賣空交易與市場(chǎng)波動(dòng)性、流動(dòng)性研究——基于中國(guó)香港證券市場(chǎng)的實(shí)證分析

胡華鋒

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

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

一、文獻(xiàn)回顧

國(guó)外學(xué)者就賣空行為對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)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(huì)引發(fā)股市價(jià)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(huì)影響股票市場(chǎng)的正常波動(dòng)。另外，國(guó)外學(xué)者也對(duì)賣空和買空交易對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)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(guò)在上漲市場(chǎng)中增加賣空交易量、在下跌市場(chǎng)中減少賣空交易量向整個(gè)市場(chǎng)提供流動(dòng)性。

在國(guó)內(nèi)，廖士光、楊朝軍（2005a）利用香港數(shù)據(jù)實(shí)證分析了賣空交易機(jī)制的市場(chǎng)影響，發(fā)現(xiàn)賣空交易機(jī)制可以發(fā)揮穩(wěn)定市場(chǎng)的作用或未加劇市場(chǎng)波動(dòng)，但未能增強(qiáng)市場(chǎng)流動(dòng)性。王旻、廖士光（2008）認(rèn)為，融資買空交易有助于提升整個(gè)市場(chǎng)的流動(dòng)性水平，但融券賣空交易對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)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(gè)市場(chǎng)的波動(dòng)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(yàn)時(shí)，本文選取港交所1990.01～2009.03共231個(gè)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(dòng)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(jiǎn)稱“標(biāo)普/香港指數(shù)”）度量］。在進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)時(shí)，選取香港證券交易所1999.01～2007.08（階段4）共計(jì)104個(gè)月度數(shù)據(jù)，其中波動(dòng)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(bào)升規(guī)則）的監(jiān)管賣空計(jì)劃，但Up－Tick有過(guò)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(chǎng)的“賣空價(jià)規(guī)則”。因此，根據(jù)賣空交易推出前后以及Up－Tick變動(dòng)情況將研究期間劃分成以下五個(gè)階段，階段1：賣空機(jī)制推出前（1990.01～1993.12，共48個(gè)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(gè)月）；階段3：取消 Up－Tick階段（1996.03～1998.08，共30個(gè)月）；階段4：重新啟用 Up－Tick階段（1998.09～2007.08，共108個(gè)月）；階段5：暫?！百u空價(jià)規(guī)則”（2007.09～2009.03，共19個(gè)月）。

（二）變量的選取與度量

由于港交所沒(méi)有提供加權(quán)股價(jià)指數(shù)的開(kāi)盤價(jià)、收盤價(jià)、最高價(jià)、最低價(jià)數(shù)據(jù)，而且只有月度數(shù)據(jù)（沒(méi)有日數(shù)據(jù)），所以運(yùn)用AOI的月內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)衡量市場(chǎng)波動(dòng)性（VOL），借鑒Anchada和Hazem（2003）的方法，用市場(chǎng)月總成交金額與市場(chǎng)月總流通市值的比率（即市場(chǎng)換手率）來(lái)衡量市場(chǎng)流動(dòng)性（LIQ），用股票月賣空交易額（SS，Short Sale）（單位為百萬(wàn)港元）來(lái)反映賣空機(jī)制。需要說(shuō)明的是，賣空交易額序列SS進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理主要是為了獲得平穩(wěn)序列進(jìn)行計(jì)量分析。

三、實(shí)證分析

（一）統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

首先運(yùn)行SPSS軟件進(jìn)行兩配對(duì)樣本W(wǎng)ilcoxon符號(hào)平均秩和檢驗(yàn)來(lái)分析，推出賣空交易機(jī)制和啟用或取消Up－Tick是否會(huì)對(duì)賣空交易額、市場(chǎng)波動(dòng)性和流動(dòng)性水平產(chǎn)生顯著性影響，結(jié)果（見(jiàn)表1）顯示：階段1，流動(dòng)性水平、波動(dòng)性水平的平均值較??；階段2，流動(dòng)性水平?jīng)]有顯著變化，但波動(dòng)性水平顯著上升，說(shuō)明推出附有Up－Tick的賣空交易機(jī)制顯著地提升了市場(chǎng)波動(dòng)性水平，而對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性水平?jīng)]有顯著影響；階段3，市場(chǎng)流動(dòng)性水平顯著提升，但波動(dòng)性水平?jīng)]有顯著變化，取消Up－Tick提升了市場(chǎng)流動(dòng)性水平，但沒(méi)有對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)性水平產(chǎn)生顯著影響；階段4，市場(chǎng)流動(dòng)性水平與波動(dòng)性水平都顯著下降，說(shuō)明重新啟用Up－Tick降低了市場(chǎng)流動(dòng)性水平和波動(dòng)性水平，但用“標(biāo)普/香港指數(shù)”度量的波動(dòng)性水平?jīng)]有顯著性變化；階段5，賣空交易額沒(méi)有顯著變化，但流動(dòng)性水平和波動(dòng)性水平顯著提升，說(shuō)明暫?！百u空價(jià)規(guī)則”能提升市場(chǎng)流動(dòng)性水平和波動(dòng)性水平。但用“標(biāo)普/香港指數(shù)”度量的波動(dòng)性水平?jīng)]有出現(xiàn)顯著變化。

