具有靈活捕捉股價變化機(jī)制的時變區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，分析滬、深兩個板塊市場融資融券交易對其股票價格泡沫的時變影響機(jī)制。

2 賣空約束、投資者異質(zhì)信念與股票價格泡沫

本研究以股票價格泡沫(以下簡稱股價泡沫)衡量股票的錯誤定價水平，當(dāng)股價泡沫越大時，股價越偏離其基礎(chǔ)價值，股票的錯誤定價水平越高。考慮1個單一資產(chǎn)模型，這一資產(chǎn)可能為1只股票或者1個資產(chǎn)組合，將市場分為0、1、2共3期，在0期和1期投資者進(jìn)行交易，在2期該資產(chǎn)支付股利f，該股利服從正態(tài)分布。假設(shè)存在A和B兩類投資者，對未來的股利分布持有不同的預(yù)期，即前文中提到的投資者異質(zhì)信念。

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基于上述分析，在存在賣空約束的情況下，若總的資產(chǎn)供給固定為Q，投資者服從均值方差偏好，則在0期和1期A投資者和B投資者的需求函數(shù)為

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其中，N為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計概率函數(shù)。結(jié)合(4)式和(5)式容易驗證

(9)

上述分析結(jié)果表明，存在賣空約束情況下，資產(chǎn)價格泡沫隨投資者自信程度的上升而上升，即隨著投資者異質(zhì)信念的上升而上升。根據(jù)HONG et al.[34]的研究，在初始信念不同的情況下，依然可以得到上述結(jié)論。因此，若由于融資融券非對稱交易導(dǎo)致融資融券制度無法有效發(fā)揮賣空作用，則使在投資者異質(zhì)信念強(qiáng)烈時加速資產(chǎn)價格泡沫演化進(jìn)程；若融資融券制度可以有效發(fā)揮賣空作用，投資者異質(zhì)信念則減緩股價泡沫的生成和演化。

3 中國多層次股價泡沫成因?qū)嵶C分析

3.1 股價泡沫的測量

為分析融資融券非對稱交易、投資者異質(zhì)信念對上海主板市場和深圳主板市場的股價泡沫的作用機(jī)理，首先需要對股價泡沫進(jìn)行測量。股價泡沫通常被認(rèn)為是股票價格對其基礎(chǔ)價值的偏離，因此對基礎(chǔ)價值的測量是測量股價泡沫的前提。由于中國上市公司分紅較少，致使分紅時間序列不完整，常用的股利倍數(shù)法和現(xiàn)金流折現(xiàn)法等方法難以準(zhǔn)確給出股票的基礎(chǔ)價值[35]，因此本研究采用代表宏觀基本面的關(guān)鍵指標(biāo)擬合資本市場整體基礎(chǔ)價值[36]。選取2009年12月至2018年2月的工業(yè)增加值、居民消費價格指數(shù)、銀行間同業(yè)拆借利率3個宏觀經(jīng)濟(jì)變量作為基本面的代理變量，分別建立上證綜合指數(shù)(SH-SP)、深證綜合指數(shù)(SZ-SP)與宏觀變量之間的向量誤差修正模型，從中求得各指數(shù)的殘差，即為泡沫成分，分別記為SH-SB和SZ-SB。圖1給出上證綜合指數(shù)及其泡沫成分的走勢，圖2給出深證綜合指數(shù)及其泡沫成分走勢，圖中左縱軸為股票價格，右縱軸為泡沫成分，從測量結(jié)果看均捕捉到了2015年上半年的泡沫變化情況。

圖1 上證綜合指數(shù)及其泡沫成分走勢Figure 1 Shanghai Mainboard Market Composite Index and Its Bubble Component Trend

圖2 深證綜合指數(shù)及其泡沫成分走勢Figure 2 Shenzhen Mainboard Market Composite Index and Its Bubble Component Trend

