融资融券放松对股票市场波动性的影响研究

邓小朱，姚佳俊

（华东交通大学，江西 南昌 330013）

证券市场的良性发展是经济发展的助推力，经济高质量发展需要成熟稳定的证券市场为支撑。早在2008年，我国就将证券市场稳定、金融市场稳定、宏观经济稳定置于同等重要的地位，充分体现出证券市场稳定对我国经济发展的重大意义，但现实中影响证券市场稳定的股票市场波动问题却屡见不鲜。长期以来，我国股票市场多以单边机制运行，众多学者也因此将我国股票市场的波动问题归因于缺乏做空机制，如有研究发现做空机制对抑制股票市场波动有重要作用［1］，同时做空机制是提高股票定价效率的关键因素［2］。

为减缓股票市场波动，我国于2010 年引入融资融券业务，开启了我国证券市场双边运行的新纪元，此举大大提高了投资者积极性，增大了投资者操作空间，同时资产定价也更能反映投资者预期。融资融券业务引入以来，前后历经6 次扩容，标的股票数量从最初的90 只增加到如今的1600 只，交易规模逐渐扩大，投资者参与积极性不断提高。随着融资融券标的股票数量的增多，融资融券余额迅速增长，2014 年我国融资融券余额跳跃式增长到10256.56 亿元，开创了我国证券市场融资融券的“盛世”。但我国股市继2015 年经历暴涨暴跌之后，2022 年又经历了急剧下跌，上证指数2021 年12 月13 日最高点为3708.94 点，2022 年4 月27 日最低点为2863.65 点。政府曾多次出台相关政策以提振市场信心，但都没有达到预期效果，这充分暴露出我国股票市场的剧烈波动问题并未得到根本改变。

融资融券交易会增加市场流动性，在给市场带来积极影响的同时，也给市场稳定带来一定隐患。这是因为融资融券能起到助涨助跌的作用，在短时间内给市场带来巨大波动。比如在金融危机期间，投资者恐慌会使融券交易成为股价急剧下跌的主要推手，因此，在某些特定时间点对融资融券进行约束或放松是合理且必要的。融资融券约束主要是指对融资交易和融券交易施加限制，提高交易门槛和难度，而融资融券放松则是指降低交易门槛和难度，为市场提供更多的流动性。适当的约束和放松有利于稳定市场，因此研究融资融券约束或放松对股票市场波动性的影响具有重要的现实意义。

近年来国内学者针对融资融券业务与股票市场波动性的关系进行了大量研究，因研究视角和研究方法的不同，得出了不同的研究结论，形成了不同的观点。

一种观点认为融资融券能够抑制股市波动。如李勇［3］使用向量误差修正模型研究融资融券在不同行情下对股市波动的影响，发现平稳行情下的融资融券交易抑制了股市波动，趋势性行情下的融资融券交易也可抑制股市波动；
黄虹［4］从有效市场的关键是投资者理性程度这一视角出发，以换手率代表投资者情绪，研究融资融券业务实施后投资者情绪变化对股指的影响，研究发现融资融券可有效抑制投资者的非理性投资，减缓股市波动；
李志辉［5］运用多时点双重差分模型针对融资融券对市场操纵的影响展开研究，发现融资融券能抑制标的股票被市场操纵以及标的股票的非理性波动；
许桂红［6］运用GARCH 模型拟合我国股市波动，分析实施融资融券业务后标的股扩容与沪深300指数波动的关系，发现融资融券标的股扩容后，股市波动性明显减弱，从而认为融资融券可有效抑制股市波动。

另一种观点认为融资融券会加剧股市波动。如巫秀芳［7］认为融资融券具有杠杆性，而杠杆率可影响流动性，短期内其对股市波动具有正向冲击作用；
张博［8］发现在经济下行背景下，融资融券加剧了股市波动；
王雨［9］运用非平衡面板数据模型研究融资融券标的股交易与其自身股价波动之间的关系，发现融资交易显著增强了标的股价的波动性，而融券交易对标的股价波动影响较小，并且认为这与融券业务发展相对滞后有关；
吕大永［10］通过研究融资交易及其波动对标的股价的影响，发现融资交易加速了标的股价的崩盘，且融资交易的波动进一步增大了股价崩盘风险。

