对外经济贸易大学
硕士学位论文
融券卖空机制与股市波动性的关系——基于日本证券市场的实
证
姓名：马丽
申请学位级别：硕士
专业：金融学
指导教师：奉立城
20090501
摘要
我国证券市场即将启动融资融券试点。关于推出融券卖空机制会对A股市
场的稳定性产生何种影响在业界引起了热烈的讨论。而长期以来，理论界和实
务界对于证券市场是否允许卖空存在极大争议。争议的焦点之一就是在于卖空
交易是否会加剧市场的波动性，甚至导致会融危机。
因此，本文运用协整检验和Granger因果检验探讨了日本证券市场的卖空
机制与股票价格之间的关系。实证结果表明，融券卖空交易额与股价指数之间
存在长期稳定的协整关系；股价指数变动是卖空交易额变动的Granger原因，
但卖空交易额不是股价指数变动的Granger原因。即卖空机制的存在并未加剧
证券市场的波动，而且由于卖空交易额和股价指数存在『F相关关系，将使得卖
空机制能够对市场的波动起缓冲作用。
在对各国卖空机制比较和同本市场的实证研究基础上，本文结合我国实际
经济情况，分析预测了融券卖空机制推出将给我国A股市场带来的影响。得出
的基本结论是：短期而言，卖空对市场波动的影响不大；长期来说，卖空能平
抑市场的动荡，完善价格发现机制，从而稳定A股市场。随着市场其他制度建
设方面的完善，这项制度对市场的『F面效应会日益显现。
最后，本文对在我国推出卖空交易机制时应配套的制度设计和风险控制提
出相应的政策建议。
关键词：融券卖空，波动性，协整检验，Granger因果检验
Abstract
Current Short Sales and Margin Loans transaction will go on the stage soon in
Chinese stock market．The hot problem is whether the introduction of short selling
mechanism would affect the market’S stability and how．And the debate among
various market participants 011 short selling continues for a long time．Opponents
argue that short selling disrupts orderly markets by causing excessively selling,high
volatility,and financial crisis．
So this paper investigates the relationship between the short selling and changes
of stock price in Japan market using the Cointegration and Granger causality test．
And the empirical results point out clearly that there’S a long-term Cointegration
between short selling and stock index，the stock index was the Granger causality of
short selling，but the stock index Can’t be explained by the short selling．
On the basis of the quantitative analysis，this thesis tries to make some
predictions about the effect of short selling on our A—share market．The main ideas
are as follows：short selling may not notably strengthened the volatility of the stock
market in the short term；reversely,it will buffer the stock price changes in the
medium and long term with the reform and perfection ofour financial market．
Finally，the thesis sets up some measures to control the risk of developing our
short selling system．
Keywords：Short Selling,Volatility,Cointegration Test,Granger Causality Test
II
学位论文原创性声明
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独立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容
外，本论文不含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成
果。对本文所涉及的研究工作做出重要贡献的个人和集体，均己
在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律责任由本
人承担。
特此声明
学位论文作者签名：马吗
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学位论文作者签名：弓回
导师签名：痞文
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1．1选题背景和研究意义
第1章引言
融资融券交易，又称证券信用交易，包括融资卖空和融券卖空。最早的卖
空交易产生于1607年荷兰的阿姆斯特丹。美国建立起完善的证券信用交易制
度则是始于1934年的《证券交易法》。在亚洲，1954年日本通过了《证券交易
法》，在规范先前买空交易的同时，还引入了卖空机制。1962年2月，我国台
湾证券市场也推出了信用交易制度，允许投资者进行卖空交易。随后，香港、
韩国、新加坡等地也先后开始了证券卖空交易。经过400多年的发展，卖空交
易在世界股票市场成为一项普遍实施的成熟交易制度，构成了证券市场基本职
能发挥作用的重要基础。在成熟的证券市场中，卖空目的渐趋多样化，通过一
系列复杂的交易策略，以达到对冲、套利等目的。
而中国证券市场从1990年成立至今，到目前其交易方式仍停留在现货交易
一种方式上，属于典型的单边市，只能做多不能做空。自从2001年下半年我国
政府开始酝酿国有股减持方案，A股市场就开始了长达五年的漫漫熊市：上证
综指从2000年底的2073．48点，到2005年底的1161．06点，5年里下跌了44％；
沪深两市A股跌幅超过40％的股票约980只，占总数的比例超过70％，充分说
明投资者的损失是多么惨重。而2005年股权分置改革以来，我国股市又掀起了
一轮波澜壮阔的牛市行情；但到2008年10月，上证综指已经从2007年6124
点的历史高位跌破1800点，跌幅超过70％。由于卖空机制的缺失，系统性风险
无法回避，使得市场剧烈波动，证券市场不能健康地发展。
近年来，我国相关立法部门一直在讨论《证券法》的修改问题，其中引人
注目的是修改1999年《证券法》不允许信用交易的条款。2004年“国九条”
的出台则进一步明确通过金融创新来大力发展资本市场，但是资本市场上的金
融创新却一直受制于现行的法律规定，即在现行证券交易中不允许卖空。
现在，随着我国资本市场迅速发展和证券市场法制建设的不断完善，证券
公司丌展融资融券业务试点的法制条件已经成熟。2008年4月，国务院正式出
台的《证券公司监督管理条例》(2008年6月l同起实施)、《证券公司风险处
置条例》，对证券公司的融资融券业务进行了具体的规定。2008年lO月5日，
证监会宣布将启动融资融券试点。但由于种种原因，融资融券业务迟迟没有J下
式启动。
由于融券卖空交易可能带来正面的影响，市场参与各方对其热切期待；可
是，2008年美国次贷危机引发的金融海啸席卷全球，美、英、日等国都先后采
取了禁止卖空金融股和“裸卖空"的救市措施时，人们对金融创新亦心存恐惧。
卖空交易是柄“双刃剑”，具有较大的杠杆效应，它的推出是否会加剧我国证券
市场的波动，影响金融体系的稳定性，以及如何控制其风险一直是理论界和实
务界关注的问题。因此，研究融券卖空交易对股市波动性的影响不仅具有理论
意义，更具有现实意义。
1．2文献综述
上世纪90年代以来，融资融券交易特别是融券卖空方面的研究是西方金融
学界研究的一个热点问题。大部分研究集中在融券卖空对市场定价效率、市场
波动率，以及市场流动性的影响。其中，关于融券卖空对股票市场波动性的影
响，目前学者们存在三种不同观点，即融券卖空的引入导致股票市场的波动性
增大、波动性减小以及波动性不变。
1．2．1国外研究现状
早在20世纪60年代，Bogen和Krooss(1960)，就提出“金字塔和倒金字
塔效应"(Pyramiding and Anti．Pyramiding)，从理论上说明证券信用制度将造成
