胡華鋒

（復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433）

隨著市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展，賣空已逐步成為證券市場的基礎(chǔ)交易機(jī)制。經(jīng)中國證監(jiān)會同意，上海證券交易所于2010年3月31日起正式開通融資融券交易系統(tǒng)。①本文擬運用港交所的相關(guān)數(shù)據(jù)來實證研究，推出該機(jī)制和相關(guān)監(jiān)管措施對證券市場流動性、波動性的影響，并期望能對滬市的融資融券業(yè)務(wù)給出一些啟示。

一、文獻(xiàn)回顧

國外學(xué)者就賣空行為對市場波動性影響進(jìn)行了大量研究，結(jié)果不盡一致。Figlewski和Webb（1993）、Senchack和Starks（1993）、Keim和 Madhaven（1995）、Aitken和Frino（1996）認(rèn)為賣空交易信息宣布后通常會引發(fā)股市價格下跌。但是，另外一些學(xué)者，如James J.Angel（1997）、Charoenrook和Daouk（2003）、Bris等（2003）、Hong和Stein（2003）的研究發(fā)現(xiàn)賣空交易機(jī)制的存在并不會影響股票市場的正常波動。另外，國外學(xué)者也對賣空和買空交易對市場流動性的影響進(jìn)行了探討。Woolridge和Dickinson（1994）研究表明，賣空交易者通過在上漲市場中增加賣空交易量、在下跌市場中減少賣空交易量向整個市場提供流動性。

在國內(nèi)，廖士光、楊朝軍（2005a）利用香港數(shù)據(jù)實證分析了賣空交易機(jī)制的市場影響，發(fā)現(xiàn)賣空交易機(jī)制可以發(fā)揮穩(wěn)定市場的作用或未加劇市場波動，但未能增強(qiáng)市場流動性。王旻、廖士光（2008）認(rèn)為，融資買空交易有助于提升整個市場的流動性水平，但融券賣空交易對市場流動性水平?jīng)]有顯著影響；融資買空與融券賣空交易并未顯著影響整個市場的波動性水平。

二、數(shù)據(jù)和變量的選取

（一）數(shù)據(jù)的選取和區(qū)段的劃分

進(jìn)行Wilcoxon秩和檢驗時，本文選取港交所1990.01～2009.03共231個月的數(shù)據(jù)［其中香港普通股指數(shù)（All Ordinaries Index，AOI）在2007起停止編制，所以1998～2009.03的波動性數(shù)據(jù)采用標(biāo)普/香港大型股指數(shù)－收市指數(shù)（以下簡稱“標(biāo)普/香港指數(shù)”）度量］。在進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗時，選取香港證券交易所1999.01～2007.08（階段4）共計104個月度數(shù)據(jù)，其中波動性用香港普通股指數(shù)度量。

港交所在1994年1月推出附有Up－Tick（報升規(guī)則）的監(jiān)管賣空計劃，但Up－Tick有過取消和重新啟用的經(jīng)歷：1996年3月Up－Tick被取消；1998年9月7日，因1997年10月“亞洲金融危機(jī)”又重新啟用Up－Tick；港交所于2007年8月3日宣布第四季度暫停執(zhí)行旗下證券市場的“賣空價規(guī)則”。因此，根據(jù)賣空交易推出前后以及Up－Tick變動情況將研究期間劃分成以下五個階段，階段1：賣空機(jī)制推出前（1990.01～1993.12，共48個月）；階段2：推出賣空機(jī)制且啟用 Up－Tick階段（1994.01～1996.02，共26個月）；階段3：取消 Up－Tick階段（1996.03～1998.08，共30個月）；階段4：重新啟用 Up－Tick階段（1998.09～2007.08，共108個月）；階段5：暫停“賣空價規(guī)則”（2007.09～2009.03，共19個月）。

（二）變量的選取與度量

由于港交所沒有提供加權(quán)股價指數(shù)的開盤價、收盤價、最高價、最低價數(shù)據(jù)，而且只有月度數(shù)據(jù)（沒有日數(shù)據(jù)），所以運用AOI的月內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差來衡量市場波動性（VOL），借鑒Anchada和Hazem（2003）的方法，用市場月總成交金額與市場月總流通市值的比率（即市場換手率）來衡量市場流動性（LIQ），用股票月賣空交易額（SS，Short Sale）（單位為百萬港元）來反映賣空機(jī)制。需要說明的是，賣空交易額序列SS進(jìn)行對數(shù)化處理主要是為了獲得平穩(wěn)序列進(jìn)行計量分析。

