交易成本調(diào)整能夠改善期權(quán)市場(chǎng)質(zhì)量嗎？

程志富 陳晶

摘?要：為了考察境內(nèi)交易所交易經(jīng)手費(fèi)政策對(duì)期權(quán)市場(chǎng)的影響機(jī)制，以上證50ETF期權(quán)為研究對(duì)象，選取成交量、成交持倉(cāng)比和波動(dòng)率作為期權(quán)活躍度、投機(jī)性和波動(dòng)性的度量指標(biāo)，利用期權(quán)歷史交易數(shù)據(jù)實(shí)證分析上證50ETF期權(quán)交易經(jīng)手費(fèi)的調(diào)整對(duì)期權(quán)市場(chǎng)質(zhì)量的影響。結(jié)論表明，交易經(jīng)手費(fèi)對(duì)市場(chǎng)成交量和投機(jī)性具有反向影響，對(duì)波動(dòng)性具有非對(duì)稱的正向影響;下調(diào)交易經(jīng)手費(fèi)提高了市場(chǎng)信息效率和投機(jī)性水平，平抑了市場(chǎng)的過(guò)度波動(dòng)，從而提升了期權(quán)市場(chǎng)的整體質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：市場(chǎng)質(zhì)量?交易經(jīng)手費(fèi)?ETF期權(quán)

一、引言

證券交易規(guī)則變動(dòng)是個(gè)充滿爭(zhēng)議的話題，大多金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)將其作為調(diào)節(jié)金融市場(chǎng)投資，特別是抑制金融市場(chǎng)過(guò)度投機(jī)的政策工具。盡管存在較大爭(zhēng)議，交易所政策調(diào)整仍然在金融實(shí)踐中得到了廣泛的應(yīng)用，我國(guó)也不例外。自場(chǎng)內(nèi)金融期權(quán)合約正式上市交易以來(lái)，上交所為了提升期權(quán)市場(chǎng)質(zhì)量，對(duì)ETF期權(quán)合約的交易規(guī)則進(jìn)行了不斷的調(diào)整和優(yōu)化，涉及持倉(cāng)限額、交易經(jīng)手費(fèi)、行權(quán)價(jià)格數(shù)量以及單筆申報(bào)數(shù)量等相關(guān)規(guī)定的變化。其中，交易經(jīng)手費(fèi)作為一種市場(chǎng)化而非行政化的手段，交易所通過(guò)它來(lái)調(diào)節(jié)市場(chǎng)受到的爭(zhēng)議相對(duì)更少，從我國(guó)期權(quán)交易市場(chǎng)的若干次政策調(diào)整中也不難看出，交易經(jīng)手費(fèi)已經(jīng)成為了上交所調(diào)節(jié)期權(quán)市場(chǎng)重要的政策工具。這項(xiàng)政策調(diào)整對(duì)期權(quán)市場(chǎng)的質(zhì)量具有怎樣的影響，其作用機(jī)制如何，本文嘗試對(duì)上述問(wèn)題作出回答。

本文不僅就交易經(jīng)手費(fèi)調(diào)整對(duì)金融市場(chǎng)質(zhì)量綜合影響的問(wèn)題進(jìn)行了理論解釋，還基于我國(guó)期權(quán)市場(chǎng)交易經(jīng)手費(fèi)調(diào)整的自然實(shí)驗(yàn)，對(duì)上述理論解釋進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。從信息效率理論的視角解釋較好地回答了交易經(jīng)手費(fèi)等調(diào)整對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)性存在非對(duì)稱效應(yīng)的問(wèn)題，具有一定的創(chuàng)新性;同時(shí)，現(xiàn)有涉及交易經(jīng)手費(fèi)的研究主要基于股票和期貨市場(chǎng)數(shù)據(jù)，本文基于期權(quán)市場(chǎng)的研究將為證券交易政策的影響提供一項(xiàng)新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù);本研究不僅可以加深市場(chǎng)監(jiān)管者與參與者對(duì)證券交易政策問(wèn)題的理論認(rèn)識(shí)，也為進(jìn)一步完善期權(quán)等金融衍生品市場(chǎng)的交易制度，提升交易所一線監(jiān)管的科學(xué)有效性具有積極的參考意義。

二、文獻(xiàn)綜述

長(zhǎng)期以來(lái)，交易費(fèi)用對(duì)于金融市場(chǎng)的影響都是金融學(xué)領(lǐng)域的熱點(diǎn)話題。圍繞這一問(wèn)題，學(xué)術(shù)界展開了廣泛的研究，其中，早期以理論研究為主，近期則以實(shí)證研究為主。