股价波动性加剧，该观点很长时间在学术界几乎无人质疑。Conrad(1994)构
建了一个“信息公开"与“信息不公开"的卖空交易模型，研究结果表明，在
公开意料之外信息的情况下，卖空交易与股价下跌呈正相关关系，但在不公开
意料之外信息的情况下，卖空交易对价格下跌的影响更大。
然而，随着大量实证研究的展开，证券信用制度将加剧股价波动性这一观
点受到了挑战。Angel(1997)以纽约证券交易所的144支股票作为研究对象，
发现在存在报升规则的情况下，证券信用交易中的卖空指令并不会加剧市场的
波动率，反而是常规性的买卖指令形成的“助涨杀跌”是导致市场波动的根源。
Bris，Goetzmann和Zhu(2004)以截至2001年底47个国家和地区的证券
信用交易机制作为研究对象，他们发现卖空交易可以降低市场的波动性，起到
稳定市场的作用，而且放开市场的卖空限制还可以在一定程度上减少资本外流。
Charoenrook和Daouk(2005)通过对11 1个证券市场(包括23个发达市场和88
个新兴市场)的研究发现，当允许卖空时，市场的波动性会显著下降，而且市场
发生崩溃的可能性不会提高。
2
美国大通曼哈顿银行在2000年8月向其客户提供的一份研究报告显示，在
1990年1月至1999年12月的lO年期间里，纽约股票交易所中的卖空份额(short
interest)与NYSE综合指数间呈现出较相似的变动趋势。这表明卖空交易量同
股价指数间存在着显著的J下向变动关系，指数高涨时卖空量大，指数低迷时卖
空量小，即卖空交易能平缓股价指数的剧烈波动，发挥了稳定市场运行的功效。
Bns等(2003)通过检验个股收益率的标准偏差、负收益率极端值的分布
频率以及个股和市场收益率的偏度来验证卖空约束是否会稳定市场，结果发现，
在允许股票卖空的市场中，收益率的波动性要低得多、负收益率极端值的分布
频率要小得多，这也就意味着卖空交易可以起到稳定市场的作用。
但也有大量研究文献发现，在美国证券市场上，卖空机制不会造成股票价
格的大幅下跌，也不会造成股价的大幅波动。Senchack&Starks(1993)和
Figlewshki&W曲b(1993)根据股票是否有期权在交易所上市交易，将卖空行
为进一步区分并研究卖空交易对股价的影响，结论表明，卖空有期权上市交易
的股票对股价下跌的影响较小，并且这些股票的卖空信息大多是不公开的。其
研究表明，卖空交易与随后的股市波动之间的相关性并不强。
另外，根据JP摩根的研究结果，在1999年和2000年，JP摩根借给客户
的平均周股票数额同NASDAQ指数波动系数的相关系数相当小，分别为1．2％
和1．6％。研究还发现，1999年1月至2001年1月间，纽约股票交易所综合指
数波动系数同借给客户的平均周股票数额间的相关系数为15．5％；2000年3月
至4间，NYSE的综合指数达到最高点(比平均指数多68．1％)，JP摩根借给客
户的股票既未增加又未减少，这些都表明卖空机制并未造成市场的大幅振荡。
1．2。1国内研究现状
台湾学者张哲章(1998)利用台湾证券市场上的数据进行实证分析，研究
台湾加权指数同融券余额的关系，结果表明：融券余额的变动滞后于股价变动，
认为股价可作为融券余额的先行指标，即股价变动是融券卖空余额变动的原因。
国内学者廖士光，杨朝军，张宗新等运用协整检验和Granger因果检验的方
法对台湾和香港股票市场的实证结果表明：卖空机制的存在并不会加剧证券市
场的流动性。吴淑琨和廖士光运用同样的方法检验了台湾证券市场信用交易对
市场的冲击效应，实证研究表明：融资买空与融券卖空交易都不会加剧市场的
整体波动性水平；融资买空交易还有助于提升整个市场的流动性，但融券卖空
交易对市场的流动性并没有明显的影响。另外，我国学者徐海涛对卖空限制的
实证分析表明，一个市场卖空限制越严格，市场收益的波动率越高。
3
1．3研究内容、方法和创新
1．3．1研究内容和方法
(1)定性研究
本文选择将我国和美、日、芬兰等市场的融券卖空机制进行比较分析，在
比较借鉴的基础上总结了对我国推出卖空机制的启示和政策建议。
(2)定量研究
实证部分选取日本证券市场进行定量研究。主要通过研究融券卖空交易额
(SS，Short Sales)同指数波动的关系，来得出卖空交易是减缓还是加剧了指数波
动，或者是两者之间不相关。
由于时间序列通常是不平稳的，普通最小二乘法可能使得t，F等检验不可
信，差分后序列回归又可能会丢失长期信息。对此，协整检验是较好的工具。
协整检验主要包括：单位根检验(Unit Root Test)来确定整合阶数：时间序列
是否存在协整关系检验(Co—integration Test)；Granger因果关系检验(Granger
CausalityTest)来得出序列之间的因果关系。
1．3．2论文的创新和框架
由于中国缺乏融资融券的实践和相关的模拟交易数据，国内学者主要是对
融券卖空制度与股市波动性的定性研究较多，实证研究主要集中在美国、香港、
台湾等国家和地区。因此，在信用交易即将启动之时，本文拟选取东亚成熟的
证券市场——日本为例来做实证研究，旨在以科学严谨的分析深入探讨卖空交
易和股市波动性的关系。
本文分为五个部分。
第一部分为引言。首先阐述本文的研究背景及选题意义，接着是关于融券
卖空机制和股市波动性关系研究的文献综述，最后指出本文的创新之处。
第二部分是关于融券卖空交易机制的概述，首先主要介绍了其涵义，功能
和风险。然后比较分析了美国、日本等市场融券卖空交易机制的情况。
第三部分是文中重要的实证部分，选取了同经225指数和融券卖空交易数
据进行分析，并尝试对实证结果做出经济解释
第四部分预测了融券卖空机制推出将给我国A股市场带来的长短期影响。
第五部分总结研究成果，最后对我国引入卖空机制的风险控制提出建议。
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第2章融券卖空机制和股市波动性概述
2．1融券卖空交易机制概述
2．1．1融券卖空交易的涵义
卖空交易(short sales)1，是指投资者出售自己并不拥有的证券的行为，或
者投资者用自己的账户以借来的证券完成交割的任何出售行为。按照卖空时卖
空者是否持有证券，卖空可以分为普通卖空和持有卖空(short sale against box)；
按照卖空时是否有交割安排，卖空可以分为有交割保障卖空(covered short sale)
和无交割保障卖空2(naked short sale)。根据国际证券委员会的解释，卖空可以
划分为如下情形：
表2．1卖空的划分标准
出售时是否具有交割能力分类
卖出者已经购买了该证券但在出售时尚未收到该证券1F卖空
卖出者已经行使了期权、认股权证、可转债或其他能用丁交割证券的权利1|卖空
卖出者拥有期权、认股权证、可转债或其他能月J于交割的权利，但尚未执行卖空
卖出者已借到证券卖空
毒jf{者与第=方沃戊借券协议卖空
卖出者在卖出时或交割前未有借券裸卖空
融资融券业务中的融券业务，也叫融券卖空。融券卖空是指投资者不拥有
所要卖出的股票而从证券公司借入然后卖出，并打算随后以较低的价格把股票
再买回来还给证券公司的业务。融券交易与卖空交易是有区别的，“融券交易”
并不等于“卖空交易"。我国即将推出的融资融券业务试点中的融券交易，要求
投资者先借入股票再卖出，卖出的前提条件是投资者证券账户中要有真实股票，
不得先卖空，再借入。
1根据荚国证券交易委员会SEC3B．3规则的规定。
2在信用交易实践中，无交割保障卖空又称为“裸卖空”。
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2．1．2卖空交易机制的功能
卖空机制是资本市场一项基本的交易制度，是金融市场从单一化向多层次
发展的途径。虽然对该机制对市场所产生的影响还存在很大分歧，但在一些基
本的问题上已经达成了一些共识。总体上讲，卖空交易机制具有五大基本功能：
价格发现、稳定市场、提供流动性、套期保值，以及股票衍生证券的基础。
(1)价格发现
卖空交易具有价格发现功能，使证券价格能更充分地反映证券的内在价值。
有效市场要求价格能够完全充分地反映买方和卖方的信息，但是缺乏卖空机制
使得预期股票价格即将下跌而本身没有证券的投资者无法表达自己对股票的预
期，限制了股票市场上的供应。卖空机制的存在，使得整个市场存在着大规模
的股票的供应和需求力量，这种大规模的交易量及由此衍生的价格竞争将会大
大提高股票定价的有效性。而且卖空交易行为实际上反映了市场对股票的未来
价格的评价，从而使价格所反映的信息更加充分。
(2)稳定市场
市场稳定功能指卖空交易有助于市场内在的价格稳定机制的形成。股市的
稳定与投资的长期化互为因果。一方面，如果股市的波动性很小，则有利于促
进投资的长期化；另一方面，投资的长期化也会使得市场更稳定。研究表明，
在缺乏卖空机制的市场上一般存在着股票价格高估的现象，短期化投资是所有
机构的必然选择，从而导致市场暴涨暴跌。引入卖空机制，可以改变这一局面。
(3)提供流动性
市场流动性是衡量一个市场是否健全、机制是否完善的重要指标之一。在
单边市中，尤其是单边下跌行情，依靠股票上涨获利模式难以维系，市场信心
大挫，流动性大减。股票市场上的卖空行为一方面增加了市场上股票的供应量，
降低了投资者由于市场供应不足而不得不以较高价格购入股票的风险，同时卖
空者的对冲行为又增加了市场的需求量，使得投资者能在固定的价位大量卖出
