張超林，黎海珊

(1. 湖南商學(xué)院 財政金融學(xué)院，湖南 長沙 410205；2.廣州航海學(xué)院 航運(yùn)經(jīng)貿(mào)學(xué)院，廣東 廣州 510725)

一、引言

股權(quán)分置改革以來，我國股票市場交易的活躍度大大增加，但隨之而來的是股票市場波動也日益引起關(guān)注。尤其是2007年和2015年牛市泡沫破滅，對投資者的財富造成了巨大的損失。股市的波動不利于投資者參與股市的積極性，在抑制投資功能的同時，也會影響股市對于上市公司的融資功能，進(jìn)而影響股市對社會富余資金的有效配置。平抑我國股票市場波動，維持“慢?！睉B(tài)勢，已成為我國政府和學(xué)界普遍的共識。

一方面，我國股市開始逐步引入賣空機(jī)制，使得更多異質(zhì)信念的投資者參與到股市交易中來，從而確保價格能更為迅速地反映各種信息，提高股票市場定價效率。另一方面，政府部門也會通過直接干預(yù)手段來平抑股市波動。股價暴漲時，證監(jiān)會采取降杠桿的政策措施；股價暴跌時，“國家隊(duì)”積極救市。而政府干預(yù)對股市波動的平抑效果如何，正是本文研究的中心問題。

研究政府干預(yù)對股市波動的難點(diǎn)在于，很難精確地對政府干預(yù)市場的行為進(jìn)行計量。本文以融資融券為研究出發(fā)點(diǎn)，從證監(jiān)會、上交所、深交所網(wǎng)站搜集政府部門對融資融券業(yè)務(wù)的干預(yù)事件作為政府干預(yù)變量，采用EGARCH模型進(jìn)行研究，結(jié)論表明，融資融券的實(shí)施顯著降低了我國股票市場波動，但融資融券的擴(kuò)容并沒有進(jìn)一步降低波動性，政府干預(yù)則顯著加劇了股票市場波動。

二、制度背景與理論分析

2010年3月31日，融資融券在我國股市正式拉開序幕，標(biāo)志著我國證券市場進(jìn)入了一個嶄新的階段。融資業(yè)務(wù)使得投資者能夠借助于杠桿放大收益，融券業(yè)務(wù)則能夠使投資者能夠在股價下跌中獲取收益。最初融資融券標(biāo)的為90只股票。在隨后幾年，標(biāo)的證券不斷擴(kuò)容。截至2016年底，融資融券已經(jīng)經(jīng)歷了5次擴(kuò)容，標(biāo)的證券由最初的90只增加至950只(具體見表1)。2011年底，滬深兩市融資余額為37.54億元，融券余額為6483萬元。而到了2015年底，滬深兩市融資余額增長為1171.3億元，融資余額增長為4.97億元。一方面，融資融券規(guī)模突飛猛進(jìn)，市場投資者參與積極性較高。另一方面，融資余額遠(yuǎn)高于融券余額。以2015年為例，融券余額僅為融資余額的0.4%左右，低于境外成熟市場的融券融資比(為5～10%)。出現(xiàn)這種情況的原因可能是：融券券源絕大多數(shù)來自于證券公司的自營券，數(shù)量較為有限，無法滿足融券需求。盡管我國2013年推出了轉(zhuǎn)融券制度，允許持股機(jī)構(gòu)通過證券公司將證券借出，但該業(yè)務(wù)目前發(fā)展較慢。

融資融券影響股市波動性的途徑主要有兩條：第一，融資融券有助于提高市場的流動性，吸引更多知情交易者的參與，從而使得更多特質(zhì)信息能反映到股價中去。肖浩、孔愛國(2014)研究發(fā)現(xiàn)，融資融券交易降低了標(biāo)的證券股價特質(zhì)性波動。第二，融券交易意味著賣空約束的放松。很多研究都表明賣空約束使得資產(chǎn)價格出現(xiàn)系統(tǒng)性的偏差，容易引發(fā)股價波動。Miller(1997)表明，如果存在賣空約束，悲觀投資者不能參與到交易中來，股價反映的僅僅是樂觀投資者的估值，從而容易造成股價高估。當(dāng)負(fù)面信息積累過多突然釋放時，容易造成股價下降甚至是暴跌(Hong and Stein，2003)。融券交易放松了賣空約束，有助于釋放悲觀投資者知情的負(fù)面信息，從而提高股票定價的合理性，減緩股價劇烈波動。李志生等(2015)研究表明，我國融資融券交易的推出提高了股價穩(wěn)定性，標(biāo)的股票的價格波動率和振幅均出現(xiàn)了顯著性下降。