三、實證分析

（一）統(tǒng)計學(xué)分析

首先運行SPSS軟件進(jìn)行兩配對樣本W(wǎng)ilcoxon符號平均秩和檢驗來分析，推出賣空交易機(jī)制和啟用或取消Up－Tick是否會對賣空交易額、市場波動性和流動性水平產(chǎn)生顯著性影響，結(jié)果（見表1）顯示：階段1，流動性水平、波動性水平的平均值較??；階段2，流動性水平?jīng)]有顯著變化，但波動性水平顯著上升，說明推出附有Up－Tick的賣空交易機(jī)制顯著地提升了市場波動性水平，而對市場流動性水平?jīng)]有顯著影響；階段3，市場流動性水平顯著提升，但波動性水平?jīng)]有顯著變化，取消Up－Tick提升了市場流動性水平，但沒有對市場波動性水平產(chǎn)生顯著影響；階段4，市場流動性水平與波動性水平都顯著下降，說明重新啟用Up－Tick降低了市場流動性水平和波動性水平，但用“標(biāo)普/香港指數(shù)”度量的波動性水平?jīng)]有顯著性變化；階段5，賣空交易額沒有顯著變化，但流動性水平和波動性水平顯著提升，說明暫停“賣空價規(guī)則”能提升市場流動性水平和波動性水平。但用“標(biāo)普/香港指數(shù)”度量的波動性水平?jīng)]有出現(xiàn)顯著變化。

經(jīng)過上面的分析可知：與推出賣空機(jī)制后的四個階段相比，沒有推出賣空交易機(jī)制前的市場流動性水平和波動性水平的均值要大一些；但啟用或取消Up－Tick會對市場波動性水平和流動性水平產(chǎn)生顯著但不盡一致的影響。

表1 賣空交易額、流動性和波動性水平統(tǒng)計表

（二）計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

因為港交所只提供了1990年1月起的賣空交易額數(shù)據(jù)，所以研究區(qū)段只能以此為基礎(chǔ)來進(jìn)行選擇，從上文區(qū)段的劃分可知只有階段4和階段5落在1999.01～2009.03之間，而階段5只包括19個對象數(shù)據(jù)，不滿足計量分析數(shù)據(jù)大小的要求，故舍棄階段5；另一方面，為了剔除Up－Tick可能產(chǎn)生的影響，有必要分區(qū)段進(jìn)行研究。綜合考慮，本文著重分析階段4（從1999.01～2007.08）的情形。另外，因為“標(biāo)普/香港指數(shù)”度量的波動性指標(biāo)在重啟Up－Tick和暫停“賣空價規(guī)則”時沒有顯著性變化，而AOI度量的波動性指標(biāo)有顯著變化，所以在度量市場波動性時選用后者。

下面分別分析賣空交易額與市場流動性之間的關(guān)系，賣空交易額與市場波動性之間的關(guān)系。

1.賣空交易額（INSS）與市場流動性（LIQ）之間的關(guān)系

（1）平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗）

由于賣空交易額、流動性、波動性序列均是時間序列數(shù)據(jù)，因此在進(jìn)行協(xié)整、Granger因果關(guān)系檢驗前必須先檢驗時間序列的平穩(wěn)性（Stationary）。檢驗結(jié)果（見表2）表明這三個序列的水平量是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階差分之后，三個序列的一階差分序列變得平穩(wěn)了（在1%的置信水平下），所以判定這三個序列滿足平穩(wěn)的I（1）過程。其中ADF檢驗的滯后項選擇以AIC（Akaike Information Criterion）為判定準(zhǔn)則。

表2 單位根檢驗結(jié)果表

由于INSS與LIQ均為I（1）過程，為研究兩者之間是否存在長期均衡關(guān)系，下面將進(jìn)行協(xié)整檢驗。在對INSS和LIQ這兩個時間序列進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗前，應(yīng)對滯后項進(jìn)行選擇，因為協(xié)整檢驗的結(jié)果對滯后項十分敏感，所以首先建立包括INSS、LIQ兩個序列的VAR模型并進(jìn)行最優(yōu)滯后項的判定。

