融资融券、政府干预与股票市场波动

张超林，黎海珊

(1. 湖南商学院 财政金融学院，湖南 长沙 410205；2.广州航海学院 航运经贸学院，广东 广州 510725)

一、引言

股权分置改革以来，我国股票市场交易的活跃度大大增加，但随之而来的是股票市场波动也日益引起关注。尤其是2007年和2015年牛市泡沫破灭，对投资者的财富造成了巨大的损失。股市的波动不利于投资者参与股市的积极性，在抑制投资功能的同时，也会影响股市对于上市公司的融资功能，进而影响股市对社会富余资金的有效配置。平抑我国股票市场波动，维持“慢牛”态势，已成为我国政府和学界普遍的共识。

一方面，我国股市开始逐步引入卖空机制，使得更多异质信念的投资者参与到股市交易中来，从而确保价格能更为迅速地反映各种信息，提高股票市场定价效率。另一方面，政府部门也会通过直接干预手段来平抑股市波动。股价暴涨时，证监会采取降杠杆的政策措施；股价暴跌时，“国家队”积极救市。而政府干预对股市波动的平抑效果如何，正是本文研究的中心问题。

研究政府干预对股市波动的难点在于，很难精确地对政府干预市场的行为进行计量。本文以融资融券为研究出发点，从证监会、上交所、深交所网站搜集政府部门对融资融券业务的干预事件作为政府干预变量，采用EGARCH模型进行研究，结论表明，融资融券的实施显著降低了我国股票市场波动，但融资融券的扩容并没有进一步降低波动性，政府干预则显著加剧了股票市场波动。

二、制度背景与理论分析

2010年3月31日，融资融券在我国股市正式拉开序幕，标志着我国证券市场进入了一个崭新的阶段。融资业务使得投资者能够借助于杠杆放大收益，融券业务则能够使投资者能够在股价下跌中获取收益。最初融资融券标的为90只股票。在随后几年，标的证券不断扩容。截至2016年底，融资融券已经经历了5次扩容，标的证券由最初的90只增加至950只(具体见表1)。2011年底，沪深两市融资余额为37.54亿元，融券余额为6483万元。而到了2015年底，沪深两市融资余额增长为1171.3亿元，融资余额增长为4.97亿元。一方面，融资融券规模突飞猛进，市场投资者参与积极性较高。另一方面，融资余额远高于融券余额。以2015年为例，融券余额仅为融资余额的0.4%左右，低于境外成熟市场的融券融资比(为5～10%)。出现这种情况的原因可能是：融券券源绝大多数来自于证券公司的自营券，数量较为有限，无法满足融券需求。尽管我国2013年推出了转融券制度，允许持股机构通过证券公司将证券借出，但该业务目前发展较慢。

融资融券影响股市波动性的途径主要有两条：第一，融资融券有助于提高市场的流动性，吸引更多知情交易者的参与，从而使得更多特质信息能反映到股价中去。肖浩、孔爱国(2014)研究发现，融资融券交易降低了标的证券股价特质性波动。第二，融券交易意味着卖空约束的放松。很多研究都表明卖空约束使得资产价格出现系统性的偏差，容易引发股价波动。Miller(1997)表明，如果存在卖空约束，悲观投资者不能参与到交易中来，股价反映的仅仅是乐观投资者的估值，从而容易造成股价高估。当负面信息积累过多突然释放时，容易造成股价下降甚至是暴跌(Hong and Stein，2003)。融券交易放松了卖空约束，有助于释放悲观投资者知情的负面信息，从而提高股票定价的合理性，减缓股价剧烈波动。李志生等(2015)研究表明，我国融资融券交易的推出提高了股价稳定性，标的股票的价格波动率和振幅均出现了显著性下降。

表1 融资融券业务的实施及扩容

注：资料来源于证监会、上交所、深交所网站。

由于我国从计划经济转轨而来，和其他诸多行业类似，政府干预之手在证券市场中扮演着重要角色。我国证券市场设立之初，目的是要化解国有企业高负债的问题，为国有企业提供股权融资的途径。随着证券法规的相继推出和股权分置改革的实施，我国股票市场的市场化程度在逐步增加。股市不再仅仅是为国有企业“纾困解难”的工具。政府部门对证券市场的干预，主要目的是为了提高股票市场的流动性和有效性，降低股票市场的波动性。然而，政府干预对股票市场的影响已经是根深蒂固，政府部门的政策稍有变动，就会对证券市场产生影响，以至于我国股市形成了较为独特的“政策市”现象。其背后逻辑如图1所示，首先，政府政策有时会直接影响投资者交易行为，例如限制或放松某类交易的政策，使得投资者的交易下降或增加；其次，投资者相信政府部门的干预力量，当政府部门进行干预时，就会影响投资者的投资心理，投资者心理的变化又会进一步影响交易行为，短期内大量同方向的交易会导致股价出现较大波动，从而导致“政策市”的预期实现。尽管股票市场容易受到政府政策的影响，这在全球股市来看都是规律，但在我国股票市场上，这一点表现得尤为明显。投资者预期“政策市”的存在，最后确实导致了“政策市”的出现。因此，“政策市”的存在使得我国股票市场波动容易受到政府干预的影响。

