认购权证上市对标的股票波动率的影响效应分析

认购权证上市对标的股票波动率的影响效应分析发行权证时必须先决定它的发行价格，而权证发行时的定价主要决定于：发行期间、价平、价内或价外发行、标的股票的波动性和利率。其中标的股票的波动性是影响权证价值的重要因素，这一波动性指的是股票未来的波动率。但在定价时只能用根据历史资料计算得出的历史波动率来代替。所以，如果权证上市交易会对标的股票的波动性造成影响，那么研究其影响的程度，不管是从股票市场来看或从权证市场来看都是相当重要的。正如AlkebackandHagelin(1998)所指出的：“假如引进权证会改变标的股票的波动性，那么评价波动性依靠尚未引进权证前的价格数据是不公平的”。因此研究引进权证会对标的股波动性造成多大的影响相当重要。金融衍生产品的推出是否能影响标的资产的波动率，理论上有三种不同观点。一般认为，衍生品的推出能降低标的资产的波动率(Kumar，Sarin，Shastri，1998)[1]。因为从信息流动角度看，衍生品的出现增强了信息传递的准确性和及时性，从而会降低标的资产价格的波动性；另外从风险转移角度看，衍生品的杠杆作用使得其投机成本较低，更容易吸引投机者和内幕交易者从标的资产市场转移到衍生品市场，这也会降低标的资产的价格波动。但也有学者认为金融衍生品不过是标的资产的复制组合，它的出现不会影响标的资产的价格(Black和Scholes，1973)[2]，故标的资产的波动性不会受到金融衍生产品的影响。还有学者认为衍生品由于自身投机性很强，会吸引投机者同时进人标的市场和衍生品市场，导致两个市场的波动性同时增强，因此金融衍生产品不但不能降低标的资产的波动率，反而会增强标的资产的风险，这也成为许多国家在考虑是否推出金融衍生品时所顾虑的原因之一。到底上述三种理论哪种与中国权证&股票市场的实际情况相符呢？除为权证定价提供支持外，验证这些理论在中国权证&股票市场的适用性也是本文的目的之一。1文献回顾在探讨股票选择权（亦即权证，有些国家没有专门的权证之说，其所谓的选择权也就是权证）、权证上市对标的股票波动性的影响方面国外学者做了大量实证研究，一般来说，这些研究主要是通过检验标的股票收益率的变化来实现，研究主要集中在以下三个方面：首先是研究权证（选择权）出现后标的股票的平均收益率是否有显著变化；其次是研究权证的出现是否改变了标的股票收益率波动的大小和结构，收益率波动幅度的减小、杠杆效应的减弱以及方差长记忆性的降低都表明了标的股票波动率的降低；最后，对于一些非有效的现象，比如“日历效应”，验证权证（选择权）出现后是否能对此进行消除。在这些实证研究中，国外文献大部分得到选择权上市会使标的股票波动性降低的结论，而台湾地区的相关研究结论不尽相同，差异较大。最具代表性的研究是，在实证得出选择权上市会使标的股票波动性降低的结论后，Skinner[3]用流动性假说，DamodaranandLim[4]用降低交易噪声假说来解释了波动率降低的原因，对这一研究做出了巨大贡献。在研究方法上，相关研究多数采用事件研究法，在事件研究法中，三种常被用来估算期望报酬率的模型为报酬固定平均数模型（Constant-Mean-Return）、市场指数模型（MarketIndexModel）与市场模型（MarketModel）。此外，符号秩检验（WilcoxonSignRankTest）、GARCH模型、成对样本T检验（PairedTTest）等方法也在近期逐渐被采用。相对国外和台湾地区的研究而言，大陆地区学术界对权证上市这一事件是否影响标的股票波动性这一问题的研究是有限的，原因主要是由于我国权证市场是新兴市场，对权证的研究较少，已有研究主要集中在定价方面。即便有一些关于权证市场对股票市场的影响的研究，它们也存在着较大的意见分歧，各种理论相持不下、各有道理，而适用于中国市场的无论是理论观点还是现实结论都有待于研究回答。