融資融券對我國期指市場影響的實(shí)證研究

摘要：以融資融券對我國期指市場的影響為對象進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)融資融券對期指市場當(dāng)日成交金額產(chǎn)生負(fù)向影響，對期指市場當(dāng)日持倉量產(chǎn)生正向作用；融資融券交易與期指市場波動(dòng)性之間不存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，也不存在確定的線性關(guān)系；融資融券交易對期指市場當(dāng)日成交金額并不存在統(tǒng)計(jì)意義上的因果引致關(guān)系，當(dāng)日融券余額與期指市場當(dāng)日持倉量存在雙向因果引致關(guān)系，期指市場波動(dòng)性是融券余額的單向因果引致關(guān)系。因此，擴(kuò)大融資融券標(biāo)的范圍與可供借貸證券池，發(fā)展有利于中小投資者參與的、與融資融券交易有關(guān)的風(fēng)險(xiǎn)對沖套利金融產(chǎn)品是我國證券市場轉(zhuǎn)型的重要舉措。

關(guān)鍵詞：融資融券；賣空機(jī)制；流動(dòng)性；波動(dòng)性

中圖分類號：F832.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）10-0050-08

融資融券交易機(jī)制，又稱保證金交易和證券信用交易，是全球主要證券市場普遍實(shí)施的一項(xiàng)信用交易制度。根據(jù)上海證券交易所和深圳證券交易所發(fā)布最新的《融資融券交易試點(diǎn)會(huì)員業(yè)務(wù)指南》，融資融券交易是指投資者向具有證券交易所會(huì)員資格的證券公司提供擔(dān)保物，借入資金買入證券交易所上市證券或借入證券交易所上市證券并賣出的行為。引入融資融券交易機(jī)制是為了改變股票價(jià)格大漲大跌，以及只求短平快投機(jī)一把、不求投資價(jià)值的我國證券市場的惡性現(xiàn)象，是進(jìn)一步完善證券市場機(jī)能的積極舉措，也為進(jìn)一步推進(jìn)證券市場金融產(chǎn)品創(chuàng)新發(fā)展鋪路。融資融券交易促使投資者由被動(dòng)的“用腳投票”轉(zhuǎn)為主動(dòng)賣空獲利，有利于將利空信息充分地反映到股價(jià)上，以提高市場的信息效率，改變空頭力量與多頭力量地位失衡的單邊市場格局。近年來，我國證券市場交易規(guī)模迅速增長，已登上交易規(guī)模全球第二的位置，但也反襯出我國證券市場交易機(jī)制的重大殘缺——證券融資融券機(jī)制的缺失愈發(fā)約束著證券市場進(jìn)一步發(fā)展。直到2009年底，我國融資融券交易制度在市場、技術(shù)以及監(jiān)管方面的條件才基本具備。2010年3月31日，兩個(gè)交易所正式開通融資融券交易系統(tǒng)，開始接受試點(diǎn)會(huì)員融資融券交易申報(bào)。2011年12月5日，兩市融資融券標(biāo)的證券第一次擴(kuò)容，上海融資融券標(biāo)的證券擴(kuò)大到上證180指數(shù)成份股，深圳融資融券標(biāo)的證券擴(kuò)大到深圳100指數(shù)成份股。本文將從融資融券對我國期指市場影響的角度進(jìn)行實(shí)證研究。

一、融資融券制度對股指期貨影響的實(shí)證研究現(xiàn)狀

關(guān)于融資融券對股指期貨影響的研究很少，國內(nèi)外學(xué)者實(shí)證研究主要集中在融券賣空機(jī)制對股指期貨定價(jià)效率的影響方面，存在兩種代表觀點(diǎn)：一種是缺乏融券賣空機(jī)制會(huì)影響股指期貨的定價(jià)，如果現(xiàn)貨市場有融券賣空交易機(jī)制，交易者既可做多現(xiàn)貨做空期貨，也可做空現(xiàn)貨做多期貨，從而活躍兩個(gè)市場，加深市場深度，提升期貨市場的套利效率，降低期指期貨定價(jià)偏差，如馮似玥（2008）和胡海波（2009）對香港市場的實(shí)證研究；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，缺乏融券賣空機(jī)制不會(huì)影響股指期貨的定價(jià)，如張學(xué)東和趙錫軍（2006）。關(guān)于融資融券與股指期貨在具有桿杠作用下的市場中實(shí)際相互影響的實(shí)證研究更少。