（2）用VAR模型進(jìn)行滯后項判定

從表3可看出5個標(biāo)準(zhǔn)值中有4個顯著，所以VAR模型應(yīng)選擇滯后3階。因為協(xié)整檢驗在VAR模型基礎(chǔ)上經(jīng)過一階差分，所以應(yīng)選擇滯后2階。

表3 VAR滯后項選擇標(biāo)準(zhǔn)表

（3）Johansen協(xié)整檢驗

從表4可看出跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量均拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但接受INSS與LIQ之間有且僅有一個協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而從標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程可知，INSS與LIQ之間存在長期穩(wěn)定的正向變動關(guān)系，它們之間存在長期穩(wěn)定的相互依賴關(guān)系。根據(jù)“Granger表述定理”，它們之間的短期非均衡關(guān)系應(yīng)可由一個向量誤差修正模型（VEC）來表述，所以下面建立VEC模型并進(jìn)行基于該模型的Granger因果關(guān)系檢驗，并輔以基于VAR的Granger因果關(guān)系檢驗對上述結(jié)果進(jìn)行驗證?；赩EC模型的Granger因果關(guān)系檢驗最優(yōu)滯后階數(shù)與協(xié)整檢驗最優(yōu)滯后階數(shù)相同，都比VAR模型少一階，因為前者進(jìn)行了一階差分，所以選擇2階滯后。

（4）建立向量誤差修正模型（VEC）

估計VEC模型的結(jié)果如式（1）。在此模型基礎(chǔ)上進(jìn)行的Granger因果關(guān)系檢驗可以分析兩個變量之間在長、短期內(nèi)的因果關(guān)系。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表

（5）Granger因果關(guān)系檢驗

從表5可以看出，在檢驗LIQ的變化是否是INSS變化的Granger原因時，ECT（－1）的系數(shù)在5%的置信水平下顯著地異于0，所以從長期來看，LIQ的變動是INSS變動的Granger原因，ECT（－1）的系數(shù)（－0.092）符號顯著為負(fù)，符合“反向修正原則”，表明賣空交易額對長期均衡水平的偏離可以通過誤差修正項進(jìn)行修正和調(diào)整，調(diào)整力度達(dá)到9.22%，即在當(dāng)期賣空交易額大于長期均衡水平時，誤差修正項為正值，而由于誤差修正項的系數(shù)為負(fù)，因此，通過誤差修正模型的作用，下一期賣空交易額將減少并向均衡水平回歸；反之，在當(dāng)期賣空交易額小于長期均衡水平時，誤差修正項為負(fù)，而誤差修正系數(shù)也為負(fù)，通過誤差修正模型的作用，下一期賣空交易額將增加并向長期均衡水平回歸。D（LIQ（－1））和D（LIQ（－2））的系數(shù)均在10%的置信水平下與0無顯著差異，說明從短期看LIQ并非INSS的Granger原因。從擬合優(yōu)度分析可以看出F統(tǒng)計量的伴生概率為0.000819，AR2為0.15，所以方程總體擬合優(yōu)度較高。另外，殘差分析表明，殘差序列不存在序列相關(guān)和異方差。

在檢驗INSS變動是否是LIQ變動的Granger原因時，ECT（－1）的系數(shù)在10%的置信水平下并不顯著，說明從長期看，INSS的變動并不是LIQ變動的Granger原因；D（LIQ（－1））的系數(shù)在5%的置信水平下是顯著的、以及D（LIQ（－2））的系數(shù)在1%的置信水平下是顯著的，說明從短期看INSS的變動是LIQ變動的Granger原因。

另一方面，因為INSS和LIQ序列滿足I（1）過程，所以可進(jìn)行基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗，以對上面的檢驗結(jié)果進(jìn)行驗證。結(jié)果（見表6）表明：在1%置信水平下，ΔINSS是ΔLIQ的Granger原因；在10%的置信水平下，ΔLIQ是ΔINSS的Granger原因。

