上證50ETF期權(quán)對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)性影響

祝福云 金秋佳 張斌

摘 要：基于GARCH（1，1）和TGARCH（1，1）模型，通過剔除國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響，實(shí)證分析上證50ETF期權(quán)的推出對(duì)中國股票市場(chǎng)的波動(dòng)性影響。研究結(jié)果表明，上證50ETF期權(quán)的推出減小了股票市場(chǎng)的波動(dòng)，加大了信息對(duì)股票市場(chǎng)的影響，改善了股票市場(chǎng)的非對(duì)稱性效應(yīng)，投資者對(duì)利好消息和利壞消息的判斷也越趨理性;但上證50ETF期權(quán)推出后，新消息減少了股票市場(chǎng)的波動(dòng)，舊消息加大了股票市場(chǎng)的波動(dòng)，說明信息的傳遞效率降低。

關(guān)鍵詞：上證50ETF期權(quán);股票市場(chǎng)波動(dòng)性;GARCH模型;TGARCH模型

中圖分類號(hào)：F830.91? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號(hào)：1673-291X（2019）01-0066-03

引言

隨著全球金融衍生品的發(fā)展，期權(quán)逐步成為交易所交易的主流產(chǎn)品。我國也在不斷豐富各種金融衍生品，逐步構(gòu)建完善的金融體系，防范金融系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生。2015年2月9日，國內(nèi)正式上市首只期權(quán)——上證50ETF期權(quán)，其日交易量在2017年11月21日創(chuàng)歷史新高，達(dá)到198.99萬張，三年來交易規(guī)模呈現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)的趨勢(shì)，期權(quán)的推出對(duì)股市的影響也逐漸成為眾多學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)。

一、文獻(xiàn)回顧

針對(duì)期權(quán)對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)性影響，國外一些學(xué)者持有各自不同的觀點(diǎn)。大部分學(xué)者認(rèn)為，期權(quán)的引入可以減少股票市場(chǎng)的波動(dòng)性。如，Ross認(rèn)為，由于期權(quán)的引入可以增加投資者的投資策略集，改變不完全金融市場(chǎng)，所以期權(quán)能使股市的波動(dòng)減小[1];Park、Switer和Bedrossian認(rèn)為，股票期權(quán)會(huì)減小標(biāo)的股票的波動(dòng)性，但對(duì)成交量沒有顯著影響[2];Raman Kumar，Atulya Sarin和Kuldeep Shastri的研究結(jié)果表明，在日經(jīng)指數(shù)股票期權(quán)上市后，該指數(shù)中包含的股票交易量、波動(dòng)性和買賣價(jià)差都在下降[3];Shinhua Liu研究發(fā)現(xiàn)，股指期權(quán)的推出使標(biāo)的指數(shù)波動(dòng)性、流動(dòng)性以及交易量減小[4]。而另一些學(xué)者持相反的觀點(diǎn)，認(rèn)為期權(quán)的引入會(huì)增大股票市場(chǎng)的波動(dòng)性。如，Peihwang Wei，Percy Poon和Susan Zee的研究則發(fā)現(xiàn)，期權(quán)的推出會(huì)使現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性增大[5]。

我國金融體系的發(fā)展滯后于國際進(jìn)程，對(duì)我國期權(quán)的研究尚處于起步階段。熊熊、張宇等使用GARCH族模型，發(fā)現(xiàn)KOSPI200股指期權(quán)的推出加大了現(xiàn)貨市場(chǎng)的不對(duì)稱性，減小了期貨市場(chǎng)的不對(duì)稱性[6];林蒼祥和閆慧對(duì)其股指期權(quán)價(jià)格發(fā)現(xiàn)的動(dòng)態(tài)過程進(jìn)行研究，其分析結(jié)果表明，股指期權(quán)和股指期貨對(duì)現(xiàn)貨的影響呈現(xiàn)非對(duì)稱的“U”型[7];趙尚梅等利用金融仿真模型進(jìn)行分析，表明股票期權(quán)的交易增大對(duì)股市的波動(dòng)性影響[8];蘇志偉和王小青利用VCE模型和方差分解方法研究股票期權(quán)推出后宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)股市貢獻(xiàn)度，發(fā)現(xiàn)股指期權(quán)推出能夠降低股市的總體波動(dòng)[9]。

二、數(shù)據(jù)來源與模型介紹

1.變量選取與數(shù)據(jù)處理。除了股指期權(quán)可能對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)性造成沖擊外，宏觀經(jīng)濟(jì)因素如國內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)也有可能會(huì)影響股票市場(chǎng)的波動(dòng)性，所以本文會(huì)對(duì)此加以去除。本文選取中證500指數(shù)作為國內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的代理變量，選取標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)作為國際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的代理變量。選取2012年5月3日至2017年11月13日作為樣本區(qū)間，中證500指數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)普爾指數(shù)、上證50指數(shù)的日收盤價(jià)格作為樣本原始數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自大智慧軟件。同時(shí)，調(diào)整序列的原始數(shù)據(jù)，保留各指數(shù)觀測(cè)值1 298個(gè)，再對(duì)數(shù)化處理各指數(shù)的日收盤價(jià)格數(shù)據(jù)，公式為Rt=（lnPt-lnPt-1）×100，其中Rt表示t期價(jià)格指數(shù)的日收益率。

