(復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433)

引言

我國(guó)資本市場(chǎng)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(guó)資本市場(chǎng)業(yè)已開(kāi)始擁有全套的主流金融衍生工具，宣告了我國(guó)資本市場(chǎng)期權(quán)時(shí)代的來(lái)臨，更標(biāo)志著我國(guó)資本市場(chǎng)進(jìn)入了歷史發(fā)展的新階段。上市交易兩年來(lái)，上證50ETF期權(quán)交易日趨活躍、持續(xù)增長(zhǎng)，反映了市場(chǎng)對(duì)期權(quán)產(chǎn)品日益增長(zhǎng)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(jì)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(wàn)張持續(xù)穩(wěn)步上升至2017年1月的786.0856萬(wàn)張，短短兩年間增長(zhǎng)了33.81倍，其中，認(rèn)購(gòu)期權(quán)的月度成交量和認(rèn)沽期權(quán)的月度成交量分別從2015年2月的12.3727萬(wàn)張和10.8781萬(wàn)張?jiān)鲋?017年1月的444.6522萬(wàn)張和341.4334萬(wàn)張，分別增長(zhǎng)了35.94倍和31.39倍；上證50ETF期權(quán)的未平倉(cāng)合約總張數(shù)自2015年2月的4.0665萬(wàn)張持續(xù)穩(wěn)步上升至2017年1月的110.6004萬(wàn)張，短短兩年間增長(zhǎng)了27.20倍，其中，認(rèn)購(gòu)期權(quán)未平倉(cāng)合約總張數(shù)和認(rèn)沽期權(quán)未平倉(cāng)合約總張數(shù)分別自2015年2月的2.1910萬(wàn)張和1.8755萬(wàn)張?jiān)鲋?017年1月的59.4553萬(wàn)張和51.1451萬(wàn)張，分別增長(zhǎng)了27.14倍和27.27倍。

雖然我國(guó)的期權(quán)交易方才起步，但是相關(guān)的頂層設(shè)計(jì)和籌備工作業(yè)已運(yùn)作多年。早在2003年10月，《中共中央關(guān)于完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制若干問(wèn)題的決定》指出要“建立多層次資本市場(chǎng)體系，完善資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，豐富資本市場(chǎng)產(chǎn)品”。2011年3月，我國(guó)政府在《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十二個(gè)五年規(guī)劃綱要》中提出了“大力發(fā)展金融市場(chǎng)”和“推進(jìn)期貨和金融衍生品市場(chǎng)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(wèn)題的決定》又指出要“鼓勵(lì)金融創(chuàng)新，豐富金融市場(chǎng)層次和產(chǎn)品”。2014年5月，《國(guó)務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)資本市場(chǎng)健康發(fā)展的若干意見(jiàn)》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(bào)告》又重申了“發(fā)展金融衍生品市場(chǎng)”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(guó)金融期貨交易所于2013年11月8日向全市場(chǎng)開(kāi)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(guó)資本市場(chǎng)的首支期權(quán)產(chǎn)品就此閃亮登場(chǎng)。上證50ETF期權(quán)上市交易，在宏觀層面上，推進(jìn)了我國(guó)多層次資本市場(chǎng)體系的建設(shè)、促進(jìn)了我國(guó)資本市場(chǎng)的全面健康發(fā)展、提高了我國(guó)資本市場(chǎng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(xiǎn)管理手段、有利于提升市場(chǎng)的效率和完善市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制、有益于推進(jìn)證券期貨經(jīng)營(yíng)機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新發(fā)展。然而，上證50ETF期權(quán)上市交易，對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股的市場(chǎng)質(zhì)量有何影響，是否對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了價(jià)格效應(yīng)，是否會(huì)增減其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動(dòng)性和流動(dòng)性，迄今尚未得到經(jīng)驗(yàn)的有效支持。

