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引言
2011年11月25日，经中国证监会批准，《上海证券交易所融资融券交易实施细则》正式发布，并自发布之日起施行。这一新型交易模式改变了我国长期以来不能做空的单边市格局，为证券市场注入了新的活力。以往传统的证券市场“追涨杀跌”，导致股市价格波动剧烈，常常脱离理性水平，市场缺乏有效性。而融资融券这一新兴业务是否对股市波动性有影响，两者何者是因，何者是果？文献中国内学者对融资融券交易机制与股市波动性的定性研究较多，而实证研究则主要集中在美国、香港、台湾等国家和地区，对我国证券市场的针对性不强。所以本文选择中国证券市场作为实证对象进行研究，旨在探讨现实中融资融券交易对我国股市波动性的影响。
理论基础
国外学者Charoenrook和Daouk（2003）用换手率作为衡量流动性的指标，研究发现卖空机制在一定程度上会起到稳定股市波动的作用。国内学者张哲章（1998）利用台湾证券市场的数据进行实证，结果表明股价有领先融券余额而变动的倾向，股价可视为融券余额的先行指标。
理论上说，融资融券是一种双向交易制度，融资买入者在未来需卖券返钱； 融券卖出者， 在未来需买券返券。因此， 当市场投机氛围浓厚导致某一股票价格暴涨时， 投资者可通过融券沽出股票，从而使股价回落；当某一股票价格过度低估时，投资者则可通过融资买入此股票，促使其股价上扬。所以在完善的融资融券制度下，其能抑制股市价格巨幅波动。
那我国的现实市场表现如何？融资融券是否真的减小了股市波动性？本文就此为目的，在前人研究的基础上展开实证分析。
由于上证50指数的成分股为首批融资融券交易的试点股，且上海市场交易量逐渐增大，因此以其为研究对象，运用统计的对比分析法考察各阶段股市波动性的变化。但由于此方法没有把其他因素考虑进去， 所以不能完全肯定所得到的结论，还需结合融资额、融券额进一步进行实证检验，并借助Granger因果检验分析因果引致关系。
样本选取和研究方法
·样本选取
选取上证50指数的每日收盘价（SZ）为样本数据，范围为2008年1月2日～2012年5月25日，这段时间我国融资融券政策发生了多次变化，以试点业务前后和常规业务前后为分界点，划分为四个区间，分别是2008年1月2日～2008年9月26日，2008年10月6日～2010年3月30日，2010年3月31日～2011年11月24日，2011年11月25日～2012年4月25日。数据来源于新浪财经网站。
选取上海股票市场的每日融资买入额（RZ，单位：百万元）和每日融券卖出额（RQ，单位：千股）为样本数据，数据区间是2010年3月31日～2012年4月25日，共502个数据。运用Eviews5.0计量经济软件对其进行相关实证检验。样本数据来源于上海证券交易所网站。
·研究方法
1、单位根检验
考察时间序列的平稳性一般采用单位根检验，本文采用ADF检验，其回归方程式为：Yt = €%Z+€%[t + €%＼Yt—1 + €%Zi △Yt—1 + €%^t，假设检验H0 ： €%＼ =1满足ADF检验。其中€%^t为误差项；p是滞后阶数；t是时间趋势；并引入△Yt—1 （i=1，2，…，p）项，以消除自相关性。若t检验统计量值小于相应临界值，则拒绝H0，该序列是稳定的I（0）过程；若t检验统计量值大于相应临界值，则不能拒绝H0，是非平稳序列，需要进一步检验其一阶差分方程。
2、协整检验
如果两个（或两个以上）的时间序列是非平稳的，但它们的某种线性组合却是平稳的，则这两个（或两个以上）变量之间存在协整关系或长期均衡关系。协整性检验有两种方法：1）基于回归残差的协整检验；2）基于回归系数完全信息的Johansen的协整检验。本文选择第二种方法。
3、Grange因果检验
为了能从更深层次来刻画融资融券交易与股市波动性之间关系，我们在此采用Granger因果检验进行分析。Granger （1969）提出了因果关系的概念，来检验Y是否是X的Granger原因。如果序列X和Y，都是平稳的I（0）过程，可以利用下面的四个回归方程式检验：Yt = €%[jyt—j + €%Zixt—i + €%^t，零假设：H0x：€%[j=0，i=1，2，…，p.若零假设成立，说明X不是引起Y的原因，则方程变为Yt =€%[jyt—j + €%^t；同时Xt=€%Zixt—i +€%[jyt—j + ut，零假设：H0y：€%Zi =0，i=1，2，…，p.若零假设成立，说明Y不是引起X的原因，则方程变为Yt=€%[jyt—j +€%^t。