二、融資融券對我國期貨市場影響指標(biāo)的設(shè)計(jì)

（一）指標(biāo)設(shè)計(jì)

在考慮融資融券交易階段特點(diǎn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)造以滬深300期貨期指為代表的股指期指市場流動(dòng)性指標(biāo)和波動(dòng)性指標(biāo)。鑒于股票指數(shù)期貨合約使用持倉量來計(jì)量未平倉合約，需要在流動(dòng)性指標(biāo)中增加反映持倉量的流動(dòng)性指標(biāo)；期指市場不存在所謂的流通股本和總股本等限制性計(jì)量指標(biāo)，無法構(gòu)造類似于現(xiàn)貨市場的單位換手率指標(biāo)，也不能構(gòu)造單位換手率計(jì)量的波動(dòng)性指標(biāo)。

滬深300指數(shù)期貨市場流動(dòng)性指標(biāo)：

LI1Q1F=Day_amount（1）

LI1Q2F=Opint（2）

其中，Day_amount為滬深300指數(shù)期貨當(dāng)月、下月、當(dāng)季、下季四期合約當(dāng)日成交金額加總，Opint為滬深指數(shù)期貨當(dāng)月、下月、當(dāng)季、下季四期合約當(dāng)日持倉量加總。

滬深300指數(shù)期貨市場波動(dòng)性指標(biāo)：

VOLF=ln（Pt）-ln（Pt-1）（3）

其中，Pt是滬深300期指當(dāng)月連續(xù)的當(dāng)日結(jié)算價(jià)，Pt-1是滬深300期貨指數(shù)當(dāng)月連續(xù)的前一交易日結(jié)算價(jià)，當(dāng)月合約月末最后交割日的結(jié)算價(jià)仍作為當(dāng)日的結(jié)算價(jià)Pt；VOLF反映市場整體的價(jià)格波動(dòng)情況。

融資融券信用交易因子方面，構(gòu)造滬深兩市的融資融券信用交易市場指標(biāo)：

MB=MBSH+MBSZ（4）

MS=MSSH+MSSZ（5）

其中，MB代表滬深兩市當(dāng)日融資余額總和，MBSH代表滬市當(dāng)日融資余額，MBSZ代表深市當(dāng)日融資余額；MS代表滬深兩市當(dāng)日融券余額總和，MSSH代表滬市當(dāng)日融券余額，MSSZ代表深市當(dāng)日融券余額。

通過以上指標(biāo)，本文將通過運(yùn)用時(shí)間序列分析軟件EVIEWS6.0分別研究（MB，MS，LIQ1F）、（MB，MS，LIQ2F）、（MB，MS，VOLF）三組變量之間的協(xié)整關(guān)系、線性相關(guān)關(guān)系以及格蘭杰因果關(guān)系。

（二）樣本選擇

本文的實(shí)證研究樣本選取從我國證券市場2010年4月16日滬深300指數(shù)期貨上市交易開始，至2012年6月15日共526個(gè)交易日。由于股指期貨的上市交易比融資融券信用交易申報(bào)啟動(dòng)晚約半個(gè)月，致使期指市場的樣本數(shù)稍少于現(xiàn)貨市場。

本研究使用的數(shù)據(jù)樣本來源包括如下部分：

1. 期指市場當(dāng)日融資余額、期指市場當(dāng)日融券余額的日周期數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)來源于國泰安金融研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

2. 滬深300期貨指數(shù)當(dāng)月連續(xù)的當(dāng)日結(jié)算價(jià)格Pt、當(dāng)日成交額加總（Day_amount）、當(dāng)日持倉量加總（Opint）所需要的日周期數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)由國泰安金融研究數(shù)據(jù)庫下載，并經(jīng)Excel整理后獲得。