（一）理論研究階段

Tobin（1978）最早從投機(jī)行為入手論證了交易稅費(fèi)的合理性，他認(rèn)為征收交易稅費(fèi)能緩解過(guò)度投機(jī)行為給市場(chǎng)造成的異常波動(dòng)。事實(shí)上，市場(chǎng)中有投機(jī)傾向的群體主要是那些不具備內(nèi)在信息的噪聲交易者，他們僅根據(jù)市場(chǎng)價(jià)格的隨機(jī)波動(dòng)進(jìn)行交易決策，其交易行為容易助推市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)（Kyle，1985;蘇冬蔚，2008）。征收交易稅費(fèi)后，降低交易頻率和規(guī)模成為噪聲交易者的最優(yōu)選擇，過(guò)度投機(jī)行為得到有效的抑制，市場(chǎng)波動(dòng)也隨之降低。此外，Tobin（1984）、Palley（1999）和Stiglitz（1989）還分別從公司治理和現(xiàn)代福利經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角論證了交易稅費(fèi)的合理性，這也在期貨市場(chǎng)上得到了證實(shí)（Hart和Kreps，1986）。

不同于Tobin等人的觀點(diǎn)，F(xiàn)riedman（1953）從市場(chǎng)均衡角度提出了相反的觀點(diǎn)，即提高交易稅費(fèi)未必能夠降低市場(chǎng)波動(dòng)。首先，從事高拋低吸的套利者是穩(wěn)定市場(chǎng)的重要力量，而提高交易費(fèi)用勢(shì)必會(huì)降低他們參與市場(chǎng)的積極性，其次，市場(chǎng)中的交易行為與價(jià)格波動(dòng)之間也沒(méi)有必然聯(lián)系，只有高買低賣的投機(jī)交易才會(huì)加劇價(jià)格波動(dòng)，但這種投機(jī)者終究會(huì)因?yàn)樘潛p而被市場(chǎng)清除。

增加交易費(fèi)用不僅在降低市場(chǎng)波動(dòng)上缺乏明確的證據(jù)支持，還會(huì)因?yàn)橐种茀⑴c者的積極性而引發(fā)市場(chǎng)流動(dòng)性不足（Ahumid和Mendelson，1991）。雖然Friedman以及Ahumid和Mendelson等駁斥了對(duì)市場(chǎng)征收交易稅費(fèi)的合理性，但是也沒(méi)有從根本上闡釋交易稅費(fèi)對(duì)市場(chǎng)形成負(fù)面沖擊的內(nèi)在機(jī)制。Kupiec（1996）構(gòu)建了一個(gè)跨期替代的靜態(tài)模型，為征收交易稅費(fèi)的不利影響提供了理論依據(jù)，Lo、Mamaysky和Wang（2004）則進(jìn)一步克服了靜態(tài)模型的不足，在動(dòng)態(tài)均衡下證明了即使交易成本很小的變化也會(huì)引起投資者最優(yōu)交易策略的較大變動(dòng)，并最終導(dǎo)致買賣價(jià)差的擴(kuò)大和交易量的減少，降低了市場(chǎng)流動(dòng)性。

（二）實(shí)證研究階段

雖然前人在交易費(fèi)用對(duì)市場(chǎng)的影響方面已經(jīng)開展了許多理論研究，但是所得到的結(jié)論不一而足，而且普遍都是基于假設(shè)的定性分析，缺乏規(guī)范的實(shí)證研究作為支撐。為此，學(xué)者們針對(duì)交易費(fèi)用、投機(jī)活躍程度和價(jià)格波動(dòng)之間的關(guān)系展開了大量的實(shí)證研究。一是實(shí)證檢驗(yàn)量?jī)r(jià)關(guān)系，以判斷投機(jī)活躍程度是否會(huì)加劇價(jià)格波動(dòng);二是實(shí)證檢驗(yàn)交易費(fèi)用與成交量、持倉(cāng)量以及價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系，以判斷調(diào)整交易費(fèi)用能否調(diào)節(jié)投機(jī)的活躍程度和價(jià)格波動(dòng)。

1量?jī)r(jià)關(guān)系

從期貨市場(chǎng)量?jī)r(jià)關(guān)系的實(shí)證結(jié)果看，早期的實(shí)證結(jié)論大多支持成交量與價(jià)格波動(dòng)正相關(guān)（Karpoff，1987）;將成交量和持倉(cāng)量分解為預(yù)期和未預(yù)期兩部分后，絕大多數(shù)實(shí)證結(jié)論發(fā)現(xiàn)預(yù)期和未預(yù)期成交量與期貨價(jià)格波動(dòng)都是正相關(guān)的，但預(yù)期持倉(cāng)量與期貨價(jià)格波動(dòng)卻表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，較大的持倉(cāng)量有助于平抑期貨價(jià)格波動(dòng)（Bessembinder和Seguin，1993;?Ragunathan和Peker，1997;Maitra，2014;陳標(biāo)金和譚瑩，2017），只有個(gè)別實(shí)證結(jié)論發(fā)現(xiàn)預(yù)期持倉(cāng)量也與期貨價(jià)格波動(dòng)正相關(guān)（Mahmood和Salleh，2010）。