股票。这些必然会提高市场的交易量，从而活跃证券市场，增强证券市场的流
动性，大大提高证券市场的效率。
而且，卖空交易一般采用的都是保证金交易的形式，投资者只需缴纳所卖
空证券价值一定比例的现金即可以交易，这就大大降低了投资者的交易成本，
客观上有利于提高市场的流动性。
(4)套期保值
套期保值工具是机构长期投资证券市场的基础条件，在缺乏套期保值工具
6
的情况下，长期收益与短期收益最大化不可能同时实现，这就是我国证券投资
基金经常面临着“申购风’’与“赎回风"的根本原因，其结果加剧了市场波动。
卖空机制的缺乏，给市场带来了很多问题，著名的《戴维森报告》曾强调：“香
港股市缺乏卖空机制是引发1987年香港股灾的一个主要原因”。而卖空交易机
制的风险管理功能，为投资者提供了一种兼具投资与保值双重功能的投资形式。
卖空最基本的两种形式就是投机性卖空和对冲性卖空，在投机性卖空中，
投资者可以通过卖出借入的证券，在证券价格下跌后以更低的价格买入并归还
所借证券，从价格差中获利，在这里卖空实际上为投资者提供了一种投资工具。
而在对冲性卖空中，投资者持有证券或以该证券为基础证券的衍生品种，证券
价格的波动将使投资者面临损失风险，投资者为了对冲掉这一风险，可以卖空
该种证券，建立一项反向头寸，这样无论价格上涨还是下跌，投资者的损失和
利润能大致相抵，避免了风险。因而，卖空又起到了保值的功能。
(5)股票衍生证券的基础
卖空交易是连通现货市场和期货市场的桥梁，没有卖空机制就无法利用金
融衍生工具完成套期保值、套利交易等投资手法，这将使金融衍生产品的作用
无法发挥。
一方面，卖空是发展股指期货的关键。股票现货市场是股票期货市场的基
础，而有卖空交易制度的股票现货市场是股票期货市场稳定的基础。如果在股
票现货市场不发达之前，匆忙丌辟股指期货市场，那么不完善的买卖策略就会
使得两个市场割裂开来，影响市场的有效性并有可能引发风险。
另一方面，允许卖空是ETFs套利机制有效进行的重要保证。卖空意味着
ETF用作瞬时套利时可以消除时间差。当ETFs溢价交易时，投资者申购ETFs
的同时可以在二级市场卖空ETFs，而不必等待ETFs交收；同样，当ETFs折
价交易时，投资者在赎回ETFs的同时，可以同时在二级市场卖空ETFs的标的
股票，从而锁定收益。这种套利交易是ETFs价格有效性的关键。
2．1．3卖空交易机制的风险
卖空交易机制对证券市场影响，与证券市场本身健全程度紧密联系。在健
全的股市中，卖空交易创造了市场的流动性，有利于股票价格的健康形成。但
是在一个尚未发育成熟的证券市场上，卖空交易引起的信用膨胀将会使市场投
机者与操纵者的能力倍增，使证券市场更加不稳定。无论发达的还是新兴的证
券市场，卖空交易所具备的保证金杠杆效应，都使之与普通的现货交易不同，
让卖空交易的市场参与主体面临着各种潜在风险。
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(1)证券公司面临的风险
卖空交易带来风险的最大承受者是证券公司，这种风险主要来源于投资者
是否有能力归还融出的券。一旦投资者的信用出现瑕疵或者无法兑现，即包括
保证金在内的担保物等无法实现证券公司的“平仓"要求，那么证券公司就要
承担客户的违约风险。客户的违约风险最主要来自于标的股票的市场风险，因
此，开展融券卖空业务需要注意的一个问题是：不是所有的股票都可以参与卖
空，只有优质的股票才可能被卖空。另外，证券公司本身若管理不善、控制不
力，很容易引发客户违约、市场波动、系统操作等方面的风险。因此，不是所
有的证券公司都有条件参与卖空交易，只有管理规范的券商才会被允许从事这
项业务。
(2)投资者面临的风险
卖空交易是杠杆式的投资工具，是一把“双刃剑"。对投资者来说，既可以
放大效益，也必然放大风险。卖空交易的复杂程度较高，如果投资者判断J下确，
可获得较大的利润；反之，则投资者的亏损可能比在现金交易方式下更为严重。
另外，证券市场存在越涨越买、越跌越卖的特征，也就是“追涨杀跌"现象。
卖空交易对标的证券具有助涨杀跌的放大效应，会增大市场的波动性，助长市
场的投机气氛，使投资者面临标的证券的市场风险。
(3)证券市场本身面临的风险
就整个证券市场来说，卖空行为在通过保证金交易方式降低交易成本的同
时也创造出了虚拟的供应和需求。这种虚拟的供应和需求的过分扩大会导致市
场信号的失真，给市场带来负面影响；而且卖空在某种程度上也会加速市场下
跌。当市场上出现大量的卖空，这一方面会使得投资者看空市场，不愿进入市
场；同时大量的卖空又会引致后续的卖空行为甚至引起投资者的恐慌，投资者
纷纷抛出手中持有股份。两方面因素综合会进一步加剧市场的下跌，甚至可能
导致暴跌，加大市场的系统性风险。
在极端情况下，例如，经济出现衰退、市场萧条的情况，投资者对未来具
有不好预期并一致做空，融券又使现货市场大幅下跌，甚至引发市场危机；现
货市场的大幅波动也会极大的损害股指期货市场，卖空交易机制增大了整个金
融市场的系统风险。
此外，由于在卖空交易方式下，操纵股票所需的实有资金和证券量比在现
金交易方式下要小，这使得市场操纵行为更易发生。机构投资者可以利用资金
优势与信息优势，融券放空部分股票，对股票进行高位锁仓，操纵股价，使证
券市场偏离健康发展的轨道，出现侵害中小投资者权益的现象。一个很好的例
8
子就是所谓的“空头袭击”(bear raid)，这是指卖空者大量卖空市场上的股票，
其目的就是通过改变市场的供求力量来推动市场的下跌，并且在市场的下跌中
获利。1998年国际投机家们对香港的袭击就是利用了股票市场上的卖空机制。
大量卖空导致了香港股市的大幅下跌，同时也使国际炒家获得了可观的利润。
2 2我国和国际融券卖空交易机制概况
卖空涉及到两个层面，第一个层面是卖空证券的获得，第二个层面是卖空
交易的实施。从国际范围来看，卖空交易的实旌几乎是相同的，差别在于借券。
按借券的方式不同划分，有三种模式：分散授信模式、统一授信模式、集中竞
价模式，分别以美国、日本、芬兰为代表。本文主要从卖空的组织模式、标的
证券、保证金率三个方面将我国与美、日等成熟证券市场进行对比分析。
2 2 1卖空交易机制的组织模式比较
(1)美国的分散授信模式
分散授信模式是指不安排专门从事融券的机构对融券进行控制，而由市场
之中的证券公司和金融机构，通过借贷、回购等多种形式的市场工具完成。(见
图21)
图2 1美国的分散授信模式
在这种模式下，信用交易的肛【脸表现为llJ场土体的业务风险，监管机构只
足在市场之上，对运行的舰则做出统一的制度安排，并瓶懵执行。这种模式以
美国为代表，包括主要的欧荚证券市场，香港市场也采用类似的模式，这种校
式也称市场化模式，其实质是证券经纪公司授信模式，其信用过程由经纪商直
接通过证券借贷市场的双边交易米完成，即客户融弊山汪弊l{{i办理。
分散授信模式建立在自由经济体系下的卖空模式，{fIil嗡着过高的交易成本．
因此只适合于规模较太的借券。在美国这样以机构投资者占绝对主体的市场，
这种模式的弊端并不很大。
(2)¨本的统一授信模式
统一授信模式是指安排少数争门的融券机构柬调控信_LIJ交易中的证奔流，
在总的层次上统一办理信用交易的融券(融资)活动，对证券市场信用交易活
动进行机动灵活的管理，这种专f J的信用融通机构对监管当局的政策和调控起
着重要的辅助作用。(见图2 2)
这种模式丰要是证弗会融公州授信模式，在余融市场垃A．少数汪券金融公
·d，々班证券信用交易的融券(融资)活动，该模，℃以R小为代表。台湾订阿
本0控模式的基础上，I吸收市场化模式的特点，从而形^茈山己的特色模止，但I
本质E没超出统一授信模式的框架。
统一授信模式是建立在政府对金融体系的直接控制条件下的。日本在推出
这种模式的时期，恰好是“东亚模式’’的形成期。在这种模式下，监管者除了
控制借券规模、借券价格、借券渠道以外，没有其他的控制手段。这种模式也
面临着交易成本过高、效率较低的问题。我国台湾地区也属于日本模式，经过
三十年的发展与反思，也面临着改革，统一授信模式已进入过渡改革阶段。
(3)芬兰的集中竟价模式
集中竞价模式，该模式以芬兰为代表，与我国目前国债市场推出的买断式
回购(又称开放式回购)类似。其模式是：交易所设计标准化卖空合约，由投
资者之间相互竞价借券，交易所为投资者提供交易撮合系统，登记公司负责股
票的结算，交易所或登记公司或券商对卖空帐户的保证金和卖空证券所得进行
监控。
该模式比较适应于现代金融业的发展趋势，其最大优点在于交易成本比较
低，交易具有最大的选择性。由于采用类似于交易所的结构，各个方面都比较
规范，监管也比较容易。
(4)中国证券市场现在尚无卖空机制。
2006年1月1日，新《证券法》3正式实施，取消了老《证券法》对证券公
司融资融券业务的禁令，为证券公司开展融券卖空业务扫清了法律障碍。
2．2．2卖空交易机制的标的证券比较
美国卖空的标的证券必须符合两个条件：在全国性证券交易所上市交易或
在场外柜台市场交易很活跃的证券；在证券交易委员会开列名单上的证券。
日本可用于信用交易的证券必须是在主板市场交易且股利回报率比较高，
同时经证券监管机关指定。
香港，随着证券借贷制度的革新，港交所于1994年1月推出受监管卖空试
验计划。规定只有那些被指定的“上榜”股票才可以用来卖空，初期的指定卖
空榜单只有17只(截至2008年6月3日达到544只)。随后，根据股票的流动
