長期以來，關(guān)于賣空機(jī)制是否會(huì)加劇證券市場的波動(dòng)性及投機(jī)性一直存在很大爭議。一部分人認(rèn)為賣空行為易引起恐慌性的拋售，加大市場波動(dòng)，進(jìn)而影響金融體系的穩(wěn)定性。另一部分人則認(rèn)為賣空機(jī)制具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，可以提高市場的流動(dòng)性，在一定程度上減少市場波動(dòng)性，同時(shí)又給資本市場提供一個(gè)良好的套期保值工具，具有穩(wěn)定市場的作用。
為進(jìn)一步探究賣空交易對股市波動(dòng)性的影響，我們選取了兩個(gè)引入賣空機(jī)制長達(dá)50年的成熟市場——日本和臺(tái)灣[1]，作為研究賣空交易實(shí)際影響力的實(shí)證樣本。本文運(yùn)用綜合指數(shù)和賣空交易額等相關(guān)數(shù)據(jù)，對這兩個(gè)市場的賣空機(jī)制和股市價(jià)格波動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，考察賣空機(jī)制是否會(huì)加劇股票市場波動(dòng)性。
一、 主要結(jié)論
基于日本及臺(tái)灣市場的數(shù)據(jù)，我們通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)及Granger模型等分析市場賣空與股市波動(dòng)性之間關(guān)系，得出以下結(jié)論：
（1）賣空交易額與股價(jià)之間存在較穩(wěn)定的相關(guān)性。一般認(rèn)為，股價(jià)波動(dòng)是賣空量變動(dòng)的主要原因。該結(jié)論在通過對日本市場的Granger檢驗(yàn)[2]中得到了驗(yàn)證。我們還發(fā)現(xiàn)，日本市場賣空量的變化滯后于指數(shù)變化一個(gè)月，說明理性投資者并不會(huì)立即對股價(jià)的正常變化做出賣空舉動(dòng)，而是理性分析股票價(jià)格，只有在股價(jià)顯著偏離其正常位置時(shí)，賣空量才會(huì)變動(dòng)。
（2）同時(shí)，我們通過對日本和臺(tái)灣兩個(gè)市場的檢驗(yàn)均發(fā)現(xiàn)，賣空量變動(dòng)并非股價(jià)變動(dòng)的Granger原因，這說明在規(guī)則合理、監(jiān)管到位情況下，賣空交易并不會(huì)加劇股票市場的動(dòng)蕩。
因此，賣空機(jī)制在推出初期可能會(huì)在一定程度上加劇股指的波動(dòng)。但是，在成熟市場的常態(tài)模式下，賣空并不會(huì)影響股市的波動(dòng)性。由于賣空機(jī)制所具有的價(jià)值發(fā)現(xiàn)功能，解決了單邊市場上價(jià)格變動(dòng)不能充分反映證券供求信息的弊端，反而在一定程度上減少了股市波動(dòng)性，降低了股價(jià)出現(xiàn)嚴(yán)重偏離價(jià)值等極端風(fēng)險(xiǎn)出現(xiàn)的概率，具有一定的積極意義。
二、 實(shí)證分析
1. 對日本市場的實(shí)證分析
日本作為亞洲金融中心之一，早在1954年就通過《證券交易法》，并引入賣空機(jī)制。我們選取2003年1月至2011年12月連續(xù)九年的交易數(shù)據(jù)，通過簡單計(jì)算發(fā)現(xiàn)：加權(quán)指數(shù)同賣空交易額存在一定程度上的正相關(guān)關(guān)系，二者的相關(guān)系數(shù)約為14%。下圖為日本加權(quán)指數(shù)和賣空交易額之間的一個(gè)比較，可以看出二者之間的走勢非常相似。
圖1：賣空交易額與指數(shù)比較圖
來源：國泰君安研究所
為了進(jìn)一步探討日本賣空交易同指數(shù)之間的相互關(guān)系，我們運(yùn)用時(shí)間序列研究方法中的單位根檢驗(yàn)（unit root test）、Granger因果檢驗(yàn)（Granger causality test）等方法逐一對序列進(jìn)行相關(guān)性研究。
（1）單位根檢驗(yàn)
首先我們檢測序列是否平穩(wěn)。如果序列非平穩(wěn)，則回歸時(shí)雖然發(fā)現(xiàn)變量之間相關(guān)性非常高，但卻是“偽回歸”現(xiàn)象，即毫無邏輯關(guān)系的兩個(gè)變量卻存在統(tǒng)計(jì)意義上的相關(guān)性，此時(shí)得到的統(tǒng)計(jì)量沒有解釋效用，由此而得出的分析、檢測和預(yù)測結(jié)果都是無效的。