此外，还有一种观点认为融资融券对股市波动无明显影响。如徐雪［11］运用DID 模型对标的股进行实证分析，发现融资融券对股价波动的影响不显著，融资融券未能充分发挥其稳定股价的功能；
刘烨［12］基于动态视角，研究发现融资融券余额变动与市场波动无直接联系，从而认为融资融券交易抑制市场波动的作用不显著；
谢飞［13］实证研究了由融券做空和股指期货做空所构成的组合做空对股市收益与波动的影响，发现融券扩容对股市波动性的影响受流动性、流通市值、市盈率等因素影响，但对高流动性、低市盈率的股票波动性影响不明显；
关月［14］运用VAR 模型对沪深300 指数进行了实证分析，研究发现股票融资交易对股市波动性影响较小，但从长期来看，其影响不断增强。

综上所述，国内学者主要从宏观和微观层面对融资融券业务与股票市场波动性的关系进行了大量研究，但鲜有文献以融资融券约束和放松为切入点。国外学者Saffi［15］曾利用融资融券交易量作为融资融券约束的模拟变量对融资融券与股市波动性的关系进行研究，但这一方法存在弊端，因交易量是供给和需求相均衡的结果，而融资融券约束只限制了资金和证券供给，且供给端改变与需求端并无必然联系。因此从严格意义上说，这应属于两种不同的视角。本文认为从约束放松视角分析融资融券与股市波动性的关系是不错的选择，因融资融券对股价波动性产生影响主要通过3 种方式实现：一是市场的直接交易。融资融券放松后，市场流通性会增强，从而对股价波动产生直接影响。二是信息传递。张国庆［16］研究了融资融券交易对科创板股价波动的影响，结果表明融资融券分别通过传递正面消息和负面消息来影响股价波动；
许静霞［17］研究发现融券交易者提前知晓利空消息，在利空消息公布前就已进行了卖空交易；
Christophe［18］研究发现融券交易者是信息持有者，当投资者持有利空消息时会进行融券交易，融券余额增加会向市场传递公司的不利信息，“噪音交易者”的跟随交易会导致股价下跌。但需注意的是，融资融券余额高并不代表信息含量高。以融资余额为例，融资余额高只能说明投资者对标的股票具有强烈的看涨预期，而不能直接表明该公司存在潜在利好，也许仅仅是因其被严重低估。三是企业治理。国内不少研究都表明融资融券业务的开展有利于加强企业治理。李志生［19］发现融资融券可促使企业增加对利空消息的披露，提高管理层业绩预告的及时性和准确性；
李春涛［20］发现融券做空可降低股东与管理层之间的代理成本，提高上市公司信息披露质量，这一作用主要是通过增加对管理层的激励以及降低信息不对称来实现的；
洪昀［21］研究表明融资融券可提高企业信息透明度，并能减少企业不良投资，进而带来显著的公司治理效应。

本文将以融资放松和融券放松为研究视角，以融资融券实施和转融券扩容作为准自然实验，运用双重差分法检验融资放松和融券放松对标的股价波动的影响。另外，在既有研究中，融券放松的有效性易被忽略，融券交易可提高市场流动性，但这是以市场融券需求大于供给为前提的。也就是说，只有当市场融券需求大于供给时，融券放松才是有效的；
而当市场融券需求小于供给时，融券放松提供的证券并不会进入市场流通，此时融券放松是无效的。如在2015 年股市大幅上涨过程中，融券交易需求不大，提供融券服务的证券公司其自有证券就能满足当时的市场融券需求，故那个阶段的融券放松大多是无效的。因此，从这个角度来看，确保融券放松的有效性是本研究实证结果可靠的关键所在。

由于信息不对称，投资者的“羊群效应”会加剧股价波动［22］，而独立的理性偏差则会通过融资融券机制纠正非理性波动。当股票的市场价格脱离其内在价值时，融资融券机制可通过影响市场的短期供求使其市场价格逐渐回归到与其内在价值相符的水平。