三、期指市場相關(guān)指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)分析

從圖1至圖3可以直觀地觀察到，期指市場第一個(gè)流動(dòng)性指標(biāo)LIQ1F隨時(shí)間變化先在2010年4月份到11月出現(xiàn)寬幅波動(dòng)，波動(dòng)中樞在2 500億元附近；隨后2011年12月份開始回落，波動(dòng)中樞下移至1 500億元到2 000億元，波動(dòng)幅度收窄；再后到2011年12月份融資融券標(biāo)的股票第一次大擴(kuò)容，中樞重新上移植2 500億元到3 000億元之間，波動(dòng)幅度稍大于前一個(gè)區(qū)間，但小于2010年寬幅波動(dòng)區(qū)間。由此直觀看出，在2011年12月融資融券標(biāo)的范圍第一次大擴(kuò)容后伴隨期指市場交易再度活躍。再觀察第二個(gè)流動(dòng)性指標(biāo)LIQ2F的變化情況，從2010年4月16日開始至2010年7月，期指市場的持倉量出現(xiàn)一波上升的趨勢，站上3萬手的位置；隨后至2011年7月在3萬手到4萬手范圍內(nèi)緩慢爬升；2011年8月再度快速上升，在2012年5月最高至7萬手，持倉量幾乎翻番；此等翻番行情與滬市融資余額走勢基本一致，由此初步推測兩者很可能存在線性相關(guān)關(guān)系。

另者，期指市場的波動(dòng)性總量指標(biāo)VOLF隨時(shí)間極大極小值有收窄的趨勢，尤其是在融資融券標(biāo)的股票范圍第一次大擴(kuò)容的事件刺激明顯小于滬深300股指上市交易的事件刺激，初步表明融資融券信用交易市場進(jìn)一步擴(kuò)大有利于減少暴漲暴跌出現(xiàn)的次數(shù)，并且融資融券標(biāo)的股票擴(kuò)容覆蓋了滬深300指數(shù)所有成份股，兩者均有杠桿放大和雙邊交易功能，融資融券交易的是具體的個(gè)股，而指數(shù)期貨合約與指數(shù)完全掛鉤，交易的是整個(gè)市場指數(shù)，邏輯上存在整體和部分的內(nèi)在關(guān)系，因此兩者之間的相互作用必然存在，只是深淺究竟如何需要作進(jìn)一步分析。表1反映了期指市場流動(dòng)性指標(biāo)LIQ1F、LIQ2F和波動(dòng)性指標(biāo)VOLF樣本的描述統(tǒng)計(jì)特征，三者均不是服從正態(tài)分布。

四、融資融券對我國期指市場影響的實(shí)證研究過程

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于建模須滿足平穩(wěn)性的條件，因此先要檢驗(yàn)期指市場流動(dòng)性指標(biāo)（LIQ1F、LIQ2F）和波動(dòng)性指標(biāo)（VOLF）的平穩(wěn)性；并且樣本窗口的縮減，為了謹(jǐn)慎起見，檢驗(yàn)融資融券指標(biāo)（MB、MS）序列的平穩(wěn)性；本部分使用單位根檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)以上5個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。

通過表2平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果數(shù)據(jù)可以得知，期指市場融資融券日市場交易數(shù)據(jù)（MB、MS）在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下均為非平穩(wěn)的I（0）過程（零階單整過程，ADF值大于三個(gè)臨界值），而其一階差分的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示ΔMB、ΔMS序列在1%顯著性水平下均是平穩(wěn)的I（0）過程（ADF值小于三個(gè)臨界值），因此得出MB、MS為平穩(wěn)的I（1）過程（一階單整過程）。再者，期指市場流動(dòng)性指標(biāo)（LIQ1F、LIQ2F）和波動(dòng)性指標(biāo)（VOLF）經(jīng)單位根檢驗(yàn)，LIQ1F在5%顯著性水平下是平穩(wěn)的I（0）過程，LIQ2F、VOLF在1%顯著性水平下是平穩(wěn)的I（0）過程。由此得出，上述（MB，MS，LIQ1F）、（MB，MS，LIQ2F）、（MB，MS，VOLF）三組變量之間均是非同階單整序列組合，不能直接進(jìn)行協(xié)整分析和因果關(guān)系分析，也不能直接用來建立OLS回歸模型進(jìn)行相關(guān)性分析。這表明期指市場融資融券余額與期指市場流動(dòng)性、波動(dòng)性之間的關(guān)系還不能確定。