2交易費(fèi)用變化對(duì)市場(chǎng)的影響

真實(shí)市場(chǎng)上的交易費(fèi)用調(diào)整政策可以分為上調(diào)和下調(diào)，現(xiàn)有的實(shí)證研究也主要圍繞交易費(fèi)用的上下調(diào)整前后，考察期貨市場(chǎng)成交量、持倉(cāng)量以及價(jià)格波動(dòng)的變化情況。

交易費(fèi)用上調(diào)對(duì)期貨市場(chǎng)成交量和持倉(cāng)量的作用比較直觀，相關(guān)實(shí)證研究結(jié)論也比較一致，即交易費(fèi)用增加會(huì)抬升交易成本，投資者被迫選擇平倉(cāng)或減倉(cāng)，從而導(dǎo)致交易量和持倉(cāng)量下降（Telser，1981;Bjursell、Wang和Yau，2012;Mukherjee，2016）。雖然Yan和Li（2017）以及Wu和Zhang（2019）提出了交易費(fèi)用對(duì)交易量和持倉(cāng)量影響不顯著的觀點(diǎn)，但是他們所選取的樣本區(qū)間都處于市場(chǎng)巨幅波動(dòng)的極端行情，其結(jié)論不具有普遍意義。

交易費(fèi)用增加對(duì)波動(dòng)的影響比較間接，所以在結(jié)論上也存在較大分歧。Bjursell、Wang和Yau（2012）認(rèn)為交易費(fèi)用增加會(huì)提高買賣價(jià)差，降低期貨市場(chǎng)流動(dòng)性和投機(jī)程度，導(dǎo)致價(jià)格波動(dòng)下降，Yan和Li（2017）以及Lin和Wang（2018）對(duì)境內(nèi)市場(chǎng)的實(shí)證分析也得到了類似的結(jié)論。雖然交易費(fèi)用的增加會(huì)降低投機(jī)交易熱度以及市場(chǎng)的流動(dòng)性（Mukherjee，2016），但是Sinha和Mathur（2015）以及Mixon（2016）認(rèn)為投機(jī)交易行為與期貨價(jià)格波動(dòng)之間沒(méi)有必然聯(lián)系，因而交易費(fèi)用不會(huì)對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)造成顯著影響。此外，還有研究發(fā)現(xiàn)費(fèi)用上調(diào)后波動(dòng)率水平也隨之增加（Wu和Zhang，2019）。

還有學(xué)者考察了交易費(fèi)用下調(diào)事件對(duì)市場(chǎng)造成的沖擊。從交易量和持倉(cāng)量角度看，Chou和Wang（2006）以及Norden（2009）發(fā)現(xiàn)交易費(fèi)率下調(diào)后交易量和持倉(cāng)量均有所增加，普遍支持前述交易費(fèi)用與交易量以及持倉(cāng)量負(fù)相關(guān)的觀點(diǎn)（Bjursell、Wang和Yau，2012;Sinha和Mathur，2015;Mixon，2016;Mukherjee，2016）。

關(guān)于交易費(fèi)用下調(diào)對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)的影響，實(shí)證研究結(jié)論存在差異。Norden（2009）發(fā)現(xiàn)交易費(fèi)用下調(diào)后，價(jià)格波動(dòng)有所上升，即交易費(fèi)用與價(jià)格波動(dòng)負(fù)相關(guān)（Bjursell、Wang和Yau，2012;Yan和Li，2017;Lin和Wang，2018）。Chou和Wang（2006）的研究結(jié)論則與Sinha和Mathur（2015）以及Mixon（2016）一致，即交易稅費(fèi)變化對(duì)波動(dòng)性的影響不顯著。

