指數(shù)ETF期權(quán)上市對標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響
——來自上證50ETF期權(quán)上市的經(jīng)驗證據(jù)

(復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，上海 200433)

引言

我國資本市場的首支期權(quán)產(chǎn)品——上證50ETF期權(quán)，于2015年2月9日在上海證券交易所正式上市交易，表明了我國資本市場業(yè)已開始擁有全套的主流金融衍生工具，宣告了我國資本市場期權(quán)時代的來臨，更標(biāo)志著我國資本市場進入了歷史發(fā)展的新階段。上市交易兩年來，上證50ETF期權(quán)交易日趨活躍、持續(xù)增長，反映了市場對期權(quán)產(chǎn)品日益增長的旺盛需求，預(yù)示著期權(quán)交易的廣闊前景。根據(jù)上海證券交易所的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，上證50ETF期權(quán)的月度成交量自2015年2月的23.2508萬張持續(xù)穩(wěn)步上升至2017年1月的786.0856萬張，短短兩年間增長了33.81倍，其中，認購期權(quán)的月度成交量和認沽期權(quán)的月度成交量分別從2015年2月的12.3727萬張和10.8781萬張增至2017年1月的444.6522萬張和341.4334萬張，分別增長了35.94倍和31.39倍；上證50ETF期權(quán)的未平倉合約總張數(shù)自2015年2月的4.0665萬張持續(xù)穩(wěn)步上升至2017年1月的110.6004萬張，短短兩年間增長了27.20倍，其中，認購期權(quán)未平倉合約總張數(shù)和認沽期權(quán)未平倉合約總張數(shù)分別自2015年2月的2.1910萬張和1.8755萬張增至2017年1月的59.4553萬張和51.1451萬張，分別增長了27.14倍和27.27倍。

雖然我國的期權(quán)交易方才起步，但是相關(guān)的頂層設(shè)計和籌備工作業(yè)已運作多年。早在2003年10月，《中共中央關(guān)于完善社會主義市場經(jīng)濟體制若干問題的決定》指出要“建立多層次資本市場體系，完善資本市場結(jié)構(gòu)，豐富資本市場產(chǎn)品”。2011年3月，我國政府在《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃綱要》中提出了“大力發(fā)展金融市場”和“推進期貨和金融衍生品市場發(fā)展”的規(guī)劃目標(biāo)。2013年11月，《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》又指出要“鼓勵金融創(chuàng)新，豐富金融市場層次和產(chǎn)品”。2014年5月，《國務(wù)院關(guān)于進一步促進資本市場健康發(fā)展的若干意見》具體提出了要“平穩(wěn)有序發(fā)展金融衍生產(chǎn)品。逐步豐富股指期貨、股指期權(quán)和股票期權(quán)品種?！?015年的《政府工作報告》又重申了“發(fā)展金融衍生品市場”的政府工作目標(biāo)。歷經(jīng)多年的周密謀劃和精心籌備，在中國金融期貨交易所于2013年11月8日向全市場開放股指期權(quán)仿真交易的基礎(chǔ)上，上證50ETF期權(quán)于2015年2月9日在上海證券交易所正式上市交易，我國資本市場的首支期權(quán)產(chǎn)品就此閃亮登場。上證50ETF期權(quán)上市交易，在宏觀層面上，推進了我國多層次資本市場體系的建設(shè)、促進了我國資本市場的全面健康發(fā)展、提高了我國資本市場服務(wù)實體經(jīng)濟的能力，在微觀層面上，有助于豐富投資者的交易策略和風(fēng)險管理手段、有利于提升市場的效率和完善市場的價格發(fā)現(xiàn)機制、有益于推進證券期貨經(jīng)營機構(gòu)的創(chuàng)新發(fā)展。然而，上證50ETF期權(quán)上市交易，對其標(biāo)的指數(shù)成份股的市場質(zhì)量有何影響，是否對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了價格效應(yīng)，是否會增減其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性和流動性，迄今尚未得到經(jīng)驗的有效支持。

本文通過對滬深兩市相關(guān)證券高頻數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究，力圖為分析指數(shù)ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響提供經(jīng)驗證據(jù)。具體而言，本文運用雙重差分模型，在控制了系統(tǒng)性差異的前提下，分析了上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股的處理效應(yīng)。本文研究發(fā)現(xiàn)：指數(shù)ETF期權(quán)上市有助于平抑其標(biāo)的指數(shù)成份股的價格波動，有助于提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性，但對其標(biāo)的指數(shù)成份股的價格效應(yīng)并不顯著。