兩種檢驗方法的實證結(jié)果均表明：在階段4中市場流動性與賣空交易額之間存在長期的單向因果關(guān)系，市場流動性是賣空交易額的單向Granger因果關(guān)系；從長期看，市場流動性變化可以解釋賣空交易額的變化，當(dāng)市場流動性變大時，賣空交易額也會放大，另外賣空交易額與市場流動性存在短期單向因果關(guān)系，賣空交易額是市場流動性的單向Granger因果關(guān)系；從短期看，賣空交易額的變化可以解釋市場流動性變化（賣空交易額越大，則市場流動性越大）。

表5 基于VEC模型的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表

表6 基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗表

2.賣空交易額（INSS）與市場波動性（VOL）之間的關(guān)系

由于INSS與VOL均為I（1）序列，所以下面進(jìn)行協(xié)整檢驗。

（1）用VAR模型進(jìn)行滯后項的判定

在對INSS和VOL序列進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗前應(yīng)對滯后項進(jìn)行選擇，因為協(xié)整檢驗的結(jié)果對滯后項十分敏感。首先建立包括INSS、VOL兩個序列的VAR模型以進(jìn)行最優(yōu)滯后項判定，結(jié)果（見表7）顯示5個準(zhǔn)則中有三個判定最優(yōu)滯后項應(yīng)選擇7，故選滯后6階進(jìn)行協(xié)整分析，理由同前面流動性部分（2）所述。

（2）Johansen協(xié)整檢驗

從表8可看出跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量均接受不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，所有INSS和VOL之間并不存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗最優(yōu)滯后階數(shù)比VAR模型少一階是因為前者進(jìn)行了一階差分，所以選擇6階滯后。因為INSS和LIQ序列滿足I（1）過程，從而ΔINSS和ΔVOL是平穩(wěn)的序列，所以可以進(jìn)行基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗。

表7 VAR滯后項選擇標(biāo)準(zhǔn)表

表8 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表

（3）基于VAR的Granger因果關(guān)系檢驗

從表9可以看出，在10%的置信水平下，拒絕ΔINSS是ΔVOL的Granger原因的原假設(shè)，而接受ΔVOL不是ΔINSS的Granger原因的原假設(shè)，這表明在階段4中賣空交易額與市場波動性之間存在短期的單向因果關(guān)系，也就是說，賣空交易額變化是市場波動性變化的Granger原因，賣空交易額的變化可以解釋市場波動性變化（賣空交易額放大，則市場波動性也將增大），即在一定程度上賣空交易機(jī)制會增加市場波動性。

表9 基于VAR的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表

四、結(jié) 論

綜合上述實證研究結(jié)果，可以得出以下幾點結(jié)論：（1）從長期看，市場流動性變化可以解釋賣空交易額的變化，當(dāng)市場流動性放大時，賣空交易額也會放大；從短期看，賣空交易額的變化可以解釋市場流動性的變化，賣空交易額放大，則市場流動性將提升，說明賣空交易機(jī)制能為市場提供流動性；另一方面，從長期來看，市場流動性變化是賣空交易額變化的原因。（2）賣空交易額的變化可以解釋市場波動性變化，賣空交易額放大，則市場波動性也將放大，即在一定程度上賣空交易機(jī)制會增加市場波動性。（3）推出賣空機(jī)制會顯著提升市場流動性水平和波動性水平；啟用Up－Tick會顯著降低市場流動性和波動性，反之反是；暫?！百u空價規(guī)則”對賣空交易額沒有顯著影響，但能顯著提升市場流動性和波動性。

［1］ 廖士光，楊朝軍.賣空交易機(jī)制、波動性和流動性—一個基于香港股市的經(jīng)驗研究［J］.管理世界，2005，（12）.

［2］ 王旻，廖士光，吳淑琨.融資融券交易的市場沖擊效應(yīng)研究——基于中國臺灣證券市場的經(jīng)驗與啟示［J］.財政研究，2008，（10）.

［3］ Arturo Bris，William.N.Goetzmann，Ning Zhu.Efficiency and the Bear：Short Sales and Markets around the World［J］.The Journal of Finance，2007，62（3）：1029－1079.

［4］ Stephen Figlewski，Gwendolyn P.Webb.Options，Short Sales，and Market Completeness［J］.The Journal Of Finance，1993，48（2）：761－777.