因此，我們采用最常用的單位根檢驗(yàn)方法，分別對日經(jīng)指數(shù)INDEX（IN）和賣空交易額SHORTSELL（SS）平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。如檢驗(yàn)結(jié)果序列不存在單位根，則說明原序列是平穩(wěn)的，如不平穩(wěn)，則繼續(xù)對序列差分繼續(xù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。
我們采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中最常用的單位根檢驗(yàn)方法ADF（augmented Dickey-Fuller），其回歸方程式為：
在該檢驗(yàn)方法下，如果檢驗(yàn)結(jié)果表明
顯著為0，則接受原假設(shè)，說明變量是單位根過程I(1)，原序列非穩(wěn)定序列；否則，若
顯著異于0，則拒絕原假設(shè)，表明變量是服從穩(wěn)定過程I(0)。
表1 SWING和SHORTSELL的單位根檢驗(yàn)
注： △表示原序列的一階差分
從上表的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1%顯著水平下，SS和IN序列ADF均大于臨界值，無法拒絕原假設(shè)，兩個(gè)序列都非平穩(wěn)，即這兩個(gè)序列都存在著單位根。而對原序列的一階差分序列而言，ADF絕對值均大于臨界值的絕對值，表明這表明
值與0存在著顯著性的差異，表示拒絕原假設(shè)，一階差分序列不存在單位根，序列平穩(wěn)。這說明INDEX和SHORTSELL的差分序列都是平穩(wěn)的，都是一階單整過程。
（2）協(xié)整檢驗(yàn)
由于時(shí)間序列SS和IN都是一階單整序列，則可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，看序列是否存在長期的相關(guān)關(guān)系。協(xié)整性檢驗(yàn)根據(jù)檢驗(yàn)手段的不同可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)；另一種是在VAR 系統(tǒng)下基于回歸系數(shù)的Joansen(1988)協(xié)整檢驗(yàn)。由EG 兩步法得到的協(xié)整參數(shù)估計(jì)量有較強(qiáng)的一致性，但對數(shù)據(jù)量樣本要求巨大，穩(wěn)重實(shí)證樣本容量小，采用EG兩步發(fā)會(huì)造成參數(shù)估計(jì)偏差較大，因此我們在此采用后者進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。
在運(yùn)用Johansen協(xié)整方法檢驗(yàn)SS與IN之間是否存在協(xié)整關(guān)系之前，我們需要根據(jù)VAR模型來確定最優(yōu)滯后期。本文中對最優(yōu)滯后期的選擇根據(jù)據(jù)AIC（Akaike information criterion）和SC（Schwarz Criteria）來確定，兩個(gè)準(zhǔn)則最小時(shí)，模型階數(shù)為最佳選擇，計(jì)算表明，這里最優(yōu)滯后階數(shù)為1。
現(xiàn)在我們可用（IN、SS）計(jì)算向量組合的跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見下表。
表2：協(xié)整關(guān)系Johansen檢驗(yàn)表
來源：國泰君安研究所
Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整方程的原假設(shè)而接受了存在一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，因此，日經(jīng)指數(shù)和股票市場交易額存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，并且從協(xié)整方程中系數(shù)項(xiàng)我們發(fā)現(xiàn)二者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這與實(shí)際情況也非常吻合：市場上漲時(shí)候，理性投資者會(huì)發(fā)現(xiàn)股價(jià)偏離所形成的泡沫，而增加股票賣空量；而當(dāng)股市下跌時(shí)，理性投資者會(huì)減少股票的賣空量，并買入股票，等待上漲回歸合理價(jià)值，市場賣空量會(huì)減少，這也一定程度上解釋了兩者之間的正相關(guān)關(guān)系。
（3）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)
Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)是Granger于1969年利用滯后分布概念建立的。Granger認(rèn)為，若變量X會(huì)引起變量Y變化，則變量X的變化將先于變量Y，而利用X和Y的滯后值對Y進(jìn)行預(yù)測比只用Y的滯后值預(yù)測所產(chǎn)生的預(yù)測誤差小，且不能通過Y的變化來預(yù)測X，在滿足上述條件時(shí)，我們稱X是Y的Granger原因。