图1政府干预与股票市场波动

由于政府干预范畴较广，本文以政府部门对融资融券交易的干预进行分析。通过查阅证监会、证券业协会、上交所、深交所的网站，从融资融券实施以来，截至2015年底，政府部门的干预事件如表2所示。其中，部分干预事件直接影响融资融券的交易行为，例如2015年11月13日，证监会批准，将融资保证金比例从不得低于50%调高至不得低于100%，从而使得融资合约的杠杆水平由不得超过2倍降低为不得超过1倍。部分事件影响投资者的心理，例如2015年1月16日，证监会公布对45家证券公司融资类业务的检查结果，并处罚了多家证券公司，引发了股票市场的恐慌。在后一个交易日，即2015年1月19日，上证指数暴跌260点，跌幅高达7.7%。2015年4月17日，证券业协会发布《关于促进融券业务发展有关事项的通知》，包括支持专业机构投资者参与融券交易，扩大融券券源，优化融券卖出交易机制，提高交易效率等，被市场解读为政府部门将要鼓励卖空交易，打压股市过热，在次一个交易日4月20日，上证指数大跌70点，跌幅为1.64%。

由此可见，政府部门的干预事件会影响投资者的心理和交易行为，加剧股票市场的波动。目前国内尚未发现有经验证据直接研究政府干预对股票市场波动的影响。本文以融资融券业务为落脚点，研究该业务的实施以及政府部门的干预对股市波动有何影响，一定程度上可以填补该领域的研究空白。

由以上分析，本文提出两个假设：

假设1：融资融券的实施能够有效降低股票市场波动。

假设2：政府部门对融资融券的干预则会加剧股票市场波动。

表2 政府部门对融资融券业务的干预事件

续表

时间事件2015年7月1日 《证券公司融资融券业务管理办法》实施2015年11月13日 证监会批准降低新增融资合约杠杆水平

注：资料来源于证监会、证券业协会、上交所、深交所网站。

三、实证设计

由于股票指数日数据呈现“尖峰厚尾”和“波动集聚”的特征，同时考虑到好消息和坏消息对股票价格波动影响的非对称性，本文使用指数GARCH模型(EGARCH)进行分析。该模型由Nelson(1991)在Bollerslev(1986)GARCH模型的基础上提出。

本文在EGARCH(1，1)的方差方程中加入融资融券哑变量和政府干预哑变量，模型设定如下：

其中，第一个方程为均值方程。均值方程使用自回归模型(AR)，滞后阶数p由信息准则确定。Rt为股指收益率，采用对数收益率的形式：

Rt=ln(Pt)-ln(Pt-1)

P为上证综指每日收盘价，数据来自通达信，样本区间为1994年1月3日～2015年12月31日。稳健性检验中，我们也使用了深圳成指每日收盘价。

只要θ≠0，模型就包含了非对称效应。

一般而言，坏消息对股票价格波动的影响大于好消息的影响。因此使用EGARCH模型，能够刻画好消息和坏消息对股票市场波动的非对称影响。

方差方程中设置了两个哑变量，其中D1为融资融券业务实施的哑变量，2010年3月31日融资融券业务推出之前，该变量等于0，融资融券业务推出之后，该变量等于1。D6为政府干预哑变量。

由于政府部门发布证券类公告往往是在当天收盘之后，结合表2政府部门对融资融券业务的干预事件，我们选择干预事件日的后一个交易日的时间变量等于1。稳健性检验中，我们也选择了选择干预事件日的后两个交易日的时间变量等于1。根据前文假设，我们预期D1显著为负，D6显著为正。此外，结合表1，我们还设定了融资融券业务扩容哑变量D2～D5，以D2为例，D2为第一次扩容哑变量，2011年12月5日前，此变量等于0，该时点后，此变量等于1。其他几个扩容哑变量的定义类似。

四、实证结果分析

首先，使用1994年1月3日至2015年12月31日的数据，绘制了上证指数收益率时序图(见图2)，由该图可知，上证指数存在明显的波动集聚。不论是自相关图、偏自相关图，还是Q检验，均显示该时序存在显著的条件异方差(限于篇幅，未列结果)。

其次，使用信息准则确定EGARCH模型均值方程的滞后阶数。根据表3结果， LR、FPE、AIC三个信息准则最优阶数为滞后4阶，故AR回归选择滞后4阶，均值方程为：

Rt=δ1Rt-1+δ2Rt-2+δ3Rt-3+δ4Rt-4+εt

图2 上证指数收益率(1994年1月3日～2015年12月31日)