綜合已有相關(guān)文獻(xiàn)來(lái)看，盡管在交易費(fèi)用與市場(chǎng)波動(dòng)之間關(guān)系的結(jié)論上存在分歧，但大多數(shù)期貨市場(chǎng)和期貨品種的實(shí)證結(jié)論表明成交量與價(jià)格波動(dòng)正相關(guān)，持倉(cāng)量與價(jià)格波動(dòng)負(fù)相關(guān);交易費(fèi)用與成交量以及持倉(cāng)量負(fù)相關(guān)。目前，關(guān)于交易費(fèi)用調(diào)整對(duì)金融市場(chǎng)影響的研究，仍然存在兩點(diǎn)不足：首先，目前還沒(méi)有文獻(xiàn)研究交易費(fèi)用變動(dòng)對(duì)期權(quán)市場(chǎng)微觀結(jié)構(gòu)的影響，鑒于我國(guó)衍生品市場(chǎng)發(fā)展速度和重要性，而期權(quán)品種作為整個(gè)衍生品市場(chǎng)的重要組成部分，針對(duì)期權(quán)市場(chǎng)的實(shí)證研究不僅可以為交易稅費(fèi)政策的影響開展進(jìn)一步論證，也是對(duì)整個(gè)金融市場(chǎng)實(shí)證研究的完善，作者認(rèn)為非常有必要對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行研究;其次，從研究方法上看，之前的研究往往只是單純研究流動(dòng)性或者波動(dòng)性在交易費(fèi)用調(diào)整前后的變化水平，忽略了交易量、買賣價(jià)差和波動(dòng)性之間的內(nèi)生關(guān)系，這會(huì)導(dǎo)致變量之間的相互關(guān)系被低估，從而影響實(shí)證結(jié)果的有效性。

為了考察交易費(fèi)用調(diào)整政策的實(shí)施效果，并且為后續(xù)制定相關(guān)政策提供參考依據(jù)，本文試圖檢驗(yàn)境內(nèi)期權(quán)市場(chǎng)交易經(jīng)手費(fèi)的調(diào)整對(duì)過(guò)度投機(jī)和價(jià)格波動(dòng)的作用機(jī)理。余下部分將嘗試?yán)梦覈?guó)上證50ETF期權(quán)市場(chǎng)的自然實(shí)驗(yàn)對(duì)以上理論分析進(jìn)行檢驗(yàn)，為該領(lǐng)域的理論發(fā)展提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也為進(jìn)一步完善金融衍生品市場(chǎng)的交易制度、促進(jìn)交易所風(fēng)險(xiǎn)防控能力的提高提供一定的參考。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

證券交易規(guī)則變動(dòng)是個(gè)充滿爭(zhēng)議的話題，大多金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)將其作為調(diào)節(jié)金融市場(chǎng)投資，特別是抑制金融市場(chǎng)過(guò)度投機(jī)的政策工具。盡管存在較大爭(zhēng)議，交易所政策調(diào)整仍然在金融實(shí)踐中得到了廣泛的應(yīng)用，境內(nèi)市場(chǎng)也不例外。上證50ETF期權(quán)上市后，上交所為了確保期權(quán)市場(chǎng)健康平穩(wěn)運(yùn)行，先后出臺(tái)了一系列相關(guān)政策（見(jiàn)表1）。

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

交易經(jīng)手費(fèi)是上交所的重要交易制度，也是交易所提升市場(chǎng)質(zhì)量以及防范市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的重要政策工具之一。為了更準(zhǔn)確地考察2016年11月上證50ETF期權(quán)交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)帶來(lái)的影響，本文在選取樣本區(qū)間之前還考慮了如下兩方面的因素：一方面，上交所在下調(diào)交易經(jīng)手費(fèi)前后還對(duì)持倉(cāng)限額、行權(quán)價(jià)格數(shù)量和單筆申報(bào)數(shù)量有過(guò)若干次調(diào)整;另一方面，期權(quán)上市以來(lái)，境內(nèi)資本市場(chǎng)經(jīng)歷了兩個(gè)極端行情階段，即2015年年中以及2018年上半年?；谑录谇昂笠欢〞r(shí)期不存在其他交易制度調(diào)整以及市場(chǎng)運(yùn)行較為穩(wěn)定的選擇標(biāo)準(zhǔn)

在極端行情下，相對(duì)于行情因素的影響力，交易費(fèi)用等市場(chǎng)化手段對(duì)市場(chǎng)的調(diào)節(jié)作用微乎其微，如Yan和Li（2017）以及Wu和Zhang（2019）研究發(fā)現(xiàn)，在2015年市場(chǎng)劇烈震蕩期間，調(diào)整交易費(fèi)用對(duì)于交易量和持倉(cāng)量幾乎沒(méi)有影響。，選取2015年9月8日至2017年12月15日共計(jì)556個(gè)交易日的歷史數(shù)據(jù)，其中，交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)（2016年11月1日）前后各278個(gè)交易日數(shù)據(jù)。

本文的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于Wind金融數(shù)據(jù)庫(kù)，涉及的原始數(shù)據(jù)包括成交量（手）、成交金額（元）、持倉(cāng)量（手）、收盤價(jià)、結(jié)算價(jià)、最高價(jià)以及最低價(jià)等。無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率的指標(biāo)為SHIBOR隔夜拆借利率，該數(shù)據(jù)同樣來(lái)源于銳思金融數(shù)據(jù)庫(kù)。