2.模型構(gòu)建。本文為考察上證50ETF期權(quán)對(duì)股市的波動(dòng)性影響，建立了GARCH（1，1）模型并在條件方差方程中引入虛擬變量H，并進(jìn)一步選用TARCH（1，1）模型來反映信息非對(duì)稱效應(yīng)。同時(shí)，把國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)因素的代理變量加入到GARCH模型和TARCH模型中，均值方程如下：

Rsz，t=ψ0+ψ1Rsz，t-1+ψ2Rbp，t+ψ3Rzz，t+ut

其中，Rsz，t為第t-1期上證50股票價(jià)格指數(shù)的復(fù)合收益率，Rzz，t為第t期中證500股票價(jià)格指數(shù)的復(fù)合收益率，Rbp，t為第t期標(biāo)普500價(jià)格指數(shù)的復(fù)合收益率，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文以上證50ETF期權(quán)推出日（2015年2月9日）為門限時(shí)點(diǎn)將樣本分為股指期權(quán)推出前和推出后兩個(gè)時(shí)期，分別對(duì)兩個(gè)子時(shí)期的數(shù)據(jù)按照GARCH和TGARCH模型進(jìn)行擬合，進(jìn)而對(duì)估計(jì)出的兩組系數(shù)值進(jìn)行比較分析。

三、實(shí)證分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析。從整個(gè)樣本區(qū)間來看，上證50指數(shù)收益率序列的峰度為9.83，比正態(tài)分布的峰度值高，說明該分布具有高峰后尾的特征，其J-B統(tǒng)計(jì)量為2569，顯著拒絕原假設(shè)，說明上證50指數(shù)收益率收益序列分布顯著異于正態(tài)分布。從兩個(gè)樣本子期來看，在期權(quán)推出前后上證50指數(shù)收益率序列都具有高峰后尾的特征，期權(quán)推出后的最大值小于推出前的最大值。期權(quán)推出后的中證500指數(shù)收益率序列的標(biāo)準(zhǔn)差大于期權(quán)推出前的標(biāo)準(zhǔn)差。標(biāo)普500指數(shù)收益率序列的分布也具有高峰后尾的特征同時(shí)都為左偏，從峰度值來看，期權(quán)推出后的峰度值明顯大于期權(quán)推出前的峰度值。

2.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了防止序列數(shù)據(jù)出現(xiàn)偽回歸，所以在使用模型回歸前，要對(duì)各指數(shù)收益率序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Eviews軟件對(duì)各指數(shù)收益率序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果（如表1所示）。從檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，在1%的置信水平下，各指數(shù)收益率序列不存在單位根假設(shè)，即各收益率序列都是平穩(wěn)的，可以對(duì)其進(jìn)行自回歸。

3.ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)。本文采用最小二乘法先對(duì)均值方程進(jìn)行擬合，方程解釋變量Rsz，t-1、Rbp，t、Rzz，t通過F檢驗(yàn)和T檢驗(yàn)，對(duì)被解釋變量Rsz，t的解釋都為顯著。然后進(jìn)一步判斷殘差是否具有自相關(guān)性，本文先對(duì)殘差的平方序列進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在很小的顯著性水平下，殘差平方序列從滯后1階到20階的自相關(guān)系數(shù)是顯著不為零的，并且Q（19）=94.42（P=0.000），說明殘差平方序列存在顯著的自相關(guān)。為了確認(rèn)殘差序列中的ARCH效應(yīng)，進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在極小的置信水平下，拒絕不存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，統(tǒng)計(jì)量是顯著的（F=20.12，P=0.000），殘差序列存在顯著的ARCH效應(yīng)，從而需要對(duì)ARCH模型進(jìn)行估計(jì)。

結(jié)語

本文選取2012年5月3日至2017年11月13日期間的數(shù)據(jù)，通過剔除國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響，建立GARCH（1，1）模型，發(fā)現(xiàn)上證50ETF期權(quán)的推出減少了股票市場(chǎng)的波動(dòng)。對(duì)比分析上證50ETF期權(quán)推出前后衡量新舊消息對(duì)未來波動(dòng)的沖擊系數(shù)變化，得出上證50ETF期權(quán)推出后，信息傳遞增大了市場(chǎng)的波動(dòng)，并且信息的傳播速度和效率也沒有得到良好的改善。這說明，我國仍需不斷加強(qiáng)各方通力監(jiān)管，健全相關(guān)的法律法規(guī)，完善和豐富各市場(chǎng)信息傳導(dǎo)機(jī)制，從而推動(dòng)整個(gè)金融市場(chǎng)的穩(wěn)定發(fā)展。構(gòu)建TGARCH（1，1）模型后，發(fā)現(xiàn)上證50ETF期權(quán)推出后股票市場(chǎng)的非對(duì)稱性消失，表明投資者更能理性地判斷市場(chǎng)上的利好消息和利壞消息。

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