本文通過(guò)對(duì)滬深兩市相關(guān)證券高頻數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究，力圖為分析指數(shù)ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。具體而言，本文運(yùn)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(duì)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(jià)格波動(dòng)，有助于提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動(dòng)性，但對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股的價(jià)格效應(yīng)并不顯著。

文獻(xiàn)回顧

期權(quán)是成熟資本市場(chǎng)上的基礎(chǔ)金融衍生工具。在中國(guó)大陸境外交易規(guī)模排名前二十位的資本市場(chǎng)上，均有品種繁多的各類期權(quán)產(chǎn)品上市交易。由于我國(guó)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(xiàn)，梳理和歸納期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的證券市場(chǎng)質(zhì)量影響的研究成果。海外在此研究領(lǐng)域的既有文獻(xiàn)大致可分為下列三類。

有一類既有文獻(xiàn)主要研究了期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的證券所產(chǎn)生的價(jià)格效應(yīng)。Hakansson(1982)[16]、Green、Jarrow(1987)[15]分別指出：期權(quán)上市交易擴(kuò)大了投資者的投資選擇范圍、提高了市場(chǎng)效率，從而引致了標(biāo)的證券的正向價(jià)格效應(yīng)。Conrad(1989)[5]、DeTemple、Jorion(1990)[10]以美國(guó)的數(shù)據(jù)為樣本、Chen、Chang(2008)[3]以我國(guó)臺(tái)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(yàn)證了相關(guān)標(biāo)的證券在期權(quán)上市后存在正向的價(jià)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(mài)空交易機(jī)制，悲觀投資者在證券價(jià)格被高估時(shí)則無(wú)法進(jìn)行賣(mài)空交易，故而虛高的證券價(jià)格主要反映了樂(lè)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(guò)期權(quán)的賣(mài)空交易機(jī)制做空，乃致使相關(guān)標(biāo)的證券價(jià)格下跌、便產(chǎn)生了負(fù)向的價(jià)格效應(yīng)。Damodaran、Lim(1991)[7]、Danielsen、Sorescu(2001)[9]、Lundstrum、Walker(2006)[22]以美國(guó)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(yàn)證了相關(guān)標(biāo)的證券在期權(quán)上市后存在負(fù)向的價(jià)格效應(yīng)。而Sorescu(2000)[29]則指出：在美國(guó)市場(chǎng)上，期權(quán)上市后其標(biāo)的證券的價(jià)格效應(yīng)，在不同的時(shí)期、不同的市場(chǎng)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(jià)格效應(yīng)；而在1981～1995年期間，此等價(jià)格效應(yīng)則是負(fù)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(jià)格效應(yīng)。

另一類既有文獻(xiàn)主要研究了期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的證券波動(dòng)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(chǎng)信息的不對(duì)稱性，不知情交易者的投機(jī)性交易便加劇了證券市場(chǎng)的波動(dòng)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(guó)的數(shù)據(jù)為樣本，分別驗(yàn)證了相關(guān)標(biāo)的證券的波動(dòng)性在期權(quán)上市后顯著加劇。然而，Detemple、Selden(1991)[11]則通過(guò)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(jìn)行更為有效的風(fēng)險(xiǎn)管理，從而減少了相關(guān)標(biāo)的證券的波動(dòng)性。Conrad(1989)[5]、Skinner(1989)[28]以美國(guó)的數(shù)據(jù)為樣本、Watt、Yadav、Draper(1992)[33]以英國(guó)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(guó)臺(tái)灣地區(qū)的數(shù)據(jù)為樣本、Chang、Liao(2010)[2]以我國(guó)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(yàn)證了相關(guān)標(biāo)的證券的波動(dòng)性在期權(quán)上市后顯著下降。