3.2 數(shù)據(jù)選擇

除股價泡沫外，本研究的主要變量還有融資融券交易和投資者異質(zhì)信念。選擇上海主板和深圳主板市場的融資買入余額與融券賣出余額的比值作為融資融券非對稱交易的代理變量，該變量測量融資融券的杠桿交易特征。選取換手率作為投資者異質(zhì)信念的代理變量[37]，研究投資者異質(zhì)信念與中國多層次股價泡沫的因果關(guān)系，并認(rèn)為換手率越高，投資者異質(zhì)性信念越強(qiáng)烈。由于不同板塊的融資融券業(yè)務(wù)開始的時間不同，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究選用2010年4月至2018年2月上海主板和深圳主板的數(shù)據(jù)。除股價泡沫數(shù)據(jù)外，其余數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫。表1給出上述兩個市場各項指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果，上海主板市場股價泡沫的均值和方差統(tǒng)計特征均顯著高于深圳主板，說明上海主板市場股價泡沫的總體規(guī)模較大，且波動較大。在融資融券余額比方面二者的均值和方差統(tǒng)計特征較為相似，二者的換手率在均值和方差統(tǒng)計特征上則體現(xiàn)較大差異，深圳主板的換手率均值較高，且波動較大。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 1 Results for Descriptive Statistics

3.3 基于RTV-VAR模型的時變因果關(guān)系檢驗

許啟發(fā)等[37]使用Granger因果關(guān)系檢驗方法檢驗市場情緒與股票市場的關(guān)系，該檢驗要求時間序列數(shù)據(jù)必須為平穩(wěn)序列。為避免一階差分帶來的信息損失，本研究使用劉洋等[38-39]擴(kuò)展的無限區(qū)制向量自回歸(RTV-VAR)模型對融資融券非對稱交易、投資者異質(zhì)信念與股價泡沫之間的時變因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。RTV-VAR模型的具體設(shè)定為

t=1,2,…,Ti=1,2,…,m

(10)

(11)

各個超參數(shù)設(shè)定為：b0=0，B0=5，Z0=5，m0=10，c0=2.5，d0=1.5，α=2，υ=2，κ=10。

RTV-VAR模型可以通過貝葉斯估計方法獲得時變參數(shù)，此外由于其狀態(tài)潛變量多項式分布設(shè)定，可以通過后驗?zāi)M確定區(qū)制數(shù)量，進(jìn)而克服主觀設(shè)置區(qū)制狀態(tài)的弊端。本研究通過估計(10)式中滯后1階系數(shù)β1,St的后驗無偏中位數(shù)(Beta(1))進(jìn)行1階滯后因果關(guān)系分析。由于RVT-VAR模型待估參數(shù)眾多，因此在因果關(guān)系分析時僅進(jìn)行1階滯后因果關(guān)系分析。區(qū)別于傳統(tǒng)的非時變因果關(guān)系的假設(shè)檢驗方法，本研究著重考察滯后1階的系數(shù)是否為0來檢驗時變因果關(guān)系，即當(dāng)模型估計的時變后驗1階中位數(shù)普遍不等于0時，解釋變量與被解釋變量之間存在因果關(guān)系，否則不存在因果關(guān)系。

4 時變因果關(guān)系實證結(jié)果分析

本研究使用RTV-VAR模型對兩個市場分別進(jìn)行因果關(guān)系檢驗。分別設(shè)

yt=(SH-SBt，SH-MTt，SH-TRt)

yt=(SZ-SBt，SZ-MTt，SZ-TRt)