由于MB、MS原序列是非平穩(wěn)的一階單整過程，而LIQ1F、LIQ2F、VOLF原序列是平穩(wěn)的零階單整過程，組合變量之間并非同階，因而需要對MB、MS序列作自然對數(shù)處理，與此同時(shí)流動(dòng)性指標(biāo)LIQ1F、LIQ2F原序列與MB、MS同處于一個(gè)量級，因而也需要對其進(jìn)行自然對數(shù)化處理，降低數(shù)據(jù)量級，由此獲得新的對數(shù)序列l(wèi)nMB、lnMS、lnLIQ1F、lnLIQ2F。對lnMB、lnMS、lnLIQ1F、lnLIQ2F對數(shù)序列作單位根檢驗(yàn)，由表2檢驗(yàn)結(jié)果得到新序列滿足平穩(wěn)的零階單整過程的臨界判斷條件，從而得以構(gòu)造新的變量組合（lnMB，lnMS，lnLIQ1F）、（lnMB，lnMS，lnLIQ2F）、（lnMB，lnMS，VOLF）三組組合均是平穩(wěn)的零階單整過程，無需再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，可以直接進(jìn)行線性回歸建模分析。

（二）回歸分析

接下來構(gòu)建線性回歸模型對期指市場融資余額lnMB、融券余額lnMS與市場流動(dòng)性指標(biāo)lnLIQ1F、lnlLIQ2F以及波動(dòng)性指標(biāo)VOLF之間相互關(guān)系進(jìn)行研究。使用Eviews6.0的OLS進(jìn)行二元線性回歸方程的擬合。

1. 對期指市場流動(dòng)性回歸析。由此我們得到以下系列回歸方程：

從融資融券交易對期指市場流動(dòng)性來看，由OLS獲得的回歸方程式（6）可以得出，回歸方程對期指的當(dāng)日成交金額的解釋度不足10%，但回歸方程是可靠的。從回歸系數(shù)來看，兩個(gè)自變量的回歸系數(shù)均滿足1%顯著性水平的條件，因此，可以判定回歸系數(shù)顯著。與此同時(shí)，融資余額對數(shù)序列的回歸系數(shù)為負(fù)，表明融資信用交易對期指市場當(dāng)日成交金額產(chǎn)生負(fù)向影響，即融資余額的增加會(huì)減少期指當(dāng)日成交額，存在分流的作用；融券余額對數(shù)序列回歸系數(shù)則為正，表明融券信用交易對期指市場當(dāng)日成交金額產(chǎn)生正向影響，即融券余額的增加會(huì)提升期指當(dāng)日成交額。而且，融券余額的自回歸系數(shù)絕對值小于融資余額自回歸系數(shù)，初步推斷融資融券交易對期指市場成交金額的影響是負(fù)向相關(guān)關(guān)系。變量之間存在很強(qiáng)的自相關(guān)關(guān)系，DW值僅有0.563 861，與界定值2相距很遠(yuǎn)，需要對自相關(guān)問題作進(jìn)一步處理。

我們對回歸方程的殘差u1F，t進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)（如圖4），殘差呈線性自回歸，表明隨機(jī)誤差存在自相關(guān)，從分布區(qū)域得知，隨機(jī)誤差項(xiàng)存在一階自相關(guān)。利用Cochrane-Orcutt迭代法來消除自相關(guān)，得到DW值=2.444 888，認(rèn)為此時(shí)無自相關(guān)性。于是我們得到新的回歸方程：

