融資融券放松對股票市場波動性的影響研究

鄧小朱，姚佳俊

（華東交通大學，江西 南昌 330013）

證券市場的良性發展是經濟發展的助推力，經濟高質量發展需要成熟穩定的證券市場為支撐。早在2008年，我國就將證券市場穩定、金融市場穩定、宏觀經濟穩定置于同等重要的地位，充分體現出證券市場穩定對我國經濟發展的重大意義，但現實中影響證券市場穩定的股票市場波動問題卻屢見不鮮。長期以來，我國股票市場多以單邊機制運行，眾多學者也因此將我國股票市場的波動問題歸因于缺乏做空機制，如有研究發現做空機制對抑制股票市場波動有重要作用［1］，同時做空機制是提高股票定價效率的關鍵因素［2］。

為減緩股票市場波動，我國于2010 年引入融資融券業務，開啟了我國證券市場雙邊運行的新紀元，此舉大大提高了投資者積極性，增大了投資者操作空間，同時資產定價也更能反映投資者預期。融資融券業務引入以來，前后歷經6 次擴容，標的股票數量從最初的90 只增加到如今的1600 只，交易規模逐漸擴大，投資者參與積極性不斷提高。隨著融資融券標的股票數量的增多，融資融券余額迅速增長，2014 年我國融資融券余額跳躍式增長到10256.56 億元，開創了我國證券市場融資融券的“盛世”。但我國股市繼2015 年經歷暴漲暴跌之后，2022 年又經歷了急劇下跌，上證指數2021 年12 月13 日最高點為3708.94 點，2022 年4 月27 日最低點為2863.65 點。政府曾多次出臺相關政策以提振市場信心，但都沒有達到預期效果，這充分暴露出我國股票市場的劇烈波動問題并未得到根本改變。

融資融券交易會增加市場流動性，在給市場帶來積極影響的同時，也給市場穩定帶來一定隱患。這是因為融資融券能起到助漲助跌的作用，在短時間內給市場帶來巨大波動。比如在金融危機期間，投資者恐慌會使融券交易成為股價急劇下跌的主要推手，因此，在某些特定時間點對融資融券進行約束或放松是合理且必要的。融資融券約束主要是指對融資交易和融券交易施加限制，提高交易門檻和難度，而融資融券放松則是指降低交易門檻和難度，為市場提供更多的流動性。適當的約束和放松有利于穩定市場，因此研究融資融券約束或放松對股票市場波動性的影響具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

近年來國內學者針對融資融券業務與股票市場波動性的關系進行了大量研究，因研究視角和研究方法的不同，得出了不同的研究結論，形成了不同的觀點。

一種觀點認為融資融券能夠抑制股市波動。如李勇［3］使用向量誤差修正模型研究融資融券在不同行情下對股市波動的影響，發現平穩行情下的融資融券交易抑制了股市波動，趨勢性行情下的融資融券交易也可抑制股市波動；黃虹［4］從有效市場的關鍵是投資者理性程度這一視角出發，以換手率代表投資者情緒，研究融資融券業務實施后投資者情緒變化對股指的影響，研究發現融資融券可有效抑制投資者的非理性投資，減緩股市波動；李志輝［5］運用多時點雙重差分模型針對融資融券對市場操縱的影響展開研究，發現融資融券能抑制標的股票被市場操縱以及標的股票的非理性波動；許桂紅［6］運用GARCH 模型擬合我國股市波動，分析實施融資融券業務后標的股擴容與滬深300指數波動的關系，發現融資融券標的股擴容后，股市波動性明顯減弱，從而認為融資融券可有效抑制股市波動。

另一種觀點認為融資融券會加劇股市波動。如巫秀芳［7］認為融資融券具有杠桿性，而杠桿率可影響流動性，短期內其對股市波動具有正向沖擊作用；張博［8］發現在經濟下行背景下，融資融券加劇了股市波動；王雨［9］運用非平衡面板數據模型研究融資融券標的股交易與其自身股價波動之間的關系，發現融資交易顯著增強了標的股價的波動性，而融券交易對標的股價波動影響較小，并且認為這與融券業務發展相對滯后有關；呂大永［10］通過研究融資交易及其波動對標的股價的影響，發現融資交易加速了標的股價的崩盤，且融資交易的波動進一步增大了股價崩盤風險。