文獻回顧

期權(quán)是成熟資本市場上的基礎(chǔ)金融衍生工具。在中國大陸境外交易規(guī)模排名前二十位的資本市場上，均有品種繁多的各類期權(quán)產(chǎn)品上市交易。由于我國大陸地區(qū)首支期權(quán)產(chǎn)品適才上市交易，相關(guān)研究甚少，故本文主要結(jié)合境外的研究文獻，梳理和歸納期權(quán)上市交易對其標(biāo)的證券市場質(zhì)量影響的研究成果。海外在此研究領(lǐng)域的既有文獻大致可分為下列三類。

有一類既有文獻主要研究了期權(quán)上市交易對其標(biāo)的證券所產(chǎn)生的價格效應(yīng)。Hakansson(1982)[16]、Green、Jarrow(1987)[15]分別指出：期權(quán)上市交易擴大了投資者的投資選擇范圍、提高了市場效率，從而引致了標(biāo)的證券的正向價格效應(yīng)。Conrad(1989)[5]、DeTemple、Jorion(1990)[10]以美國的數(shù)據(jù)為樣本、Chen、Chang(2008)[3]以我國臺灣地區(qū)的數(shù)據(jù)為樣本、Liu(2010)[20]以日本的數(shù)據(jù)為樣本，分別驗證了相關(guān)標(biāo)的證券在期權(quán)上市后存在正向的價格效應(yīng)。然而，Miller(1977)[24]、Figlewski(1981)[14]表示：在期權(quán)產(chǎn)品上市之前，由于缺乏相關(guān)的賣空交易機制，悲觀投資者在證券價格被高估時則無法進行賣空交易，故而虛高的證券價格主要反映了樂觀投資者的投資情緒；期權(quán)產(chǎn)品上市之后，悲觀投資者便可通過期權(quán)的賣空交易機制做空，乃致使相關(guān)標(biāo)的證券價格下跌、便產(chǎn)生了負向的價格效應(yīng)。Damodaran、Lim(1991)[7]、Danielsen、Sorescu(2001)[9]、Lundstrum、Walker(2006)[22]以美國的數(shù)據(jù)為樣本，Clarke、Gannon、Vinning(2011)[4]以澳大利亞的數(shù)據(jù)為樣本，分別驗證了相關(guān)標(biāo)的證券在期權(quán)上市后存在負向的價格效應(yīng)。而Sorescu(2000)[29]則指出：在美國市場上，期權(quán)上市后其標(biāo)的證券的價格效應(yīng)，在不同的時期、不同的市場狀態(tài)下，是完全不同的——譬如在1973至1981年期間，相關(guān)標(biāo)的證券在期權(quán)上市后存在正向的價格效應(yīng)；而在1981～1995年期間，此等價格效應(yīng)則是負向的。另有Tomé Calado、Medeiros Garcia、Mendes Pereira(2005)[32]根據(jù)1997～2001年的葡萄牙數(shù)據(jù)指出：相關(guān)標(biāo)的證券在期權(quán)上市后并不存在顯著的價格效應(yīng)。

另一類既有文獻主要研究了期權(quán)上市交易對其標(biāo)的證券波動性的影響。Stein(1987)[30]、Ma、Rao (1988)[23]、Harris(1989)[17]相繼指出：由于期權(quán)上市增加了市場信息的不對稱性，不知情交易者的投機性交易便加劇了證券市場的波動性。Aitken、Segara(2005)[1]以澳大利亞的數(shù)據(jù)為樣本、Drimbetas、Sariannidis、Porfiris(2007)[12]以希臘的數(shù)據(jù)為樣本、Liu(2010)[20]以日本的數(shù)據(jù)為樣本、熊熊、張宇等(2011)[39]以韓國的數(shù)據(jù)為樣本，分別驗證了相關(guān)標(biāo)的證券的波動性在期權(quán)上市后顯著加劇。然而，Detemple、Selden(1991)[11]則通過建立一般均衡模型得出結(jié)論：期權(quán)上市之后，投資者可進行更為有效的風(fēng)險管理，從而減少了相關(guān)標(biāo)的證券的波動性。Conrad(1989)[5]、Skinner(1989)[28]以美國的數(shù)據(jù)為樣本、Watt、Yadav、Draper(1992)[33]以英國的數(shù)據(jù)為樣本、Kumar、Sarin、Shastri(1995)[19]以日本的數(shù)據(jù)為樣本、Pilar、Rafael(2002)[25]以西班牙的數(shù)據(jù)為樣本、Chen、Chang(2008)[3]以我國臺灣地區(qū)的數(shù)據(jù)為樣本、Chang、Liao(2010)[2]以我國香港地區(qū)的數(shù)據(jù)為樣本、Saravanan、Deo(2010)[27]以印度的數(shù)據(jù)為樣本，分別驗證了相關(guān)標(biāo)的證券的波動性在期權(quán)上市后顯著下降。