性和市值，该官方指定卖空榜单每季度修改一次，使得若干股票加入榜单，即
修改后允许卖空，同时若干股票从榜单中剔除，即修改后不允许卖空。
台湾《有价证券得为融资融券标准》中的规定：普通股股票上市满六个月，
每股净值在票面以上，由证券交易所公告得为融资融券交易股票；非柜台买卖
管理股票、第二类股票及兴柜股票上市满六个月，每股净值在票面以上，且该
3新(iiE券法》第一百四十二条，明确规定“证券公司为客户买卖证券提供融资融券服务，应当按照国务
院的规定并经国务院证券监督管理机构批准”。
发行公司应该设立登记结满五年以上，实收资本达新台币三亿元以上，最近一
个会计年度结算无累积亏损，且营业利益及税前纯益占年度决算实收资本额比
率达3％以上。
我国规定，融券标的股票应当在交易所上市交易满三个月。融券卖出标的
股票的流通股本不少于2亿股或流通市值不低于8亿元。从股票集中度看，细则
规定其股东人数不少于4000人。就交易流动性、波动性指标而言，实施细则要
求标的股票在过去3个月内日均换手率不低于基准指数日均换手率的20％；日
均涨跌幅平均值与基准指数涨跌幅平均值的偏离值不超过4％；波动幅度不超过
基准指数波动幅度的5倍以上。此外，股票发行公司被要求已完成股权分置改
革，股票交易未被交易所实行特别处理，以及交易所规定的其他条件。
从标的证券来看，我国的限制明显强于美、日、香港等市场，股票范围十
分狭窄4。
2．2．3卖空交易机制的保证金率比较
美国，初始保证金比率由美联储确定。1934年以来，美联储共对保证金比
例做过22次调整，主要为50％"75％。最近一次调整是1974年1月，定在50％。
目前的初始保证金比率为50％，而维持保证金比率由交易所自行制定，如纽约
交易所规定融券的维持保证金比率为总市值的25％和30％，如果证券市价低于
5元，融券的维持保证金比率增加至总市值的100％。
日本大藏省主要通过调整保证金比例的来对证券市场进行调控，保证金率
变动频繁。在1975至1988年间，初始交易保证金率调整次数高达47次，1987
年股灾时的初始交易保证金曾达到70％，从1990年起固定为30％后未再调整。
而维持保证金比率一般在20％左右。
香港，初始保证金比例为10％，融资可购买股票为初始保证金的10倍。
台湾，融券保证金为90％，最低维持担保率为120％。
国内上交所和深交所都规定，融券的初始保证金5比例不得低50％，维持保
证金比例6不得低于130％；如维持保证金比例低于1 30％，必须补仓到维持保证
4根据2008年10月25日，在首次融资融券全嘲测试中，标的证券清学!Ill乃÷，沪市选取J，100只市值较
大，流通性较好的非ST股票。此外，还包括上证50ETF、．khE 180ETF和．f：证红利ETF等3只指数皋金。
5融券保证金比例，是指投资者融券卖出时交付的保证金与融券交易金额的比例，计算公式为：
融券保证金比例=保证金／(融券卖ijI证券数量X卖廿I价格)X100％
6维持担保比例，是指客户担保物价值与=}e融资融券债务之间的比例。其计算公式为：
维持担保比例=(现金+信用证券账户内证券市值总和)／(融资买入金额+融券卖出证券数量X当前市价+
利息及费用总和)
12
金比例高于150％，期限不得超过2个交易同。只有超过维持保证金比例300％
的部分，才能从信用账户中转出。
不同市场的保证金比率不同，决定了杠杆比例的高低。我国融券卖空的财
务杠杆也显著低于美、日、香港市场。
2．2．4国际证券市场卖空机制对我国的启示
从以上对美国、日本等市场卖空机制演进过程与现状的分析中，可以谨慎
的得出一些有利于我国建立和发展卖空机制的启示。
(1)在信用交易模式的选择上，与市场的发育程度、金融机构的风险意识
和内部控制水平等因素有着较大的关联性。比如采用分散化信用交易模式的美
国，其证券市场已经相当成熟，而香港证券市场也较为成熟；日本以及台湾则
采用了集中授信模式。
(2)监管和法律法规的制定是推出卖空机制下市场稳定发展的重要保证。
上述几个均由政府监管部门进行严格监管，甚至是多个部门联合监管。同时立
法对信用交易进行法律规定，并根据市场环境颁布和更新交易法规，或者调整
具体的交易机制。美国信用交易市场在经过半个多世纪的发展之后，其在监管
和交易制度上已经趋于完善，这也为其他市场开展融券卖空交易提供了借鉴。
(3)保证金率的合理设置不仅影响买卖空的交易量，防止投资者过度买卖
空和过度负债造成证券价格的过度波动，也对市场上证券的供需和市场流动性
有积极影响。以上几个市场在发展过程中都经过了多次的保证金率调整，直到
根据各个市场的情况将保证金率确定在一定水平，并根据具体情况做适当调整。
(4)在卖空限制条款、抵押证券、参与主体等其他相关方面，通过了解不
同市场发展融券卖空业务的经验能够在不同角度为我国提供参考和借鉴。
2．3融券卖空机制对股市波动性的影晌概述
影响股市价格波动的因素众说纷纭。“在以往对证券市场及资产定价理论的
研究中，绝大多数研究都把交易机制作为外生变量，认为交易机制在整个价格
形成中无关紧要。但是，随着最近几年市场微观结构理论的兴起，众多研究表
明交易机制对于证券市场的四大目标——流动性、稳定性(也即波动性)、透明
性和有效性——都会产生影响。证券交易制度的核心是证券交易市场的微观结
构，即使投资者的潜在需求转化为实际的交易过程(Madhavan，2000)，而投
资者的交易行为只有在一定的交易运作效率下才能转化为有效的价格信号。交
13
易机制的科学、合理和有序设计将极大地促进市场的规模发展和功能深化。"7
我们所说的交易制度主要包括以下几方面内容：价格形成方式、委托方式、
信息披露制度以及市场稳定措施等等，它们对市场波动性都有一定的影响。而
本文主要关注的是交易机制的交易支付方面——卖空机制对波动性的影响。
卖空交易机制对证券市场的影响，主要表现在融券卖空额与股市成交量、
股价波动的关系。资料显示8，美、日的证券信贷规模一般低于证券市值的2％，
但是占证券交易金额的比重达到16％到20％；我国台湾地区信用交易规模占总
交易量的比例达到40％。
对于卖空交易机制是否会导致股票市场价格波动幅度加剧仍存有疑问，回
顾文献综述可知，多数学者认为卖空机制对股价波动的影响有限，并且引入卖
空机制在一定程度上抑制了股市的波动性，其正面影响大于负面。
2．3．1卖空“价格发现”的作用机制
根据对卖空机制的功能分析，从投机性卖空者的操作来考察，理论上说，
在证券市场中引入卖空机制，能产生一种“价格发现”机制，从而能提高市场的
定价效率，促进公允价格机制，有利于降低股市的投机性和波动性。卖空价格
发现的作用机制见图2．3。
图2．3卖空价格发现的作心机制传导图
当证券市场上股票的价格因为投资者的过度追捧或是恶意炒作而变得虚高
时，市场中理性的投资者或投机性卖空者会及时察觉到这种现象，预期股票价
7刘阳．交易机制对我国证券市场波动性的影响分析．南开经济研究，2003年第4期．
8孙国茂．中国证券市场信用交易研究冲国金融出版社，2007．8
14
格在未来的某一时刻会下跌，于是他们会通过卖空机制来卖空这些价格明显被
高估的股票，这样，这些价格被严重高估的股票供给量会明显增加，这一方面
缓解了市场上对这些高价股供不应求的紧张局面，抑制了股票价格泡沫的继续
生成和膨胀；另一方面，这些投资者的卖空行为也会向其他投资者和整个证券
市场传递一种股价被高估的信号，这会使过度高涨的证券市场重新趋于理性，
及时让投资者清醒认识到股市的泡沫，使股票价格回归到内在的投资价值。
而当这些价格被高估股票因泡沫破灭而使价格下跌时，先前卖空这些股票
的投资者因到期交割的需要会重新买入这些股票，这样会增加市场对这些股票
的需求，在某种程度上起到“托市"的作用，从而达到稳定证券市场的效果。
这一过程反复进行，其结果是股票的价格将充分接近实际价值，保持价格的稳
定。
2．3．2保证金率和股市波动性的关系
目前，西方学者在研究卖空交易的保证金率与股市波动的关系方面，并没
有一致的结论。他们的研究及主要结论归纳在表2．2中。
主要有三种观点：
(1)反向关系：保证金率和股市波动性是相反的关系，此观点支持积极的
保证金操作政策，即针对股市的变化改变保证金比率，从而稳定股市。
(2)无明显关系：保证金率高低和股市波动性的高低不相关。
(3)正向关系：高的保证金率带来股市高波动。这种观点较弱。
在早期，第一类观点明显占优势，但后来的研究结果愈来愈倾向于保证金
率高低和股市波动性高低不相关即第二类观点。2000年，面对美国的股市泡沫，
Greens Pan并没有象外界一般预期的那样提高信用交易的保证金率，而是维持
不变。这明显有别于1934年到1974年问的政策操作：针对股市变化，美联储频
繁变动保证金率。事实上，从1974年以来，美联储就一直没有改变过初始保证
金率了。而F1本大藏省从1991年起也未调整过初始保证金率。
美日两国的保证金比率管理实践均从一个侧面印证了两类观点的改变。这
对我国在引入卖空交易制度之后监管部门的保证金政策操作取向能起到很好的
借鉴作用。
表2．2信用交易与股市波动率的关系
研究者样本区间研究结论
Larga和West 保证金率改变保证金率和S&P500指数的改变呈反向关系。
(1973) 前后30天
Grube、Joy和保证金率改变(1)保证金率改变对股市交易量有非对称影响。保证
Panton 前后20天金率上升会显著减少交易量，但是当保证金率下降时则
(1979) 对交易量的影响不明显。