此外，還有一種觀點認為融資融券對股市波動無明顯影響。如徐雪［11］運用DID 模型對標的股進行實證分析，發現融資融券對股價波動的影響不顯著，融資融券未能充分發揮其穩定股價的功能；劉燁［12］基于動態視角，研究發現融資融券余額變動與市場波動無直接聯系，從而認為融資融券交易抑制市場波動的作用不顯著；謝飛［13］實證研究了由融券做空和股指期貨做空所構成的組合做空對股市收益與波動的影響，發現融券擴容對股市波動性的影響受流動性、流通市值、市盈率等因素影響，但對高流動性、低市盈率的股票波動性影響不明顯；關月［14］運用VAR 模型對滬深300 指數進行了實證分析，研究發現股票融資交易對股市波動性影響較小，但從長期來看，其影響不斷增強。

綜上所述，國內學者主要從宏觀和微觀層面對融資融券業務與股票市場波動性的關系進行了大量研究，但鮮有文獻以融資融券約束和放松為切入點。國外學者Saffi［15］曾利用融資融券交易量作為融資融券約束的模擬變量對融資融券與股市波動性的關系進行研究，但這一方法存在弊端，因交易量是供給和需求相均衡的結果，而融資融券約束只限制了資金和證券供給，且供給端改變與需求端并無必然聯系。因此從嚴格意義上說，這應屬于兩種不同的視角。本文認為從約束放松視角分析融資融券與股市波動性的關系是不錯的選擇，因融資融券對股價波動性產生影響主要通過3 種方式實現：一是市場的直接交易。融資融券放松后，市場流通性會增強，從而對股價波動產生直接影響。二是信息傳遞。張國慶［16］研究了融資融券交易對科創板股價波動的影響，結果表明融資融券分別通過傳遞正面消息和負面消息來影響股價波動；許靜霞［17］研究發現融券交易者提前知曉利空消息，在利空消息公布前就已進行了賣空交易；Christophe［18］研究發現融券交易者是信息持有者，當投資者持有利空消息時會進行融券交易，融券余額增加會向市場傳遞公司的不利信息，“噪音交易者”的跟隨交易會導致股價下跌。但需注意的是，融資融券余額高并不代表信息含量高。以融資余額為例，融資余額高只能說明投資者對標的股票具有強烈的看漲預期，而不能直接表明該公司存在潛在利好，也許僅僅是因其被嚴重低估。三是企業治理。國內不少研究都表明融資融券業務的開展有利于加強企業治理。李志生［19］發現融資融券可促使企業增加對利空消息的披露，提高管理層業績預告的及時性和準確性；李春濤［20］發現融券做空可降低股東與管理層之間的代理成本，提高上市公司信息披露質量，這一作用主要是通過增加對管理層的激勵以及降低信息不對稱來實現的；洪昀［21］研究表明融資融券可提高企業信息透明度，并能減少企業不良投資，進而帶來顯著的公司治理效應。

本文將以融資放松和融券放松為研究視角，以融資融券實施和轉融券擴容作為準自然實驗，運用雙重差分法檢驗融資放松和融券放松對標的股價波動的影響。另外，在既有研究中，融券放松的有效性易被忽略，融券交易可提高市場流動性，但這是以市場融券需求大于供給為前提的。也就是說，只有當市場融券需求大于供給時，融券放松才是有效的；而當市場融券需求小于供給時，融券放松提供的證券并不會進入市場流通，此時融券放松是無效的。如在2015 年股市大幅上漲過程中，融券交易需求不大，提供融券服務的證券公司其自有證券就能滿足當時的市場融券需求，故那個階段的融券放松大多是無效的。因此，從這個角度來看，確保融券放松的有效性是本研究實證結果可靠的關鍵所在。

二、理論分析與研究假說

由于信息不對稱，投資者的“羊群效應”會加劇股價波動［22］，而獨立的理性偏差則會通過融資融券機制糾正非理性波動。當股票的市場價格脫離其內在價值時，融資融券機制可通過影響市場的短期供求使其市場價格逐漸回歸到與其內在價值相符的水平。