（一）融资放松与股价波动

当某只股票价格处于下行阶段时，投资者恐慌会导致股价进一步走弱，因而该股票持有者多会抛售持有的股票，这会促使股价进一步下跌，当股票价格下跌到低于其内在价值时，敏感理性的投资者会及时捕捉到获利信号，预期股价上涨，进而会选择通过融资大量买入该股票。于是，一方面市场上该股票的数量会随之减少，在短时间内改善市场上该股票供大于求的局面，进而抑制股票价格的进一步下跌；
另一方面投资者的融资做多行为会向市场传递该股票被低估的信号，基于“羊群效应”，其他投资者会跟风买入该股票，使得市场上该股票供小于求，股票价格进而开始上涨，慢慢高于其内在价值。此时之前看多的理性投资者又会卖出先前买进的该股票进行平仓从而实现收益，其他投资者亦会效仿此行为而卖出该股票，市场上该股票又出现供大于求的局面，股价开始下跌。如此往复操作，直到股票价格回归到理性值。上述理论分析是以流动性充足为前提的，但是我国股市通常对流动性存在一定限制，而流动性供给匮乏会导致股价剧烈波动［23］。融资放松可以为市场释放更多的流动性，进而直接抑制股价波动。基于此，本文提出研究假说1，即融资放松可以降低标的股价的波动率。

（二）融券放松与股价波动

融券做空的作用机制与融资做多的作用机制相反。当市场上某股票价格高于其内在价值时，具有敏锐洞察力的投资者会率先察觉，预期股票价格未来会下跌，于是会大量借入该股票进行高价抛售。这会导致证券市场上该股票数量迅速增多，阻碍股价泡沫生成，促使股价下跌；
同时投资者融券做空行为会向市场传递该股票被严重高估的信号，基于“羊群效应”，其他投资者的看跌预期会促使其卖出该股票，导致市场上该股票数量进一步增多，股价进一步下跌，股价泡沫破灭，逐渐低于其内在价值。这时之前进行融券做空操作的投资者又会及时察觉这一现象，买进先前卖出的该股票进行平仓实现收益，而其他投资者亦会效仿此行为买入该股票。此时市场上又会出现该股票被追捧的局面，股票价格开始回升。如此往复操作，直到股票价格与其内在价值相符。在我国股市中，融券交易往往受到较多限制，因此上述融券交易的作用机制很难发挥其效应，融券放松可给投资者做空操作释放更广阔的空间。基于此，本文提出研究假说2，即融券放松可以降低标的股价的波动率。

（一）样本选择与数据来源

对于处理组和控制组，既有研究通常会把纳入融资融券标的的股票作为处理组，而把未纳入融资融券标的的股票作为控制组。需要注意的是，股价波动率不仅仅与融资融券业务的实施有关，若不对所选取股票的其他特征加以识别，则很难得到可靠的实证结果，因此本文选择前一次被纳入融资融券标的的股票作为处理组，同时选择前一次未被纳入但下一次即将被纳入的股票作为控制组，这样可以尽可能保证两组股票具有相似的特征。2016年12月12日和2019年8月9日分别有77只股票和650只股票被纳入融资融券标的，因而本文以2016 年12 月12 日为事件发生时间点，选取当天被纳入融资融券的77 只股票作为处理组，另选取2019 年8 月9 日被纳入融资融券的650 只股票作为控制组；
同时为与事后区间相接近，将事件发生时间往前平推2 年作为研究的事前区间，即选取2014 年12 月8 日—2016年12月11日为研究的事前区间，选取2016年12月12日—2019年8月9日为研究的事后区间。此外，因无法绝对保证所选择的处理组和控制组在事件发生前具备相同的特征，因此需引入一些对股价影响较大的控制变量。研究中所需数据皆来自Wind数据库。

（二）变量选取

本研究的因变量为股票价格波动率。由于所选取的股票样本数量较多，故将周度波动率作为股票价格波动性的衡量指标，并且以股票一周内收益率的标准差来度量周度波动率，计算公式如下：

式（1）中，rit为股票i在t日的收益率为股票i一周内的收益率均值，T为当周交易日数量。

为尽可能保证实证结果的准确性，本文参照邓学斌［24］的做法，选取上市公司规模（Size）、机构投资者持股比例（Institution）、市盈率（PE）、换手率（Turnover）为控制变量。各变量及其定义见表1。

表1 变量及其定义

（三）模型设定

融资融券相对于股票而言是外生变量，本研究所采用的双重差分模型可在很大程度上规避内生性问题的干扰，并且可通过比较控制组和处理组在事件发生前后差异的变化来检验融资放松和融券放松对股价波动性的影响。具体模型设定如下：