首先在不設(shè)置具體區(qū)制的前提下，進(jìn)行區(qū)制參數(shù)的估計和區(qū)制數(shù)量的模擬，模擬結(jié)果見表2。表2給出上海主板市場、深圳主板市場RTV-VAR模型估計的后驗區(qū)制斷點概率和區(qū)制數(shù)量后驗分布的數(shù)據(jù)，區(qū)制斷點概率測量不同時期參數(shù)不同區(qū)制發(fā)生轉(zhuǎn)換的可能性。由表2可知，兩主板市場分別以各自3個變量為被解釋變量時，均出現(xiàn)區(qū)制斷點概率大于20%的情況。以融資融券余額比為被解釋變量時，兩市場的參數(shù)估計結(jié)果均出現(xiàn)較大區(qū)制斷點概率，最大斷點概率均達(dá)到90%以上。相比之下，以股價泡沫為被解釋變量時，區(qū)制斷點概率較小，最大斷點概率值大于40%，兩個市場的區(qū)制斷點概率整體走勢較為相近。若認(rèn)為當(dāng)區(qū)制斷點概率達(dá)到20%時發(fā)生區(qū)制轉(zhuǎn)換，則結(jié)合區(qū)制狀態(tài)數(shù)量的后驗密度、區(qū)制斷點后驗概率以及實際的時間序列變化特征，本研究對RTV-VAR模型滯后1階系數(shù)后驗中位數(shù)進(jìn)行區(qū)制劃分，見圖3～圖8。由于RTV-VAR模型的時變分析結(jié)果為每次重新迭代，無法計算不同區(qū)制間的轉(zhuǎn)移概率，因此需要根據(jù)區(qū)制斷點、后驗區(qū)制數(shù)量以及實際情況進(jìn)行主觀區(qū)制劃分，以不同顏色的陰影部分區(qū)分區(qū)制差別，用RTV-VAR模型滯后1階后驗中位數(shù)描述解釋變量與被解釋變量之間的時變因果關(guān)系。

表2 區(qū)制模擬結(jié)果Table 2 Results for Regional Simulation

圖3給出上海主板市場股價泡沫作為被解釋變量時，RTV-VAR模型中3個變量的1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)?？傮w來看，融資融券余額比對股價泡沫呈現(xiàn)持久的正向影響，即當(dāng)融資余額遠(yuǎn)高于融券余額，致使融資融券機(jī)制呈現(xiàn)高杠桿特征時，較高的杠桿交易促進(jìn)了股價泡沫的上升。而以換手率為代理變量的投資者異質(zhì)信念指標(biāo)則對股價泡沫整體呈現(xiàn)負(fù)向解釋能力，即股價泡沫隨換手率的升高而降低，與CHANG et al.[40]的研究結(jié)論相符，間接說明融資融券交易制度在一定程度上緩解了上海主板市場的賣空約束。雖然較高的融資余額加大了融資融券制度的杠桿交易特征，使其直接正向作用于股價泡沫，但同時也通過放松賣空約束而較大程度地吸收投資者的悲觀情緒，負(fù)向引導(dǎo)股價泡沫，糾正股票的錯誤定價。

圖3 上海主板市場1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)(被解釋變量為SH-SB)Figure 3 Posterior Median of First Order Coefficients of Lag in Shanghai Mainboard Market(SH-SB as the Interpreted Variable)

圖3中，滯后1階的SH-SB、SH-MT和SH-TR對上海主板市場股價泡沫當(dāng)期的影響呈現(xiàn)3區(qū)制特征，2010年4月至11月和2016年1月至5月為區(qū)制1，2014年7月至10月為區(qū)制2，剩余階段處于區(qū)制3狀態(tài)。在區(qū)制1階段，滯后1階的股價泡沫對其當(dāng)期的影響大幅減弱，此時股價泡沫的自身演化動力不足。結(jié)合上海主板市場的實際情況可知，區(qū)制1狀態(tài)處于2009年10和2015年6月的股票價格暴跌半年之后的股價泡沫破滅狀態(tài)，融資融券非對稱性對股價泡沫影響顯著加強(qiáng)，雖然換手率對股價泡沫的負(fù)向影響程度加深，但融資融券的絕對影響顯著高于換手率。這說明上海主板市場在股價泡沫處于破滅階段時，融資融券非對稱交易導(dǎo)致的杠桿交易特征影響高于其緩釋賣空約束作用的影響，融資融券失衡程度的上升對股價呈現(xiàn)殺跌作用，將股市拖入更深的衰退之中。