該回歸方程對期指市場當(dāng)日成交金額的預(yù)測解釋度達(dá)到54%左右，具有一定的應(yīng)用價(jià)值；從回歸系數(shù)來看，融資余額和融券余額的影響方向沒改變，融資余額的系數(shù)絕對值大于融券余額，進(jìn)一步確認(rèn)融資融券交易對期指市場成交金額產(chǎn)生負(fù)向影響；從當(dāng)期來看，融資融券交易降低了期指市場的當(dāng)期成交金額。

另一方面，對于流動(dòng)性指標(biāo)持倉量的影響情況，由OLS獲得的回歸方程式（8）可以得出，回歸方程對期指的當(dāng)日持倉量的解釋度高達(dá)77%左右，并且回歸方程是可靠的。從回歸系數(shù)來看，兩個(gè)自變量的回歸系數(shù)均滿足1%顯著性水平的條件，融資余額、融券余額對數(shù)序列的回歸系數(shù)均為正，表明融資信用交易對期指市場當(dāng)日成交金額產(chǎn)生正向影響，即融資余額的增加會(huì)提升期指當(dāng)日持倉量，融券余額的增加會(huì)提升期指當(dāng)日持倉量；并且融資余額的自回歸系數(shù)大于融券余額自回歸系數(shù)，表明融資余額提升持倉量的作用強(qiáng)于融券余額的提升作用，暗示融資融券交易對持倉量有正強(qiáng)化作用，至于是對多頭持倉量或者對空頭持倉量的強(qiáng)化作用、大小，由于數(shù)據(jù)的不可獲得性無法進(jìn)一步深入分析。

三個(gè)變量之間存在自相關(guān)關(guān)系，DW值僅有0.094 949，與界定值2相距很遠(yuǎn)，需要對自相關(guān)問題作進(jìn)一步處理。對該回歸方程的殘差u2F，t進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)（如圖5），殘差呈線性自回歸，表明隨機(jī)誤差存在自相關(guān)，從分布區(qū)域得知，隨機(jī)誤差項(xiàng)存在一階自相關(guān)。

利用Cochrane-Orcutt迭代法來消除自相關(guān)，得到DW值=2.355 834，認(rèn)為此時(shí)無自相關(guān)性。于是我們得到新的回歸方程：

該回歸方程對期指市場持倉量的預(yù)測解釋度達(dá)到98%左右，具有很好的應(yīng)用價(jià)值。從回歸系數(shù)來看，融資余額和融券余額的影響方向沒改變，融資余額的系數(shù)大于融券余額的系數(shù)，進(jìn)一步確認(rèn)融資融券交易對期指市場持倉量產(chǎn)生正向影響；從當(dāng)期來看，融資融券交易提升了期指市場的當(dāng)期持倉量。回歸模型初步證明融資余額和融券余額均對期指持倉量產(chǎn)生正向強(qiáng)化作用，融資融券交易對期指持倉量的正向強(qiáng)化作用是融資余額和融券余額的簡單疊加，融資余額強(qiáng)化作用大于融券余額。

2. 對期指市場波動(dòng)性的回歸分析。對于期指市場波動(dòng)性的影響情況，由OLS獲得的回歸方程式（10）及相關(guān)參數(shù)可以判定，回歸方程的擬合度調(diào)整R方為負(fù)數(shù)，不滿足方程可靠性判定。

綜合滬深市場融資余額、融券余額與期指市場流動(dòng)性、波動(dòng)性指標(biāo)的回歸分析得出，一是直接對（lnMB，lnMS，lnLIQ1F）建立簡單的線性回歸模型的效果一般，但（lnMB，lnMS，lnLIQ1F）二元回歸模型初步確定融資余額lnMB對期指當(dāng)日成交金額lnLIQ1F具有負(fù)向影響，會(huì)分流期指市場的成交金額，而融券余額lnMS對期指當(dāng)日成交金額lnLIQ1F產(chǎn)生促進(jìn)作用，融資融券交易對期指市場當(dāng)日成交金額影響為負(fù)向；二是（lnMB，lnMS，lnLIQ2F）的兩個(gè)回歸模型明確證明融資余額lnMB和融券余額lnMS均對期指持倉量lnLIQ2F產(chǎn)生正向強(qiáng)化作用，融資融券交易整體lnMP對期指持倉量的正向強(qiáng)化作用是融資余額lnMB和融券余額LnMS的簡單疊加；三是（lnMB，lnMS，VOLF）不能建立明確的線性回歸模型，不能確定融資余額、融券余額對期指市場波動(dòng)性的影響關(guān)系。