即：若
，則稱X是Y的Granger原因
從上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，日經(jīng)指數(shù)和賣空額之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系和短期調(diào)整機(jī)制，但兩者之間是否構(gòu)成因果關(guān)系或者因果方向的確定，則需進(jìn)一步進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。接下來我們將對二者進(jìn)行檢驗(yàn)并進(jìn)一步找出因果關(guān)系的方向，下表為Granger檢驗(yàn)結(jié)果。
表3 Granger因果檢驗(yàn)
來源：國泰君安研究所
通過上表我們可以看在滯后一階的情況下，取5%置信度，可以看出△IN是△SS的Granger原因，△IN在很大程度上能夠解釋△SS的變化，這也對我們協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)候的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況猜測有了更好的理論解釋：即在股價(jià)上漲時(shí)候賣空增加，股價(jià)下降時(shí)候賣空減少，這里說明是股價(jià)變動(dòng)更大程度的對賣空量造成影響；同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)△SS并非是△IN的Granger原因，這說明，股價(jià)變動(dòng)的根本原因并不是賣空交易量的變動(dòng)引起的，賣空交易額并不會(huì)在較大程度上影響市場的供需情況和相關(guān)走勢，也更非引起市場波動(dòng)的根源。這正如現(xiàn)實(shí)生活中打傘和下雨之間的關(guān)系，二者相關(guān)性很高，但不能說下雨是由打傘造成的。
2. 對臺(tái)灣市場的實(shí)證分析
在此基礎(chǔ)上我們對中國臺(tái)灣市場證券市場波動(dòng)與賣空機(jī)制之間關(guān)系也進(jìn)行了實(shí)證研究。
臺(tái)灣市場早在1962年引入證券信用交易，賣空交易機(jī)制發(fā)展較為成熟。實(shí)證部分我們選取2006年1月到2011年12月連續(xù)9年的月度臺(tái)灣加權(quán)指數(shù)以及賣空余額進(jìn)行相關(guān)研究。通過計(jì)算發(fā)現(xiàn)兩者間的相關(guān)系數(shù)為45%,正相關(guān)程度非常高。
圖2：臺(tái)灣指數(shù)與賣空額比較圖
來源：國泰君安研究所
（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)
首先，對于賣空量做差分處理，我們檢驗(yàn)賣空量的變動(dòng)規(guī)模對于股指波動(dòng)率的影響。
我們檢驗(yàn)差分?jǐn)?shù)據(jù)的序列平穩(wěn)性，結(jié)論如下：
即，在任何顯著性水平下，我們拒絕原假設(shè)，即認(rèn)定差分序列是平穩(wěn)序列。
（2）Granger檢驗(yàn)
因?yàn)椴罘中蛄幸约安▌?dòng)率序列都是平穩(wěn)的，我們直接檢驗(yàn)兩序列之間的Granger因果關(guān)系
首先，我們確定Granger因果的滯后期數(shù)，如下表：
可見，無論采取什么標(biāo)準(zhǔn)，Granger因果的一期滯后選擇是恰當(dāng)?shù)摹?/p>
我們利用一期滯后的結(jié)論進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如下：
即，賣空的差量與波動(dòng)互不為Granger 因果。
（作者：林采宜 楊超）
注：
[1]日本早在1954年引入賣空交易機(jī)制，中國的臺(tái)灣也于1962年引入賣空機(jī)制。作為亞洲最早引入信用交易機(jī)制的兩個(gè)市場，日本和臺(tái)灣的賣空市場發(fā)展更為成熟。
[2]Granger檢驗(yàn)是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)是Granger于1969年利用滯后分布概念建立的。Granger認(rèn)為，若變量X會(huì)引起變量Y變化，則變量X的變化將先于變量Y，而利用X和Y的滯后值對Y進(jìn)行預(yù)測比只用Y的滯后值預(yù)測所產(chǎn)生的預(yù)測誤差小，且不能通過Y的變化來預(yù)測X，在滿足上述條件時(shí)，我們稱X是Y的Granger原因。
