【正文】 d its economic role and regulation[C].Englewood Cliffs,NJ: PrenticeHall, lnc, 1960(11):3241 [21]Chang, E, Chen, J. Yu, — sales constraints and price discovery: evidence from the Hong Kong market [J].Journal of Finance, 2021(62):1231 [22]Conrad, J. The price of effect of option introduction[J]． Journal of Finance,1994(44),487498 [23]Figlewski, Stephen, Gwendolyn . Options， short sales and mark pleteness[J] Journal of Finance, 1993(48):761777 [24]Haruvy,Ernan and Charlesn Noussair, 2021, The effect of short selling on bubbles and crashes in experimental spot asset markets， The Journal of Finance， 2021(01):31211 [25]Henry, M. McKenzie. 39。證券公 司可以從其本身的經營能力，業(yè)務操作水平以及管理制度上的提高和增強，從而提高證券公司內部風險的抵抗力，進而降低融資融券的風險性。 （四）提高證券公司內部建設 在我國，證券公司作為融資融券的媒介，是投資者和其他金融機構的聯系者。一方面，可以利用網絡手段，加強對于證券知識，相關政策，市場信息的宣傳，從 畢業(yè)論文：正文 17 而加強投資者的風險意識的提高。 （三）加強投資者教育 在我國，個人投資者是我國融 資融券參與者的主體，而由于各種因素的影響，個人投資者的投資素養(yǎng)還有待提高。 4． 提高保證金制度的靈活性和層次性 我國股票市場的波動性較大，這就要求我國融資融券保證金比例要能夠靈活調節(jié)以適應我國證券市場，從而可以增強市場的流動性和融資融券業(yè)務發(fā)展的科學性。在市場波動的情況下，如果僅用證券來充當保證金，在市場下跌時必然會影響到保證金制度的有效性和公平性。因此，在我國融資融券的保證金可以全由證券來代替，而證券收到市場波動的影響較大，其穩(wěn)定性不高。但是從長遠來看，我國保證金制度的確定也應該和國際接軌，即保證金制度的確定和監(jiān)管應該由我國的中央銀行，即中國人民銀行才決定，這樣才能更好的銜接和統(tǒng)一資本市場和貨幣市場，更好地控制風險和協(xié)調兩個市場。由此可見，只有像 中央銀行這樣的在一個金融系統(tǒng)中有著權威地位的部門才能將資本市場和貨幣市場的監(jiān)管做到位。 在國外，保證金比例的確定都是由國家金融系統(tǒng)中最權威的部門來制定。比如美國早期推出融資融券業(yè)務時就經常性調整保證金比率，不僅效果不佳，而且擾亂了市場的 投資情緒。 保證金制度是 控制融資融券信用風險的保障，該制度在一定程度上增加了投資者進行投資的機會成本，從而減少了系統(tǒng)內部的交易風險。投資者通過更完善的信息披露制度，選擇投資時更加理性，這使得我國證券市場的波動性降低，也穩(wěn)定了我國的證券市場。 在 我國證券市場，由于信息披露制度不健全，信息不對現象也是十分的普遍，如信息披露的真實性，時效性和全面性都存在很大問題。 2． 強化信息披露制度 信息不對稱一直是導致市場失去效率和公平的一個重要因素。另外，我國普遍存在的法律執(zhí)行力不足，也是需要加強的一個重要方面，只有強化了對于違 反 融資融券相關法律法 規(guī)的懲罰制度和效率，才能扼住非法融資融券的行為。鑒于此，筆者對于如何完善融資融券提出一些政策性的建議。但是目前融資融券對我國證券市場的影響甚微，尚未像在其他國外成熟的證券市場所扮演的重要角色一樣。 第三， 融資和融券對于股市波動性的影響是非對稱的，融 券 的影響力大于融 資 。