還有一類既有文獻主要研究了期權(quán)上市交易對其標(biāo)的證券流動性的影響。John、Koticha、Subrahmanyam(1991)[18]指出：期權(quán)上市后，有知情交易者自證券現(xiàn)貨市場轉(zhuǎn)移至期權(quán)市場進行交易，乃減少了證券現(xiàn)貨市場的信息不對稱性，從而縮減了相關(guān)標(biāo)的證券的買賣價差、提升了相關(guān)標(biāo)的證券的流動性。Coughenour、Shastri(1999)[6]也指出：期權(quán)上市交易可降低做市商的存貨成本，從而縮減了相關(guān)標(biāo)的證券的買賣價差、提升了相關(guān)標(biāo)的證券的流動性。Fedenia、Grammatikos(1992)[13]、Danielsen、Van Ness、Warr(2007)[8]以美國的數(shù)據(jù)為樣本、Pilar、Rafael(2002)[25]以西班牙的數(shù)據(jù)為樣本、Chen、Chang(2008)[3]以我國臺灣地區(qū)的數(shù)據(jù)為樣本、Yip、Hooy(2012)[35]以馬來西亞的數(shù)據(jù)為樣本，分別驗證了期權(quán)上市之后其標(biāo)的證券的買賣價差顯著縮小、流動性顯著上升。但是，Liu(2009)[21]以美國的數(shù)據(jù)為樣本、Xu(2014)[34]以瑞典的數(shù)據(jù)為樣本，則驗證了期權(quán)上市之后其標(biāo)的證券的流動性顯著降低。而Kumar、Sarin、Shastri(1995)[19]以日本的數(shù)據(jù)為檢驗樣本得出結(jié)論：期權(quán)上市后，其標(biāo)的證券的各項主要流動性指標(biāo)具有相互矛盾的指向性，因而無法斷定期權(quán)上市對其標(biāo)的證券的流動性究竟有何種影響。

上述文獻主要考察和研究了期權(quán)上市后其標(biāo)的證券市場質(zhì)量所發(fā)生的變化。至于指數(shù)期權(quán)上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響，鮮有既有文獻專門涉及。但是，針對股指衍生品上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響問題，Subrahmanyam(1991)[31]建立了引入股指衍生品(其原文以股指期貨為例)的微觀結(jié)構(gòu)模型，來考察股指衍生品的上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響。其研究表明：股指衍生品的上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響存在多重均衡，取決于投資者選擇在金融衍生品市場上交易股指衍生品、抑或選擇在證券現(xiàn)貨市場上交易該股指衍生品標(biāo)的指數(shù)的成份股——倘若投資者選擇在金融衍生品市場上交易股指衍生品，那么在證券現(xiàn)貨市場上該股指衍生品標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性則會降低，從而增加投資者的交易意愿，此等成份股的流動性就會隨之增加，并對此等成份股產(chǎn)生正向的價格效應(yīng)；反之，倘若投資者選擇在證券現(xiàn)貨市場上交易該股指衍生品標(biāo)的指數(shù)的成份股，那么此等成份股的波動性則會增加，從而降低投資者的交易意愿，此等成份股的流動性就會隨之降低，并對此等成份股產(chǎn)生負向的價格效應(yīng)。