实证分析
·描述性统计分析
用每日收益率代表股市的波动性，其计算公式为：
R= （SZt—SZt—1）/ SZt—1
运用计量软件计算各区间数据的上证50指数收益率均值和方差，其均值分别为—0.00415、0.00098、—0.00071、0.00074；标准差分别为0.031、0.022、0.014、0.013。
在推出融资融券试点开展以前之前， 上证50指数收益率的标准差为0.031， 在允许该业务之后， 市场波动性减小到0.022，而正式推行后指数波动性更是低至0.013。这表明随着融资融券业务的开展，规模的扩大， 股市的波动性越来越小， 这一交易起到了平抑股市波动的作用。但对比分析只能粗糙的看出股市波动的变化，至于融资融券对股市的影响还需借助下面的实证检验。
·单位根检验
本文为了得到更稳定的时间序列，对融资额和融券额取对数，得到序列：X=lnRZ，Y=lnRQ 。
由平稳性检验得序列X的ADF值为（—3.30）小于其显著性水平为5%的临界值（—2.87），表明至少在95%的置信水平下拒绝原假设，认为其是平稳序；序列Y的ADF值为（—1.86）大于三个临界值，是非平稳序列，其一阶差分的ADF值为（—16.34）远小于显著性水平为1%的临界值（—2.57），是平稳序列；序列R的ADF值为（—23.05）远小于其显著性水平为1%的临界值（—2.57），是平稳序列，其一阶差分的ADF值为（—16.33）也是平稳序列。 ·构建VAR模型选择最佳滞后期
根据模型的AIC和SC最小值原则来判断变量的滞后期，当AIC和SC最小值的滞后期不同时则结合LR统计量、赤池准则和信息准则进行判断。序列X和序列R构建的VAR模型得到的最佳滞后期为8，即建立VAR（8）模型能消除随机误差中存在的自相关。而序列Y和序列R构建的VAR模型得到的最佳滞后期为4和8。
·协整检验
由以上单位根检验可知时间序列Y和R是单整的I（1）过程，因此对其作Johansen协整检验，并取滞后期为8。
检验结果得， H0：不存在协整关系，迹统计量为（56.29）大于5%临界值（15.49）， 最大特征值统计量为（53.02）大于5%临界值（14.26），拒绝原假设，认为至少存在一个协整方程；H：至多存在一个协整方程，迹统计量和最大特征值统计量均小于5%临界值接受原假设， 即融券量变动与上证50指数收益率变动存在长期协整关系。
·Grange因果检验
已知X和R都是平稳的序列，而Y和R是具有长期协整关系的序列，进一步，我们采用Granger因果检验对融资融券制度影响市场波动性进行分析。在滞后四期和八期时，结果表明：融资额变动与上证50指数变动之间存在显著的双向因果关系； 融券额变动与上证50指数变动之间存在显著的单向因果关系，上证50指数变动是融券额变动的Granger原因。
实证结论分析
1）上证50指数收益率和融资额之间存在双向因果关系，互相之间有影响，即股市波动性是投资者是否进行融资交易的依据之一；而融资额则能显著改变股市的波动性水平。
而上证50指数和融券额之间存在单向因果关系，实证结果表明上证50指数是Granger原因，上证50指数的变动引起了融券额的变动，是其先行指标。股票市场对融券交易具有引导作用，投资者根据股市走势判断是否进行融券。
2）上证50指数变动会影响投资者预期从而左右投资者行为。当指数接连上升为利好消息时，绝大部分投资者选择融资买入；当指数持续下降投资者对股市信心不足时，会选择融券卖出，获得现金流。而融资融券则可以通过交易行为来影响股价，使其保持在一个合理的水平。虽然由理论分析知融资融券交易可以减少股市波动性，但如果现实交易中缺乏监管，融资融券交易机制不完善，则很可能会扰乱市场秩序。推行这一交易机制对我国来说是一大挑战，应时刻保持警戒心，加大监管力度，力求使其平稳有序发展。
本文系安徽财经大学校级课题研究成果，课题名称：融资融券对我国股市波动性的影响
指导老师：黄华继，安徽财经大学金融学院副教授，硕士生导师。