(2)当T规则变化时，无论保证金率提高或者降低，
在改变的当天和随后的20天内，对S&P500指数的改
变无显著关系。
Hardouvelis 1935．1987 用“12个月的移动标准差”衡量波动率；保证金率和
(1988) S&P500指数波动率有显著的反向关系。保证金率每增
加10个百分点，波动率会减小6个百分点。
Kupiec(1989) 1935．1987 保证金率和S&P500指数波动率之间无显著关系
Salinger(1 989) 1934．1987 保证金率和S&P500指数波动率之间无显著关系
Hardouvelis 1935．1987 改用月度波动率；保证金率和S&P500指数波动率有显
(1990) 著的反向关系。
Hsieh．Miller 1936．1974 保证金率的改变对波动率没有影响
(1990)
Hardouvelis． 1953．1988 日本股市：保证金率下降60天后，股价显著上升；反
Peristianti 之则相反。
(1989．1990)
Hardouvelis． 1934．1994 保证金率对股市波动性影响有非对称性。
Theodossiou 在牛市，提高保证金率会降低波动率，且降低的数量比
(2002) 平时或熊市更大；在熊市，降低保证金率则会降低波动
率，且降低的鼍要大丁其他时期。
16
第3章日本融券卖空交易对市场波动影响的实证研究
3．1样本数据和变量说明
3．1．1数据的选取和来源
亚洲市场，日本信用交易发展历史也较为悠久，日本于1951年推出保证金
交易制度，保证金率及相关的管理由大藏省进行。1954年日本通过了《证券交
易法》，在规范了之前的买空交易的同时，又推出融券卖空制度。
日本融资融券交易具有相当规模，近几年业务呈稳步增长态势。从东京证
券交易所的情况看，在目前上市的2347个证券品种中，绝大多数可从事融资融
券交易，其中，可融资融券的证券品种为1552种，约占66％；另有500多种证
券只允许融资。融资融券交易量占其整个市场交易金额的比重约为15％。1999
年，融资融券交易额占市场成交额的比例曾达到1 8．5％，2005．2008年比例有所
下降，但仍保持在13％以上。在融资融券交易余额中，一方面，融资余额远高
于融券余额，近五年融资余额占融资融券交易余额的比重约为80％左右，融券
卖空交易额占其整个市场交易金额的比重不到3％。
就日本股市的历年情况来看，融资规模也远远高于融券卖空交易，而且市
场行情越好、交易越活跃的年份，这个差距越大。主要原因在于融券的标的证
券主要来源是券商自有证券及转融券所得证券，同本证券业协会禁止会员挪用
客户委托的证券；同时，日本企业相互持股、连环持股的股权结构，也使企业
间缺乏借券抛出的动力。从市场的监管条例而言，融券卖空受到的限制比融资
更为严格。因此，融券卖空交易对日本股价波动的影响相对较小。
同经股价指数是目自i『世界公认的关于日本股市的最权威的股价指数，它同
经股价指数包括R经平均股票价格指数、日经500种股票价格指数、同经300
种股票价格指数、日经综合股票价格指数、同经店头平均股票价格指数等。其
中，最有代表性的是R经平均股价指数。
日经平均股票价格指数(Nikkei StockAverage)，即同经225股指指数
(N225)。因此种指数延续时间较长，具有很好的可比性，成为考察同本股票
市场股价长期演变及最新变动最常用和最可靠的指标，传媒日常引用的日经指
数就是指这个指数。
17
日经225指数从1950年9月7日开始由日本经济新闻社编制并公布。样本
股票为在东京证券交易所内上市的成交量最活跃、市场流通性最高的225家公
司股票。日经225指数选取的股票虽然只占东京证券交易所第一类的股数，但
它却代表第一类股中近60％的交易量和近50％的总市值。
本文实证部分主要通过研究融券卖空交易额(ss，Short Sales)和股价指数波
动的关系，来得出卖空交易是减缓还是加剧了指数波动，或者是两者之间不相
关。以验证卖空机制是否会造成股票市场的动荡。选取的数据为2002年4月到
2009年1月的日经225指数月末收盘指数和日本市场的月度卖空交易额(单位：
百万日元)，共82个月9。
3．1．2变量说明和计算
考虑到引入对数会更容易得到平稳数据，消除时间序列中存在的异方差现
象且不会改变时间序列的性质和相互关系。本文分别对日经225指数(N225)
和卖空交易额(SS)取自然对数，得到In N225和ln sS的时间序列数据。
各个变量计算公式如下所示：
(1)日经225指数的收益率(R010和一阶差分序yiJ(Aln N225)-
ROIt=100木(1nN225t-lnN225t．1)
alnN225=lnN225t-lnN225t．1
(2)卖空交易额变动率(VOS。)和一阶差分序YU(AIn ss)：
VOSt=100}(1nSSt-lnSSt．1)
AlnSS=InSSt—InSSt．i
3．1．3样本数据的描述性统计分析
(3．1)
(3．2)
(3．3)
(3．4)
首先，本文从描述性统计上考察卖空交易额同指数变动之间的关系。日经
225指数与卖空交易额走势见图3．1，日经225指数波动与卖空交易额变动趋势
见图3．2。
从图3．1可知，在2002年4月到2009年1月期间，日经225指数(N225)
和卖空交易额(SS)之间呈现相同走势，两者之间的相关系数为O．8391，且相
关系数的P统计值在l％的置信区间非常显著。说明两者的相关系数为正，而
且该系数在统计上为O，即日经225指数与股票卖空交易额之间是正相关的。
9数据来源：日本东京证券交易所网站(www．tsc．or．jp)和yahoo财经数据库(finance．yahoo．eom)。
18
20000
18000
16000
14000
12000
10000
8000
6000
4000
2000
0
200204 200212 200308 200404 200412 200508 200604 200612 200708 200804 200812
图3．1日经225指数与卖空交易额走势图
从图3．2可以看出，在研究区间，日经225指数收益率(ROIt)与卖空交
易额变动率(vos。)之间在存在着较为相似的变化趋势，两者之间的相关系数
为0．061，相关系数的P统计值在1％的置信区间不显著。说明虽然两者的相关
系数为正，但是该系数在统计上与O无显著性差异，即日经225指数收益率与
股票卖空交易额变动率之间的关系在同一期不是确定性的，可能存在超前或滞
后的关系。
20．00
10．00
0．00
．10．00
．20．00
．30．00
ROIo(％) VoS．(％)
-
’
， “
i、溅必
∥2学垆2。
相关系数铷．061
目经225t旨数收益
j，t
一
75．OO
60．00
45．00
30．00
15．00
0．00
10-
图3．2日经225指数波动与卖空交易额变动比较图
5．OO
．30．00
．45．00
．60．00
—75．00
．90．00
；a：=．：“∥．门，一吐¨． ，●I-“hi
3．2实证研究和分析
为了进～步检验指数同卖空交易额间的确切关系，以便验证卖空交易机制
对证券市场稳定性的影响，下面我们利用Eviews 5．0对时间序列数据In N225
和ln SS进行单位根检验、协整检验和Granger因果检验。
3．2．1单位根检验
传统的时间序列分析通常假定所使用的经济变量满足平稳性要求，利用非
平稳的时间序列数据进行回归会导致虚假回归(spurious regression)，因此在对
经济变量的时间序列进行回归分析前，应首先平稳性检验。
检验平稳性的常用方法是单位根检验，即检验原序列是否存在单位根，如
果不存在单位根，则说明原序列是平稳的。常用的单位根检验方法是ADF
(augmented Dickey-Fuller)，其回归方程式为：
△‘2 q+心f+q—l+口fΣ足1 AYt—f托f， 风：万=0 (3·5)
其中刚，为变量序列的一阶差分，C为常数项，t是时间或趋势变量，因为
金融时间序列数据往往具有自相关性，因此，加入刖H项以消除变量自相关的
影响。若检验结果表明万显著为O，则接受原假设H0，说明变量存在单位根，
是非平稳的；否则，若J显著异于0，表明变量是稳定的』【W过程。
对于非平稳的变量还要检验其差分的平稳性。若变量的n阶差分是平稳的，
则称此变量是n阶单整，记为I(n)。所有变量同阶单整是变量之间存在协整关
系的必要条件。时间序列In N225和In SS及其一阶差分的检验结果见表3．1。
表3．1单位根ADF检验结果
变量ADF值1 (c，t，P)2 1％临界值3 5％临界值结论
lnN225 0．81 0671 (c，t，0) -4．075340 —3．466248 接受假设Ho，不平稳
△InN225 ．6．91 9293’ (c，0，O) ．3．51 4426 -2．8981 45 拒绝假设Ho，平稳
ln SS 一0．709262 (c，t，4) ．4．081 666 ．3．469235 接受假没Ho，不平稳
△ln SS ．4．869007’ (c，0，2) ．3．51 6676 ．2．8991 15 拒绝假设Ho，平稳
注：1．此处的ADF值即为参数万的统汁值；2．(c，t，P)为榆验类型，je中c和t表，J‘带有常数项和时I田趋毋