然而，Subrahmanyam(1991)[31]僅僅在理論上探討了股指衍生品上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股的市場質(zhì)量具有兩種可能的影響，但其結(jié)論并未獲得實證上的支持。針對期權(quán)上市交易對其標(biāo)的證券市場質(zhì)量的影響問題，既有文獻的研究大多違背了Rubin(1974)[26]所提出的“反事實框架”，多數(shù)既有文獻僅僅考查了期權(quán)上市后，相關(guān)標(biāo)的證券在市場質(zhì)量方面所發(fā)生的變化。因而，既有文獻的結(jié)論及其政策建議有待商榷、需謹(jǐn)慎對待。本文以滬深兩市相關(guān)證券的高頻交易數(shù)據(jù)為樣本，運用雙重差分模型，通過構(gòu)造反事實路徑，實證檢驗了指數(shù)ETF期權(quán)上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響。

研究方法

一、 模型設(shè)定

中國證監(jiān)會批準(zhǔn)上證50ETF期權(quán)于2015年2月9日正式上市交易，對證券現(xiàn)貨市場實屬外生政策沖擊。因而，上證50ETF期權(quán)上市對證券現(xiàn)貨市場的影響，類似于“自然實驗”(natural experiment)或“準(zhǔn)實驗”(quasi experiment)。外生政策沖擊發(fā)生后，受到政策沖擊的處理組(treatment group)和未受到政策沖擊的控制組(control group)，會發(fā)生不同的反應(yīng)和變化。雙重差分模型，在控制了系統(tǒng)性差異的前提下，可用于比較處理組和控制組在外生政策沖擊下所發(fā)生的不同反應(yīng)和變化，進而評估外生政策的處理效應(yīng)(treatment effect)，并可有效地避免模型的內(nèi)生性問題。因而，本文選用雙重差分模型，來實證檢驗上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響。

雙重差分模型設(shè)定如下：

式中：yit表示樣本證券的相關(guān)因變量；示性變量Treatedit表示處理組的虛擬變量，其在樣本證券為處理組時定義為1，否則定義為0；示性變量Postit表示處理期的虛擬變量，其在樣本證券處于處理期時定義為1，否則定義為0；Xit表示樣本證券的相關(guān)控制變量；i表示不同樣本證券的截面單元；t表示時間期數(shù)；εit表示隨機擾動項。式中：估計系數(shù)β1刻畫了上證50ETF期權(quán)上市之前處理組和控制組的組間差異，估計系數(shù)β2刻畫了所有樣本證券在上證50ETF期權(quán)上市前后的時間差異，估計系數(shù)β3刻畫了上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響，此為本文的考察對象和研究重點。

運用雙重差分模型無偏地評估政策的處理效應(yīng)，尤需強調(diào)下列兩點。其一，相關(guān)政策必須嚴(yán)格外生，即實驗對象必須隨機進入處理組或隨機進入控制組。就本文的“實驗”而言，由于相關(guān)上市公司無法事先知曉我國首支期權(quán)的上市交易場所，因而上市公司事先無法自我選擇是在上海證券交易所掛牌上市抑或在深圳證券交易所掛牌上市。故而可近似認為相關(guān)上市公司的股票隨機進入了處理組或隨機進入了控制組，進而可認為相關(guān)“政策”嚴(yán)格外生，并不引致內(nèi)生性問題。其二，實驗自身亦不引致內(nèi)生性反應(yīng)1，即實驗對象隨機進入處理組或隨機進入控制組后不能隨意退出、不能隨意換組。眾所周知，在我國，股份公司公募發(fā)行股票和上市交易須經(jīng)中國證監(jiān)會核準(zhǔn)。據(jù)此，已在深圳證券交易所上市的相關(guān)公司，在獲知上證50ETF期權(quán)即將上市的信息后，無法立即改換門庭，從深交所摘牌轉(zhuǎn)移至上海證券交易所另行上市；同理，已在上交所上市的相關(guān)公司亦不能立刻改換門庭轉(zhuǎn)移至深交所另行上市。故而可認為上證50ETF期權(quán)上市的外生“政策”并不引致內(nèi)生性反應(yīng)2。

二、變量選取

本文著重考察上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量在下列三方面的影響：(1)價格效應(yīng)、(2)波動性、(3)流動性。本文以相關(guān)證券的對數(shù)收益率(r)來衡量其價格效應(yīng)；以相關(guān)證券的對數(shù)收益率經(jīng)GARCH(1，1)模型擬合后的殘差項絕對值(e)來衡量其波動性；以絕對買賣價差(abas，即absolute bid-ask spread)來衡量其流動性，另以相對買賣價差(rbas，即relative bid-ask spread)、有效買賣價差(ebas，即efficient bid-ask spread)、絕對實現(xiàn)價差(ars，即absolute realized spread)、相對實現(xiàn)價差(rrs，即relative realized spread)、定位價差(ps，即positioning spread)作為絕對買賣價差(abas)的穩(wěn)健性檢驗。上述各價差的定義及其意義如表1所示[37]。