（一）融資放松與股價波動

當某只股票價格處于下行階段時，投資者恐慌會導致股價進一步走弱，因而該股票持有者多會拋售持有的股票，這會促使股價進一步下跌，當股票價格下跌到低于其內在價值時，敏感理性的投資者會及時捕捉到獲利信號，預期股價上漲，進而會選擇通過融資大量買入該股票。于是，一方面市場上該股票的數量會隨之減少，在短時間內改善市場上該股票供大于求的局面，進而抑制股票價格的進一步下跌；另一方面投資者的融資做多行為會向市場傳遞該股票被低估的信號，基于“羊群效應”，其他投資者會跟風買入該股票，使得市場上該股票供小于求，股票價格進而開始上漲，慢慢高于其內在價值。此時之前看多的理性投資者又會賣出先前買進的該股票進行平倉從而實現收益，其他投資者亦會效仿此行為而賣出該股票，市場上該股票又出現供大于求的局面，股價開始下跌。如此往復操作，直到股票價格回歸到理性值。上述理論分析是以流動性充足為前提的，但是我國股市通常對流動性存在一定限制，而流動性供給匱乏會導致股價劇烈波動［23］。融資放松可以為市場釋放更多的流動性，進而直接抑制股價波動。基于此，本文提出研究假說1，即融資放松可以降低標的股價的波動率。

（二）融券放松與股價波動

融券做空的作用機制與融資做多的作用機制相反。當市場上某股票價格高于其內在價值時，具有敏銳洞察力的投資者會率先察覺，預期股票價格未來會下跌，于是會大量借入該股票進行高價拋售。這會導致證券市場上該股票數量迅速增多，阻礙股價泡沫生成，促使股價下跌；同時投資者融券做空行為會向市場傳遞該股票被嚴重高估的信號，基于“羊群效應”，其他投資者的看跌預期會促使其賣出該股票，導致市場上該股票數量進一步增多，股價進一步下跌，股價泡沫破滅，逐漸低于其內在價值。這時之前進行融券做空操作的投資者又會及時察覺這一現象，買進先前賣出的該股票進行平倉實現收益，而其他投資者亦會效仿此行為買入該股票。此時市場上又會出現該股票被追捧的局面，股票價格開始回升。如此往復操作，直到股票價格與其內在價值相符。在我國股市中，融券交易往往受到較多限制，因此上述融券交易的作用機制很難發揮其效應，融券放松可給投資者做空操作釋放更廣闊的空間。基于此，本文提出研究假說2，即融券放松可以降低標的股價的波動率。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

對于處理組和控制組，既有研究通常會把納入融資融券標的的股票作為處理組，而把未納入融資融券標的的股票作為控制組。需要注意的是，股價波動率不僅僅與融資融券業務的實施有關，若不對所選取股票的其他特征加以識別，則很難得到可靠的實證結果，因此本文選擇前一次被納入融資融券標的的股票作為處理組，同時選擇前一次未被納入但下一次即將被納入的股票作為控制組，這樣可以盡可能保證兩組股票具有相似的特征。2016年12月12日和2019年8月9日分別有77只股票和650只股票被納入融資融券標的，因而本文以2016 年12 月12 日為事件發生時間點，選取當天被納入融資融券的77 只股票作為處理組，另選取2019 年8 月9 日被納入融資融券的650 只股票作為控制組；同時為與事后區間相接近，將事件發生時間往前平推2 年作為研究的事前區間，即選取2014 年12 月8 日—2016年12月11日為研究的事前區間，選取2016年12月12日—2019年8月9日為研究的事后區間。此外，因無法絕對保證所選擇的處理組和控制組在事件發生前具備相同的特征，因此需引入一些對股價影響較大的控制變量。研究中所需數據皆來自Wind數據庫。

（二）變量選取

本研究的因變量為股票價格波動率。由于所選取的股票樣本數量較多，故將周度波動率作為股票價格波動性的衡量指標，并且以股票一周內收益率的標準差來度量周度波動率，計算公式如下：

式（1）中，rit為股票i在t日的收益率為股票i一周內的收益率均值，T為當周交易日數量。

為盡可能保證實證結果的準確性，本文參照鄧學斌［24］的做法，選取上市公司規模（Size）、機構投資者持股比例（Institution）、市盈率（PE）、換手率（Turnover）為控制變量。各變量及其定義見表1。

表1 變量及其定義

（三）模型設定

融資融券相對于股票而言是外生變量，本研究所采用的雙重差分模型可在很大程度上規避內生性問題的干擾，并且可通過比較控制組和處理組在事件發生前后差異的變化來檢驗融資放松和融券放松對股價波動性的影響。具體模型設定如下：