式（2）中：i、t分别代表标的股票和时间；
Volatilityit表示股票i在t周的波动率；
du为组别虚拟变量，处理组股票i受事件发生的影响则其对应的du= 1，控制组股票i不受事件发生的影响则其对应的du=0；
dt为时间虚拟变量，并设定事件发生之前dt= 0，事件发生之后dt= 1；
du×dt的系数β2是模型的核心部分，也是实证分析的关键数值，其正负性表示事件对标的股票的影响方向，绝对值大小表示影响程度，若系数为正则说明事件加剧了股价波动，反之则说明事件减缓了股价波动。另外，Controlit为控制变量，包括上市公司规模（Size）、机构投资者持股比例（Institution）、市盈率（PE）、换手率（Turnover）；
Stocki、Yeart分别表示个股和时间的固定效应，用来控制未观测到的个股效应和时间效应。

（一）融资放松对股票市场波动性的影响

1.样本设计。为单独求证融资约束对股票市场波动性的影响，需找出一组融资约束发生显著变化而融券约束不发生显著变化的股票，由于标的股纳入融资和融券是同时的，因而很难找到合适的样本。然而，在融资融券试点初期，只是单方面对融资约束进行放松而并未完全放开融券限制，以至于在试点后的较长一段时间里融券余额几乎为零。本文认为这其中最主要的原因是在融资融券试点初期，能够进行融券业务的证券公司不多且券种不足。因此，可以认为融资融券试点初期，对纳入融资融券标的股票波动性造成影响的只有融资放松的单独作用。基于此，本研究以2008 年10 月5 日—2011 年12 月5 日为研究区间，以融资融券正式启动（2010 年3 月31 日）为事件发生的时间点，往前平推1 年半（2008年10月5日）为事前区间，往后至下一次扩容（2011年12月5日）为事后区间；
同时选取第一批纳入融资融券的90只股票作为处理组，选取2011年12月5日纳入融资融券的195只股票作为控制组。

2.描述性统计分析。表2为融资放松前后变量的描述性统计结果。由表2可知，在融资放松前，处理组股价波动率低于控制组，均值差异为0.0024，而在融资放松实施后均值差异为0.0079，融资放松导致标的股价波动率大约下降了0.0055。描述性统计结果初步表明融资放松降低了股价波动率。

表2 融资放松前后主要变量的描述性统计结果

3.实证结果。用式（2）对所选取的数据进行回归分析，得到的结果如表3 所示。由表3 可知，实证结果中的交互项系数β2为-0.0071且在1%水平上显著。该系数符号为负，表明融资放松降低了标的股票股价波动率，这是因为融资放松释放了更多的流动性，进而对市场非理性下跌的抑制效应更加明显，故研究假说1得到验证。此外，β2的绝对值不大，表明融资放松对股价波动的抑制效应不强。

表3 融资放松对股价波动性影响的回归结果

从控制变量的回归结果来看，公司规模的系数在1%水平上显著为负，说明公司规模越大股价波动性越小。这是因为规模较大公司的股票多是业绩比较稳定的蓝筹股，这类股票是中长线投资者青睐的投资标的，进行短期炒作需要较高的资金成本，短线投资者一般很少介入，因而股价波动也较小。机构投资者持股比例在1%水平上显著为负，说明机构投资者持股比例对股价波动性有负向影响，这是因为机构投资者偏理性且具备专业的投资知识，偏好于中长期投资，很少在短时间内频繁地对证券进行交易，因而机构投资者持股比例较高的股票波动率较低。换手率在1%水平上显著为正，说明股票换手率对股价波动性有正向影响。换手率是成交量占发行总股数的比例，反映股票的交投活跃程度。通常来说，换手率较高的股票是短线投资者的目标，这类投资者的投资行为易受情绪影响且具有较强的投机性，因而股价波动较大。