還有一類既有文獻(xiàn)主要研究了期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的證券流動(dòng)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(chǎng)轉(zhuǎn)移至期權(quán)市場(chǎng)進(jìn)行交易，乃減少了證券現(xiàn)貨市場(chǎng)的信息不對(duì)稱性，從而縮減了相關(guān)標(biāo)的證券的買(mǎi)賣(mài)價(jià)差、提升了相關(guān)標(biāo)的證券的流動(dòng)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(mǎi)賣(mài)價(jià)差、提升了相關(guān)標(biāo)的證券的流動(dòng)性。Fedenia、Grammatikos(1992)[13]、Danielsen、Van Ness、Warr(2007)[8]以美國(guó)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(guó)臺(tái)灣地區(qū)的數(shù)據(jù)為樣本、Yip、Hooy(2012)[35]以馬來(lái)西亞的數(shù)據(jù)為樣本，分別驗(yàn)證了期權(quán)上市之后其標(biāo)的證券的買(mǎi)賣(mài)價(jià)差顯著縮小、流動(dòng)性顯著上升。但是，Liu(2009)[21]以美國(guó)的數(shù)據(jù)為樣本、Xu(2014)[34]以瑞典的數(shù)據(jù)為樣本，則驗(yàn)證了期權(quán)上市之后其標(biāo)的證券的流動(dòng)性顯著降低。而Kumar、Sarin、Shastri(1995)[19]以日本的數(shù)據(jù)為檢驗(yàn)樣本得出結(jié)論：期權(quán)上市后，其標(biāo)的證券的各項(xiàng)主要流動(dòng)性指標(biāo)具有相互矛盾的指向性，因而無(wú)法斷定期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的證券的流動(dòng)性究竟有何種影響。

上述文獻(xiàn)主要考察和研究了期權(quán)上市后其標(biāo)的證券市場(chǎng)質(zhì)量所發(fā)生的變化。至于指數(shù)期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響，鮮有既有文獻(xiàn)專門(mén)涉及。但是，針對(duì)股指衍生品上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響問(wèn)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(lái)考察股指衍生品的上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響。其研究表明：股指衍生品的上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)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(chǎng)上交易股指衍生品、抑或選擇在證券現(xiàn)貨市場(chǎng)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(chǎng)上交易股指衍生品，那么在證券現(xiàn)貨市場(chǎng)上該股指衍生品標(biāo)的指數(shù)成份股的波動(dòng)性則會(huì)降低，從而增加投資者的交易意愿，此等成份股的流動(dòng)性就會(huì)隨之增加，并對(duì)此等成份股產(chǎn)生正向的價(jià)格效應(yīng)；反之，倘若投資者選擇在證券現(xiàn)貨市場(chǎng)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(dòng)性則會(huì)增加，從而降低投資者的交易意愿，此等成份股的流動(dòng)性就會(huì)隨之降低，并對(duì)此等成份股產(chǎn)生負(fù)向的價(jià)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(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股的市場(chǎng)質(zhì)量具有兩種可能的影響，但其結(jié)論并未獲得實(shí)證上的支持。針對(duì)期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的證券市場(chǎng)質(zhì)量的影響問(wèn)題，既有文獻(xiàn)的研究大多違背了Rubin(1974)[26]所提出的“反事實(shí)框架”，多數(shù)既有文獻(xiàn)僅僅考查了期權(quán)上市后，相關(guān)標(biāo)的證券在市場(chǎng)質(zhì)量方面所發(fā)生的變化。因而，既有文獻(xiàn)的結(jié)論及其政策建議有待商榷、需謹(jǐn)慎對(duì)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(yùn)用雙重差分模型，通過(guò)構(gòu)造反事實(shí)路徑，實(shí)證檢驗(yàn)了指數(shù)ETF期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響。