基于外生性的原則和非共線性的原則，本文實證研究的控制變量Xit為相鄰時刻的收益率增量(dr)，還輔以相鄰時刻的成交額增量(dva)、相鄰時刻的成交量增量(dvo)作為控制變量收益率增量(dr)的穩(wěn)健性檢驗(劉向麗、汪壽陽，2013)[38]。為了便于計算，成交額增量(dva)和成交量增量(dvo)則在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上除以一萬億來縮減尺度。

實證檢驗與分析

一、 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取上證50指數(shù)的50支成份股進入處理組，另選取深證100指數(shù)的100支成份股進入控制組3，因為在深交所掛牌交易的深證100指數(shù)成份股較少受到上證50ETF期權(quán)在上交所上市交易的直接影響。

本文樣本期的跨度自2014年11月17日～2015年10月16日，合計223個連續(xù)交易日。樣本期內(nèi)的控制期自2014年11月17日～2015年2月6日，合計58個連續(xù)交易日?？刂破诘氖兹斩?014年11月17日是因為滬港股票交易互聯(lián)互通機制(滬港通)于該日正式開通交易，選擇該日為控制期首日可消減滬港通交易所帶來的市場結(jié)構(gòu)變化的影響。樣本期內(nèi)的處理期自2015年2月9日～2015年10月16日，合計164個連續(xù)交易日。處理期的首日定為2015年2月9日是因為上證50ETF期權(quán)于該日正式上市交易。

表1 各價差的定義及其意義

表2 全樣本、處理組、控制組的描述性統(tǒng)計

本文樣本均選用Bloomberg數(shù)據(jù)終端的5分鐘高頻數(shù)據(jù)，并使用STATA14.0軟件進行數(shù)據(jù)處理和回歸分析。全樣本、處理組、控制組的各變量描述性統(tǒng)計如表2所示4。

為避免偽回歸、為確保估計結(jié)果的有效性，本文首先對各變量進行了Fisher-ADF平穩(wěn)性檢驗和Fisher-PP平穩(wěn)性檢驗。各變量均在1%的置信水平上拒絕了原假設(shè)，表明各變量不存在單位根，皆為平穩(wěn)序列。

二、 實證結(jié)果

本文運用雙重差分模型，考察上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響，其穩(wěn)健估計結(jié)果如表3所示5。

如表3所示，在r模型中，在控制了其他因素的情況下，Treated×post的估計系數(shù)并不顯著，表明上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股的價格效應(yīng)并不顯著。在e模型中，估計系數(shù)均在1%的置信水平下顯著，且在控制了其他因素的情況下，Treated×post的估計系數(shù)顯著為負，表明上證50ETF期權(quán)上市有助于平抑其標(biāo)的指數(shù)成份股的價格波動。本文認為，由于投資者在ETF期權(quán)上市后可進行更為有效的風(fēng)險管理，因而指數(shù)ETF期權(quán)上市可減少其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性。在abas模型中，估計系數(shù)均在1%的置信水平下顯著，且在控制了其他因素的情況下，Treated×post的估計系數(shù)顯著為負，表明上證50ETF期權(quán)上市有助于縮減其標(biāo)的指數(shù)成份股的買賣價差、提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性。本文認為，由于ETF期權(quán)上市致使其標(biāo)的指數(shù)成份股的信息不對稱性有所降低，因而指數(shù)ETF期權(quán)上市可縮減其標(biāo)的指數(shù)成份股的買賣價差、提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性。

表3 指數(shù)ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響

三、 分階段的穩(wěn)健性檢驗

鑒于上證50ETF期權(quán)上市交易可能在不同的時間階段對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生不同的影響，本文將處理期拆分為股市的上漲時段(2015年2月9日～6月15日)和股市的下跌時段(2015年6月16日～10月16日)，來考察上證50ETF期權(quán)上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股在股市的上漲時段和下跌時段所產(chǎn)生的不同影響。模型設(shè)定如下：

式中：樣本證券處于處理期時，示性變量Post1it定義為1，否則定義為0；樣本證券處于處理期的下跌時段時，示性變量Post2it定義為1，否則定義為0。分階段的穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果如表4所示。