在區(qū)制2股價泡沫自身演化動力快速上升階段以及區(qū)制3(2014年12月至2015年11月)股價泡沫自身演化動力高位運行狀態(tài)階段，經(jīng)歷了2015年股價泡沫快速膨脹和迅速破滅過程，由此可以看出較高的股價自身演化動力對股價泡沫自身形成助漲殺跌作用。結(jié)合實際情況可知，在股價泡沫快速膨脹時，雖然融資融券余額比上升且融券余額整體較小(見表1)，表現(xiàn)出更強(qiáng)的非對稱性，但在此階段融券余額的波動以及變化速度顯著快于融資交易，進(jìn)而導(dǎo)致區(qū)制2和區(qū)制3階段融資融券失衡對股價泡沫影響程度持續(xù)下降，且該影響并未因2015年股災(zāi)后融券機(jī)制由于制度限制快速下降而及時停止，其影響慣性延伸至股災(zāi)后的4個月，即2015年11月。區(qū)制2和區(qū)制3階段，換手率的負(fù)向影響程度減弱，即緩釋賣空約束的作用也有所減弱。結(jié)合上海主板市場股價泡沫的變化特征，本研究發(fā)現(xiàn)在股價泡沫快速膨脹階段和快速下降階段，融資融券非對稱交易所致的杠桿交易特征和融資融券制度放松賣空約束的特征雖均有所減弱，但依然對整體股價形成一定的助漲作用。因此在2015年股市異常波動期間，融資融券機(jī)制整體加劇了股價波動。

圖4給出上海主板市場融資融券余額比作為被解釋變量時，RTV-VAR模型中3個變量的1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)。可以看出，被解釋變量的變化主要來源于自身演化動力，而股價泡沫和換手率對其影響程度整體較小。滯后1階的SH-SB、SH-MT和SH-TR對上海主板市場融資融券余額比當(dāng)期的影響呈現(xiàn)4區(qū)制特征，以斷點概率大于20%進(jìn)行區(qū)制劃分，2011年4月至11月、2015年5月至9月、2016年6月至11月為區(qū)制1階段，2015年9月至2016年6月為區(qū)制2階段，2010年4月至11月為區(qū)制3階段，其余區(qū)間為區(qū)制4階段。結(jié)合圖3股價泡沫的分析結(jié)果以及中國股票市場現(xiàn)實可知，在2011年股價泡沫破滅狀態(tài)之后以及2015年6月股價泡沫破滅狀態(tài)之前、之后等股價泡沫極為活躍期間，上海主板市場換手率出現(xiàn)較強(qiáng)波動，以換手率為代表的投資者異質(zhì)信念對融資融券出現(xiàn)了短暫正向影響，說明上海主板市場的投資者在股價泡沫發(fā)生前后借助融資融券緩釋其情緒波動的意愿有所加強(qiáng)，因此該信號可以用來預(yù)警股價泡沫快速攀升和快速破滅情況的發(fā)生。

圖4 上海主板市場1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)(被解釋變量為SH-MT)Figure 4 Posterior Median of First Order Coefficients of Lag in Shanghai Mainboard Market (SH-MT as the Interpreted Variable)