研究方法

一、 模型設(shè)定

中國(guó)證監(jiān)會(huì)批準(zhǔn)上證50ETF期權(quán)于2015年2月9日正式上市交易，對(duì)證券現(xiàn)貨市場(chǎng)實(shí)屬外生政策沖擊。因而，上證50ETF期權(quán)上市對(duì)證券現(xiàn)貨市場(chǎng)的影響，類似于“自然實(shí)驗(yàn)”(natural experiment)或“準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)”(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(huì)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(jìn)而評(píng)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(wèn)題。因而，本文選用雙重差分模型，來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)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(shí)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(shí)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(shí)間期數(shù)；εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。式中：估計(jì)系數(shù)β1刻畫(huà)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(jì)系數(shù)β2刻畫(huà)了所有樣本證券在上證50ETF期權(quán)上市前后的時(shí)間差異，估計(jì)系數(shù)β3刻畫(huà)了上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響，此為本文的考察對(duì)象和研究重點(diǎn)。

運(yùn)用雙重差分模型無(wú)偏地評(píng)估政策的處理效應(yīng)，尤需強(qiáng)調(diào)下列兩點(diǎn)。其一，相關(guān)政策必須嚴(yán)格外生，即實(shí)驗(yàn)對(duì)象必須隨機(jī)進(jìn)入處理組或隨機(jī)進(jìn)入控制組。就本文的“實(shí)驗(yàn)”而言，由于相關(guān)上市公司無(wú)法事先知曉我國(guó)首支期權(quán)的上市交易場(chǎng)所，因而上市公司事先無(wú)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(rèn)為相關(guān)上市公司的股票隨機(jī)進(jìn)入了處理組或隨機(jī)進(jìn)入了控制組，進(jìn)而可認(rèn)為相關(guān)“政策”嚴(yán)格外生，并不引致內(nèi)生性問(wèn)題。其二，實(shí)驗(yàn)自身亦不引致內(nèi)生性反應(yīng)1，即實(shí)驗(yàn)對(duì)象隨機(jī)進(jìn)入處理組或隨機(jī)進(jìn)入控制組后不能隨意退出、不能隨意換組。眾所周知，在我國(guó)，股份公司公募發(fā)行股票和上市交易須經(jīng)中國(guó)證監(jiān)會(huì)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(wú)法立即改換門(mén)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(mén)庭轉(zhuǎn)移至深交所另行上市。故而可認(rèn)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(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量在下列三方面的影響：(1)價(jià)格效應(yīng)、(2)波動(dòng)性、(3)流動(dòng)性。本文以相關(guān)證券的對(duì)數(shù)收益率(r)來(lái)衡量其價(jià)格效應(yīng)；以相關(guān)證券的對(duì)數(shù)收益率經(jīng)GARCH(1，1)模型擬合后的殘差項(xiàng)絕對(duì)值(e)來(lái)衡量其波動(dòng)性；以絕對(duì)買(mǎi)賣(mài)價(jià)差(abas，即absolute bid-ask spread)來(lái)衡量其流動(dòng)性，另以相對(duì)買(mǎi)賣(mài)價(jià)差(rbas，即relative bid-ask spread)、有效買(mǎi)賣(mài)價(jià)差(ebas，即efficient bid-ask spread)、絕對(duì)實(shí)現(xiàn)價(jià)差(ars，即absolute realized spread)、相對(duì)實(shí)現(xiàn)價(jià)差(rrs，即relative realized spread)、定位價(jià)差(ps，即positioning spread)作為絕對(duì)買(mǎi)賣(mài)價(jià)差(abas)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。上述各價(jià)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(shí)證研究的控制變量Xit為相鄰時(shí)刻的收益率增量(dr)，還輔以相鄰時(shí)刻的成交額增量(dva)、相鄰時(shí)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(yàn)(劉向麗、汪壽陽(yáng)，2013)[38]。為了便于計(jì)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(wàn)億來(lái)縮減尺度。

