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引言
2011年11月25日，经中国证监会批准，《上海证券交易所融资融券交易实施细则》正式发布，并自发布之日起施行。这一新型交易模式改变了我国长期以来不能做空的单边市格局，为证券市场注入了新的活力。以往传统的证券市场“追涨杀跌”，导致股市波动剧烈，常常脱离理性水平，市场缺乏有效性。而融资融券这一新兴业务是否对股市波动性有影响，两者何者是因，何者是果？文献中国内学者对融资融券交易机制与股市波动性的定性研究较多，而实证研究则主要集中在美国、香港、台湾等国家和地区，对我国证券市场的针对性不强。所以本文选择中国证券市场作为实证对象进行研究，旨在探讨现实中融资融券交易对我国股市波动性的影响。
理论基础
国外学者Charoenrook和Daouk（2003）用换手率作为衡量流动性的指标，研究发现卖空机制在一定程度上会起到稳定股市波动的作用。国内学者张哲章（1998）利用台湾证券市场的数据进行实证，结果表明股价有领先融券余额而变动的倾向，股价可视为融券余额的先行指标。
理论上说，融资融券是一种双向交易制度，融资写入者在未来需卖券返钱； 融券卖出者， 在未来需写券返券。因此， 当市场投机氛围浓厚导致某一股票暴涨时， 投资者可通过融券沽出股票，从而使股价回落；当某一股票过度低估时，投资者则可通过融资写入此股票，促使其股价上扬。所以在完善的融资融券制度下，其能抑制股市巨幅波动。
那我国的现实市场表现如何？融资融券是否真的减小了股市波动性？本文就此为目的，在前人研究的基础上展开实证分析。
由于上证50指数的成分股为首批融资融券交易的试点股，且上海市场交易量逐渐增大，因此以其为研究对象，运用统计的对比分析法考察各阶段股市波动性的变化。但由于此方法没有把其他因素考虑进去， 所以不能完全肯定所得到的结论，还需结合融资额、融券额进一步进行实证检验，并借助Granger因果检验分析因果引致关系。
样本选取和研究方法
·样本选取
选取上证50指数的每日收盘价（SZ）为样本数据，范围为2008年1月2日～2012年5月25日，这段时间我国融资融券政策发生了多次变化，以试点业务前后和常规业务前后为分界点，划分为四个区间，分别是2008年1月2日～2008年9月26日，2008年10月6日～2010年3月30日，2010年3月31日～2011年11月24日，2011年11月25日～2012年4月25日。数据来源于新浪财经网站。
选取上海股票市场的每日融资写入额（RZ，单位：百万元）和每日融券卖出额（RQ，单位：千股）为样本数据，数据区间是2010年3月31日～2012年4月25日，共502个数据。运用Eviews
实证分析
·描述性统计分析
用每日收益率代表股市的波动性，其计算公式为：
R= （SZt—SZt—1）/ SZt—1
运用计量软件计算各区间数据的上证50指数收益率均值和方差，其均值分别为—0.00415、0.00098、—0.0007
·单位根检验
本文为了得到更稳定的时间序列，对融资额和融券额取对数，得到序列：X=lnRZ，Y=lnRQ 。
由平稳性检验得序列X的ADF值为（—3.30）小于其显著性水平为5%的临界值（—2.87），表明至少在95%的置信水平下拒绝原检测设，认为其是平稳序；序列Y的ADF值为（—1.86）大于三个临界值，是非平稳序列，其一阶差分的ADF值为（—16.34）远小于显著性水平为1%的临界值（—2.57），是平稳序列；序列R的ADF值为（—23.05）远小于其显著性水平为1%的临界值（—2.57），是平稳序列，其一阶差分的ADF值为（—16.33）也是平稳序列。
2011年11月25日，经中国证监会批准，《上海证券交易所融资融券交易实施细则》正式发布，并自发布之日起施行。这一新型交易模式改变了我国长期以来不能做空的单边市格局，为证券市场注入了新的活力。以往传统的证券市场“追涨杀跌”，导致股市波动剧烈，常常脱离理性水平，市场缺乏有效性。而融资融券这一新兴业务是否对股市波动性有影响，两者何者是因，何者是果？文献中国内学者对融资融券交易机制与股市波动性的定性研究较多，而实证研究则主要集中在美国、香港、台湾等国家和地区，对我国证券市场的针对性不强。所以本文选择中国证券市场作为实证对象进行研究，旨在探讨现实中融资融券交易对我国股市波动性的影响。
理论基础
国外学者Charoenrook和Daouk（2003）用换手率作为衡量流动性的指标，研究发现卖空机制在一定程度上会起到稳定股市波动的作用。国内学者张哲章（1998）利用台湾证券市场的数据进行实证，结果表明股价有领先融券余额而变动的倾向，股价可视为融券余额的先行指标。