經(jīng)過(guò)上面的分析可知：與推出賣空機(jī)制后的四個(gè)階段相比，沒(méi)有推出賣空交易機(jī)制前的市場(chǎng)流動(dòng)性水平和波動(dòng)性水平的均值要大一些；但啟用或取消Up－Tick會(huì)對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)性水平和流動(dòng)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(dòng)性和波動(dòng)性水平統(tǒng)計(jì)表

（二）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

因?yàn)楦劢凰惶峁┝?990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(lái)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(gè)對(duì)象數(shù)據(jù)，不滿足計(jì)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?yàn)椤皹?biāo)普/香港指數(shù)”度量的波動(dòng)性指標(biāo)在重啟Up－Tick和暫?！百u空價(jià)規(guī)則”時(shí)沒(méi)有顯著性變化，而AOI度量的波動(dòng)性指標(biāo)有顯著變化，所以在度量市場(chǎng)波動(dòng)性時(shí)選用后者。

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

1.賣空交易額（INSS）與市場(chǎng)流動(dòng)性（LIQ）之間的關(guān)系

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）

由于賣空交易額、流動(dòng)性、波動(dòng)性序列均是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此在進(jìn)行協(xié)整、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)前必須先檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性（Stationary）。檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表2）表明這三個(gè)序列的水平量是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過(guò)一階差分之后，三個(gè)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(gè)序列滿足平穩(wěn)的I（1）過(guò)程。其中ADF檢驗(yàn)的滯后項(xiàng)選擇以AIC（Akaike Information Criterion）為判定準(zhǔn)則。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果表

由于INSS與LIQ均為I（1）過(guò)程，為研究?jī)烧咧g是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，下面將進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在對(duì)INSS和LIQ這兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)前，應(yīng)對(duì)滯后項(xiàng)進(jìn)行選擇，因?yàn)閰f(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果對(duì)滯后項(xiàng)十分敏感，所以首先建立包括INSS、LIQ兩個(gè)序列的VAR模型并進(jìn)行最優(yōu)滯后項(xiàng)的判定。

（2）用VAR模型進(jìn)行滯后項(xiàng)判定

從表3可看出5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)值中有4個(gè)顯著，所以VAR模型應(yīng)選擇滯后3階。因?yàn)閰f(xié)整檢驗(yàn)在VAR模型基礎(chǔ)上經(jīng)過(guò)一階差分，所以應(yīng)選擇滯后2階。

表3 VAR滯后項(xiàng)選擇標(biāo)準(zhǔn)表

（3）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

從表4可看出跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)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(gè)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(zhǎng)期穩(wěn)定的正向變動(dòng)關(guān)系，它們之間存在長(zhǎng)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(gè)向量誤差修正模型（VEC）來(lái)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(yàn)，并輔以基于VAR的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證?；赩EC模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)最優(yōu)滯后階數(shù)與協(xié)整檢驗(yàn)最優(yōu)滯后階數(shù)相同，都比VAR模型少一階，因?yàn)榍罢哌M(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(jì)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(yàn)可以分析兩個(gè)變量之間在長(zhǎng)、短期內(nèi)的因果關(guān)系。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表

（5）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

從表5可以看出，在檢驗(yàn)LIQ的變化是否是INSS變化的Granger原因時(shí)，ECT（－1）的系數(shù)在5%的置信水平下顯著地異于0，所以從長(zhǎng)期來(lái)看，LIQ的變動(dòng)是INSS變動(dòng)的Granger原因，ECT（－1）的系數(shù)（－0.092）符號(hào)顯著為負(fù)，符合“反向修正原則”，表明賣空交易額對(duì)長(zhǎng)期均衡水平的偏離可以通過(guò)誤差修正項(xiàng)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(zhǎng)期均衡水平時(shí)，誤差修正項(xiàng)為正值，而由于誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，因此，通過(guò)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(zhǎng)期均衡水平時(shí)，誤差修正項(xiàng)為負(fù)，而誤差修正系數(shù)也為負(fù)，通過(guò)誤差修正模型的作用，下一期賣空交易額將增加并向長(zhǎng)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(wú)顯著差異，說(shuō)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(jì)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(yàn)INSS變動(dòng)是否是LIQ變動(dòng)的Granger原因時(shí)，ECT（－1）的系數(shù)在10%的置信水平下并不顯著，說(shuō)明從長(zhǎng)期看，INSS的變動(dòng)并不是LIQ變動(dòng)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(shuō)明從短期看INSS的變動(dòng)是LIQ變動(dòng)的Granger原因。