實(shí)證檢驗(yàn)與分析

一、 樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取上證50指數(shù)的50支成份股進(jìn)入處理組，另選取深證100指數(shù)的100支成份股進(jìn)入控制組3，因?yàn)樵谏罱凰鶔炫平灰椎纳钭C100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(jì)223個(gè)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(jì)58個(gè)連續(xù)交易日。控制期的首日定為2014年11月17日是因?yàn)闇酃善苯灰谆ヂ?lián)互通機(jī)制(滬港通)于該日正式開(kāi)通交易，選擇該日為控制期首日可消減滬港通交易所帶來(lái)的市場(chǎng)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(jì)164個(gè)連續(xù)交易日。處理期的首日定為2015年2月9日是因?yàn)樯献C50ETF期權(quán)于該日正式上市交易。

表1 各價(jià)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(jì)

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(jìn)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(jì)如表2所示4。

為避免偽回歸、為確保估計(jì)結(jié)果的有效性，本文首先對(duì)各變量進(jìn)行了Fisher-ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)和Fisher-PP平穩(wěn)性檢驗(yàn)。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(shí)證結(jié)果

本文運(yùn)用雙重差分模型，考察上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響，其穩(wěn)健估計(jì)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(jì)系數(shù)并不顯著，表明上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股的價(jià)格效應(yīng)并不顯著。在e模型中，估計(jì)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(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，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(jià)格波動(dòng)。本文認(rèn)為，由于投資者在ETF期權(quán)上市后可進(jìn)行更為有效的風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)性。在abas模型中，估計(jì)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(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，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(mǎi)賣(mài)價(jià)差、提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動(dòng)性。本文認(rèn)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(duì)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(mǎi)賣(mài)價(jià)差、提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動(dòng)性。

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

三、 分階段的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

鑒于上證50ETF期權(quán)上市交易可能在不同的時(shí)間階段對(duì)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(shí)段(2015年2月9日～6月15日)和股市的下跌時(shí)段(2015年6月16日～10月16日)，來(lái)考察上證50ETF期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股在股市的上漲時(shí)段和下跌時(shí)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(shí)，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(shí)段時(shí)，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(yàn)的估計(jì)結(jié)果如表4所示。

如表4所示，在r模型中，估計(jì)系數(shù)均在1%的置信水平下顯著，且Treated×Post1的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)、而Treated×Post2的估計(jì)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(shí)段產(chǎn)生了負(fù)向的價(jià)格效應(yīng)、在股市的下跌時(shí)段產(chǎn)生了正向的價(jià)格效應(yīng)，即上證50ETF期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了逆市場(chǎng)趨勢(shì)的價(jià)格效應(yīng)。本文認(rèn)為，上證50ETF期權(quán)上市交易產(chǎn)生此等逆市場(chǎng)趨勢(shì)的價(jià)格效應(yīng)，皆緣于在股市的上漲時(shí)段，投資者通過(guò)期權(quán)的賣(mài)空交易機(jī)制做空，遂對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了負(fù)向的價(jià)格效應(yīng)，而在股市的下跌時(shí)段，投資者則通過(guò)期權(quán)的做多交易機(jī)制做多，便對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了正向的價(jià)格效應(yīng)。在綜合考察上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股所產(chǎn)生的整體價(jià)格效應(yīng)時(shí)，逆市場(chǎng)趨勢(shì)的負(fù)向價(jià)格效應(yīng)和正向價(jià)格效應(yīng)則相互抵銷，因而上證50ETF期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股所產(chǎn)生的整體價(jià)格效應(yīng)并不顯著。在e模型中，Treated×Post1的估計(jì)系數(shù)和Treated×Post2的估計(jì)系數(shù)均在1%的置信水平下顯著為負(fù)，表明無(wú)論股市處于上升時(shí)段或下跌時(shí)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(jià)格波動(dòng)。在abas模型中，Treated×Post1的估計(jì)系數(shù)和Treated×Post2的估計(jì)系數(shù)均在1%的置信水平下顯著為負(fù)，表明無(wú)論股市處于上升時(shí)段或下跌時(shí)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(dòng)性。