圖5給出上海主板市場換手率作為被解釋變量時，RTV-VAR模型中3個變量的1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)?？梢钥闯?，換手率主要受自身演化動力的影響，股價泡沫和融資融券余額比對其當(dāng)期值的影響整體較小。結(jié)合實際情況可知，換手率代理的投資者情緒指標(biāo)的影響因素較為復(fù)雜，通常包含宏觀基本面因素、市場內(nèi)部和外部因素，以及國際和國內(nèi)因素等。因此換手率的變化主要來源于其自身以及外生因素的影響。結(jié)合區(qū)制結(jié)果和上海主板市場換手率的實際走勢，本研究發(fā)現(xiàn)，在股價異常波動階段，換手率的自身演化動力有所減弱，即在市場利好因素較多時投資者普遍情緒樂觀，在市場利空時投資者情緒普遍呈現(xiàn)悲觀狀態(tài)。此外，在2015年股市異常波動前后，融資融券余額比對換手率的當(dāng)期影響顯著加強(qiáng)且加強(qiáng)幅度大于圖4的換手率對融資融券的正向驅(qū)動，二者的不平衡正向反饋對股價泡沫的演化起到一定的緩沖作用，但緩沖作用微弱。

圖5 上海主板市場1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)(被解釋變量為SH-TR)Figure 5 Posterior Median of First Order Coefficients of Lag in Shanghai Mainboard Market(SH-TR as the Interpreted Variable)

圖6給出深圳主板市場股價泡沫作為被解釋變量時，RTV-VAR模型中3個變量的1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)。深圳市場融資融券余額比對股價泡沫的整體影響極小，說明深圳主板市場的融資融券非對稱交易并未引起較強(qiáng)的杠桿交易特征。換手率對股價泡沫當(dāng)期值的影響整體為負(fù)值，說明深圳主板市場的融資融券制度發(fā)揮了較好的緩釋賣空約束作用。結(jié)合表2區(qū)制分析可知，2010年4月至8月和2016年3月至5月為區(qū)制1階段，該階段股價泡沫自身演化動力迅速減弱；2014年12月至2015年5月為區(qū)制2階段，該階段股價泡沫的自身演化動力加強(qiáng)，股價泡沫呈快速攀升；其余狀態(tài)為區(qū)制3階段，即股價泡沫低位平穩(wěn)運行和高位平穩(wěn)運行。從區(qū)制特征可以看出，區(qū)制2狀態(tài)下，融資融券余額比對股價泡沫的影響由正轉(zhuǎn)負(fù)，起到短暫的抑制作用；當(dāng)股價泡沫自身演化動力減弱時融資融券余額比的影響由負(fù)值轉(zhuǎn)為正值，起到短暫的拉升作用。由此可知，深圳主板市場的融資融券非對稱交易產(chǎn)生的杠桿效應(yīng)較弱，并未體現(xiàn)明顯的助漲殺跌效應(yīng)。結(jié)合換手率的區(qū)制特征進(jìn)一步可知，與上海主板市場相比，深圳主板市場融資融券非對稱交易導(dǎo)致的杠桿效應(yīng)引起的定價偏差較小。

圖6 深圳主板市場1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)(被解釋變量為SZ-SB)Figure 6 Posterior Median of First Order Coefficients of Lag in Shenzhen Mainboard Market(SZ-SB as the Interpreted Variable)

雖然上海主板市場與深圳主板市場的融資融券余額比指標(biāo)呈現(xiàn)相似走勢，但上海主板市場的融資買入余額遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于深圳主板市場的融資買入余額，即使上海主板市場的市值較大，但較高的融資余額導(dǎo)致融資融券失衡對上海主板市場體現(xiàn)了較強(qiáng)的杠桿效應(yīng)。此外，由于上海主板市場多以大盤藍(lán)籌股為主，深市主要以中小盤為主，導(dǎo)致深圳主板市場對宏觀經(jīng)濟(jì)信號和市場信號反應(yīng)更為靈敏，因此其股價泡沫規(guī)模相對較小。規(guī)模較小的股價泡沫是融資融券失衡未發(fā)揮其杠桿作用的另一原因，這從側(cè)面反映出深圳主板市場具備相對較好的市場有效性。