另外，其研究方法主要是事件研究法，而这一方法的运用前提是事件日前后指标仅受所研究事件影响，存在很大的缺陷。因此，在这个问题的研究上，还有待于运用更好的办法来专门针对我国的权证市场和股票市场进行研究。2研究方法——基于GED的EGARCH模型为验证权证认购上市对正股价格波动率的影响，本文将检验正股的日收益率在认购权证上市前后的变化情况，具体将研究正股调整日收益的大小和分布情况，以及调整日收益率方差的大小、对称性和长记忆性在权证上市前后是否有显著差异。已有研究表明，股票日收益率时序数列具有“波动聚集性”和“非对称性”等特点，适合采用GARCH族模型描述。本文使用的模型是基于广义误差分布（GED）的EGARCH（Nelson，1991）模型。相对于GARCH模型，基于GED的EGARCH模型的优点是不用考虑方差方程中的参数限制条件，此外EGARCH模型还考虑到了方差方程中的杠杆效应。基于广义误差分布（GED）的EGARCH模型具体如下：1ttrC，~()tGEDv（1）231141151ln(||)()lnttttttCCCC（2）tr是股票调整日收益率序列。t是股票调整日收益率的方差序列。t是调整日收益率的残差序列，EGARCH假设t服从GED分布，其中v为尾部参数，代表残差分布和标准正态分布之间的差距。参数v在取不同的值时可以表示不同分布，当2v时GED分布变成标准正态分布；当2v时，GED分布相对于标准正态分布有较薄的尾部；而当2v时，GED分布相对于标准正态分布有厚尾。系数1C代表调整日收益率的均值；系数2C表示正股调整日收益率方差的均值，若它的值在权证上市后减小，则表明正股的波动率降低，反之亦然；系数3C和4C表示了方差杠杆效应的大小，其中4C表示正股日收益率对正冲击和负冲击表现出的波动差别，若4C值在权证上市后减小，则表明这种差别变小，正股的波动率降低，反之亦然；系数5C表示日收益率方差的记忆性，5C越大，表示当前的冲击对以后的影响越大。我们通过比较各个系数在权证上市前后的差异来判断其是否支持权证上市会降低正股波动率。3认购权证上市对标的股票波动率的影响效应之实证3.1数据处理及样本选择本文采用公式：1ln()100tttrpp，来计算股票日收益率，其中tp是正股在t期的收盘价。为消除其他因素对股票收益率的影响，使股票收益率的变动尽可能只反映权证上市这一因素的影响，本文将在实证时为每一只研究的股票选取一个参照组，利用参照组的日收益率对相应正股的日收益率进行调整。每只股票的参照组是该股所处行业所有股票日收益率的加权平均值，因为一般来说，行业内各个股票所受到的其它因素的影响相似，行业的平均收益都要比单个个股的收益率稳定。因此用参照组的加权收益率对正股进行调整的优点是能够消除外界因素对正股收益率的干扰。调整后的收益率表示正股收益率与行业平均水平的差异。所以，如果权证上市后调整收益率的平均水平有下降趋势或者其方差减少，都可以认为权证上市降低了正股的波动率。本文以总存续期为一年，上市日距分析日（2007年3月9日）超过100天的12只认购权证所对应的12只正股的调整日收益率为观测对象，研究区间是以各权证上市交易日为中心，前后选取长度相同的交易区间，前后的研究区间各为50天。并且为了消除权证上市的短期影响，样本剔除了权证上市前后各5个交易日的股票调整日收益率。股票收盘价、行业收盘价来源于Wind数据库。最终选中的权证名称及上市日期、正股名称及所处行业、研究起始区间以及观测值数量情况见表1。