融资融券对我国股市波动性的影响

卢妙妙

（浙江工商大学金融学院，浙江 杭州 310018）

一、引言

融资融券交易也称为证券信用交易，狭义上是指投资者向具有融资融券交易资格的证券公司提供担保物，供其借入资金买入股票（融资交易）或借入股票并卖出（融券交易）的行为；广义上的融资融券包括金融机构对证券公司的融资融券以及证券公司对投资者的融资融券（即转融通）。目前国际上流行的融资融券模式基本上有4种：证券融资公司模式、投资者直接授信模式、证券公司授信模式以及登记结算公司授信模式。

2006年6月30日，《证券公司融资融券业务试点内部控制指引》和《证券公司融资融券业务试点管理办法》由中国证监会同时对外发布；2008年4月25日，《证券公司风险处置条例》和《证券公司监督管理条例》相继出台；2010年1月8日，融资融券试点业务原则上通过了国务院的审议并在同年3月30日，国信证券、中信证券、国泰君安、海通证券、广发证券和光大证券等6个试点券商正式接到了沪深证券交易所的通知，于2010年3月31日正式开始融资融券交易试点。这标志着我国融资融券交易正式进入实质性的市场操作阶段。截至目前，我国共有25家券商可以进行融资融券交易。

融资融券交易制度的意义在于其对市场有效性的增强做出了重要贡献。波动性和流动性是价格发现机制所要解决的两个问题，也是衡量有效证券市场的两大重要方面。事实上，融资融券交易中的价格发现机制能够抑制市场的过度波动，并且很好地提高市场流动性，从而保证市场有效性的实现。首先，我国证券市场长期以来都是单边运行，缺乏稳定运行的内在机制，从而导致了市场波动的幅度较大。而融资融券提供了多空双向的交易机制，这种信用交易机制能发挥价格稳定器的作用。其次，证券价格的不断调整能够增加市场的流动性。根据市场的瞬时信息所决定的融资、融券交易决策，最终都能导致买入、卖出两笔交易，这将大大提高市场的交易流量，放大资金效率，进而提高市场的流动性。最后，高效的价格发现机制说明市场能够对证券进行合理定价。在一个投资者活跃、信息对称的市场中，价格发现机制就能够起到关键作用。参与者对供求曲线的一致估计就能向真实的供求曲线无限靠近，最终保证市场对证券价格做出合理的预期。

二、文献回顾

道格拉斯、罗伯特（Diamond Douhlas W.，Verrecchia Robert E.，1987）发现，当卖空在受到约束的条件下，根据未公开的利空消息，股价调整速度显著慢于根据未公开的利好消息下的股价调整速度。查尔斯，欧文（Jones Charles M.，Lamont Owen A.， 2002）、 阿 图 罗 ， 威 廉 ， 朱 （Bris Arturo，Goetzmann William， Zhu Ning， 2003）和 张 ， 于（Chang Eric C，Yu Yinghui，2007）指出，卖空约束条件下会引起个股价格被高估，它的收益率分布几乎很少呈现负偏形态。

袁莉（2011）认为融资融券业务的意义在于提高证券市场运行效率、提高证券公司盈利能力和为投资者提供新的盈利手段。然而，融资融券给证券市场带来了风险，加大了证券公司的风险，增加了投资者的投资风险。汤弦和卢涛（2010）、王建琼和卢涛等（2010），张宗新和缪婧倩（2011）等指出了融资和融券业务存在的问题，比如：融资融券交易成本过高且风险对冲较少、融资融券标的范围过窄、风险防范制度过严、投资者资金利用率较低以及多年来的投资习惯难以改变等。

廖士光和杨朝军（2006）、武英芝（2011）和廖士光（2011）认为融资融券的价格发现功能正在逐步显现出来。在融资融券交易的引入对于股票市场波动性的影响方面，王春富（2007）发现，在香港证券市场上，融资融券交易起到了一定的稳定证券市场的作用；龚红霞（2010）发现，对内地股票市场而言，融资融券对股市的波动性影响十分复杂。由于内地股票市场相对不成熟，某些因素可能减少股价波动，另一些因素可能加剧股价波动。而在卖空交易与市场流动性之间的关系研究方面，廖士光和骆玉鼎（2007）得出了融资买空交易给市场注入了流动性，买空交易是市场流动性的Granger原因的结论。蔡笑和田奎（2009）发现台湾融资融券交易对股市的流动性具有显著的提升作用。夏丹和邓梅（2011）发现融资能够显著增加市场的波动性，融券则会降低市场的波动性，而融资融券都会提高证券市场的流动性。