圖7給出深圳主板市場融資融券余額比作為被解釋變量時，RTV-VAR模型中3個變量的1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)。深圳主板市場的融資融券余額比當(dāng)期值主要受其自身滯后1階的正向影響較大，且該時變系數(shù)較為恒定，受滯后1階的換手率正向影響較弱，股價泡沫對其當(dāng)期影響最弱。此外，本研究發(fā)現(xiàn)滯后1階的換手率對融資融券余額比當(dāng)期值具有顯著的區(qū)制特征，尤其在股價泡沫破滅前該正向影響出現(xiàn)快速加強(qiáng)趨勢。與上海主板市場相比，深圳主板市場投資者的情緒波動通過融資融券交易表達(dá)的意愿更為強(qiáng)烈，更能作為股價泡沫破裂的預(yù)警信號。

圖7 深圳主板市場1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)(被解釋變量為SZ-MT)Figure 7 Posterior Median of First Order Coefficients of Lag in Shenzhen Mainboard Market(SZ-MT as the Interpreted Variable)

圖8給出深圳主板市場換手率作為被解釋變量時，RTV-VAR模型中3個變量的1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)。換手率的當(dāng)期變化主要來自于其自身演化動力，股價泡沫和融資融券余額比對其影響較小。結(jié)合區(qū)制分析可知，在股價泡沫快速膨脹和破滅期間，即股價異常波動期間，其自身演化動力有所減弱，而股價泡沫和融資融券余額比的影響顯著加強(qiáng)。在異常波動期間，換手率和融資融券非對稱交易會形成抑制股價泡沫的正反饋環(huán)，對股價異常波動起到較強(qiáng)的緩沖器作用，但鑒于融資融券整體規(guī)模較小等原因的限制，該緩沖器的存在并未有效阻止股價波動。

圖8 深圳主板市場1階滯后項系數(shù)的后驗中位數(shù)(被解釋變量為SZ-TR)Figure 8 Posterior Median of First Order Coefficients of Lag in Shenzhen Mainboard Market(SZ-TR at the Interpreted Variable)

結(jié)合前文分析，圖9給出上海主板市場和深圳主板市場的因果關(guān)系傳導(dǎo)結(jié)構(gòu)。圖9的因果關(guān)系傳導(dǎo)結(jié)構(gòu)中，箭頭填充顏色的深淺代表兩變量之間影響時間的持續(xù)性，黑色填充箭頭表明兩個變量之間的影響時間較為持續(xù)，灰色填充箭頭表明兩個變量之間呈現(xiàn)階段性影響關(guān)系，無填充箭頭表明兩個變量之間影響時間最短，接近于0，呈現(xiàn)間斷性影響關(guān)系。該因果關(guān)系結(jié)構(gòu)圖更為清晰地給出兩個市場各自3個變量之間的正向傳導(dǎo)和反向倒逼關(guān)系，以及互相影響的持續(xù)性。由圖9可以看出，上海主板市場和深圳主板市場的融資融券余額比均對投資者換手率呈現(xiàn)階段性正向影響，而深圳主板市場的投資者換手率對融資融券余額比的反向倒逼則呈現(xiàn)持續(xù)性正向影響，上海主板市場的反向倒逼僅僅呈現(xiàn)階段性正向影響。由此可以看出，深圳主板市場的融資融券余額比與投資者換手率之間的正向反饋程度強(qiáng)于上海主板市場。這間接說明，在深圳主板市場中，以融資融券余額比所代理的賣空約束與投資者換手率所代理的投資者情緒之間關(guān)聯(lián)更為緊密，即深圳主板市場投資者情緒表達(dá)更為有效。由于深圳主板市場的投資者情緒得到更有效的表達(dá)，導(dǎo)致其股票價格未大幅度偏離其基礎(chǔ)價值，因此深圳主板市場的股價泡沫規(guī)模相對較小。投資者情緒的有效表達(dá)也使深圳主板市場融資融券失衡產(chǎn)生的杠桿作用未催生較大的資產(chǎn)泡沫。