式（2）中：i、t分別代表標的股票和時間；Volatilityit表示股票i在t周的波動率；du為組別虛擬變量，處理組股票i受事件發生的影響則其對應的du= 1，控制組股票i不受事件發生的影響則其對應的du=0；dt為時間虛擬變量，并設定事件發生之前dt= 0，事件發生之后dt= 1；du×dt的系數β2是模型的核心部分，也是實證分析的關鍵數值，其正負性表示事件對標的股票的影響方向，絕對值大小表示影響程度，若系數為正則說明事件加劇了股價波動，反之則說明事件減緩了股價波動。另外，Controlit為控制變量，包括上市公司規模（Size）、機構投資者持股比例（Institution）、市盈率（PE）、換手率（Turnover）；Stocki、Yeart分別表示個股和時間的固定效應，用來控制未觀測到的個股效應和時間效應。

四、實證分析

（一）融資放松對股票市場波動性的影響

1.樣本設計。為單獨求證融資約束對股票市場波動性的影響，需找出一組融資約束發生顯著變化而融券約束不發生顯著變化的股票，由于標的股納入融資和融券是同時的，因而很難找到合適的樣本。然而，在融資融券試點初期，只是單方面對融資約束進行放松而并未完全放開融券限制，以至于在試點后的較長一段時間里融券余額幾乎為零。本文認為這其中最主要的原因是在融資融券試點初期，能夠進行融券業務的證券公司不多且券種不足。因此，可以認為融資融券試點初期，對納入融資融券標的股票波動性造成影響的只有融資放松的單獨作用。基于此，本研究以2008 年10 月5 日—2011 年12 月5 日為研究區間，以融資融券正式啟動（2010 年3 月31 日）為事件發生的時間點，往前平推1 年半（2008年10月5日）為事前區間，往后至下一次擴容（2011年12月5日）為事后區間；同時選取第一批納入融資融券的90只股票作為處理組，選取2011年12月5日納入融資融券的195只股票作為控制組。

2.描述性統計分析。表2為融資放松前后變量的描述性統計結果。由表2可知，在融資放松前，處理組股價波動率低于控制組，均值差異為0.0024，而在融資放松實施后均值差異為0.0079，融資放松導致標的股價波動率大約下降了0.0055。描述性統計結果初步表明融資放松降低了股價波動率。

表2 融資放松前后主要變量的描述性統計結果

3.實證結果。用式（2）對所選取的數據進行回歸分析，得到的結果如表3 所示。由表3 可知，實證結果中的交互項系數β2為-0.0071且在1%水平上顯著。該系數符號為負，表明融資放松降低了標的股票股價波動率，這是因為融資放松釋放了更多的流動性，進而對市場非理性下跌的抑制效應更加明顯，故研究假說1得到驗證。此外，β2的絕對值不大，表明融資放松對股價波動的抑制效應不強。

表3 融資放松對股價波動性影響的回歸結果

從控制變量的回歸結果來看，公司規模的系數在1%水平上顯著為負，說明公司規模越大股價波動性越小。這是因為規模較大公司的股票多是業績比較穩定的藍籌股，這類股票是中長線投資者青睞的投資標的，進行短期炒作需要較高的資金成本，短線投資者一般很少介入，因而股價波動也較小。機構投資者持股比例在1%水平上顯著為負，說明機構投資者持股比例對股價波動性有負向影響，這是因為機構投資者偏理性且具備專業的投資知識，偏好于中長期投資，很少在短時間內頻繁地對證券進行交易，因而機構投資者持股比例較高的股票波動率較低。換手率在1%水平上顯著為正，說明股票換手率對股價波動性有正向影響。換手率是成交量占發行總股數的比例，反映股票的交投活躍程度。通常來說，換手率較高的股票是短線投資者的目標，這類投資者的投資行為易受情緒影響且具有較強的投機性，因而股價波動較大。