三、融资融券作用机制原理

从理论的角度来看，将融资融券交易机制引入证券市场，可以起到内在稳定器的作用。在融资融券交易引入之前，证券市场呈现单边的运行形态，投资者在各种证券供给数量确定、又没有相应替代品的情况下，一旦正常的供求关系被打破，就会引起股市的剧烈动荡。在融资融券交易被引入之后，相关证券的供给弹性得到提高，我们可以从图1的传导机制图发现它的作用原理：当市场中的一些投机者恶意炒作的时候，一些理性的投资者就会发现股票价格过高而产生的泡沫，他们预计这只股票在未来的某一天股价会下跌，因此他们通过对这只股票进行融券交易进行做空。在对这只股票进行做空的同时，这只股票在市场上的供给就会明显增加，一旦买入量无法得到支持，股价就会迅速下跌，有效地抑制了股票价格泡沫的膨胀；另一方面当市场上的其他交易者看到融券买入量增加，也会增加警觉性，从而促使该只股票价格回到合理的投资价格，并起到一定的示范效应。同样的，当市场上一只股票价格被过度打压，低于它的合理投资价格时，一些理性的投资者就会通过融资交易买入该只股票，希望在未来这只股票价格上涨的时候获取收益。这么做一方面增加了该只股票的需求，对这只股票的价格起到托市的作用，另一方面也向市场上的其他交易者传达了一个积极的信号。

四、实证检验与解释

自2010年3月31日我国证券市场正式开始融资融券交易以来，已经有两年的时间，本文将对我国证券市场引入融资融券交易后同股票市场波动间的关系进行实证研究，以验证融资融券交易是否会造成股票市场的动荡。本文选取2010年4月1日—2013年1月31日为研究时间段，共691个交易日，融资融券数据由上海证券交易所融资融券汇总数据所得。由于沪深300指数成分股包含10个行业，跨越沪深两市，覆盖沪深市场六成左右的市值，样本股均为规模大、流动性好的股票，可以看作市场整体走势的“晴雨表”。数据来自同花顺炒股软件。

图1：融资融券内在机制运行传导图

（一）单位根检验

在运用回归方法研究时间序列之间关系的时候，要注意考察原序列是否平稳。如果原序列是非平稳的，尽管通过回归检验发现序列之间关系比较显著，但实际上这种回归是一种“伪回归”（spurious regression）。所以，我们首先检验沪深300指数月收盘收益率序列（HS300）、融资每月日平均交易额变化率序列（RZ）、融券每月日平均交易额变化率序列（RQ）的平稳性。单位根检验法是检验序列平稳性的常用方法，它的原理就是检验序列是否存在单位根。如果序列存在单位根，则序列是不平稳的；相反若原序列不存在单位根，则说明原序列具有平稳性。单位根检验方法有DF（Dickey-Fuller）检验法和ADF（augmented Dickey-Fuller）检验法。这里我们采用的是ADF检验法，ADF检验的回归方程式为：

其中t是趋势变量或时间，ΔYt为序列的一阶差分，由于金融数据的时间序列往往具有自相关性，所以，加入ΔYt-i项用以消除变量自相关的影响。如果检验结果表明δ显著异于0，则说明变量是平稳的过程I（0）；否则δ显著为0，则说明变量是单位根过程I（1）。单位根检验表明，在1%的显著性水平下，HS300、RZ和RQ原序列的ADF绝对值都大于1%临界值的绝对值，因此拒绝原假设，HS300、RZ和RQ原序列是平稳的I（0）过程，而且它们各自的差分序列也是平稳的I（0）过程。

（二）回归分析

为了进一步分析HS300对RZ和RQ的影响，我们采用回归分析的计量方法，通过建立一元线性回归模型并对回归模型进行拟合度检验和显著性检验，并对结果进行分析，给出合理的结论。

一元线性回归模型可以写成：

利用EViews软件，我们分别可以得到式（4）、（5）的估计值。

从回归结果我们可以得到样本回归函数：HS300=-0.02174+0.0696RZ，表明融资每月日平均交易额上升1%，相对应月份沪深300月收盘收益率上升0.0696%。对模型进行拟合度检验，拟合度值用判定系数R2表示，R2值越接近于1，模型的拟合程度越高。从回归结果中我们可以得到R2值为0.3162，一方面说明该回归模型拟合程度不高，另一方面也可能是因为解释变量过少使得R2值很小。对模型进行显著性检验，即F检验，是为了检验模型的线性关系在总体上是否显著成立。我们得到F=14.3372，它的伴随概率为0.0007。因此拒绝原假设，方程通过显著性检验。对模型中的解释变量进行显著性检验，即t检验，是为了检验每个解释变量对被解释变量的影响是否显著，以决定是否作为重要的解释变量保留在模型中。我们得到t0=1.9013，它的伴随概率是0.0666， t1=3.7865，它的伴随概率是0.0007，两个t值的伴随概率都很小，我们因此拒绝原假设，解释变量通过显著性检验。相同的，我们可以得到样本回归函数：HS300=-0.0026+0.0017RQ，表明融券每月日平均卖出量上升1%，相对应月份的沪深300月收盘收益率上升0.0017%。我们可以得到R2值为0.0007，模型与样本观测值几乎没有拟合。对模型进行显著性检验，得到F=0.0224，它的伴随概率为0.88191。我们认为这个伴随概率下可以接受原假设，方程没有通过显著性检验。对模型中的解释变量进行显著性检验，得到t0=-0.1939，它的伴随概率是0.8475，t1=0.1498，它的伴随概率是0.8819。所以不能拒绝原假设，变量没有通过显著性检验。