表1 融資融券業(yè)務(wù)的實(shí)施及擴(kuò)容

注：資料來源于證監(jiān)會、上交所、深交所網(wǎng)站。

由于我國從計劃經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌而來，和其他諸多行業(yè)類似，政府干預(yù)之手在證券市場中扮演著重要角色。我國證券市場設(shè)立之初，目的是要化解國有企業(yè)高負(fù)債的問題，為國有企業(yè)提供股權(quán)融資的途徑。隨著證券法規(guī)的相繼推出和股權(quán)分置改革的實(shí)施，我國股票市場的市場化程度在逐步增加。股市不再僅僅是為國有企業(yè)“紓困解難”的工具。政府部門對證券市場的干預(yù)，主要目的是為了提高股票市場的流動性和有效性，降低股票市場的波動性。然而，政府干預(yù)對股票市場的影響已經(jīng)是根深蒂固，政府部門的政策稍有變動，就會對證券市場產(chǎn)生影響，以至于我國股市形成了較為獨(dú)特的“政策市”現(xiàn)象。其背后邏輯如圖1所示，首先，政府政策有時會直接影響投資者交易行為，例如限制或放松某類交易的政策，使得投資者的交易下降或增加；其次，投資者相信政府部門的干預(yù)力量，當(dāng)政府部門進(jìn)行干預(yù)時，就會影響投資者的投資心理，投資者心理的變化又會進(jìn)一步影響交易行為，短期內(nèi)大量同方向的交易會導(dǎo)致股價出現(xiàn)較大波動，從而導(dǎo)致“政策市”的預(yù)期實(shí)現(xiàn)。盡管股票市場容易受到政府政策的影響，這在全球股市來看都是規(guī)律，但在我國股票市場上，這一點(diǎn)表現(xiàn)得尤為明顯。投資者預(yù)期“政策市”的存在，最后確實(shí)導(dǎo)致了“政策市”的出現(xiàn)。因此，“政策市”的存在使得我國股票市場波動容易受到政府干預(yù)的影響。

圖1政府干預(yù)與股票市場波動

由于政府干預(yù)范疇較廣，本文以政府部門對融資融券交易的干預(yù)進(jìn)行分析。通過查閱證監(jiān)會、證券業(yè)協(xié)會、上交所、深交所的網(wǎng)站，從融資融券實(shí)施以來，截至2015年底，政府部門的干預(yù)事件如表2所示。其中，部分干預(yù)事件直接影響融資融券的交易行為，例如2015年11月13日，證監(jiān)會批準(zhǔn)，將融資保證金比例從不得低于50%調(diào)高至不得低于100%，從而使得融資合約的杠桿水平由不得超過2倍降低為不得超過1倍。部分事件影響投資者的心理，例如2015年1月16日，證監(jiān)會公布對45家證券公司融資類業(yè)務(wù)的檢查結(jié)果，并處罰了多家證券公司，引發(fā)了股票市場的恐慌。在后一個交易日，即2015年1月19日，上證指數(shù)暴跌260點(diǎn)，跌幅高達(dá)7.7%。2015年4月17日，證券業(yè)協(xié)會發(fā)布《關(guān)于促進(jìn)融券業(yè)務(wù)發(fā)展有關(guān)事項(xiàng)的通知》，包括支持專業(yè)機(jī)構(gòu)投資者參與融券交易，擴(kuò)大融券券源，優(yōu)化融券賣出交易機(jī)制，提高交易效率等，被市場解讀為政府部門將要鼓勵賣空交易，打壓股市過熱，在次一個交易日4月20日，上證指數(shù)大跌70點(diǎn)，跌幅為1.64%。

由此可見，政府部門的干預(yù)事件會影響投資者的心理和交易行為，加劇股票市場的波動。目前國內(nèi)尚未發(fā)現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)證據(jù)直接研究政府干預(yù)對股票市場波動的影響。本文以融資融券業(yè)務(wù)為落腳點(diǎn)，研究該業(yè)務(wù)的實(shí)施以及政府部門的干預(yù)對股市波動有何影響，一定程度上可以填補(bǔ)該領(lǐng)域的研究空白。

由以上分析，本文提出兩個假設(shè)：

假設(shè)1：融資融券的實(shí)施能夠有效降低股票市場波動。

假設(shè)2：政府部門對融資融券的干預(yù)則會加劇股票市場波動。

表2 政府部門對融資融券業(yè)務(wù)的干預(yù)事件

續(xù)表

時間事件2015年7月1日 《證券公司融資融券業(yè)務(wù)管理辦法》實(shí)施2015年11月13日 證監(jiān)會批準(zhǔn)降低新增融資合約杠桿水平

注：資料來源于證監(jiān)會、證券業(yè)協(xié)會、上交所、深交所網(wǎng)站。

三、實(shí)證設(shè)計

由于股票指數(shù)日數(shù)據(jù)呈現(xiàn)“尖峰厚尾”和“波動集聚”的特征，同時考慮到好消息和壞消息對股票價格波動影響的非對稱性，本文使用指數(shù)GARCH模型(EGARCH)進(jìn)行分析。該模型由Nelson(1991)在Bollerslev(1986)GARCH模型的基礎(chǔ)上提出。