綜上所述，融資融券信用交易與期指市場流動(dòng)性存在確定的、顯著的線性相關(guān)關(guān)系，對當(dāng)日成交金額產(chǎn)生負(fù)向影響，對當(dāng)日持倉量產(chǎn)生正向作用。而融資融券信用交易與期指市場波動(dòng)性之間不存在確定的線性關(guān)系，融資融券余額的增加不會(huì)顯著加劇金融期指市場的波動(dòng)程度，也非如市場經(jīng)驗(yàn)所講的“降低期指市場波動(dòng)性”的論斷，要進(jìn)一步深入分析，后者可以考慮建立廣義自回歸條件異方差模型（G-ARCH模型）來構(gòu)建期指市場的波動(dòng)性模型。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

下面對（lnMB，lnLIQ1F）、（lnMS，lnLIQ1F）、（lnMB，lnLIQ2F）、（lnMS，lnLIQ2F）、（lnMB，VOLF）、（lnMS，VOLF）六組雙變量組合進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。由前文平穩(wěn)性檢驗(yàn)得知，lnMB在SIC規(guī)則下選取的滯后階數(shù)為5，lnLIQ1F和lnLIQ2F的滯后階數(shù)為3，lnMS和VOLF的滯后階數(shù)為零。由于格蘭杰因果關(guān)系對滯后期的敏感很高，本文應(yīng)用AIC準(zhǔn)則選擇滯后期；若AIC準(zhǔn)則選取滯后期超過滯后5期，考慮短線投資的典型行為經(jīng)驗(yàn)規(guī)律，以最近5日為最大滯后期；顯著性水平設(shè)定為5%。

從期指市場流動(dòng)性來看，表3檢驗(yàn)結(jié)果表明，在滯后1至5期的情形下，融資余額對數(shù)序列l(wèi)nMB與期指市場當(dāng)日成交金額對數(shù)序列l(wèi)nLIQ1F互非格蘭杰原因，兩者相互獨(dú)立。表4檢驗(yàn)結(jié)果表明，在滯后3期的情形下，lnLIQ1F是lnMS的格蘭杰原因，但是從檢驗(yàn)?zāi)Ｐ碗S機(jī)干擾項(xiàng)一階序列相關(guān)的LM檢驗(yàn)看，其對應(yīng)模型的LM伴隨概率小于10%，表明在10%的顯著性水平下，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ痛嬖趪?yán)重的序列相關(guān)性。因此，最終得到融資融券與期指當(dāng)日成交金額兩者互非格蘭杰原因，兩者相互獨(dú)立。檢驗(yàn)結(jié)果說明過去的融資余額與融券余額與當(dāng)日期指合約成交金額變化之間不存在因果關(guān)系。

表5檢驗(yàn)結(jié)果表明，在滯后1期、3期和4期出現(xiàn)拒絕原假設(shè)，但是從檢驗(yàn)?zāi)Ｐ碗S機(jī)干擾項(xiàng)一階序列相關(guān)的LM檢驗(yàn)看，其對應(yīng)模型的LM伴隨概率小于5%，表明在5%的顯著性水平下，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ痛嬖趪?yán)重的序列相關(guān)性。因此，最終判斷為在滯后1至5期情形下，融資余額對數(shù)序列l(wèi)nMB與持倉量對數(shù)序列l(wèi)nLIQ2F互非格蘭杰原因，兩者相互獨(dú)立。表6檢驗(yàn)結(jié)果可以判斷，滯后期2階的AIC相對較小，作為兩者的最佳滯后期，融券余額與期指市場持倉量互為格蘭杰原因。因此，融券余額與期指市場當(dāng)日持倉量存在雙向因果關(guān)系。