综上所述，融资交易额变动率系数为正，表示融资交易额变动率与沪深300指数月收盘收益率成正相关关系，且指数收益率具有一定的滞后性。而融券交易额变动率对沪深300指数月收盘收益率影响较小。

（三）因果检验

从上述的回归分析结果中我们可以知道，融券交易额变动率与融资交易额变动率对股市的影响不同。前者几乎没有影响，而后者在一定程度上对股市有影响。我们将用Granger因果检验进一步研究它们之间的因果关系。

Granger因果检验模型：

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

之前我们已经检验得到HS300，RZ，RQ均为平稳的I（0）过程，现在我们检验它们是否存在因果关系，并且进一步研究它们的因果关系动向。由于EViews6.0自动生成滞后阶数，所以我们不用通过AIC和SIC来确定最优滞后阶数。由HS300与QZ的Granger因果检验结果和HS300与RQ的Granger因果检验结果可知，由于伴随概率为0.4624、0.1387，原假设不能推翻，融资交易额变化率与沪深300指数收益率之间没有显著的因果关系。相同的，融券交易额变化率与沪深300指数收益率之间也没有显著的因果关系。这一检验结果与回归分析中的结论基本相同，即沪深300指数月收益率与融资融券交易额变化率之间虽然存在着正相关的关系，但它在统计意义上是不显著的。对于这样的检验结果，我们认为融资融券交易的推出对于我国沪深股市而言，并没有造成很大的波动性影响，即使市场出现异常波动，这种波动也不是由于融资融券本身造成的。

五、结果分析与研究结论

通过实证分析，我们发现融资融券交易被引入我国沪深股票市场之后，对市场波动性的影响不大，并没有像理论意义上起到的内在稳定器的作用。笔者认为存在以下五点原因：

第一，融资融券交易采用保证金的交易形式，这种交易形式会将收益或损失放大若干倍，形成杠杆效应。因此，无论投资者抱有何种心态、策略进行操作，都是相当谨慎的。

第二，我国融资融券业务开展以来，因为投资者对其了解不多，再加上本身有着比较高的门槛，最初融资融券交易量很少，且融资交易额占了融资融券交易总额的99%，融资融券交易额的增长态势几乎与融资交易额的增长态势相同，出现严重的“跛足”状态。进入2011年，融资融券两者的交易额均显著地提高，表明市场接纳融资融券交易的程度得到提高，但是融券交易额初期极小的交易量与后期稳定的交易量形成了巨大的量差，导致实证检验结果产生了一定的误差，这也是为什么我们通过Granger因果检验无法得到融券交易能够降低股票市场的波动性结论的原因。

第三，我国的证券市场是一个不成熟的市场。我国证券市场发展二十多年，虽然已经取得了一定的进步，但距离成熟的市场还有很大的差距。从制度上来看，新股发行定价机制存在着比较大的问题，“三高”现象屡禁不止，投资者对新股的过度追捧更是一个负面的示范效应，另外没有合规的退市制度，无法让企业开展有序公平的竞争。信息不透明也是目前存在的一个重大问题。从投资者来看，中国拥有全世界最多的股民，且以小股民居多。他们大多没有丰富的投资经验，但热衷于炒短线的“投机行为”，是市场中绝对的弱势群体。由于信息不对称、内幕交易等情况的存在，中国股市常出现暴涨暴跌的现象。顺周期似乎成了股市的一种常态，这也是为什么我国股市自从引入融资融券交易以后，融资融券交易额的变化反而从一定程度上加大了股市波动的原因。

第四，采集数据的样本过少。HS300样本是每个月的月收盘指数收益率，RZ，RQ的样本是融资融券每个月的日平均交易额变化率。而且我国融资融券的标的证券过少。可以考虑将沪深300成分股作为融资融券的标的证券。

第五，我国目前还没有建立市场化的转融通机制。目前融资融券交易业务发展的不平衡很大程度上是因为我国融资融券制度采取券商自有证券和自有资金的模式，很有必要通过引入市场化的转融通机制，使券商在融入资金或证券无法满足投资者需求的时候，可以由第三方金融机构向券商提供资金和相应的股票，券商则扮演中介的角色，将第三方金融机构提供的股票和资金转融通给投资者，从而能够极大扩大市场上股票和资金的来源。

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