如表4所示，在r模型中，估計系數(shù)均在1%的置信水平下顯著，且Treated×Post1的估計系數(shù)顯著為負、而Treated×Post2的估計系數(shù)顯著為正，表明上證50ETF期權(quán)上市交易在股市的上漲時段產(chǎn)生了負向的價格效應(yīng)、在股市的下跌時段產(chǎn)生了正向的價格效應(yīng)，即上證50ETF期權(quán)上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了逆市場趨勢的價格效應(yīng)。本文認為，上證50ETF期權(quán)上市交易產(chǎn)生此等逆市場趨勢的價格效應(yīng)，皆緣于在股市的上漲時段，投資者通過期權(quán)的賣空交易機制做空，遂對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了負向的價格效應(yīng)，而在股市的下跌時段，投資者則通過期權(quán)的做多交易機制做多，便對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了正向的價格效應(yīng)。在綜合考察上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股所產(chǎn)生的整體價格效應(yīng)時，逆市場趨勢的負向價格效應(yīng)和正向價格效應(yīng)則相互抵銷，因而上證50ETF期權(quán)上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股所產(chǎn)生的整體價格效應(yīng)并不顯著。在e模型中，Treated×Post1的估計系數(shù)和Treated×Post2的估計系數(shù)均在1%的置信水平下顯著為負，表明無論股市處于上升時段或下跌時段，上證50ETF期權(quán)上市均顯著平抑了其標(biāo)的指數(shù)成份股的價格波動。在abas模型中，Treated×Post1的估計系數(shù)和Treated×Post2的估計系數(shù)均在1%的置信水平下顯著為負，表明無論股市處于上升時段或下跌時段，上證50ETF期權(quán)上市交易均顯著提升了其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性。

表4 分階段的穩(wěn)健性檢驗

四、因變量的穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股流動性影響的穩(wěn)健性，本文以相對買賣價差(rbas)、有效買賣價差(ebas)、絕對實現(xiàn)價差(ars)、相對實現(xiàn)價差(rrs)、定位價差(ps)作為絕對買賣價差的穩(wěn)健性檢驗，其估計結(jié)果如表5所示。

如表5所示，在作為穩(wěn)健性檢驗的rbas模型、ebas模型、ars模型、rrs模型、ps模型中，估計系數(shù)均在1%的置信水平下顯著，且Treated×Post估計系數(shù)均與abas模型中的Treated×Post估計系數(shù)方向一致、也顯著為負，表明上證50ETF期權(quán)上市的確有助于縮減其標(biāo)的指數(shù)成份股的買賣價差、并增加其流動性。

表5 因變量的穩(wěn)健性檢驗

五、控制變量的穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗指數(shù)ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量影響的穩(wěn)健性，本文以成交額增量(dva)和成交量增量(dvo)作為收益率增量(dr)的穩(wěn)健性檢驗，其估計結(jié)果如表6所示。

如表6所示，在所有模型中，Treated×Post的估計系數(shù)均與實證估計結(jié)果的正負方向一致，表明上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響具有一致性，即上證50ETF期權(quán)上市有助于平抑其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性、有助于提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性，但并不對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生顯著的價格效應(yīng)。

六、處理效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

上證50ETF期權(quán)于2015年2月9日上市之后，其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性顯著下降、流動性顯著上升，可能并非完全是由上證50ETF期權(quán)上市交易所引致、也可能是緣于股指期貨交易的影響。因而，本文認為有必要進一步分解上證50ETF期權(quán)上市的處理效應(yīng)，來明確其標(biāo)的指數(shù)成份股波動性顯著下降、流動性顯著上升是否主要緣于上證50ETF期權(quán)的上市交易。為此，將處理期拆分為兩個時段：(1)樣本證券受到期權(quán)交易和股指期貨交易共同影響的時段(2015年2月9日～7月8日)，(2)樣本證券主要受期權(quán)交易影響的時段(2015年7月9日～10月16日)6。模型設(shè)定如下：

表6 控制變量的穩(wěn)健性檢驗

式中：樣本證券處于處理期時，示性變量Post1定義為1，否則定義為0；樣本證券處于主要受期權(quán)影響的時段時，示性變量Post2定義為1，否則定義為0。其估計結(jié)果如表7所示。