不過，這些也是符合我國國情的，原因有二。 第一， 從實證結果可以看出，融資融券確實可以對股票市場的波動性會產生影響，其結論與發(fā)達國家 或地區(qū)證券市場的結論相似，兩者的關系是不可分割的。 并且在 9期以后變動量很小，進一步還說明了目前融資融券對我國股票市場的影響還是比較小的。 6． 方差分解 表 8 方差分解結果 Period . LNRQ LNRZ VOL 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 由上表可以知道，股票指數波動性對其自身的解釋程度最大。 畢業(yè)論文：正文 14 . 00 00 02. 00 00 00. 00 00 02. 00 00 04. 00 00 06. 00 00 08. 00 00 101 2 3 4 5 6 7 8 9 10L N R Q L N R Z V O LR e s p o n s e o f V O L t o C h o l e s k yO n e S . D . I n n o v a t i o n s 圖 2 脈沖響應結果函數圖 注：從上至下，第一條線為 VOL,第二條線為 LNRZ，第三條線為 LNRQ 從圖中的具體 結果 可以看出， 融資的影響在第 7 期就趨于零，而融 券 的沖擊效應更加持久 ， 到最后一期也不為零。其實用來追蹤將一個標準差大小的沖擊加到隨見擾動項上 對 內生 變量的當前和未來變化產生的影響 。 表 7 VAR 模型運行結果 LNRQ LNRZ VOL LNRQ(1) [ ] [] [ ] LNRQ(2) [ ] [ ] [] LNRZ(1) [] [ ] [ ] LNRZ(2) [ ] [] [] VOL(1) [] [ ] [] VOL(2) [ ] [ ] [ ] C [ ] [ ] [ ] 由上表可以看出融資融券對股票市場波動性有著 一定 的影響 ,但是影響效果甚微 。綜合考慮 篩選之后，最終選取 2 階最佳滯后階數 。計算結果由下表給出。 但 在建立 VAR 模型之前，首先需要確定滯后階數，過長的滯后 階數 會減少自由度；而太短的則會降低擬合度。這意味著自我國融資融券開始以來，此舉動對股票市場的波動性有著 一定程度 的影響。 表 5 格蘭杰因果關系檢驗結果 原假設 F 統(tǒng)計量 t 統(tǒng)計量 結果 LNRZ 不是 VOL 的格蘭杰原因 接受原假設 VOL 不是 LNRZ 的格蘭杰原因 拒絕原假設 LNRQ 不是 VOL 的格蘭杰原因 接受原假設 VOL 不是 LNRQ 的格蘭杰原因 拒絕原假設 從上表可以看出，在 5%的顯著水平 上，融資 余量是股票市場波動性的格蘭杰原因，而股票市場波動性不是融資余量的格蘭杰原因。 表 4 Johansen 的極大似然值協(xié)整檢驗結果 原假設 特征根 跡統(tǒng)計量 最大特征值統(tǒng)計量 0 個協(xié)整向量 1 個協(xié)整向量 2 個協(xié)整向量 從上述 表格可以看出，不管是融資還是融券都和 股票市場波動性存在著長期協(xié)整關系。 2． 協(xié)整檢驗 EG 檢驗法中 ， 第一步我們用一個變量對另一個變做回歸有 ： （ 5） 表示回歸系數估計值，模型殘差估計值為： （ 6） 第二步檢驗殘差估計值的單整性 ， 如果殘差估計值是穩(wěn)定序列 ， 則認為兩變量之間 畢業(yè)論文：正文 12 存在協(xié)整關系。 (二 )VAR 模型的構建 1． 平穩(wěn)性及其檢驗 同樣， VOL 也要進行平穩(wěn)性檢驗，而 該處的平穩(wěn)性檢驗同樣也用單位根檢驗，檢驗結果如下表。 可以得到如下結果： （ 3） （ 4） 從上述估計結果中發(fā)現，深成指數鐘的 GARCH 項是高度顯著的，且 ARCH 項與GARCH 項系數之和小于 1，所以 GARCH(1， 1)過程是平穩(wěn)的。 4． ARCHLM 檢驗 為了更加精確 地 得出結論，對上述模型的殘差進行 ARCH LM TEST， 得到在滯后階數 m=10 的情況下的檢驗結果， 結果如下 表 2 ARCHLM 檢驗結果 Fstatistic Prob. F(2,921) Obs*Rsquared Prob. ChiSquare(2) 從上表可知， 在滯后階數 m=10 的情況下， 殘差 序列 中 存在著顯著的高階 ARCH 效應。 