（二）融券放松对股票市场波动性的影响

1.样本设计。为单独求证融券约束对股票市场波动性的影响，需要找出一组融券约束发生显著变化而融资约束不发生显著变化的股票，本研究将转融通的实施视作融券放松的发生事件。在转融通实施前，证券公司大多只能利用自有资源进行融资融券业务，这些资源具有有限性，一定意义上限制了融资融券业务的发展。由于对融券存在一定限制，转融券只能为特定股票提供证券支持，而转融资可以为所有标的股票提供资金支持。转融通业务开展初期只有90只股票被纳入转融券标的，而在2015年5月6 日经历最近一次扩容后，转融券标的股票数量达到893 只。转融券标的股票可进行转融资和转融券，因而其股价波动受融资放松和融券放松的双重影响，而融资融券的其他标的股票只受融资放松的影响。为保证控制组和处理组在政策实施前的特征相似，本研究选取2013年9月18日扩容的208只股票作为处理组，选取2014 年6 月23 日扩容的348 只股票作为控制组，同时为使事后区间与事前区间相接近，设定事前区间为 2012 年 12 月 10 日—2013 年 9 月 17 日，事后区间为 2013 年 9 月 18 日—2014 年 6月23 日。需要指出的是，最近一次扩容事件发生在2015 年5 月6 日，这一时间我国股市处于大幅上涨过程中，融券交易需求并不强烈，提供融券服务的证券公司其自有证券基本能够满足当时市场上的融券需求，所以那个时段的融券放松大多是无效的，选择那一时段的股票数据会导致实证结果失真，因而本研究未将那个时段纳入研究区间。

2.识别融券放松的有效性。与融资放松不同的是，由于我国融券交易长期受较多约束，因而在进行回归前需对融券放松的有效性进行识别。前文已经说明只有当市场的融券需求大于供给时，融券放松才是有效的，而融券放松在融券需求小于供给时是无效的，因此识别融券放松是否有效的关键在于处理组股票在融券放松后的融券交易量是否出现显著增加。需要强调的是，由于要单独识别融券放松的影响，所以本研究期待得到的结果是融券交易量显著增加而融资交易量没有显著变化。为验证这一猜想，设定新的双重差分模型如下：

式（3）中：Vit是融资交易量或融券交易量的对数，分别以lnBuyit、lnSellit表示；
Controlit是控制变量；
Stocki、Yeart分别是个股和时间的固定效应；
du是组别虚拟变量，du= 1 为处理组股票，du= 0 为控制组股票；
dt是时间虚拟变量，dt= 1表示融券放松后的样本区间，dt= 0表示融券放松前的样本区间。通过式（3）可对样本数据进行回归，结果如表4所示。

表4 融券放松后标的股融资融券交易量的变化结果

表4 中将重点关注交互项系数。融资交易方面，交互项系数为0.0008 但不显著，表明处理组的融资交易量在融券放松后与控制组相比并未发生显著变化。这是因为处理组和控制组的股票在研究区间所受到的融资影响基本相同。融券交易方面，交互项系数为0.1134且在1%水平上显著，表明处理组的融券交易量在融券放松后较控制组发生了显著变化。综合以上分析可以认为融券放松是有效的。需要指出的是，融券放松后市盈率与融资交易量呈反向变化，而与融券交易量呈正向变化，这一反差与融券放松并无直接联系。市盈率偏低说明股票被低估，具有投资价值，投资者对其持看涨预期，所以融资交易量增加；
而市盈率偏高则说明股票被高估，投资者对其持看跌预期，所以融券交易量增加。

3.描述性统计分析。表5为融券放松前后主要变量的描述性统计结果。由表5可知融券放松前处理组股价波动率比控制组高，而在融券放松后处理组股价波动率比控制组低，这说明融券放松导致股价波动率下降了。以上描述性统计结果初步表明融券放松降低了股价波动率。

表5 融券放松前后主要变量的描述性统计结果

4.实证结果分析。运用式（2）对所选取的数据进行回归，可得到如表6所示的融券放松对股价波动性的影响结果。由表6 可知，交互项系数β2为-0.0019 且在1%水平上显著。该系数符号为负，表明融券放松后标的股价波动率下降，这与融资放松的结果一致。这是因为融券放松给投资者的做空操作释放了更广阔的空间，释放的流动性会对股票的非理性上涨产生更大的抑制作用，故研究假说2 得到验证。此外，β2的绝对值不大，表明融券放松对股价波动的抑制效应不强。

表6 融券放松对股价波动性影响的回归结果

（三）稳健性检验

1.增加控制变量。下文增加了资产收益率（ROA）、负债水平（Leverage）、公司上市年限的对数（lnFirmage）、股东人数（Number）作为控制变量，再用式（2）进行稳健性检验，结果如表7所示。