如表7所示，在r模型中，Treated×Post1的估計系數(shù)和Treated×Post2的估計系數(shù)均不顯著，表明在控制了股指期貨交易的影響后，上證50ETF期權(quán)上市交易仍然未對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生顯著的價格效應(yīng)；在e模型中，Treated×Post1的估計系數(shù)和Treated×Post2的估計系數(shù)均在1%的置信水平下顯著為負，表明在控制了股指期貨交易的影響后，上證50ETF期權(quán)上市交易仍然顯著平抑了其標(biāo)的指數(shù)成份股的價格波動；在abas模型中，Treated×Post1的估計系數(shù)和Treated×Post2的估計系數(shù)均在1%的置信水平下顯著為負，表明在控制了股指期貨交易的影響后，上證50ETF期權(quán)上市交易仍然顯著提升了其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性。綜上所述，處理效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，在控制了股指期貨交易的影響后，上證50ETF期權(quán)上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響依然顯著——上證50ETF期權(quán)上市交易有助于平抑其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性，有助于提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性，但不對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生顯著的價格效應(yīng)。

表7 處理效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

七、分樣本的穩(wěn)健性檢驗

由于公開信息和私人信息在非交易時段大量累積，證券市場存在顯著的“隔夜效應(yīng)”和“午間效應(yīng)”。為了考察指數(shù)ETF期權(quán)上市在不同信息條件下對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響，本文參考劉紅忠、何文忠(2012)[36]的實證研究結(jié)果，將樣本期內(nèi)每個交易日的9∶ 30～10∶ 00和14∶ 30～15∶ 00作為存在“隔夜效應(yīng)”的樣本時段、另將樣本期內(nèi)每個交易日的11∶ 00～11∶ 30和13∶00～13∶ 30作為存在“午間效應(yīng)”的樣本時段，重新評估上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響，其估計結(jié)果如表8所示。

如表8所示，在所有模型中，Treated×Post的估計系數(shù)均與實證估計結(jié)果的正負方向一致，表明無論處于“隔夜效應(yīng)”樣本時段、或處于“午間效應(yīng)”樣本時段、或處于其余時段，上證50ETF期權(quán)上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響具有一致性，即上證50ETF期權(quán)上市有助于平抑其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性,有助于提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性，但不對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生顯著的價格效應(yīng)。

表8 分樣本的穩(wěn)健性檢驗

本文還使用了匹配的方法構(gòu)造了反事實，進行了穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)論與本文結(jié)論一致，因篇幅所限而省略。

結(jié)語

我國資本市場的首支期權(quán)產(chǎn)品——上證50ETF期權(quán)，于2015年2月9日在上海證券交易所正式上市交易。上市交易兩年來，上證50ETF期權(quán)運行平穩(wěn),交易日趨活躍、成倍增長，反映了市場對期權(quán)產(chǎn)品日益增長的旺盛需求，預(yù)示著期權(quán)交易的廣闊前景。在此背景下，考察和總結(jié)上證50ETF期權(quán)上市交易對其標(biāo)的指數(shù)成份股的市場質(zhì)量有何影響，是否對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了價格效應(yīng)，是否會增減其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性和流動性，皆具有相當(dāng)?shù)默F(xiàn)實意義和理論意義。

本文以滬深兩市相關(guān)證券的高頻交易數(shù)據(jù)為樣本，運用雙重差分模型，實證檢驗了上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股市場質(zhì)量的影響。實證檢驗的結(jié)果表明：上證50ETF期權(quán)上市并不致使其標(biāo)的指數(shù)成份股暴漲暴跌，反而能平抑其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動性，并增加其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動性。本文還進一步將處理期拆分為股市的上漲時段和下跌時段來進行實證檢驗，進而發(fā)現(xiàn)上證50ETF期權(quán)上市對其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了逆市場趨勢的價格效應(yīng)，即在股市的上漲時段產(chǎn)生了負向的價格效應(yīng)、在其下跌時段產(chǎn)生了正向的價格效應(yīng)，此等逆市場趨勢的價格效應(yīng)有助于避免股市的大起大落、有助于維護股市的相對平穩(wěn)運行 。

本文實證研究所選用的雙重差分模型，在控制了系統(tǒng)性差異的前提下，可有效地避免模型估計的內(nèi)生性問題、可無偏地評估期權(quán)上市對其標(biāo)的證券的處理效應(yīng)。而且，本文的實證檢驗結(jié)果通過了若干穩(wěn)健性檢驗，表明本文的實證檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的，具有一定的參考價值和借鑒意義。