（作者单位：安徽安徽财经大学金融学院）
2011年11月25日，经中国证监会批准，《上海证券交易所融资融券交易实施细则》正式发布，并自发布之日起施行。这一新型交易模式改变了我国长期以来不能做空的单边市格局，为证券市场注入了新的活力。以往传统的证券市场“追涨杀跌”，导致股市价格波动剧烈，常常脱离理性水平，市场缺乏有效性。而融资融券这一新兴业务是否对股市波动性有影响，两者何者是因，何者是果？文献中国内学者对融资融券交易机制与股市波动性的定性研究较多，而实证研究则主要集中在美国、香港、台湾等国家和地区，对我国证券市场的针对性不强。所以本文选择中国证券市场作为实证对象进行研究，旨在探讨现实中融资融券交易对我国股市波动性的影响。
理论基础
国外学者Charoenrook和Daouk（2003）用换手率作为衡量流动性的指标，研究发现卖空机制在一定程度上会起到稳定股市波动的作用。国内学者张哲章（1998）利用台湾证券市场的数据进行实证，结果表明股价有领先融券余额而变动的倾向，股价可视为融券余额的先行指标。
理论上说，融资融券是一种双向交易制度，融资买入者在未来需卖券返钱； 融券卖出者， 在未来需买券返券。因此， 当市场投机氛围浓厚导致某一股票价格暴涨时， 投资者可通过融券沽出股票，从而使股价回落；当某一股票价格过度低估时，投资者则可通过融资买入此股票，促使其股价上扬。所以在完善的融资融券制度下，其能抑制股市价格巨幅波动。
那我国的现实市场表现如何？融资融券是否真的减小了股市波动性？本文就此为目的，在前人研究的基础上展开实证分析。
由于上证50指数的成分股为首批融资融券交易的试点股，且上海市场交易量逐渐增大，因此以其为研究对象，运用统计的对比分析法考察各阶段股市波动性的变化。但由于此方法没有把其他因素考虑进去， 所以不能完全肯定所得到的结论，还需结合融资额、融券额进一步进行实证检验，并借助Granger因果检验分析因果引致关系。
样本选取和研究方法
·样本选取
选取上证50指数的每日收盘价（SZ）为样本数据，范围为2008年1月2日～2012年5月25日，这段时间我国融资融券政策发生了多次变化，以试点业务前后和常规业务前后为分界点，划分为四个区间，分别是2008年1月2日～2008年9月26日，2008年10月6日～2010年3月30日，2010年3月31日～2011年11月24日，2011年11月25日～2012年4月25日。数据来源于新浪财经网站。
选取上海股票市场的每日融资买入额（RZ，单位：百万元）和每日融券卖出额（RQ，单位：千股）为样本数据，数据区间是2010年3月31日～2012年4月25日，共502个数据。运用Eviews5.0计量经济软件对其进行相关实证检验。样本数据来源于上海证券交易所网站。
·研究方法
1、单位根检验
考察时间序列的平稳性一般采用单位根检验，本文采用ADF检验，其回归方程式为：Yt = €%Z+€%[t + €%＼Yt—1 + €%Zi △Yt—1 + €%^t，假设检验H0 ： €%＼ =1满足ADF检验。其中€%^t为误差项；p是滞后阶数；t是时间趋势；并引入△Yt—1 （i=1，2，…，p）项，以消除自相关性。若t检验统计量值小于相应临界值，则拒绝H0，该序列是稳定的I（0）过程；若t检验统计量值大于相应临界值，则不能拒绝H0，是非平稳序列，需要进一步检验其一阶差分方程。
2、协整检验
如果两个（或两个以上）的时间序列是非平稳的，但它们的某种线性组合却是平稳的，则这两个（或两个以上）变量之间存在协整关系或长期均衡关系。协整性检验有两种方法：1）基于回归残差的协整检验；2）基于回归系数完全信息的Johansen的协整检验。本文选择第二种方法。
3、Grange因果检验
为了能从更深层次来刻画融资融券交易与股市波动性之间关系，我们在此采用Granger因果检验进行分析。Granger （1969）提出了因果关系的概念，来检验Y是否是X的Granger原因。如果序列X和Y，都是平稳的I（0）过程，可以利用下面的四个回归方程式检验：Yt = €%[jyt—j + €%Zixt—i + €%^t，零假设：H0x：€%[j=0，i=1，2，…，p.若零假设成立，说明X不是引起Y的原因，则方程变为Yt =€%[jyt—j + €%^t；同时Xt=€%Zixt—i +€%[jyt—j + ut，零假设：H0y：€%Zi =0，i=1，2，…，p.若零假设成立，说明Y不是引起X的原因，则方程变为Yt=€%[jyt—j +€%^t。