表7 增加控制变量的稳健性检验结果

表7 结果表明，增加控制变量后融资融券放松仍对股价波动性具有显著的抑制效应。另外，股东人数对股价波动率有显著的正向影响，表明股东人数越多的公司其股价波动越大。这可能是因我国证券市场投资者结构不合理，投资者以个人投资者为主，而其大多缺乏专业的投资知识，风险意识淡薄，导致股东人数越多的公司其股价波动越大。个人投资者占据绝大多数而机构投资者占比很小是我国股市中亟待解决的问题。

2.安慰剂检验。下文将调整研究区间进行安慰剂检验，将事件发生时点向前推一年，使用虚假事件发生时点进行实证检验。另外，为确保检验结果的可靠性，剔除原来选取的事后区间数据。融资放松检验的事前区间为 2007 年 10 月 5 日—2009 年 1 月 7 日，事后区间为 2009 年 1 月 8 日—2010 年 1 月 7日；
融券放松检验的事前区间为 2011 年 9 月 19 日—2012 年 9 月 17 日，事后区间为 2012 年 9 月 18 日—2013年9月17日。若交互项系数依然显著，则表明上述实证结果是由于处理组和控制组中存在不可观测的因素导致，原先的估计结果存在偏误；
若交互项系数不显著，则表明对股价波动性的抑制效应在事件发生前并不存在。安慰剂检验结果如表8所示。由表8可知，将事件发生时点向前平推一年，两个交互项系数均不显著，这证明了前文实证结果的稳健性。

表8 安慰剂检验结果

（一）主要结论

本文分别从融资放松和融券放松两个角度，利用双重差分法对所选取数据进行实证检验，以探究融资融券对我国股票市场波动性的影响。研究结果表明：一是融资放松和融券放松都降低了标的股票价格的波动性，但总体上说效果有限。两个交互项系数虽然均显著为负，但绝对值均未超过0.01，表明融资融券放松对股价波动的抑制效应不强，仍存在较大的发挥空间。这与融资融券交易门槛过高有关，因为只有机构投资者和小部分个人投资者能够进行融资融券交易，而我国证券市场中个人投资者居多，大部分个人投资者无法进行融资融券交易，这极大地抑制了投资者的交易积极性，导致股价无法完全反映投资者预期。二是融资放松对股价波动的抑制效应大于融券放松。这主要是因为融券业务长久以来受到较多限制，压制了市场融券交易的积极性；
同时监管部门对证券金融公司发展转融券业务仍有较多限制，导致转融券业务发展缓慢，我国证券市场的做空机制从某种意义上说也因此一直处于“雏形”状态，双边机制的运行始终未能顺利步入正轨。

（二）政策建议

根据前文的研究结论，提出如下政策建议：一是合理运用融资融券放松。当市场出现连续非理性上涨情况时，可适当加强融资约束、放松融券交易，这样不仅可直接提高融资交易成本，降低融券交易门槛，遏制市场的非理性上涨，还能向市场传递管理层意图信号，进一步抑制市场上行。当市场出现非理性下跌情况时则可进行反向操作。二是增加券种，加快转融券步伐。针对融券业务发展滞后问题，可在市场平稳运行期间，在现有基础上进一步扩大转融券标的范围，发挥融券机制对证券市场的积极效应，加速双边市场构建，促进证券市场平稳运行。例如，适当将标的股票扩展至沪深300 成分股，其属性能够满足纳入融资融券的标准。三是加强对投资者的引导。鼓励券商面向个人投资者举办模拟融资融券交易投资竞赛等，引导个人投资者合理使用杠杆，降低投资风险。同时规范机构投资者的市场行为，发挥机构投资者在市场中的带头作用，引导个人投资者树立正确的投资理念。四是适当降低融资融券交易门槛。在现有基础上适当降低要求，允许更多投资者参与融资融券交易，有利于更大程度发挥融资融券的作用。但这并不意味着要过分降低融资融券交易门槛，融资融券是杠杆交易，需要投资者具备一定的风险承受能力，并不是所有投资者都适合参与融资融券交易。目前融资融券的准入门槛是20个交易日内日均持有股票市值不低于50万元，可以适当降低这一标准，同时增加投资者的教育背景以及投资业绩等为考核标准。

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