依據(jù)上述實證檢驗的結(jié)果，本文建議，一俟條件成熟，可逐步增加指數(shù)ETF期權(quán)的上市品種，一則可擴大指數(shù)ETF期權(quán)標(biāo)的的覆蓋面和代表性，來進一步豐富投資者的風(fēng)險管理工具，將有助于投資者進行更為靈活和精細的風(fēng)險管理，二則可進一步提升證券現(xiàn)貨市場的流動性、平抑證券現(xiàn)貨市場可能發(fā)生的過度波動、化解間或可能發(fā)生的暴漲暴跌，將有助于有效防范和管控證券現(xiàn)貨市場可能發(fā)生的系統(tǒng)性風(fēng)險、并有助于加快推進我國多層次資本市場體系的建設(shè)。

注釋

1. 若實驗自身可引致實驗對象退出控制組后進入處理組、或退出處理組后進入控制組，則實驗對象與政策內(nèi)生，此時運用雙重差分模型評估政策的處理效應(yīng)將產(chǎn)生偏誤。

2. 根據(jù)國泰安中國上市公司EVA專題研究數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在本文所選定的控制期和處理期內(nèi)，在本文所選定的所有樣本股中，僅有宏源證券(證券代碼000562)一家上市公司終止了上市、退出了市場交易。根據(jù)《宏源證券股份有限公司關(guān)于股票終止上市并摘牌的公告》和《申萬宏源集團股份有限公司發(fā)行股份吸收合并宏源證券股份有限公司上市公告書》，宏源證券因被申萬宏源吸收合并，于2015年1月26日終止上市，同日申萬宏源(證券代碼000166)掛牌上市。根據(jù)中國證監(jiān)會2014年10月15日頒布的《關(guān)于改革完善并嚴(yán)格實施上市公司退市制度的若干意見》，宏源證券系“因新設(shè)合并、吸收合并，不再具有獨立主體資格而被注銷、而退出了市場交易”，其退市并非是上證50ETF期權(quán)上市的外生“政策”所引致的內(nèi)生性反應(yīng)。因而，運用雙重差分模型來評估“政策”的處理效應(yīng)不致于產(chǎn)生偏誤。

3. 深證100指數(shù)的成份股和上證50指數(shù)的成份股具有很高的相似度，均為滬深兩市市值最大和成交金額最大的股票：根據(jù)中證指數(shù)有限公司發(fā)布的《上證180、上證50指數(shù)編制細則》，上證50指數(shù)的成份股為滬市總市值、成交金額排名前50位的股票；根據(jù)深圳證券交易所發(fā)布的《深證100指數(shù)編制方案》，深證100指數(shù)的成份股為深市總市值、流通市值、成交金額排名前100位的股票。

4. 表內(nèi)數(shù)值為均值，括號內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。

5. 此處僅報告了經(jīng)B-P χ2檢驗、F檢驗、Hausman檢驗所選擇的模型估計結(jié)果，另兩種估計的估計結(jié)果與已報告的估計結(jié)果一致，因篇幅所限而省略。表內(nèi)估計系數(shù)下括號內(nèi)的數(shù)值為其標(biāo)準(zhǔn)誤，?、??、???分別表示估計系數(shù)在10%、5%、1%的置信水平下顯著。下表4-8同。

6. 中國金融期貨交易所于2015年7月8日發(fā)布了《關(guān)于調(diào)整中證500股指期貨交易保證金的通知》、又于2015年9月2日發(fā)布了《關(guān)于調(diào)整滬深300、上證50、中證500股指期貨交易保證金的通知》，短短兩個月內(nèi)兩度大幅提高了股指期貨交易保證金的比例，自10%提升至40%。此后，股指期貨交易極度萎縮、交易量斷崖式下降，2015年10月滬深300、上證50、中證500三個系列的股指期貨交易量合計僅有61.127萬手，僅為同年6月交易量的約1%(同年6月此三個系列的股指期貨交易量合計為6088.4551萬手)。因而，可近似認為股指期貨交易對相關(guān)成份股市場質(zhì)量的影響暫可忽略，進而也可近似認為相關(guān)成份股的市場質(zhì)量系主要受期權(quán)交易的影響。