表4 分階段的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四、因變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股流動(dòng)性影響的穩(wěn)健性，本文以相對(duì)買(mǎi)賣(mài)價(jià)差(rbas)、有效買(mǎi)賣(mài)價(jià)差(ebas)、絕對(duì)實(shí)現(xiàn)價(jià)差(ars)、相對(duì)實(shí)現(xiàn)價(jià)差(rrs)、定位價(jià)差(ps)作為絕對(duì)買(mǎi)賣(mài)價(jià)差的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其估計(jì)結(jié)果如表5所示。

如表5所示，在作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的rbas模型、ebas模型、ars模型、rrs模型、ps模型中，估計(jì)系數(shù)均在1%的置信水平下顯著，且Treated×Post估計(jì)系數(shù)均與abas模型中的Treated×Post估計(jì)系數(shù)方向一致、也顯著為負(fù)，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(mǎi)賣(mài)價(jià)差、并增加其流動(dòng)性。

表5 因變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、控制變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)指數(shù)ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)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(yàn)，其估計(jì)結(jié)果如表6所示。

如表6所示，在所有模型中，Treated×Post的估計(jì)系數(shù)均與實(shí)證估計(jì)結(jié)果的正負(fù)方向一致，表明上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)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(dòng)性、有助于提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動(dòng)性，但并不對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生顯著的價(jià)格效應(yīng)。

六、處理效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(dòng)性顯著下降、流動(dòng)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(rèn)為有必要進(jìn)一步分解上證50ETF期權(quán)上市的處理效應(yīng)，來(lái)明確其標(biāo)的指數(shù)成份股波動(dòng)性顯著下降、流動(dòng)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(gè)時(shí)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(shí)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(shí)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(yàn)

式中：樣本證券處于處理期時(shí)，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(shí)段時(shí)，示性變量Post2定義為1，否則定義為0。其估計(jì)結(jié)果如表7所示。

如表7所示，在r模型中，Treated×Post1的估計(jì)系數(shù)和Treated×Post2的估計(jì)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(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生顯著的價(jià)格效應(yīng)；在e模型中，Treated×Post1的估計(jì)系數(shù)和Treated×Post2的估計(jì)系數(shù)均在1%的置信水平下顯著為負(fù)，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(jià)格波動(dòng)；在abas模型中，Treated×Post1的估計(jì)系數(shù)和Treated×Post2的估計(jì)系數(shù)均在1%的置信水平下顯著為負(fù)，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(dòng)性。綜上所述，處理效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)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(dòng)性，有助于提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動(dòng)性，但不對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生顯著的價(jià)格效應(yīng)。

表7 處理效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

七、分樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于公開(kāi)信息和私人信息在非交易時(shí)段大量累積，證券市場(chǎng)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(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響，本文參考劉紅忠、何文忠(2012)[36]的實(shí)證研究結(jié)果，將樣本期內(nèi)每個(gè)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(shí)段、另將樣本期內(nèi)每個(gè)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(shí)段，重新評(píng)估上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響，其估計(jì)結(jié)果如表8所示。

如表8所示，在所有模型中，Treated×Post的估計(jì)系數(shù)均與實(shí)證估計(jì)結(jié)果的正負(fù)方向一致，表明無(wú)論處于“隔夜效應(yīng)”樣本時(shí)段、或處于“午間效應(yīng)”樣本時(shí)段、或處于其余時(shí)段，上證50ETF期權(quán)上市交易對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)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(dòng)性,有助于提升其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動(dòng)性，但不對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生顯著的價(jià)格效應(yīng)。

表8 分樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

結(jié)語(yǔ)