表1：样本基本情况表权证名称正股简称所处行业权证上市日观测起始日观测结束日样本数鞍钢JTC1鞍钢股份黑色金属冶炼及压延加工业2005-12-52005-9-122006-3-3100侨城HQC1华侨城A旅游业2006-11-242006-9-12007-2-14100宝钢JTB1宝钢股份黑色金属冶炼及压延加工业2005-8-182005-6-22005-11-10100武钢JTB1武钢股份黑色金属冶炼及压延加工业2005-11-232005-8-312006-2-21100包钢JTB1包钢股份黑色金属冶炼及压延加工业2006-3-312006-1-42006-6-23100邯钢JTB1邯郸钢铁黑色金属冶炼及压延加工业2006-4-52006-1-92006-6-28100首创JTB1首创股份公共设施服务业2006-4-242006-2-62006-7-17100万华HXB1烟台万华化学原料及化学制品制造业2006-4-272006-2-92006-7-20100雅戈QCB1雅戈尔服装及其他纤维制品制造业2006-5-222006-2-272006-8-7100长电CWB1长江电力电力生产业2006-5-252006-3-22006-8-10100国电JTB1国电电力电力、蒸汽、热水的生产和供应业2006-9-52006-6-202006-11-28100伊利CWB1伊利股份食品制造业2006-11-152006-8-232007-2-51003.2描述性统计量对比分析表2列出了调整后的正股日收益率在权证上市前后各统计量的变化情况。在权证上市后，有10只正股的收益率出现下降，除长江电力外，其余样本均在5%显著性水平下通过了t检验，表明从收益率的均值水平变动来看，标的股票在权证上市后调整后平均收益率下降效应显著。有8只正股的收益率标准差在权证上市前后出现下降，其中5只下降趋势显著，3只不显著；其余4只尽管出现上升趋势但并不显著。表2：权证上市前后正股调整日收益率描述性统计量对比正股名称鞍钢股份华侨城A宝钢股份武钢股份包钢股份邯郸钢铁上市前均值0.3790.610**0.106*0.252*0.3150.114上市后均值0.184*-0.734**-0.032-0.288*0.106*0.191上市前标准差2.3433.837**1.0421.0552.625*2.924*上市后标准差2.0442.5392.084*1.1271.6801.562正股名称首创股份烟台万华雅戈尔长江电力国电电力伊利股份上市前均值-0.2880.399*-0.2260.125-0.0940.175*上市后均值-0.436*-0.914**-0.361*0.0190.275-0.231*上市前标准差2.545*6.174**2.2111.2751.3792.094上市后标准差1.1322.0391.4471.8131.6751.895注：*、**分别表示在5%和1%水平下显著。总之，从描述性统计量的变动来看，标的股票的调整日收益率在权证上市后均值水平下降明显，一定程度上标准差也有较显著的下降趋势，但简单统计量的对比并不能准确说明权证上市是否对股票价格波动率有所影响，下面运用基于GED的EGARCH模型进行详细分析。3.3基于GED的EGARCH模型估计结果在运用EGARCH模型进行估计之前，须先确定时序数列是否具有平稳性。因为若数据是非平稳的，则传统的T分布和F分布将过度拒绝原假设，导致不正确的统计推论。分别对所选的12只认购权证标的股票的调整日收益率进行ADF单位根检验，应用AkaikeInfo准则来确定其滞后阶数，用EViews5.0分析得到，在5%的显著性水平下，所有样本的T统计量的值均小于临界值-1.944的结果。因此，拒绝“时间序列有单位根”的原假设，认为12只样本的调整日收益率序列平稳，不存在单位根，可以直接运用EGARCH模型进行检验。下面我们用基于GED的EGARCH模型验证认购权证上市前后正股日收益率及其方差是否存在显著的变化。为进一步分析股票收益率的变动情况，我们将每只股票的调整日收益率按照上市前后分别用基于GED的EGARCH模型拟合，分析模型系数以及残差分布系数的变动情况以确定认购权证上市所产生的影响，表3为拟合结果。表3：认购权证上市前后基于GED的EGARCH回归结果C1C2C3C4C5v降低证据增大证据权证上市前鞍钢股份0.39*1.01-0.070.030.91**1.98**20华侨城A0.39*3.