由于市場(chǎng)質(zhì)量各指標(biāo)之間存在相互作用關(guān)系，參考Chou和Wang（2006）的研究方法，設(shè)置包含市場(chǎng)成交量、市場(chǎng)投機(jī)性和市場(chǎng)波動(dòng)性的聯(lián)立方程模型，實(shí)證分析我國(guó)期權(quán)市場(chǎng)交易經(jīng)手費(fèi)調(diào)整對(duì)市場(chǎng)質(zhì)量的政策效應(yīng)。

（二）變量說(shuō)明

考慮到市場(chǎng)質(zhì)量指標(biāo)的量化問(wèn)題，本文將對(duì)期權(quán)市場(chǎng)質(zhì)量的成交量指標(biāo)、投機(jī)性指標(biāo)和波動(dòng)性指標(biāo)三個(gè)方面進(jìn)行研究，這與已有研究的指標(biāo)選取具有一致性。以下將對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行簡(jiǎn)要說(shuō)明。

1交易量指標(biāo)

交易量指標(biāo)采用交易數(shù)量，以反映市場(chǎng)交投的活躍度，它和持倉(cāng)量數(shù)據(jù)都是以萬(wàn)張為單位。

2投機(jī)性指標(biāo)

在上交所公布的歷次年報(bào)中，都會(huì)用成交持倉(cāng)比數(shù)據(jù)來(lái)反映期權(quán)市場(chǎng)的投機(jī)程度。為了與交易所評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)保持一致，同樣以成交持倉(cāng)比作為市場(chǎng)投機(jī)性的衡量指標(biāo)。

3波動(dòng)性指標(biāo)

由于僅獲取了期權(quán)上市以來(lái)所有合約的盤末數(shù)據(jù)，本研究將采用兩種指標(biāo)來(lái)衡量市場(chǎng)的波動(dòng)性，分別是Parkinson（1980）提出的高低波動(dòng)率（HLV）和Rogers、Satchell和Yoon（1994）提出的RSY波動(dòng)率（RSYV）。

四、實(shí)證設(shè)計(jì)與檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

本節(jié)將對(duì)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，并利用T檢驗(yàn)方法對(duì)交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)前后市場(chǎng)質(zhì)量各指標(biāo)的差異性進(jìn)行分析（顯著性水平為005）。表3為樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)表。

描述性統(tǒng)計(jì)顯示，交易量、持倉(cāng)量以及成交持倉(cāng)比在交易經(jīng)手費(fèi)調(diào)整的前后差異都很顯著，而且其均值和方差均呈現(xiàn)出不同程度的上升趨勢(shì);高低波動(dòng)率和RSY波動(dòng)率在經(jīng)手費(fèi)調(diào)整前后差異則不明顯，而且都呈現(xiàn)出均值上升和方差下降的趨勢(shì);無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率同樣呈現(xiàn)出均值上升和方差下降的趨勢(shì)，且變化趨勢(shì)顯著。這說(shuō)明從各個(gè)指標(biāo)單獨(dú)的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果來(lái)看，交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)后市場(chǎng)的活躍性以及投機(jī)性均有所提升，但市場(chǎng)的波動(dòng)性變化不顯著。不過(guò)，以上描述性統(tǒng)計(jì)忽略了各指標(biāo)間的相互影響以及其他因素的影響，還不能對(duì)交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)的政策效應(yīng)下結(jié)論。本文后面部分將利用聯(lián)立方程模型對(duì)交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)的政策效應(yīng)做進(jìn)一步的分析。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，涉及到數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的問(wèn)題。因此在利用聯(lián)立方程模型進(jìn)行分析之前，本文基于擴(kuò)展的Dickey-Fuller檢驗(yàn)方法對(duì)模型中涉及到虛擬變量以外的各變量進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，所有序列均在0001的顯著性水平上平穩(wěn)如表4所示。

（三）研究方法

本文考慮通過(guò)構(gòu)建包含市場(chǎng)成交量指標(biāo)、投機(jī)性指標(biāo)和波動(dòng)性指標(biāo)的聯(lián)立方程模型，設(shè)置虛擬變量來(lái)衡量交易經(jīng)手費(fèi)調(diào)整對(duì)期權(quán)市場(chǎng)質(zhì)量的政策效應(yīng)，本文的聯(lián)立方程模型設(shè)置如下：

方程（1）（2）和（3）分別對(duì)應(yīng)為成交量方程、投機(jī)性方程和波動(dòng)性方程。其中，β和e分別代表回歸系數(shù)和回歸殘差，下角標(biāo)t和t-1分別表示當(dāng)期和滯后一期。

對(duì)聯(lián)立方程模型（1）～（3）的簡(jiǎn)要說(shuō)明如下。

首先，在回歸方程模型的設(shè)置上，考慮到被解釋變量成交量（TVt）、成交持倉(cāng)比（VORt）和高低波動(dòng)率（HLVt）之間所存在的內(nèi)在聯(lián)系與相互影響，參考De?Fontnouvelle等（2003）、Chou和Wang（2006）以及Bollerslev等（2018）的研究方法，將回歸模型設(shè)置為三者的聯(lián)立方程組，以避免因遺漏重要變量而引起的估計(jì)偏差。