实证分析
·描述性统计分析
用每日收益率代表股市的波动性，其计算公式为：
R= （SZt—SZt—1）/ SZt—1
运用计量软件计算各区间数据的上证50指数收益率均值和方差，其均值分别为—0.00415、0.00098、—0.00071、0.00074；标准差分别为0.031、0.022、0.014、0.013。
在推出融资融券试点开展以前之前， 上证50指数收益率的标准差为0.031， 在允许该业务之后， 市场波动性减小到0.022，而正式推行后指数波动性更是低至0.013。这表明随着融资融券业务的开展，规模的扩大， 股市的波动性越来越小， 这一交易起到了平抑股市波动的作用。但对比分析只能粗糙的看出股市波动的变化，至于融资融券对股市的影响还需借助下面的实证检验。
·单位根检验
本文为了得到更稳定的时间序列，对融资额和融券额取对数，得到序列：X=lnRZ，Y=lnRQ 。
由平稳性检验得序列X的ADF值为（—3.30）小于其显著性水平为5%的临界值（—2.87），表明至少在95%的置信水平下拒绝原假设，认为其是平稳序；序列Y的ADF值为（—1.86）大于三个临界值，是非平稳序列，其一阶差分的ADF值为（—16.34）远小于显著性水平为1%的临界值（—2.57），是平稳序列；序列R的ADF值为（—23.05）远小于其显著性水平为1%的临界值（—2.57），是平稳序列，其一阶差分的ADF值为（—16.33）也是平稳序列。 ·构建VAR模型选择最佳滞后期
根据模型的AIC和SC最小值原则来判断变量的滞后期，当AIC和SC最小值的滞后期不同时则结合LR统计量、赤池准则和信息准则进行判断。序列X和序列R构建的VAR模型得到的最佳滞后期为8，即建立VAR（8）模型能消除随机误差中存在的自相关。而序列Y和序列R构建的VAR模型得到的最佳滞后期为4和8。
·协整检验
由以上单位根检验可知时间序列Y和R是单整的I（1）过程，因此对其作Johansen协整检验，并取滞后期为8。
检验结果得， H0：不存在协整关系，迹统计量为（56.29）大于5%临界值（15.49）， 最大特征值统计量为（53.02）大于5%临界值（14.26），拒绝原假设，认为至少存在一个协整方程；H：至多存在一个协整方程，迹统计量和最大特征值统计量均小于5%临界值接受原假设， 即融券量变动与上证50指数收益率变动存在长期协整关系。
·Grange因果检验
已知X和R都是平稳的序列，而Y和R是具有长期协整关系的序列，进一步，我们采用Granger因果检验对融资融券制度影响市场波动性进行分析。在滞后四期和八期时，结果表明：融资额变动与上证50指数变动之间存在显著的双向因果关系； 融券额变动与上证50指数变动之间存在显著的单向因果关系，上证50指数变动是融券额变动的Granger原因。
实证结论分析
1）上证50指数收益率和融资额之间存在双向因果关系，互相之间有影响，即股市波动性是投资者是否进行融资交易的依据之一；而融资额则能显著改变股市的波动性水平。
而上证50指数和融券额之间存在单向因果关系，实证结果表明上证50指数是Granger原因，上证50指数的变动引起了融券额的变动，是其先行指标。股票市场对融券交易具有引导作用，投资者根据股市走势判断是否进行融券。
2）上证50指数变动会影响投资者预期从而左右投资者行为。当指数接连上升为利好消息时，绝大部分投资者选择融资买入；当指数持续下降投资者对股市信心不足时，会选择融券卖出，获得现金流。而融资融券则可以通过交易行为来影响股价，使其保持在一个合理的水平。虽然由理论分析知融资融券交易可以减少股市波动性，但如果现实交易中缺乏监管，融资融券交易机制不完善，则很可能会扰乱市场秩序。推行这一交易机制对我国来说是一大挑战，应时刻保持警戒心，加大监管力度，力求使其平稳有序发展。
本文系安徽财经大学校级课题研究成果，课题名称：融资融券对我国股市波动性的影响
指导老师：黄华继，安徽财经大学金融学院副教授，硕士生导师。
（作者单位：安徽安徽财经大学金融学院）