我國(guó)資本市場(chǎng)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(lái)，上證50ETF期權(quán)運(yùn)行平穩(wěn),交易日趨活躍、成倍增長(zhǎng)，反映了市場(chǎng)對(duì)期權(quán)產(chǎn)品日益增長(zhǎng)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(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股的市場(chǎng)質(zhì)量有何影響，是否對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了價(jià)格效應(yīng)，是否會(huì)增減其標(biāo)的指數(shù)成份股的波動(dòng)性和流動(dòng)性，皆具有相當(dāng)?shù)默F(xiàn)實(shí)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(yùn)用雙重差分模型，實(shí)證檢驗(yàn)了上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響。實(shí)證檢驗(yàn)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(dòng)性，并增加其標(biāo)的指數(shù)成份股的流動(dòng)性。本文還進(jìn)一步將處理期拆分為股市的上漲時(shí)段和下跌時(shí)段來(lái)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，進(jìn)而發(fā)現(xiàn)上證50ETF期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的指數(shù)成份股產(chǎn)生了逆市場(chǎng)趨勢(shì)的價(jià)格效應(yīng)，即在股市的上漲時(shí)段產(chǎn)生了負(fù)向的價(jià)格效應(yīng)、在其下跌時(shí)段產(chǎn)生了正向的價(jià)格效應(yīng)，此等逆市場(chǎng)趨勢(shì)的價(jià)格效應(yīng)有助于避免股市的大起大落、有助于維護(hù)股市的相對(duì)平穩(wěn)運(yùn)行 。

本文實(shí)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(jì)的內(nèi)生性問(wèn)題、可無(wú)偏地評(píng)估期權(quán)上市對(duì)其標(biāo)的證券的處理效應(yīng)。而且，本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果通過(guò)了若干穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表明本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果是穩(wěn)健的，具有一定的參考價(jià)值和借鑒意義。

依據(jù)上述實(shí)證檢驗(yàn)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(kuò)大指數(shù)ETF期權(quán)標(biāo)的的覆蓋面和代表性，來(lái)進(jìn)一步豐富投資者的風(fēng)險(xiǎn)管理工具，將有助于投資者進(jìn)行更為靈活和精細(xì)的風(fēng)險(xiǎn)管理，二則可進(jìn)一步提升證券現(xiàn)貨市場(chǎng)的流動(dòng)性、平抑證券現(xiàn)貨市場(chǎng)可能發(fā)生的過(guò)度波動(dòng)、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(chǎng)可能發(fā)生的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)、并有助于加快推進(jìn)我國(guó)多層次資本市場(chǎng)體系的建設(shè)。

注釋

1. 若實(shí)驗(yàn)自身可引致實(shí)驗(yàn)對(duì)象退出控制組后進(jìn)入處理組、或退出處理組后進(jìn)入控制組，則實(shí)驗(yàn)對(duì)象與政策內(nèi)生，此時(shí)運(yùn)用雙重差分模型評(píng)估政策的處理效應(yīng)將產(chǎn)生偏誤。

2. 根據(jù)國(guó)泰安中國(guó)上市公司EVA專題研究數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)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(chǎng)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(wàn)宏源集團(tuán)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(shū)》，宏源證券因被申萬(wàn)宏源吸收合并，于2015年1月26日終止上市，同日申萬(wàn)宏源(證券代碼000166)掛牌上市。根據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)2014年10月15日頒布的《關(guān)于改革完善并嚴(yán)格實(shí)施上市公司退市制度的若干意見(jiàn)》，宏源證券系“因新設(shè)合并、吸收合并，不再具有獨(dú)立主體資格而被注銷、而退出了市場(chǎng)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(yùn)用雙重差分模型來(lái)評(píng)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(xì)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(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。

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

6. 中國(guó)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(gè)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(gè)系列的股指期貨交易量合計(jì)僅有61.127萬(wàn)手，僅為同年6月交易量的約1%(同年6月此三個(gè)系列的股指期貨交易量合計(jì)為6088.4551萬(wàn)手)。因而，可近似認(rèn)為股指期貨交易對(duì)相關(guān)成份股市場(chǎng)質(zhì)量的影響暫可忽略，進(jìn)而也可近似認(rèn)為相關(guān)成份股的市場(chǎng)質(zhì)量系主要受期權(quán)交易的影響。