(a)上海主板市場(b)深圳主板市場

5 結(jié)論

本研究在賣空約束下分析投資者異質(zhì)信念對股票錯誤定價影響，采用帶有無限區(qū)制的向量自回歸模型，分析以融資融券制度(制度因素)和投資者異質(zhì)信念(投資者行為)為代表的資本市場內(nèi)生因素對股價泡沫的微觀作用機(jī)理，通過對滬深主板市場的實證研究，得到如下結(jié)果。

(1)由滯后1階的融資融券余額比對股價泡沫的時變影響可知，上海主板市場融資融券非對稱交易導(dǎo)致該賣空機(jī)制具有顯著的杠桿交易特征，而深圳市場融資融券非對稱交易產(chǎn)生的杠桿交易特征僅在部分區(qū)制階段得以體現(xiàn)，整體不夠顯著。滯后1階的換手率對股價泡沫的持續(xù)負(fù)向影響表明，滬深主板市場投資者情緒均通過股價得到一定程度的表達(dá)，說明滬深主板市場的融資融券機(jī)制有效地緩釋了股票市場的賣空約束。因此，本研究認(rèn)為融資融券交易機(jī)制對股票價格的影響存在杠桿交易和緩釋賣空約束兩方面特征，杠桿特征加深股票的錯誤定價水平，賣空約束特征則有助于糾正股票的錯誤定價。

(2)區(qū)制分析的結(jié)果表明，上海主板市場融資融券非對稱交易所致的杠桿交易特征對股價泡沫的正向影響顯著大于融資融券產(chǎn)生的緩釋賣空約束的影響，因此融資融券非對稱交易對上海主板市場股價產(chǎn)生助漲殺跌作用。但在股價泡沫活躍期間，由融資融券非對稱交易與投資者異質(zhì)信念的正向反饋在一定程度上緩沖了股價的劇烈波動。由于深圳主板市場融資買入規(guī)模相對較小，且其投資者情緒能夠更有效地表達(dá)，導(dǎo)致其融資融券非對稱交易未體現(xiàn)較強(qiáng)助漲殺跌的杠桿交易特征，并且其融資融券非對稱交易與投資者異質(zhì)信念的正向反饋對股價波動的緩沖作用較強(qiáng)，更為有效地糾正股票的錯誤定價。

(3)在區(qū)制分析中，滬深主板市場的投資者異質(zhì)信念在股價泡沫快速破滅前均對融資融券產(chǎn)生正向影響，該正向影響表明投資者通過融資融券來表達(dá)其情緒變動的意愿較為強(qiáng)烈，因此該正向影響的出現(xiàn)可以作為股價泡沫破裂、股價暴跌的預(yù)警信號。

由于中國資本市場散戶較多，機(jī)構(gòu)投資者也存在不同程度的異質(zhì)信念，若投資者的異質(zhì)信念得不到有效表達(dá)，會造成股價不同程度的異常波動，不利于中國資本市場的長期健康發(fā)展。這啟示我們，①在實務(wù)操作過程中應(yīng)通過調(diào)節(jié)融券成本和降低融券門檻來達(dá)到調(diào)節(jié)融資融券比例、規(guī)范賣空渠道的作用。②要有效監(jiān)督融資融券等具有杠桿交易特點的交易方式，避免出現(xiàn)2015年由于無序杠桿交易推動股價泡沫快速集聚、破滅的情況。③要穩(wěn)步建設(shè)期權(quán)、期貨市場，為中國投資者增設(shè)其他賣空渠道，進(jìn)而大力提升中國資本市場的價格發(fā)現(xiàn)能力，以促進(jìn)中國資本市場的有效性及其服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力。

本研究還存在不足之處，RTV-VAR模型的待估參數(shù)較多，本研究僅對變量的1階滯后項系數(shù)進(jìn)行分析，若在優(yōu)化算法的基礎(chǔ)上增加對高階滯后系數(shù)的分析，能夠得到變量之間相互影響的領(lǐng)先滯后關(guān)系，進(jìn)而更深入地分析變量之間的影響機(jī)理。