從市場波動(dòng)性來看，表7檢驗(yàn)結(jié)果可以判斷，融資余額與期指市場波動(dòng)性互非格蘭杰原因，兩者相互獨(dú)立。表8檢驗(yàn)結(jié)果可以判斷，期指市場波動(dòng)性是融券余額的格蘭杰原因，而融券余額不是期指市場波動(dòng)性的格蘭杰原因，兩者存在單向關(guān)系。因此，期指市場波動(dòng)性是融券余額的單向因果關(guān)系。

五、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

本文通過設(shè)計(jì)LIQ1F（成交金額）、LIQ2F（持倉量）、VOLF（價(jià)格波動(dòng)）、MB（融資余額）、MS（融券余額）等指標(biāo)體系，以我國證券市場2010年4月16日滬深300指數(shù)期貨上市交易開始至2012年6月15日共526個(gè)交易日的數(shù)據(jù)為樣本，采取統(tǒng)計(jì)分析、平穩(wěn)性檢驗(yàn)、回歸分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等實(shí)證方法，研究了融資融券對我國期指市場的影響，得出如下實(shí)證結(jié)論：

其一，在期指市場流動(dòng)性影響方面，融資融券信用交易與期指市場流動(dòng)性存在確定的、顯著的線性相關(guān)關(guān)系，對期指市場當(dāng)日成交金額產(chǎn)生負(fù)向影響，對期指市場當(dāng)日持倉量產(chǎn)生正向作用。

其二，在期指市場波動(dòng)性影響方面，融資融券信用交易與期指市場波動(dòng)性之間不存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，也不存在確定的線性關(guān)系，融資融券余額的增加不會(huì)顯著加劇金融期指市場的波動(dòng)程度，即使股指期貨市場出現(xiàn)異常波動(dòng)，也并非是由融資融券交易造成的。

其三，在格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中，一方面，融資融券交易對期指市場當(dāng)日成交金額并不存在統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系，而當(dāng)日融券余額與期指市場當(dāng)日持倉量存在雙向因果關(guān)系；另一方面，期指市場波動(dòng)性是融券余額的單向因果關(guān)系。

對于上述實(shí)證結(jié)果的解釋，本文認(rèn)為，由于融資融券交易制度限制信用交易者的融資時(shí)間不超過半年，而期指期貨合約包括當(dāng)月和下月、當(dāng)季和下季，時(shí)間窗口也不超過半年，因此兩者周期剛好對應(yīng)，以投機(jī)者交易的角度來解讀是符合市場實(shí)際情況的。投機(jī)交易收益不確定性很大，在一個(gè)短周期內(nèi)，證券數(shù)量的供應(yīng)是確定的，并且借券需要支付利息成本，而期貨合約的供應(yīng)是虛擬的、不確定的，無需支付利息，但需要維持保證金比例，存在隱性利息成本，成本低于借券的利息成本。因此，投機(jī)的賣空者把操作鎖定在短周期內(nèi)發(fā)生過度追捧的個(gè)股上來，期指投機(jī)交易者會(huì)把操作鎖定在當(dāng)月合約上來，以最小化隱性利息成本。從期限來看，期指投機(jī)交易者的期限更短，可以通過到期轉(zhuǎn)換合約而實(shí)現(xiàn)期限鎖定，但要額外支付交易費(fèi)用。期指投機(jī)交易會(huì)更加頻繁，而賣空機(jī)制提供期現(xiàn)兩個(gè)市場雙邊套利的機(jī)會(huì)。但是，融資融券交易實(shí)行T+1交易機(jī)制，當(dāng)天買入不能當(dāng)天賣出，而股指期貨合約則實(shí)行T+0交易機(jī)制，導(dǎo)致融資融券交易降低了股指期貨市場當(dāng)天成交金額，反而增加了期指市場當(dāng)日持倉量。所以，融券余額與期指市場當(dāng)日持倉量互為因果關(guān)系。