其次，解釋變量TFt表示交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)事件。由于上交所在2016年11月1日將上證50ETF期權(quán)合約交易經(jīng)手費(fèi)從2元每張下調(diào)至13元每張，本文將TFt設(shè)置為虛擬變量，即2016年11月1日以前，TFt=0;2016年11月1日及其以后，TFt=1。將交易經(jīng)手費(fèi)與市場(chǎng)質(zhì)量個(gè)指標(biāo)納入模型，以研究該政策對(duì)市場(chǎng)的定量影響的政策效應(yīng)進(jìn)行分析。

再次，在控制變量的選取上，從期權(quán)產(chǎn)品與期貨產(chǎn)品的共性出發(fā)，引入兩個(gè)控制變量：一方面，考慮到期權(quán)投資者出于風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖或行權(quán)交割需求而持有現(xiàn)貨的機(jī)會(huì)成本以及上一期持倉(cāng)對(duì)當(dāng)期成交量的影響，在交易量方程中引入無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率RFt的一階差分ΔRFt以及滯后一期持倉(cāng)量OIt-1;另一方面，為了刻畫期權(quán)市場(chǎng)可能存在的動(dòng)態(tài)特征，在所有方程中分別引入被解釋變量的滯后變量。

最后，考慮到期權(quán)產(chǎn)品的特殊性，被解釋變量的大小還可能與期權(quán)合約在值程度（實(shí)值、平值與虛值）以及存續(xù)期（長(zhǎng)期、中期與短期）有關(guān)。因此，在考慮了前述控制變量的基礎(chǔ)上，本模型還將采用期權(quán)對(duì)沖系數(shù)δt和存續(xù)期TERMt分別刻畫期權(quán)合約的在值程度和存續(xù)期，以控制住二者給最終回歸結(jié)果帶來(lái)的潛在影響。

（四）模型估計(jì)結(jié)果

本文所選取的樣本區(qū)間為2015年9月8日至2017年12月15日，為了剔除在此期間所實(shí)施的持倉(cāng)限額調(diào)整的影響（見(jiàn)表1），本文首先選取2016年8月8日至2017年1月16日共計(jì)108個(gè)交易日的數(shù)據(jù)（事件前后各54個(gè)交易日）加以考察。模型估計(jì)采用三階段最小二乘法（3SLS）;模型估計(jì)前對(duì)所有變量均取自然對(duì)數(shù);工具變量采用內(nèi)生變量的一階滯后項(xiàng)以及模型中出現(xiàn)的其他所有外生變量;數(shù)據(jù)處理和模型估計(jì)均采用RATS100軟件實(shí)現(xiàn)。

表5即聯(lián)立方程模型的估計(jì)結(jié)果，第一列為變量名稱，第二列、第三列分別為認(rèn)購(gòu)期權(quán)和認(rèn)沽期權(quán)成交量方程的估計(jì)結(jié)果，第四列、第五列分別為認(rèn)購(gòu)期權(quán)和認(rèn)沽期權(quán)投機(jī)性方程的估計(jì)結(jié)果，第六列、第七列分別為認(rèn)購(gòu)期權(quán)和認(rèn)沽期權(quán)波動(dòng)性方程的估計(jì)結(jié)果。

先來(lái)看結(jié)構(gòu)方程中各個(gè)解釋變量之間的回歸結(jié)果。從表中可以看到，無(wú)論是交易量，還是成交持倉(cāng)比，二者都與波動(dòng)率在1%的顯著性水平正相關(guān)，說(shuō)明在考察期內(nèi)，境內(nèi)期權(quán)市場(chǎng)的交易活躍度和投機(jī)程度都與期權(quán)市場(chǎng)波動(dòng)之間具有很強(qiáng)的同向變化關(guān)系，即期權(quán)市場(chǎng)交投活躍性的提升有助于市場(chǎng)成交量的提高，這與以往境內(nèi)外期貨市場(chǎng)大多數(shù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)一致（Karpoff，1987;陳標(biāo)金和王鋒，2019）。持倉(cāng)量與波動(dòng)率在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，表明較大的持倉(cāng)量確實(shí)有助于平抑資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)（Maitra，2014等）。