（二）融券放松對股票市場波動性的影響

1.樣本設計。為單獨求證融券約束對股票市場波動性的影響，需要找出一組融券約束發生顯著變化而融資約束不發生顯著變化的股票，本研究將轉融通的實施視作融券放松的發生事件。在轉融通實施前，證券公司大多只能利用自有資源進行融資融券業務，這些資源具有有限性，一定意義上限制了融資融券業務的發展。由于對融券存在一定限制，轉融券只能為特定股票提供證券支持，而轉融資可以為所有標的股票提供資金支持。轉融通業務開展初期只有90只股票被納入轉融券標的，而在2015年5月6 日經歷最近一次擴容后，轉融券標的股票數量達到893 只。轉融券標的股票可進行轉融資和轉融券，因而其股價波動受融資放松和融券放松的雙重影響，而融資融券的其他標的股票只受融資放松的影響。為保證控制組和處理組在政策實施前的特征相似，本研究選取2013年9月18日擴容的208只股票作為處理組，選取2014 年6 月23 日擴容的348 只股票作為控制組，同時為使事后區間與事前區間相接近，設定事前區間為 2012 年 12 月 10 日—2013 年 9 月 17 日，事后區間為 2013 年 9 月 18 日—2014 年 6月23 日。需要指出的是，最近一次擴容事件發生在2015 年5 月6 日，這一時間我國股市處于大幅上漲過程中，融券交易需求并不強烈，提供融券服務的證券公司其自有證券基本能夠滿足當時市場上的融券需求，所以那個時段的融券放松大多是無效的，選擇那一時段的股票數據會導致實證結果失真，因而本研究未將那個時段納入研究區間。

2.識別融券放松的有效性。與融資放松不同的是，由于我國融券交易長期受較多約束，因而在進行回歸前需對融券放松的有效性進行識別。前文已經說明只有當市場的融券需求大于供給時，融券放松才是有效的，而融券放松在融券需求小于供給時是無效的，因此識別融券放松是否有效的關鍵在于處理組股票在融券放松后的融券交易量是否出現顯著增加。需要強調的是，由于要單獨識別融券放松的影響，所以本研究期待得到的結果是融券交易量顯著增加而融資交易量沒有顯著變化。為驗證這一猜想，設定新的雙重差分模型如下：

式（3）中：Vit是融資交易量或融券交易量的對數，分別以lnBuyit、lnSellit表示；Controlit是控制變量；Stocki、Yeart分別是個股和時間的固定效應；du是組別虛擬變量，du= 1 為處理組股票，du= 0 為控制組股票；dt是時間虛擬變量，dt= 1表示融券放松后的樣本區間，dt= 0表示融券放松前的樣本區間。通過式（3）可對樣本數據進行回歸，結果如表4所示。

表4 融券放松后標的股融資融券交易量的變化結果

表4 中將重點關注交互項系數。融資交易方面，交互項系數為0.0008 但不顯著，表明處理組的融資交易量在融券放松后與控制組相比并未發生顯著變化。這是因為處理組和控制組的股票在研究區間所受到的融資影響基本相同。融券交易方面，交互項系數為0.1134且在1%水平上顯著，表明處理組的融券交易量在融券放松后較控制組發生了顯著變化。綜合以上分析可以認為融券放松是有效的。需要指出的是，融券放松后市盈率與融資交易量呈反向變化，而與融券交易量呈正向變化，這一反差與融券放松并無直接聯系。市盈率偏低說明股票被低估，具有投資價值，投資者對其持看漲預期，所以融資交易量增加；而市盈率偏高則說明股票被高估，投資者對其持看跌預期，所以融券交易量增加。

3.描述性統計分析。表5為融券放松前后主要變量的描述性統計結果。由表5可知融券放松前處理組股價波動率比控制組高，而在融券放松后處理組股價波動率比控制組低，這說明融券放松導致股價波動率下降了。以上描述性統計結果初步表明融券放松降低了股價波動率。

表5 融券放松前后主要變量的描述性統計結果

4.實證結果分析。運用式（2）對所選取的數據進行回歸，可得到如表6所示的融券放松對股價波動性的影響結果。由表6 可知，交互項系數β2為-0.0019 且在1%水平上顯著。該系數符號為負，表明融券放松后標的股價波動率下降，這與融資放松的結果一致。這是因為融券放松給投資者的做空操作釋放了更廣闊的空間，釋放的流動性會對股票的非理性上漲產生更大的抑制作用，故研究假說2 得到驗證。此外，β2的絕對值不大，表明融券放松對股價波動的抑制效應不強。

表6 融券放松對股價波動性影響的回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.增加控制變量。下文增加了資產收益率（ROA）、負債水平（Leverage）、公司上市年限的對數（lnFirmage）、股東人數（Number）作為控制變量，再用式（2）進行穩健性檢驗，結果如表7所示。