由于股指期貨合約跟蹤是滬深300指數(shù)，是對整個(gè)市場走勢的跟蹤，而融資融券交易是通過在個(gè)股層面上交易來影響市場指數(shù)，因此投機(jī)者對兩個(gè)品種的套利機(jī)會(huì)把握需要具備強(qiáng)大的量化模型來實(shí)現(xiàn)，并非一般的中小投機(jī)者可以參與的。與此同時(shí)，套期保值交易者參與市場過程中，由于市場深度不足，導(dǎo)致要成功配置套保頭寸的幾率非常低，暫時(shí)無法真正發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)對沖的作用。所以，通過融資融券交易來引導(dǎo)股指期貨的交易難度非常大，在現(xiàn)實(shí)交易中具備此等能耐的機(jī)構(gòu)投機(jī)者在中國還沒出現(xiàn)。融資融券交易對股指期貨的波動(dòng)幾乎是微乎其微，一般的投機(jī)者僅能制造股指期貨空單持倉量或者融資融券空方頭寸的空頭信號來間接引導(dǎo)市場趨勢。從賣空機(jī)制的主導(dǎo)作用來看，我國股指期貨的賣空機(jī)制主導(dǎo)市場賣空力量，融資融券僅處于輔助的地位。因此，股指期貨波動(dòng)性單方向引致信用交易的融券余額變化。

綜上的所述，由于市場深度不足，機(jī)構(gòu)投資者通過股指期貨和融資融券交易機(jī)制來引導(dǎo)市場趨勢的作用未能發(fā)揮，因此，監(jiān)管機(jī)構(gòu)對證券市場的宏觀調(diào)控手段并未得到實(shí)現(xiàn)，現(xiàn)階段我國證券市場仍將是一個(gè)容易大起大落的中小投機(jī)者主導(dǎo)的散戶市場，轉(zhuǎn)型為成熟的機(jī)構(gòu)投資者市場仍然任重而道遠(yuǎn)。

（二）建議

基于上述研究結(jié)論，本文針對我國證券市場建設(shè)提出如下建議：一是修改融資融券資格認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，擴(kuò)大融資融券標(biāo)的范圍；二是大力推廣轉(zhuǎn)融通業(yè)務(wù)，形成具有相當(dāng)規(guī)模的可供借貸證券池；三是發(fā)展有利于中小投資者參與的、與融資融券交易有關(guān)的風(fēng)險(xiǎn)對沖套利金融產(chǎn)品等。

參考文獻(xiàn)：

[1]Miller E.. Risk，Uncertainty，and Divergence of Opinion[J].Journal of Finance，1977，32（4）：1151-1168.

[2]Hong H.，J. C. Stein.Differences of Opinion，Short-Sales Constraints and Market Crashes[J].Review of Financial Studie，2003，16（2）：487-525.

[3]陳健瑜，吳林祥.我國證券融資融券的實(shí)現(xiàn)路徑研究[R].深圳證券交易所內(nèi)部研究報(bào)告，2006.

[4]崔媛媛，王建瓊，盧濤，湯弦.融資融券運(yùn)行現(xiàn)狀分析及問題剖析[J].證券市場導(dǎo)報(bào)，2010，（10）：19-23.

[5]徐婕.我國融資融券交易模式的制度選擇分析[J].上海金融，2008，（3）：66-67.

[6]馮似玥.股指期貨與市場賣空交易的關(guān)系研究[D].碩士論文.復(fù)旦大學(xué)，2008.

[7]胡海波.賣空機(jī)制與股指期貨關(guān)系研究[J].時(shí)代金融，2009，（5）：44-46.

[8]張學(xué)東，趙錫軍.借券賣空機(jī)制對中國推出股價(jià)指數(shù)期貨交易的影響分析[EB/OL].期貨與金融衍生品，http：//www.shfe.com.cn/jrysp/26/6.pdf，2006-02-20.

責(zé)任編輯、校對：關(guān) 華