再來(lái)看聯(lián)立方程模型中交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)虛擬變量TFt的回歸結(jié)果。在交易量和投機(jī)性方程中，TFt的回歸系數(shù)均顯著為正，表明交易經(jīng)手費(fèi)的下調(diào)對(duì)期權(quán)市場(chǎng)交易量和成交持倉(cāng)比的增加都有明顯的助推作用。該結(jié)果與Mixon（2016）等絕大多數(shù)學(xué)者在期貨市場(chǎng)上的發(fā)現(xiàn)相同。從波動(dòng)性方程的回歸結(jié)果看，虛擬變量TFt的系數(shù)顯著為負(fù)，表明交易經(jīng)手費(fèi)的下調(diào)對(duì)期權(quán)市場(chǎng)波動(dòng)起到了一定的抑制作用。無(wú)獨(dú)有偶，Wu和Zhang（2019）的研究發(fā)現(xiàn)費(fèi)用上調(diào)后境內(nèi)期貨市場(chǎng)波動(dòng)率水平也隨之增加。

最后，從控制變量的回歸結(jié)果來(lái)看，期權(quán)交易量的滯后項(xiàng)系數(shù)為正且比較顯著，呈現(xiàn)出一定的自相關(guān)特征。從其他相對(duì)顯著的回歸結(jié)果來(lái)看，認(rèn)購(gòu)期權(quán)與認(rèn)沽期權(quán)價(jià)值狀態(tài)δt的回歸系數(shù)符號(hào)相反，二者反映了一個(gè)共同的事實(shí)：平值附近的期權(quán)合約交投更為活躍，波動(dòng)率水平也相對(duì)更低。認(rèn)沽期權(quán)存續(xù)期指標(biāo)TERMt只有在波動(dòng)性方程中的回歸結(jié)果比較顯著，與認(rèn)購(gòu)期權(quán)相同，都與市場(chǎng)波動(dòng)負(fù)相關(guān)，說(shuō)明期權(quán)價(jià)格波幅隨著到期日臨近而呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，接下來(lái)將從兩個(gè)方面對(duì)表5的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，為了剔除變量選取可能出現(xiàn)的問(wèn)題，將通過(guò)變換模型主要代理指標(biāo)的方式來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn);其次，為了避免因樣本區(qū)間選擇形成的偏誤，本文將通過(guò)增加樣本選擇區(qū)間的方法對(duì)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。

1改變代理指標(biāo)的檢驗(yàn)

由于本文是通過(guò)日內(nèi)數(shù)據(jù)測(cè)度每日波動(dòng)，為了減少指標(biāo)選取給最終回歸結(jié)果造成的偏差，將上述結(jié)構(gòu)模型中的高低價(jià)波動(dòng)率（HLVt）替換為?Rogers、Satchell和Yoon（1994）波動(dòng)率（RSYVt）（平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4），交易量指標(biāo)依然采用期權(quán)合約的日成交量數(shù)據(jù)，模型中其他變量保持不變。改變代理指標(biāo)后的模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6。

對(duì)比表5和表6不難發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是從回歸系數(shù)的正負(fù)還是從其顯著性水平來(lái)看，結(jié)構(gòu)方程模型中的被解釋變量、解釋變量和控制變量在變量替換前后的回歸結(jié)果基本一致。注意到在變量替換后的認(rèn)沽期權(quán)波動(dòng)性方程中，交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)系數(shù)的顯著性水平有所下降

該方程中TF1的回歸結(jié)果t值為-16150，接近10%的顯著性水平（t值為-1661）。，但其回歸系數(shù)的正負(fù)性仍與表5的結(jié)果一致。因此，從整體上來(lái)看，變量選取偏差并未對(duì)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性帶來(lái)實(shí)質(zhì)影響。

2改變樣本區(qū)間的檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間選擇對(duì)模型的分析結(jié)果具有重要的影響，本文通過(guò)改變樣本區(qū)間對(duì)模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行了檢驗(yàn)。選取2015年9月8日至2017年12月15日共計(jì)556個(gè)交易日的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，考慮到樣本期內(nèi)持倉(cāng)限額政策調(diào)整的影響，引入持倉(cāng)限額政策變量作為控制變量，即結(jié)構(gòu)模型調(diào)整為：

持倉(cāng)限制政策變量PLt在投機(jī)性方程中的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明隨著持倉(cāng)限制的放寬，大資金入市和投資者持倉(cāng)的積極性有所提高，對(duì)期權(quán)市場(chǎng)的投機(jī)性起到了一定的抑制作用。很顯然，在增加樣本區(qū)間并且引入新的事件沖擊后，表7所有變量的估計(jì)結(jié)果仍與表5結(jié)果一致。

3同時(shí)改變變量指標(biāo)和樣本區(qū)間

將表8與前述回歸結(jié)果進(jìn)行對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，持倉(cāng)限制政策變量PLt在投機(jī)性方程中的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù)，其他所有變量的回歸結(jié)果也表現(xiàn)出很強(qiáng)的穩(wěn)健性。