本文在EGARCH(1，1)的方差方程中加入融資融券啞變量和政府干預(yù)啞變量，模型設(shè)定如下：

其中，第一個方程為均值方程。均值方程使用自回歸模型(AR)，滯后階數(shù)p由信息準(zhǔn)則確定。Rt為股指收益率，采用對數(shù)收益率的形式：

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

P為上證綜指每日收盤價，數(shù)據(jù)來自通達(dá)信，樣本區(qū)間為1994年1月3日～2015年12月31日。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們也使用了深圳成指每日收盤價。

只要θ≠0，模型就包含了非對稱效應(yīng)。

一般而言，壞消息對股票價格波動的影響大于好消息的影響。因此使用EGARCH模型，能夠刻畫好消息和壞消息對股票市場波動的非對稱影響。

方差方程中設(shè)置了兩個啞變量，其中D1為融資融券業(yè)務(wù)實(shí)施的啞變量，2010年3月31日融資融券業(yè)務(wù)推出之前，該變量等于0，融資融券業(yè)務(wù)推出之后，該變量等于1。D6為政府干預(yù)啞變量。

由于政府部門發(fā)布證券類公告往往是在當(dāng)天收盤之后，結(jié)合表2政府部門對融資融券業(yè)務(wù)的干預(yù)事件，我們選擇干預(yù)事件日的后一個交易日的時間變量等于1。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們也選擇了選擇干預(yù)事件日的后兩個交易日的時間變量等于1。根據(jù)前文假設(shè)，我們預(yù)期D1顯著為負(fù)，D6顯著為正。此外，結(jié)合表1，我們還設(shè)定了融資融券業(yè)務(wù)擴(kuò)容啞變量D2～D5，以D2為例，D2為第一次擴(kuò)容啞變量，2011年12月5日前，此變量等于0，該時點(diǎn)后，此變量等于1。其他幾個擴(kuò)容啞變量的定義類似。

四、實(shí)證結(jié)果分析

首先，使用1994年1月3日至2015年12月31日的數(shù)據(jù)，繪制了上證指數(shù)收益率時序圖(見圖2)，由該圖可知，上證指數(shù)存在明顯的波動集聚。不論是自相關(guān)圖、偏自相關(guān)圖，還是Q檢驗(yàn)，均顯示該時序存在顯著的條件異方差(限于篇幅，未列結(jié)果)。

其次，使用信息準(zhǔn)則確定EGARCH模型均值方程的滯后階數(shù)。根據(jù)表3結(jié)果， LR、FPE、AIC三個信息準(zhǔn)則最優(yōu)階數(shù)為滯后4階，故AR回歸選擇滯后4階，均值方程為：

Rt=δ1Rt-1+δ2Rt-2+δ3Rt-3+δ4Rt-4+εt

圖2 上證指數(shù)收益率(1994年1月3日～2015年12月31日)

表3 向量自回歸模型滯后階數(shù)判定標(biāo)準(zhǔn)

接下來使用EGARCH(1，1)進(jìn)行回歸。首先，方差方程僅加入融資融券業(yè)務(wù)實(shí)施啞變量D1，回歸結(jié)果見表4第1列。從均值方程來看，收益率滯后一階和滯后二階均顯著為正，表明股指收益率短期內(nèi)存在正向自相關(guān)，但收益率滯后四階顯著為負(fù)，表明平均來看股指在第四天出現(xiàn)反轉(zhuǎn)的現(xiàn)象。啞變量D1的系數(shù)顯著為負(fù)，表明融資融券業(yè)務(wù)的推出確實(shí)降低了股票市場波動，假設(shè)1得到驗(yàn)證。表3第2列在方差方程中加入了融資融券擴(kuò)容啞變量。D1系數(shù)仍然顯著為負(fù)，但D2、D4和D5的回歸系數(shù)顯著為正，D2不顯著，表明融資融券擴(kuò)容并不能實(shí)質(zhì)性地降低股市波動。這可能是因?yàn)槿谌灰琢坑邢?，賣空約束的放松效果不明顯所引起的。同時，褚劍、方軍雄(2016)也表明，融券標(biāo)的選擇標(biāo)準(zhǔn)使得標(biāo)的股票本身股價波動風(fēng)險較小，導(dǎo)致賣空機(jī)制很難發(fā)揮作用。因此，后文回歸不再加入擴(kuò)容啞變量。表3第3列同時加入融資融券業(yè)務(wù)實(shí)施啞變量D1和政府干預(yù)事件啞變量D6。結(jié)果顯示，D1仍然顯著為負(fù)，D6則顯著為正，表明政府干預(yù)加劇了股票市場波動，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。這意味著在我國證券市場的確存在著“政策市”的現(xiàn)象，政府干預(yù)政策會影響到投資者心理和交易行為，從而造成股票市場對政策變動的敏感反應(yīng)，股市波動加劇。對比D1和D6的回歸系數(shù)絕對值來看，后者要大于前者，表明政府干預(yù)對股市波動的加劇作用大于融資融券對股市波動的平抑作用。這和褚劍、方軍雄(2016)分析得到的結(jié)論類似。他們發(fā)現(xiàn)融資融券制度的實(shí)施不僅沒有降低相關(guān)標(biāo)的股票的股價崩盤風(fēng)險，反而惡化了其崩盤風(fēng)險。政府干預(yù)可能是使得融資融券政策失效的重要原因之一。此外，模型的ARCH與EGARCH項(xiàng)均很顯著，表明模型設(shè)定的合理性。