2． 均值方差回歸模型 經過平穩(wěn)性檢驗之后，做如下回歸 （ 1） 得到如下 （ 2） 3． ARCH 效應檢驗 對上述 所求得的 方程的殘差 進行 畫圖 ， 得 如下結果。 LNSC： 代表深成綜合指數 的對數 LNRZ： 代表深市總融資余額 的對數 畢業(yè)論文：正文 10 LNRQ： 代表深市總融券余額 的對數 （ 一 ） GARCH 模型的構建 1． 單位根檢驗（ Unit Root Test） 檢驗結果如下表。 數據資訊來自金融界官網。 三、 實證分析 這部分主要是對股票市場波動性進行研究，所以選取了深成綜合指數作為研究分析對象。融券交易增加市場股票需求主要是是通過直接和間接的兩條途徑，直接途徑是其本身購買股票所帶來的增加，間接途徑是融券余額的減少將會向投資者傳遞估值偏地的信號，引發(fā)投資者競相邁進股票，增加股票需求，而至此多空的力量對比再一次發(fā)生變化，多方力量的增強會帶來股價高企，價值高估的局面再次出現，這種空隙性收益率將會被理性投資者不斷的利用 這一個循環(huán)的過程便會反反復復，理性投資者的融券操作則會帶來股票價格圍繞其均值上下波動。羊群效應會導致非理性投資者大批跟進已經回歸均衡值的股票，這又再次轟降股價偏離均衡值而低估。這樣，此類股票的供給機會增加，一方面是融券交易帶來的，另一方面是則是因為融券余額的增加會向市場傳遞估值偏高的信號，這就會會吸引那些持券觀望的投資者趁機賣出。 （二）融券對股市波動性的作用機理 融券交易對于股市的作用就機制也主要是通過兩個階段進行傳導，第一階段是影響投資者對于股票的需求；第二階段是則是對于相關股票的供給影響。此時，之前融資的投資者迫于還本付息的壓力，在即將到期前會進 行股票的交割，從而增加了股票供給。 與此同時，多方力量的繼續(xù)增大將會驅動股價回歸均衡。這些需求的增加 一方面是 因為 融資交易 所帶來的結果 ，另一方面則是因為融資余額的增加會向市場傳遞估值偏低的信號，這同樣會吸引那些 保持 觀望 態(tài)度 的投資者趁機入市。當市場上的某些股票的價格由于某種因素的影響，會產生過度恐慌性拋售而導致其價格低于其均衡價格， 一些理性投資者或者投機者就會抓住這暫時的套利機會，他們預計這些被 低估的股票最終將會回到均衡價格，于是，這些投資者就會通過券商融入資金，把資金注入到這些股票中去，從而實現獲利。一方面是因為融券標 的股票容量?。涣硪环矫?，由于缺乏合適的對沖工具對沖融券接觸后可能造成的 股價下跌，限制了券商融券的供給意愿。 從結構層面來看，融資融券的結構失衡嚴重。首先，從總量層面來看，我國融資融券整體規(guī)模較小主要包括以下幾個原因：第一，機構投資者還沒進入這一市場，絕大多數市場參與者是個人投資者中資金實力較強、投資經驗比較豐富的大戶；第二，市場上可供信用交易的標的券還十分有限，占股票總數的比例不超過 12％；第三，我國融資融券杠桿比較低，國家規(guī)定杠桿必須低于兩倍，并且從券商具體業(yè)務操作中可以發(fā)現，杠桿遠低于兩倍，這主要是源于我國現階段投資者還不成熟，對于風險的識別能力較弱，并且融資融券業(yè)務還沒形成一定的規(guī)模，自有資金和自有證券的儲備 量都比較低。我國融資融券的發(fā)展真是可謂從無到有，發(fā)展確實相當迅速 。最后得出結論為融資融券對降低股票市場的波動性有著深遠的效果。且隨著融資融券機制的成熟，其平抑的效果也愈加顯著，這無疑更加完善了我國股票市場，是我國股票市場更加靈活多變。 孫茜 和 姚儉（ 2021）將融資融券分為嘗試期和常規(guī)期兩個階段，利用 GRACH 模型及其拓展形式對上證指數與融資融券的關系進行實證分析。 楊德勇 和 吳瓊（ 2021）利用協(xié)整檢驗等模型和工具對我國股票市場的進行了實證研究，最后得出結論為融資融券在一定程度上可以阻礙股票市場的波 動性，同時提高股票市場的流動性。 袁華濤 和 付新剛 (2021)運用馬科維茨的分散原理、協(xié)整檢驗和