總的來(lái)看，改變代理變量和改變樣本區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均支持了表5中的結(jié)論，所有檢驗(yàn)結(jié)果均表明2016年11月的交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)事件顯著提升了期權(quán)市場(chǎng)的交投活躍度以及投機(jī)水平，并在一定程度上抑制了市場(chǎng)波動(dòng)，這說(shuō)明本文的實(shí)證分析結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

（六）實(shí)證結(jié)果的分析

綜合表5至表8的估計(jì)結(jié)果可知，所有結(jié)構(gòu)方程中虛擬變量TFt估計(jì)系數(shù)的正負(fù)性與顯著性均具有一致性和穩(wěn)健性，表明交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)對(duì)市場(chǎng)活躍性和投機(jī)性具有顯著的促進(jìn)作用，對(duì)于市場(chǎng)波動(dòng)性則具有顯著的抑制作用。這與經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺(jué)相符：交易費(fèi)用的下調(diào)直接降低了投資者的交易成本，在其他因素不變的情況下提高了投資者期望收益率，投資者參與交易的積極性增加，全市場(chǎng)的交易規(guī)模和交易頻率隨之上升，進(jìn)而提升了市場(chǎng)交易量和投機(jī)性水平。在波動(dòng)性方面，由于交易成本的下降，投資者交易活躍性提高，市場(chǎng)對(duì)于新信息的吸收將更加迅速、更具有效率。考慮到境內(nèi)ETF期權(quán)市場(chǎng)是一個(gè)以機(jī)構(gòu)投資者為主（占比90%以上）的高度專業(yè)化市場(chǎng)，這個(gè)市場(chǎng)上的信息交易者要高于噪聲交易者，因此，交易費(fèi)用下調(diào)所帶來(lái)的信息效率改善，可能會(huì)使得信息交易對(duì)市場(chǎng)的影響大大超過(guò)噪聲交易的影響，從而對(duì)市場(chǎng)異常波動(dòng)起到一定的抑制作用（KuPie，1991;史永東和蔣賢鋒，2003）。

五、結(jié)論與政策建議

本文解釋了交易經(jīng)手費(fèi)影響市場(chǎng)質(zhì)量各指標(biāo)的機(jī)制，并基于2016年11月我國(guó)期權(quán)市場(chǎng)下調(diào)交易經(jīng)手費(fèi)的自然實(shí)驗(yàn)對(duì)該理論解釋進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究認(rèn)為，這次交易經(jīng)手費(fèi)的下調(diào)在整體上促進(jìn)了市場(chǎng)質(zhì)量的提升，不僅使得期權(quán)市場(chǎng)的交投活躍度有了顯著的提升，同時(shí)也在一定程度上抑制了市場(chǎng)波動(dòng)性。

研究證實(shí)，交易經(jīng)手費(fèi)是投資者效用函數(shù)的重要組成部分，其調(diào)整將顯著影響投資者的交易積極性，進(jìn)而對(duì)期權(quán)市場(chǎng)質(zhì)量產(chǎn)生非對(duì)稱的反向作用：提高交易稅費(fèi)，將降低投資者的交易積極性，進(jìn)而降低市場(chǎng)的信息效率和投機(jī)性水平，因此會(huì)對(duì)市場(chǎng)的成交量水平產(chǎn)生負(fù)向影響、對(duì)市場(chǎng)的波動(dòng)性水平產(chǎn)生正向影響;而降低交易稅費(fèi)，則將有力促進(jìn)投資者的交易積極性，促進(jìn)市場(chǎng)信息效率和投機(jī)性的提高，進(jìn)而促進(jìn)市場(chǎng)成交量的增長(zhǎng)。在市場(chǎng)信息效率和投機(jī)性水平提高的基礎(chǔ)上，信息交易者積極性提高的影響超過(guò)噪聲交易者的影響，使得交易經(jīng)手費(fèi)下調(diào)甚至可能在整體上降低市場(chǎng)的波動(dòng)性水平。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)建議。首先，由證監(jiān)會(huì)協(xié)同其他上級(jí)監(jiān)管機(jī)構(gòu)，進(jìn)一步明確交易所的責(zé)任、權(quán)利和義務(wù)，賦予交易所更大的一線監(jiān)管權(quán)力，發(fā)揮交易所的制度優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)我國(guó)金融市場(chǎng)的深化發(fā)展;其次，深入研究包括交易經(jīng)手費(fèi)、保證金等政策工具對(duì)市場(chǎng)質(zhì)量的影響機(jī)制和效應(yīng)，促進(jìn)監(jiān)管水平的進(jìn)一步提高;最后，進(jìn)一步減少行政干預(yù)，降低我國(guó)期權(quán)市場(chǎng)的交易經(jīng)手費(fèi)，促進(jìn)市場(chǎng)質(zhì)量的提升。

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