表4 EGARCH(1，1)模型回歸結(jié)果

為確保研究結(jié)果的可靠，本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

(1)假設(shè)擾動項(xiàng)服從t分布。對擾動項(xiàng)進(jìn)行JB檢驗(yàn)，結(jié)果拒絕擾動項(xiàng)服從正態(tài)分布的原假設(shè)。因此，假設(shè)擾動項(xiàng)服從t分布，重新進(jìn)行EGARCH(1，1)回歸。結(jié)果如表5第1列所示。D1為-0.004，D6為0.678，均在1%的水平上顯著，表明對擾動項(xiàng)分布的假設(shè)變動不會改變研究結(jié)論。

(2)使用深圳成指日數(shù)據(jù)。采用深圳成指日收益率數(shù)據(jù)對深圳股市的波動性進(jìn)行研究，結(jié)果見表5第2列。均值方程結(jié)果表明，深圳成指收益率也是向前1～2天存在慣性現(xiàn)象，第4天出現(xiàn)反轉(zhuǎn)現(xiàn)象。融資融券啞變量D1在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，政府干預(yù)啞變量D6在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，意味著在深圳股市上，融資融券的實(shí)施能降低股市波動，而政府干預(yù)卻提高了股市波動，假設(shè)1和假設(shè)2成立。

(3)使用干預(yù)事件日后兩個交易日作為干預(yù)事件啞變量。設(shè)定該啞變量為D7?；貧w結(jié)果見表5第3列。D1仍顯著為負(fù)，D7則顯著為正。此外，使用干預(yù)事件日后三個交易日作為干預(yù)事件啞變量得到的結(jié)果類似，表明政府干預(yù)對股票市場波動性的影響存在著一定的延續(xù)性。

對比融資融券實(shí)施啞變量D1和政府干預(yù)啞變量D6/D7的回歸系數(shù)來看，前者小于后者，再次表明融資融券對股票市場波動的平抑作用小于政府干預(yù)對股票市場波動的加劇作用。

表5 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

續(xù)表

(1)(2)(3)系數(shù)z值系數(shù)z值系數(shù)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)常數(shù)項(xiàng)-0.000(-0.01)-0.000(-0.11)-0.000(-0.03)條件方差方程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)常數(shù)項(xiàng)-0.075***(-9.86)-0.038***(-41.04)-0.053***(-64.50)N534553265345chi28.127199.142281.348

五、結(jié)論

本文使用EGARCH模型，研究了融資融券業(yè)務(wù)的實(shí)施和政府干預(yù)對股票市場波動的影響。得到的主要結(jié)論如下：① 2010年3月31日融資融券業(yè)務(wù)的實(shí)施對我國股票市場波動存在顯著的抑制作用；② 融資融券業(yè)務(wù)擴(kuò)容并未實(shí)質(zhì)性地降低股票市場波動；③ 政府干預(yù)則顯著加劇了我國股票市場波動，且該影響大于融資融券的平抑作用。

本文的研究驗(yàn)證了我國股票市場存在的“政策市”現(xiàn)象，股票市場波動對政府干預(yù)的敏感度較高。盡管政府干預(yù)的目的是提高股市的流動性和有效性，降低股市的波動性。但從降低波動性的實(shí)際效果來看，干預(yù)結(jié)果和目的背道而馳。因此，政府部門應(yīng)該在制定好游戲規(guī)則后，盡可能只充當(dāng)“裁判員”的角色，減少對股市的直接干預(yù)。

本文對政府干預(yù)的衡量只考慮了政府部門針對融資融券業(yè)務(wù)的干預(yù)事件，而這僅僅政府干預(yù)的一部分而已。后續(xù)研究可以考慮更全面的政府干預(yù)衡量指標(biāo)，從而更準(zhǔn)確地考察政府干預(yù)對股票市場波動的影響。