表7 增加控制變量的穩健性檢驗結果

表7 結果表明，增加控制變量后融資融券放松仍對股價波動性具有顯著的抑制效應。另外，股東人數對股價波動率有顯著的正向影響，表明股東人數越多的公司其股價波動越大。這可能是因我國證券市場投資者結構不合理，投資者以個人投資者為主，而其大多缺乏專業的投資知識，風險意識淡薄，導致股東人數越多的公司其股價波動越大。個人投資者占據絕大多數而機構投資者占比很小是我國股市中亟待解決的問題。

2.安慰劑檢驗。下文將調整研究區間進行安慰劑檢驗，將事件發生時點向前推一年，使用虛假事件發生時點進行實證檢驗。另外，為確保檢驗結果的可靠性，剔除原來選取的事后區間數據。融資放松檢驗的事前區間為 2007 年 10 月 5 日—2009 年 1 月 7 日，事后區間為 2009 年 1 月 8 日—2010 年 1 月 7日；融券放松檢驗的事前區間為 2011 年 9 月 19 日—2012 年 9 月 17 日，事后區間為 2012 年 9 月 18 日—2013年9月17日。若交互項系數依然顯著，則表明上述實證結果是由于處理組和控制組中存在不可觀測的因素導致，原先的估計結果存在偏誤；若交互項系數不顯著，則表明對股價波動性的抑制效應在事件發生前并不存在。安慰劑檢驗結果如表8所示。由表8可知，將事件發生時點向前平推一年，兩個交互項系數均不顯著，這證明了前文實證結果的穩健性。

表8 安慰劑檢驗結果

五、結論與建議

（一）主要結論

本文分別從融資放松和融券放松兩個角度，利用雙重差分法對所選取數據進行實證檢驗，以探究融資融券對我國股票市場波動性的影響。研究結果表明：一是融資放松和融券放松都降低了標的股票價格的波動性，但總體上說效果有限。兩個交互項系數雖然均顯著為負，但絕對值均未超過0.01，表明融資融券放松對股價波動的抑制效應不強，仍存在較大的發揮空間。這與融資融券交易門檻過高有關，因為只有機構投資者和小部分個人投資者能夠進行融資融券交易，而我國證券市場中個人投資者居多，大部分個人投資者無法進行融資融券交易，這極大地抑制了投資者的交易積極性，導致股價無法完全反映投資者預期。二是融資放松對股價波動的抑制效應大于融券放松。這主要是因為融券業務長久以來受到較多限制，壓制了市場融券交易的積極性；同時監管部門對證券金融公司發展轉融券業務仍有較多限制，導致轉融券業務發展緩慢，我國證券市場的做空機制從某種意義上說也因此一直處于“雛形”狀態，雙邊機制的運行始終未能順利步入正軌。

（二）政策建議

根據前文的研究結論，提出如下政策建議：一是合理運用融資融券放松。當市場出現連續非理性上漲情況時，可適當加強融資約束、放松融券交易，這樣不僅可直接提高融資交易成本，降低融券交易門檻，遏制市場的非理性上漲，還能向市場傳遞管理層意圖信號，進一步抑制市場上行。當市場出現非理性下跌情況時則可進行反向操作。二是增加券種，加快轉融券步伐。針對融券業務發展滯后問題，可在市場平穩運行期間，在現有基礎上進一步擴大轉融券標的范圍，發揮融券機制對證券市場的積極效應，加速雙邊市場構建，促進證券市場平穩運行。例如，適當將標的股票擴展至滬深300 成分股，其屬性能夠滿足納入融資融券的標準。三是加強對投資者的引導。鼓勵券商面向個人投資者舉辦模擬融資融券交易投資競賽等，引導個人投資者合理使用杠桿，降低投資風險。同時規范機構投資者的市場行為，發揮機構投資者在市場中的帶頭作用，引導個人投資者樹立正確的投資理念。四是適當降低融資融券交易門檻。在現有基礎上適當降低要求，允許更多投資者參與融資融券交易，有利于更大程度發揮融資融券的作用。但這并不意味著要過分降低融資融券交易門檻，融資融券是杠桿交易，需要投資者具備一定的風險承受能力，并不是所有投資者都適合參與融資融券交易。目前融資融券的準入門檻是20個交易日內日均持有股票市值不低于50萬元，可以適當降低這一標準，同時增加投資者的教育背景以及投資業績等為考核標準。