理论上说，融资融券是一种双向交易制度，融资写入者在未来需卖券返钱； 融券卖出者， 在未来需写券返券。因此， 当市场投机氛围浓厚导致某一股票暴涨时， 投资者可通过融券沽出股票，从而使股价回落；当某一股票过度低估时，投资者则可通过融资写入此股票，促使其股价上扬。所以在完善的融资融券制度下，其能抑制股市巨幅波动。
那我国的现实市场表现如何？融资融券是否真的减小了股市波动性？本文就此为目的，在前人研究的基础上展开实证分析。
由于上证50指数的成分股为首批融资融券交易的试点股，且上海市场交易量逐渐增大，因此以其为研究对象，运用统计的对比分析法考察各阶段股市波动性的变化。但由于此方法没有把其他因素考虑进去， 所以不能完全肯定所得到的结论，还需结合融资额、融券额进一步进行实证检验，并借助Granger因果检验分析因果引致关系。
样本选取和研究方法
·样本选取
选取上证50指数的每日收盘价（SZ）为样本数据，范围为2008年1月2日～2012年5月25日，这段时间我国融资融券政策发生了多次变化，以试点业务前后和常规业务前后为分界点，划分为四个区间，分别是2008年1月2日～2008年9月26日，2008年10月6日～2010年3月30日，2010年3月31日～2011年11月24日，2011年11月25日～2012年4月25日。数据来源于新浪财经网站。
选取上海股票市场的每日融资写入额（RZ，单位：百万元）和每日融券卖出额（RQ，单位：千股）为样本数据，数据区间是2010年3月31日～2012年4月25日，共502个数据。运用Eviews
5.0计量经济软件对其进行相关实证检验。样本数据来源于上海证券交易所网站。
·研究方法1、单位根检验
考察时间序列的平稳性一般采用单位根检验，本文采用ADF检验，其回归方程式为：Yt = €%Z+€%[t + €%＼Yt—1 + €%Zi△Yt—1 + €%^t，检测设检验H0 ： €%＼ =1满足ADF检验。其中€%^t为误差项；p是滞后阶数；t是时间趋势；并引入△Yt—1 （i=1，2，…，p）项，以消除自相关性。若t检验统计量值小于相应临界值，则拒绝H0，该序列是稳定的I（0）过程；若t检验统计量值大于相应临界值，则不能拒绝H0，是非平稳序列，需要进一步检验其一阶差分方程。2、协整检验
如果两个（或两个以上）的时间序列是非平稳的，但它们的某种线性组合却是平稳的，则这两个（或两个以上）变量之间存在协整关系或长期均衡关系。协整性检验有两种方法：1）基于回归残差的协整检验；2）基于回归系数完全信息的Johansen的协整检验。本文选择第摘自：本科论文www.udooo.com
二种方法。3、Grange因果检验
为了能从更深层次来刻画融资融券交易与股市波动性之间关系，我们在此采用Granger因果检验进行分析。Granger （1969）提出了因果关系的概念，来检验Y是否是X的Granger原因。如果序列X和Y，都是平稳的I（0）过程，可以利用下面的四个回归方程式检验：Yt = €%[jyt—j + €%Zixt—i + €%^t，零检测设：H0x：€%[j=0，i=1，2，…，p.若零检测设成立，说明X不是引起Y的原因，则方程变为Yt =€%[jyt—j + €%^t；同时Xt=€%Zixt—i +€%[jyt—j + ut，零检测设：H0y：€%Zi =0，i=1，2，…，p.若零检测设成立，说明Y不是引起X的原因，则方程变为Yt=€%[jyt—j +€%^t。实证分析
·描述性统计分析
用每日收益率代表股市的波动性，其计算公式为：
R= （SZt—SZt—1）/ SZt—1
运用计量软件计算各区间数据的上证50指数收益率均值和方差，其均值分别为—0.00415、0.00098、—0.0007
1、0.00074；标准差分别为0.030.022、0.014、0.013。
在推出融资融券试点开展以前之前， 上证50指数收益率的标准差为0.031， 在允许该业务之后， 市场波动性减小到0.022，而正式推行后指数波动性更是低至0.013。这表明随着融资融券业务的开展，规模的扩大， 股市的波动性越来越小， 这一交到了平抑股市波动的作用。但对比分析只能粗糙的看出股市波动的变化，至于融资融券对股市的影响还需借助下面的实证检验。·单位根检验
本文为了得到更稳定的时间序列，对融资额和融券额取对数，得到序列：X=lnRZ，Y=lnRQ 。
由平稳性检验得序列X的ADF值为（—3.30）小于其显著性水平为5%的临界值（—2.87），表明至少在95%的置信水平下拒绝原检测设，认为其是平稳序；序列Y的ADF值为（—1.86）大于三个临界值，是非平稳序列，其一阶差分的ADF值为（—16.34）远小于显著性水平为1%的临界值（—2.57），是平稳序列；序列R的ADF值为（—23.05）远小于其显著性水平为1%的临界值（—2.57），是平稳序列，其一阶差分的ADF值为（—16.33）也是平稳序列。
摘自：毕业论文答辩www.udooo.com