表3 向量自回归模型滞后阶数判定标准

接下来使用EGARCH(1，1)进行回归。首先，方差方程仅加入融资融券业务实施哑变量D1，回归结果见表4第1列。从均值方程来看，收益率滞后一阶和滞后二阶均显著为正，表明股指收益率短期内存在正向自相关，但收益率滞后四阶显著为负，表明平均来看股指在第四天出现反转的现象。哑变量D1的系数显著为负，表明融资融券业务的推出确实降低了股票市场波动，假设1得到验证。表3第2列在方差方程中加入了融资融券扩容哑变量。D1系数仍然显著为负，但D2、D4和D5的回归系数显著为正，D2不显著，表明融资融券扩容并不能实质性地降低股市波动。这可能是因为融券交易量有限，卖空约束的放松效果不明显所引起的。同时，褚剑、方军雄(2016)也表明，融券标的选择标准使得标的股票本身股价波动风险较小，导致卖空机制很难发挥作用。因此，后文回归不再加入扩容哑变量。表3第3列同时加入融资融券业务实施哑变量D1和政府干预事件哑变量D6。结果显示，D1仍然显著为负，D6则显著为正，表明政府干预加剧了股票市场波动，假设2得到了验证。这意味着在我国证券市场的确存在着“政策市”的现象，政府干预政策会影响到投资者心理和交易行为，从而造成股票市场对政策变动的敏感反应，股市波动加剧。对比D1和D6的回归系数绝对值来看，后者要大于前者，表明政府干预对股市波动的加剧作用大于融资融券对股市波动的平抑作用。这和褚剑、方军雄(2016)分析得到的结论类似。他们发现融资融券制度的实施不仅没有降低相关标的股票的股价崩盘风险，反而恶化了其崩盘风险。政府干预可能是使得融资融券政策失效的重要原因之一。此外，模型的ARCH与EGARCH项均很显著，表明模型设定的合理性。

表4 EGARCH(1，1)模型回归结果

为确保研究结果的可靠，本文还进行了如下稳健性检验：

(1)假设扰动项服从t分布。对扰动项进行JB检验，结果拒绝扰动项服从正态分布的原假设。因此，假设扰动项服从t分布，重新进行EGARCH(1，1)回归。结果如表5第1列所示。D1为-0.004，D6为0.678，均在1%的水平上显著，表明对扰动项分布的假设变动不会改变研究结论。

(2)使用深圳成指日数据。采用深圳成指日收益率数据对深圳股市的波动性进行研究，结果见表5第2列。均值方程结果表明，深圳成指收益率也是向前1～2天存在惯性现象，第4天出现反转现象。融资融券哑变量D1在1%的统计水平上显著为负，政府干预哑变量D6在1%的统计水平上显著为正，意味着在深圳股市上，融资融券的实施能降低股市波动，而政府干预却提高了股市波动，假设1和假设2成立。

(3)使用干预事件日后两个交易日作为干预事件哑变量。设定该哑变量为D7。回归结果见表5第3列。D1仍显著为负，D7则显著为正。此外，使用干预事件日后三个交易日作为干预事件哑变量得到的结果类似，表明政府干预对股票市场波动性的影响存在着一定的延续性。

对比融资融券实施哑变量D1和政府干预哑变量D6/D7的回归系数来看，前者小于后者，再次表明融资融券对股票市场波动的平抑作用小于政府干预对股票市场波动的加剧作用。

表5 稳健性回归结果

续表

(1)(2)(3)系数z值系数z值系数z值Rt-3-0.010(-1.52)-0.002(-0.08)-0.002(-0.14)Rt-4-0.007(-1.06)-0.033**(-2.02)-0.036**(-2.49)常数项-0.000(-0.01)-0.000(-0.11)-0.000(-0.03)条件方差方程D1-0.004***(-3.68)-0.006***(-32.17)-0.003***(-24.74)D60.679***(5.74)0.390***(14.76)D70.080***(5.64)EGARCHt-10.987***(770.90)0.994***(6224.49)0.992***(8193.41)ARCHt-12.628***(11.46)0.778***(46.98)2.044***(52.77)常数项-0.075***(-9.86)-0.038***(-41.04)-0.053***(-64.50)N534553265345chi28.127199.142281.348

五、结论

本文使用EGARCH模型，研究了融资融券业务的实施和政府干预对股票市场波动的影响。得到的主要结论如下：① 2010年3月31日融资融券业务的实施对我国股票市场波动存在显著的抑制作用；② 融资融券业务扩容并未实质性地降低股票市场波动；③ 政府干预则显著加剧了我国股票市场波动，且该影响大于融资融券的平抑作用。

本文的研究验证了我国股票市场存在的“政策市”现象，股票市场波动对政府干预的敏感度较高。尽管政府干预的目的是提高股市的流动性和有效性，降低股市的波动性。但从降低波动性的实际效果来看，干预结果和目的背道而驰。因此，政府部门应该在制定好游戏规则后，尽可能只充当“裁判员”的角色，减少对股市的直接干预。

本文对政府干预的衡量只考虑了政府部门针对融资融券业务的干预事件，而这仅仅政府干预的一部分而已。后续研究可以考虑更全面的政府干预衡量指标，从而更准确地考察政府干预对股票市场波动的影响。