项，P表示所采用的滞后阶数；3．临界值足柏：相心娃著性水+’I￡下得到的Mackinnon值．4．A表爪原序列的一阶
差分，下同；5．事表爪在l％的置信水jF下娃著。
从表3．1可知，在1％的显著性水平下，ln N225和In SS原序列ADF绝对
值均小于l％临界值的绝对值，这表明6值与O无显著性的差异，接受原假设。
这说明In N225和lIl SS的原序列均存在着单位根，这两个序列都是非平稳。
而对一阶差分△In N225和△lIl SS序列而言，ADF绝对值均大于1％临界
值的绝对值，这表明万值与0存在着显著性的差异，拒绝原假设。这说明一阶
差分序列△1ll N225和Aln SS都是平稳的，(O)过程。即时间序列In N225和1n SS
都是一阶单整过程，(1)。
3．2．2协整检验
如果同阶单整变量的某种线性组合是平稳的，则称变量问存在协整关系。
协整关系是非平稳的单整变量之问存在的～种长期均衡关系，其经济意义在于：
两个变量，虽然具有各自的长期波动规律，但如果它们是协整的，则它们之间
存在一种长期稳定的比例关系。
对于服从，(1)过程的变量的协整检验，从检验的手段上可分为两种：一种
是基于回归残差的EG(Engle&Granger,1987)两步法协整检验；另一种是基回
归系数的Johansen(1988)检验，Johansen和Juselius(1990)提出了一种在VAR
系统下用极大似然估计来检验多变量问协整关系的方法，即Johansen协整检验。
由于样本数据有限，我们决定采用后一种方法进行分析。
Johansen极大似然值方法是在VAR模型中利用极大似然估计来检验多个变
量的协整关系的方法，假设r和五分别是k阶和d阶向量，它们服从I(1)过程，
先建立如下VAR模型：
日I：△r=兀¨一l+Σ：1r,AY,一，+Bx，+q (3．6)
H：：n=筇’ (3．7)
其中：n=Σ吲P 4-1， E=一Σ■4 (3．8)
如果系数矩阵H的秩，．<k，则存在kx，阶矩阵口和∥使矩阵n=筇’以及
∥’Z都服从稳定的I(O)过程。然后再作迹检验(trace test)和最大特征值检验
(max．eigenvalue test)，其统计量分别为：
LRtr(r l尼)=一丁ΣLlog(1一以)，H0：尺(n)≤， (3．9)
皿。。。(，．1，．+1)=一Tlog(1一r+1)
=L以(，I k)一L尺护(厂+1 I尼)，Ho：R(n)=，． (3．10)
其中，五；是大小排第i个的特征值，r是观测期总数，k是内生变量的个数，
(r--0，1，⋯，k．1)
21
根据上面的检验方法，我们对时间序列数据In N225和1n SS之间的关系进
行研究，以验证两者之间是否存在所谓的协整关系。在运用Johansen协整检验
之前，还要确定VAR模型的最优滞后期，本文对最优滞后期的选择根据赤池信
息准则AIC(Akaike Information Criteria)和施瓦茨信息准则SC(Schwarz Criteria)
来确定，两个准则最小的模型阶数为最佳滞后阶数。如果两个准则出现不一致，
则需要利用LR似然比检验标准(Likelihood Ratio Test)来选择模型。VAR模型最
佳滞后期选择结果如表3．2所示。
表3．2 mN225，In ss)的VAR模型最佳滞后期筛选表
Lag LR AIC SC
0 NA 0．642896 0．703325
l 319．9269 ．3．52023 l -3．338946*
2 8．209247 ．3．530123 ．3．22798 1
3 12．30074* ．3．600809* -3．177810
4 2．261420 ．3．53 1019 ．2．987163
注：宰表示5％置信水平，在该准则下被选为最佳滞后阶数。
由于AIC在滞后3阶最小，而SC在滞后1阶最小，两者不一致则采取LR
标准。LR在滞后3阶最优。因此，这里的VAR模型的最佳滞后期为3。现在
计算(In N225，In ss)向量组合的迹统计量和和最大特征值统计量，Johansen检
验结果见下表3．3。
表3．3 In N225和ln SS间协整关系的Johanserl检验表
变量组迹统计量5％临界值^1统计量5％1临界值特征值协整方程数
lIlN225 1 8．92037 1 5．49471 1 7．50225 14．26460 0．200995 0个，拒绝
与ln SS 1．418121 3．841 466 1．418121 3．841 466 0．018017 至多1个
项目lIlN225 lll SS C
标准化
1．000000 -0．530924(0．06662)2 -1．291474(1．01 575)
协整系数
标准化斤的
协整方程
ln N225=0．5309241n SS+1．291 474
注：I．五表珂÷最人特行值；2．括呼中的数据为标准差。
从检验结果可知，在5％的显著水平下，迹统计量和最大特征值兄的统计量
均大于临界值，拒绝了不存在协整方程而接受了存在一个协整方程的原假设。
这表明了In N225和ln SS之间至少存在一个协整关系的原假设。因此，日经
225指数和日本股票市场卖空交易额之间存在长期稳定的协整关系。
另外，从标准化的协整系数符号中可以看出，In N225和1n sS之间存在着
正向关系。这与实际情况比较类似：一方面，当股票价格上涨过高时，市场上
的理性投资者会及时发现因股价高涨形成的泡沫，从而增加对这些股票的卖空
量；而当股价下跌时，投资者会增加对这些被卖空股票的购买量，市场上的卖
空力量会明显减弱，这也说明股价指数和卖空交易额之问存在正向变动关系。
3．2．3 Granger因果关系检验
协整检验结果说明日经225指数和日本股票市场卖空交易额之间存在长期
稳定的正向变动关系，因此，可以进一步研究它们之间的因果联系。本文采用
Granger因果关系检验来检验日经225指数和日本股票市场卖空交易额之间因
果关系的方向。
Granger因果关系检验，是Granger于1969年利用滞后分布的概念建立的。
其核心思想是：如果变量X是变量Y的Granger原因，那么X的过去和现在的
信息有助于改进对Y的预测。按常理由将来不能推测出过去，如果变量X是导
致变量】，的原因，则变量X的变化将先于】，的变化，Granger提出，如果利用X
和y的滞后值对y进行预测比只用y的滞后值预测所产生的预测误差要小，即
or2(Z I匕一I，对V七>O)>仃2(Z I(r—I，置一t)，对V七>O)， (3．11)
则称X是y的Granger原因，记为X j Y。
Granger因果检验有两种形式：一种是传统的基于VAR模型的检验；另一
种则是最近发展起来的基于VEC模型的检验，两者问的区别在于适用范围有所
不同，前面的方法仅适用于非协整序列间的因果检验，而后者则是用来检验协
整序列间的因果关系。
(一)传统的Granger因果检验
Granger的因果性同时也表示了不同时间序列间的领先与滞后关系，对
Granger因果性的检验是通过下列过程实现的，如果序列X和】，都是平稳的』【W
过程，考虑下面的四个回归方程式：
z=口+Σ弘z一，+Σ；：。乃置一／+q ㈨，)
零假设为：日叶：岛2 o，／=1，2，⋯甩，如果零假设成立，
的Granger原因，方程(3．12)变为方程(3．13)：
Z=口+Σ三，口，Z一，+q
则意味着X不是y
(3．13)
同时，置=口+Σ：：。fljXt_i+Σ“Yt-i+鸬(3．14)
零假设为：Hoy：q 20，待1，2，⋯聊，如果零假设成立，则意味着y不是x的
Granger原因，方程(3．14)变为：
置=口+Σ：：Ipjx,一．，+鸬(3．15)
其中，X、y分别表示两个不同的变量，扰动项s，和鸬不相关，在第一个
方程式中，假定】，与其自身以及x的过去值有关，如果估计结果表明x项的系
数∥，显著异于零，则说明变量X引致变量】，。同样，在第三个方程式中如果估
计结果表明】，项的系数口，显著异于零，则说明有y到石的单向因果关系。若两
者都显著异于零，则说明变量彳和】，有双向(bilateral)因果关系。
(二)基于VEC的Granger因果关系检验
Feldstein&Stock(1994)认为，如果非平稳变量问存在着协整关系，则应
考虑使用基于VEC模型进行因果检验，即不能省去模型中的误差修正项(error
correction term，ECT)，否则得出的结论可能会出现偏差。据此，引入下式来做
基于VEC模型的Granger因果检验：
△z=口o+Σ：lctiAYt—f+Σ：：l尸—ul一_，+OECT,一l+q， (3．16)
其中，ECr,一l=∥。r—l (3．17)
这晕，Yt-(1n SS，In N225)，修J下系数矩阵秒和屈(净1，2⋯刀)分别用
来说明变量间的长期和短期因果关系(Masih，1996)，并且可用t统计量和F
统计量(当滞后期为l时亦退化为t统计量)来检验它们的显著性。同时，本
文也利用基于VAR模型的方法检验，以便相互印证。
由于Granger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，这罩仍然以AIC，SC
和LR准则为标准，向量组合△Y严(Aln N225，／Mn SS)的最优滞后期筛选
结果见表3．4。
表3．4(△In N225，／XIn SS)的最佳滞后期筛选表
Lag LR AIC SC