另一方面，因?yàn)镮NSS和LIQ序列滿足I（1）過(guò)程，所以可進(jìn)行基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，以對(duì)上面的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果（見(jiàn)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(yàn)方法的實(shí)證結(jié)果均表明：在階段4中市場(chǎng)流動(dòng)性與賣空交易額之間存在長(zhǎng)期的單向因果關(guān)系，市場(chǎng)流動(dòng)性是賣空交易額的單向Granger因果關(guān)系；從長(zhǎng)期看，市場(chǎng)流動(dòng)性變化可以解釋賣空交易額的變化，當(dāng)市場(chǎng)流動(dòng)性變大時(shí)，賣空交易額也會(huì)放大，另外賣空交易額與市場(chǎng)流動(dòng)性存在短期單向因果關(guān)系，賣空交易額是市場(chǎng)流動(dòng)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(chǎng)流動(dòng)性變化（賣空交易額越大，則市場(chǎng)流動(dòng)性越大）。

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

表6 基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表

2.賣空交易額（INSS）與市場(chǎng)波動(dòng)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(yàn)。

（1）用VAR模型進(jìn)行滯后項(xiàng)的判定

在對(duì)INSS和VOL序列進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)前應(yīng)對(duì)滯后項(xiàng)進(jìn)行選擇，因?yàn)閰f(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果對(duì)滯后項(xiàng)十分敏感。首先建立包括INSS、VOL兩個(gè)序列的VAR模型以進(jìn)行最優(yōu)滯后項(xiàng)判定，結(jié)果（見(jiàn)表7）顯示5個(gè)準(zhǔn)則中有三個(gè)判定最優(yōu)滯后項(xiàng)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(dòng)性部分（2）所述。

（2）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

從表8可看出跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)最優(yōu)滯后階數(shù)比VAR模型少一階是因?yàn)榍罢哌M(jìn)行了一階差分，所以選擇6階滯后。因?yàn)镮NSS和LIQ序列滿足I（1）過(guò)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(yàn)。

表7 VAR滯后項(xiàng)選擇標(biāo)準(zhǔn)表

表8 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表

（3）基于VAR的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

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(chǎng)波動(dòng)性之間存在短期的單向因果關(guān)系，也就是說(shuō)，賣空交易額變化是市場(chǎng)波動(dòng)性變化的Granger原因，賣空交易額的變化可以解釋市場(chǎng)波動(dòng)性變化（賣空交易額放大，則市場(chǎng)波動(dòng)性也將增大），即在一定程度上賣空交易機(jī)制會(huì)增加市場(chǎng)波動(dòng)性。

表9 基于VAR的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表

四、結(jié) 論

綜合上述實(shí)證研究結(jié)果，可以得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：（1）從長(zhǎng)期看，市場(chǎng)流動(dòng)性變化可以解釋賣空交易額的變化，當(dāng)市場(chǎng)流動(dòng)性放大時(shí)，賣空交易額也會(huì)放大；從短期看，賣空交易額的變化可以解釋市場(chǎng)流動(dòng)性的變化，賣空交易額放大，則市場(chǎng)流動(dòng)性將提升，說(shuō)明賣空交易機(jī)制能為市場(chǎng)提供流動(dòng)性；另一方面，從長(zhǎng)期來(lái)看，市場(chǎng)流動(dòng)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(chǎng)波動(dòng)性變化，賣空交易額放大，則市場(chǎng)波動(dòng)性也將放大，即在一定程度上賣空交易機(jī)制會(huì)增加市場(chǎng)波動(dòng)性。（3）推出賣空機(jī)制會(huì)顯著提升市場(chǎng)流動(dòng)性水平和波動(dòng)性水平；啟用Up－Tick會(huì)顯著降低市場(chǎng)流動(dòng)性和波動(dòng)性，反之反是；暫?！百u空價(jià)規(guī)則”對(duì)賣空交易額沒(méi)有顯著影響，但能顯著提升市場(chǎng)流動(dòng)性和波動(dòng)性。

［1］ 廖士光，楊朝軍.賣空交易機(jī)制、波動(dòng)性和流動(dòng)性—一個(gè)基于香港股市的經(jīng)驗(yàn)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(chǎng)沖擊效應(yīng)研究——基于中國(guó)臺(tái)灣證券市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)與啟示［J］.財(cái)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.