0 NA ．3．343 101 ．3．282223*
l 10．44441 —3．380345 ．3．19771 l
2 1 2．79248* ．3．454123* ．3．149732
3 1．787408 ．3．37576 1 -2．949614
4 6．515271 ．3．367678 -2．8 19775
注：幸表示5％置信水平，在该准则下被选为最佳滞后阶数。
由于AIC在滞后2阶最小，而SC在滞后0阶最小，两者不一致则采取LR
标准。LR在滞后2阶最优，所以(AlnN225，Aln SS)的最佳滞后期L=2。
基于VEC和VAR模型的Granger因果关系检验结果见表3．5和表3．6。
表3．5基于VEC的Granger因果关系检验结果
Estimates ofVector Correction Model(EVCM)
AInN 225=口o+口IAInN 225(-1)+口2AInN 225(-2)+口3AInSS(一1)+口4AInSS(-2)+0IECT(一1)
AInSS=∥o+∥IAInN 225(-1)+∥2AInN 225(-2)+∥3A In ss(一1)+∥4A In SS(一2)+02ECT(一1)
因变量△InN225 △ln SS
自变量Coe衢cient t-Value Coeilicient t-Value
ECT(-1) 旬．0073ll _0．22544 0．353609 4．13558*
△In N225(-1) 0．205332 1．76986 0．349937 1．14409
△InN225(．2) O．034394 O．28947 0．813457 2．5968l·
△ln SS(-D 0．052444 1．41621 -0．2628l l -2．69192*
△lIl SS(一2) O．047976 1．33232 -0．23 1585 -2．43940*
CoNSTA小盯．0．004567 -0．68844 0．032 104 1．83561
R2=0．098246 F=I．590675 R2=0．360683 F=8．236858
表3．6基T VAR的Granger因果关系检验结果
滞后期统计量概率值
检验项目(原假设) 检验结果
L F p
Aln SS不是Aln N225的Granger原因0．87468 0．35259 接受原假设
1
Aln N225不是Ain SS的Granger原因3．63866 0．06018*** 拒绝原假设
Aln SS不是Aln N225的Granger原因1．58065 O．2127l 接受原假设
2
Aln N225不是Ain SS的Granger原因7．00274 0．00164" 拒绝原假设
Aln SS不是Aln N225的Granger原因0．75087 O．52546 接受原假设
3
Aln N225不是Aln SS的Granger原冈4．24286 0．008 14" 拒绝原假设
Aln SS不是Aln N225的Granger原因0．73122 0．57378 接受原假设
4
Aln N225不是Aln SS的Granger原冈3．59859 0．01014** 拒绝原假设
Aln SS不是Aln N225的Granger原因0．80509 0．55019 接受原假设
5
Aln N225不是Ain SS的Granger原因4．71649 0．00098* 拒绝原假设
注：·，料，宰宰木分别表爪n：1％，5％和10％的置信水、F下盟著。
从表3．5中VEC模型的估计结果可知，在检验△lll N225是否是Aln SS的
Granger原因时，ECT(．1)和△lIl N225(．2)系数的t统计值都较大，说明其系数
显著异于0，因此从短期和长期来看，Aln N225都是Aln SS的Granger原因；
当检验Aln SS是否是△lIl N225的Granger原因时，ECT(．1)和△lIl sS各滞后项
的系数均很小，与O无显著差异，说明Aln SS不是aln N225的Granger原因。
从表3．6中可以看出，在5％的显著性水平下，最佳滞后期(L=2)的情况
时，拒绝“△In N225不是△ln SS的Granger原因"的原假设，说明△In N225
是△ln SS的Granger原因。即日经225指数的变动是卖空交易额变动的原因。
而不论滞后期为多少，“,xln SS不是△In N225的Granger原因”的P值均大于
O．05，故接受原假设。即在5％的显著性水平下，股票卖空交易额变动不是日经
225指数变动的Granger原因。
基于VEC和VAR模型的Granger因果关系检验结果均表明，日经225指
数变动与股票卖空交易额之间存在显著的单向因果关系，日经225指数的变动
是股票卖空交易额变动的原因，反之则不成立。
3．3小结
通过上文的实证检验可知，在样本期间日本股票市场波动性的变化与股票
融券交易额之间有长期稳定的协整关系；且存在单向的显著因果关系，即日经
225指数波动性是卖空交易额变化的Granger原因，而卖空交易额变动不是日经
225指数变动的Granger原因。
在5％的显著性水平下，股票卖空交易额变动(aIn SS)不是日经225指
数变动(aIn N225)的Granger原因。这说明由于卖空的股票数量有限且在一
定的限制条件下(如报升规则和保证金比例的要求等)，卖空交易额并不会对指
数的正常波动产生影响，不会对整个股票市场正常的供求关系产生冲击效应10
(在2002年4月至2009年1月期间，东京证券交易所的卖空交易额占整个市
场总成交金额的最大比重约为10％。可知，卖空交易对整个市场的显性影响力
度较小)。因此，卖空交易机制也就不会对股市内在的运行机制产生不良的影响。
同时，在5％的显著性水平下，同经225指数变动△In N225却是股票卖空
交易额变动△ln SS的Granger原因，并且卖空交易额对日经225指数的反应要
滞后2期，即卖空交易额的变化比同经225指数的变动要滞后2个月。说明指
数的正常波动不会引起卖空交易额的变化，仅当指数上涨到远偏离于其正常位
置时，股票卖空交易额才会增加，从而对过度高涨的市场行情起到平抑的作用，
以避免其出现大涨大落的态势。
10根据东京证券交易所的数据显示，在2002年4月至2009年1月期间，日本市场上的卖空总额占市场总
成交额的最大比重出现在2008年第3季度，为9．74％，最小比重出现在2002年第2季度，为3．1％．
第4章推出融券卖空机制对我国A股市场的影响预测
4．1融券卖空机制的短期影响
短期内，融券卖空机制推出不会给A股市场带来更大的波动。
首先，根据我国的融券业务的制度设计，从标的证券范围、担保品范围到
交易规则上推测，融券试点的风险是可控的，现阶段融券业务对市场的影响不
大，不会出现大规模做空。
(1)担保品、标的证券范围和交易杠杆比例均有严格规定。其中，担保品
包括一部分可流通证券以及一定级别以上的债券等资产，计算担保品价值时，
需参照一定的折算率。就融券业务而言，可进行融券交易的标的证券范围非常
小，基本上限制在指数成分股之内。在交易杠杆比例方面，相关业务规则已经
确立了50％的初始保证金比例要求，同时，随着股票价格的波动，投资者还要
满足维持保证金比例130％的要求，在一定时期需追加保证金。另外，投资者
向证券公司融券还要承担利息，对融券者形成了一定的成本约束；投资者若不
能按时足额偿还证券，证券公司可以强制平仓。上述制度设计，均对交易杠杆
比例形成了直接和间接控制，融券做空交易的杠杆比例很可能不到一倍。
(2)证券的来源为证券公司的自有资金和自有证券，而目前在证券公司的
资产结构中，货币资产比例较高，证券资产比例相对较少，其中只有可供出售
的金融资产科目下的标的证券才可用于融券业务。同时，由于在转融通制度建
立之前，不允许券商相互借券，也不允许券商挪用客户证券，因此，可用于融
券的证券数量很少，客观上也限制了融券业务的规模。
(3)为避免出现市场操纵行为，监管部门设定了比较严格的监管规则，包
括：融券做空的报价必须要高于前一交易同价格，交易所会对融券做空交易行
为进行前端控制；单只股票融券的交易金额超过股票成交量25％时，要暂停该
股票的融券交易，以限制投资者利用杠杆操纵股票价格；交易所可以在有明显
的市场操纵和卖空迹象的时候，自主调整保证金比例和担保品折算率；监管部
门还可以通过对证券公司进行窗口指导发挥导向作用；单个投资者买卖股票超
过5％，要举牌并遵守信息披露等方面的相关规定。
其次，从市场的反应来看，前期融资融券业务的相关消息传出，曾数度令
调整中的沪深股市出现反弹。券商类上市公司频频集体逆势走强，也在很大程
度上反映了市场对于这一金融创新的期待和欢迎。由于融券卖空机制提供了财
务杠杆的工具，使得投资者在下跌市况中通过融券卖出而盈利成为可能。对于
在短短一年中自历史高点累计回落约七成的A股市场来说，将极大缓解投资者
在面对市场单边下跌时的恐惧心态，从而对稳定市场信心起到有效作用。
最后，由于A股市场的波动通常是由权重股的巨大波动而产生，所以大盘
银行股的止跌回稳有利于缓和市场指数的波动。因为在向投资者提供融券业务
之前，券商必须事先购买一定量的股票，势必要承受股票下跌的风险。为将风
险降到最低，券商会选择下跌空间较小、股价波动较小、业绩比较稳定的股票
长期持有。经过长时间调整已处于平稳期，长期业绩稳定的大盘蓝筹股更有可
能被投资者增持。而沪深300指数中的银行股跌幅较深，市场将更倾向于增持
银行股，银行股占沪深300板块单一最大权重，会直接受益这一联动；而在业
务层面，银行股也将受益。
综上所述，从制度约束、市场的反应和心理预期可以推测，引入融券卖空
机制，短期上对A股市场的波动影响不大。
4．2融券卖空机制的中长期影响
从中长期讲，融券卖空机制推出有A股稳定市场的效应。
一方面，卖空机制的引入将改变“单边市”的历史局面，有利于A股市场
价格发现。不存在做空机制的中国股票市场上，股市难以达到自身的平衡，往
往会出现暴涨暴跌的局面。而引入做空机制，当股票价格的上涨过分偏离其实
际价值时，空头就会寻找时机进行做空打压。多空双方不断寻求市场差价，使
得股票的价格经常围绕其价值运行，难以形成一边倒的局势。正是由于这个原
因，卖空机制在成熟的股票市场上，往往被看成是市场良性健康的保证。
另一方面，融券卖空机制的推出释放了股市的流动性，采用保证金制度的
杠杆效应提高了存量资金的使用效率，丰富了投资者和证券公司的盈利模式，
建立了双向交易机制。在中国开展转融通业务后，还能为金融机构提供新的投
资策略。从之前只能靠股市上涨获利的模式变成上涨下跌都能获利，降低了单
边走势的概率。
因此，长期来说，融券卖空机制不仅不会加剧股市波动，反而能对市场的
动荡起缓冲作用，从而稳定A股市场。随着市场其他制度建设方面的完善，这
项制度对市场的正面效应会日益显现。
5．1研究结论
第5章研究结论和政策建议
(1)在日本股票市场中，同经225指数的变动与股票卖空交易额之间存在
正向变动的协整关系和单向因果引致关系。在滞后2个月的情况下，同经225
指数波动性是造成融券额变化的Granger原因，而股票卖空交易额变动却不是
日经225指数变动的Granger原因。
以此可见，股价指数有领先卖空交易额变动的倾向，股价指数可以视为卖
空交易额的先行指标，但卖空交易额并不对交易行情具有预测作用。也就是说，
卖空机制的推出对于整个股票市场而言，没有造成市场的大幅度波动，即便市
场出现异常波动，这一波动也不是由于卖空机制本身造成的。
(2)对于我国A股市场而言，短期内，融券卖空机制推出不会给A股市场
带来更大的波动；从中长期讲，融券卖空机制的不断完善有稳定市场的效应。
总之，卖空机制的存在并未加剧证券市场的波动，卖空交易额和股价指数
存在长期的协整关系。而且由于卖空交易额和股价指数存在显著的正相关关系，
即股价指数上涨得越高，卖空交易额就越大；股价指数下跌得越大，卖空交易
额就越小，这就使得卖空机制可以对市场的波动起到平抑作用。同时，股价指
数的变动是卖空交易额变动的Granger原因。
卖空交易机制的推出对市场波动性的影响是一个比较复杂的过程，最终的
影响方向要取决于诸多因素，例如，卖空交易者的类型、操作策略及交易信息
的公开程度。如果市场上投机性卖空者的比重较小且它们的交易额所占市场交
易份额也较小时，卖空交易机制在一定程度上会平抑市场的波动；反之，卖空
交易机制会在一定程度加剧市场的过度波动；如果与卖空交易相关的监管力度
和信息透明程度越高，则卖空交易加剧整个市场过度波动的可能性越小。
5．2政策建议
由于我国在不久的将来也会在证券市场上推出融券卖空交易机制，因此，
根据本文利用日本证券市场数据进行实证结果和境外证券市场的实践操作，我
国在推出卖空交易机制时，应注意以下几方面进行风险控制。
(1)对卖空机制中证券借贷关系的控制
根据文中我国和国际融券卖空交易机制比较分析可知，我国金融市场发展
到今天，引进证券金融公司的统一授信模式，既不能体现技术上和制度上的“后
发优势"，又与我国金融市场的发展趋势也不符，因此大多数研究者不赞同采取
这种模式，而建议采取投资者直接授信模式，即证券借贷双方在几种交易市场
直接授信，该模式也称芬兰模式。
芬兰模式形成稍后，所依托的金融市场的基础条件优于东亚模式确立时期，
故卖空模式选择了中间化道路并体现市场专业化特征。这些与我国证券市场现
实环境和发展趋势相吻合。在考虑卖空机制的风险监控时，虽然不建议设置证
券金融公司，但卖空机制目前还必须主要体现相应的中央调控的特征。
如果由中央登记结算公司集中授信，证券清算托管机构代表客户的利益自
主从事证券借贷，在许多证券市场都存在，如法国、瑞士、荷兰、新加坡、韩
国、香港等。但由中央登记结算公司集中授信，在目前有两个主要障碍：一是
法律障碍11，二是中央登记结算公司客观上不可能直接面对投资者。中央登记
结算公司一般只对证券公司授信，而必须由证券公司直接面对投资者，这对证
券公司要求很高，与目前我国券商证券公司的自律水平、风险控制能力现状有
较大差距。考虑到我国证券市场是以交易所集中市场为主，目前的中小企业板
系统也是挂靠交易所系统上运行的，同时芬兰模式在我国基本不存在法律障碍
且有其独特的优势特征，因此，选择芬兰模式较合适。
在芬兰模式中，借券交易集中，体现了相应的中央调控的特征，借券交易
更易监管，且易于规范交易行为，维护交易秩序，能较好地解决在目前证券借
贷市场不完善的条件下规范借券的问题；同时本模式由于投资者不直接从证券
公司借券，因此也减弱了对证券公司要求。另外，芬兰模式采用分散授信，有
利于风险分散化。
总体上说，采取芬兰模式便于从借贷关系上进行风险管理。
由于融券卖空机制推出初期，只有少数符合一定条件证券公司可借券给客
户，为增强证券借贷市场的流动性，证券借贷交易方式也可逐步改变集中竞价
的唯一方式，增加议价交易等方式，满足投资者个性化投资需求；最终目标是
建立完善的证券借贷市场，并随着市场发展进程而逐步推出证券期货、指数期
货等其他卖空机制。
(2)对卖空交易的基本要素的控制
¨(iiE券法》第一百五十条规定：“证券甓记结算机构不得将客户的证券用于质押或者出借给他人”。
第三十三条规定：证券在交易所挂牌交易，应当采取集中竞价交易方式。
对卖空交易基本要素的控制可借鉴美国模式。包括五项：资格管理，账户
设置与注销，保证金管理，控制信用额度、卖空报升规则。见表5．1。
在具体制度设计方面：
一要建立信用账户和证券账户的二级托管制度。为保证信用账户对抗第三
方，建议最高人民法院对信用账户的性质和权限作一个司法解释。
二要建立信用交易的专用席位，以防止利用信用交易坐庄的行为。
三要建立各项风险控制指标，使风险控制贯穿整个业务流程。应对证券公
司开展融券实施准入制管理，控制融券业务总规模，明确质押证券品种类别和
质押比率，建立以净资本为核心的融券业务规模控制体系。
四是证券公司要做好客户风险评估，对客户资质进行认定，对符合要求的
客户才能开立信用账户，办理融券业务。
五是量化融资质押证券强制平仓的预警线和平仓线。实施逐日盯盘管理、
资金证券结算逐日对账等措施，以确保平仓及时有效。
表5．1卖空交易基本要素的控制措施
基本要素控制措施
规定具备什么条件才可以参与借券卖空；什么样的客户不能参与
客户资格管理
借券卖空(如标的证券的关联人、内部人)
资格信心交易的最人风险是作为信用交易的证券出问题。所以开始一
管理
证券资格管理
股只有少部分证券能被借券卖空，以后逐步增多。
证券公司资格对券商实行类别管理，合适类别的券商才能参与交易所竟价借
管理券。
投资者和券商都要设立专门的信用交易账户，并建立相关辅助账
账户设置与注销户，以便完整记载交易过程。同时赋予券商在一定条件下有注销
不良客户的信用交易账户的权力。
保证金管理对初始保证金、维持保证金、抵押证券作出相应规定。
如单个证券的卖空交易营I‘i该证券流通量的比例限制，单个证券
信州额度控制
公司信川交易账户的融券额度的限制等。
卖空报升规则对卖空实行报升规则。
(3)加强政府监管和信息透明度
在推出卖空交易机制后，监管部门要加强卖空交易活动的监管，强化与卖
空交易活动相关信息的披露，以保证这些信息的公开性、及时性和真实性，减
少内部信息对整个市场带来的冲击。
3l
致谢
此论文的顺利完成得益于我的指导教师奉立城教授。从论文选题到研究思
路确定、从数据收集到开始写作到几次修改，老师一直认真负责督促着我，给
我提出了很多宝贵的意见。先生兢兢业业的研究精神，治学严谨的态度和一丝
不苟的工作作风时刻鞭笞着我，使我受益颇深。
同时，还要感谢潘虹宇和于俊年老师在计量经济学方面给予的帮助和指导。
“桃李不言，下自成蹊"，老师们虚怀若谷的胸襟和诚实谦虚的品格，使我懂得
许多为人处世的道理，在今后漫长的人生岁月中，我将牢记他们的教诲，以此
自勉。
其次，在论文写作过程中，我的室友、同学和一些无私的朋友们也经常和
我一起交流论文写作中的问题，比如参考文献推荐、数据查找、文字格式编辑
方法等，创造了一个安静、团结的环境并且一直支持鼓励我。在此向她们一并
表示感谢!
在研究生学习期间，我的家人给予了我很多关心和支持，她们对我的无私
的奉献让我的研究生生活才能如此美好。最后我向我的家人表示最衷心的感谢1
32
2009年4月
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个人简历在读期间的研究成果
个人简历：
马丽，女，1981年8月10同生。
2003年7月，毕业于北京科技大学环境工程系，获工学学士学位。
2007年9月，进入对外经济贸易大学攻读国际金融专业硕士研究生。
在读期间的研究成果：
[1]马丽．重点污水排放行业的主要环境经济指标的时间序列分析(本科毕业
论文)．中国环境科学院世界银行支助项目，是研究我国工业废水总量控
制模型课题的一部分，2003．6