摘 要：2021年6月21日，原油期權(quán)在上海期貨交易所上市交易，我國(guó)原油期權(quán)市場(chǎng)正處于發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，為了滿足期權(quán)市場(chǎng)發(fā)展及對(duì)沖有效性的需要，期權(quán)的合理定價(jià)是其中的重要一環(huán)。本文在結(jié)合了幾何布朗運(yùn)動(dòng)、蒙特卡洛模擬與GARCH族模型對(duì)上海期貨交易所原油看漲期權(quán)進(jìn)行估值并與市場(chǎng)價(jià)格的對(duì)比中發(fā)現(xiàn)，俄烏戰(zhàn)爭(zhēng)背景下，隨著原油期權(quán)價(jià)格的大幅波動(dòng)，原油期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值發(fā)生了較大幅度的偏離，這種偏離會(huì)在波峰達(dá)到最大，而且深度實(shí)值的期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格僅反映了內(nèi)在價(jià)值并沒有反映時(shí)間價(jià)值。本文通過對(duì)影響期權(quán)價(jià)值的底層因子進(jìn)行分離并運(yùn)用計(jì)量手段做進(jìn)一步分析，發(fā)現(xiàn)導(dǎo)致這種偏差的主要原因是上海期貨交易所原油期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格幾乎不對(duì)波動(dòng)率和剩余到期期限進(jìn)行定價(jià)，而且對(duì)標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格因素反應(yīng)不充分，這種不充分會(huì)隨著虛值的增加而增加，并不是由戰(zhàn)爭(zhēng)所引起的。

關(guān)鍵詞：俄烏沖突；原油期權(quán)；期權(quán)定價(jià)；蒙特卡洛模擬；GARCH

本文索引：沈卓成.<變量 2>[J].中國(guó)商論，2023（06）：-128.

中圖分類號(hào)：F830.9 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2023）03（b）--06

我國(guó)原油期權(quán)市場(chǎng)正處于起步階段，具有極大的發(fā)展?jié)摿εc空間，因?yàn)檠苌犯蟮淖饔眠€是轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)對(duì)沖、實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)管理而非投機(jī)，原油期權(quán)市場(chǎng)的發(fā)展是必然趨勢(shì)。

一方面，市場(chǎng)將趨于成熟且更加有效。在有效市場(chǎng)中，價(jià)格將會(huì)反映所有信息，商品的價(jià)格總是會(huì)趨近于該商品的價(jià)值。合理的價(jià)格就是市場(chǎng)發(fā)展的必然要求，認(rèn)清其來源則可以采取更好的方法來引導(dǎo)價(jià)格走向合理。

另一方面，衍生品作為風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移、對(duì)沖工具需要合理的價(jià)格及價(jià)格變動(dòng)。例如，某公司需要用期權(quán)完全對(duì)沖其所面臨的原材料價(jià)格變動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，從理論上講，應(yīng)通過Delta與Gamma進(jìn)行對(duì)沖計(jì)算期權(quán)頭寸。當(dāng)期權(quán)價(jià)格無效時(shí)，Delta與Gamma便失去意義，期權(quán)價(jià)格不會(huì)因?yàn)闃?biāo)的資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)而產(chǎn)生相應(yīng)合理的變動(dòng)，即使進(jìn)行了對(duì)沖，公司整體也會(huì)暴露在很多不可預(yù)期的風(fēng)險(xiǎn)下。當(dāng)對(duì)沖失去意義，對(duì)沖者數(shù)量減少，整個(gè)衍生品市場(chǎng)會(huì)充斥著更多的投機(jī)氣氛。因此，合理的價(jià)格及價(jià)格變動(dòng)是衍生品作為對(duì)沖工具的必要條件。

因此，借著俄烏沖突中各效應(yīng)被放大的機(jī)會(huì)，如原油期權(quán)標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格的大幅變動(dòng)及波動(dòng)率的急劇上升使得這些因素與原油期權(quán)價(jià)格的聯(lián)動(dòng)關(guān)系更加明顯，本研究能更精確地找出我國(guó)期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格偏離價(jià)值的原因，并為后續(xù)期權(quán)定價(jià)的合理化鋪平道路。

1 上海期貨交易所原油期權(quán)的估值

本文分別選取上海期貨交易所4月及5月到期的六份看漲期權(quán)合約（代碼分別為sc2204C500、sc2204C600、sc2204C700、sc2205C500、sc2205C600、sc2205C700）為研究對(duì)象，因此下文研究中若未專門指出是某期權(quán)合約則所指期權(quán)均指該六份期權(quán)合約或其中之一。根據(jù)合約代碼，其標(biāo)的資產(chǎn)分別為上海期貨交易所上市的同月到期的原油期貨（代碼為sc2204、sc2205）。基于戰(zhàn)爭(zhēng)開始時(shí)的現(xiàn)貨價(jià)格，行權(quán)價(jià)為500元、600元、700元的看漲期權(quán)分別對(duì)應(yīng)深度實(shí)值、接近平值與深度虛值，而且上海期貨交易所僅有4月及5月到期的原油期權(quán)交易日期能夠覆蓋戰(zhàn)爭(zhēng)前夕與爆發(fā)后，這樣的選取能夠更好、更直觀地對(duì)結(jié)果進(jìn)行展示與對(duì)比。本文將所有合約的每日結(jié)算價(jià)作為每日價(jià)格，所有價(jià)格數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

此外，本文選取中國(guó)20年國(guó)債到期收益率作為無風(fēng)險(xiǎn)收益，其值為3.4%，數(shù)據(jù)來源于Trading Economics。

1.1 波動(dòng)率參數(shù)的估計(jì)

1.1.1 數(shù)據(jù)波動(dòng)率集聚效應(yīng)的存在

根據(jù)Black-Scholes模型可知，期權(quán)的價(jià)值會(huì)受到波動(dòng)率影響，戰(zhàn)爭(zhēng)爆發(fā)后，原油期貨的價(jià)格波動(dòng)明顯增大。通過每日結(jié)算價(jià)數(shù)據(jù)，得到原油期貨合約每日的對(duì)數(shù)收益率數(shù)據(jù)（見圖1、圖2）。

由此可以看出，原油期貨的收益率時(shí)間序列出現(xiàn)了較明顯的自相關(guān)現(xiàn)象，即反映為原油期貨收益率數(shù)據(jù)的波動(dòng)率平均水平發(fā)生了較大的變化，因此僅將歷史波動(dòng)率作為期權(quán)估值中的波動(dòng)率數(shù)據(jù)并不合理。

1.1.2 GARCH族模型的建立

本文將引入GARCH族模型對(duì)標(biāo)的資產(chǎn)收益率進(jìn)行建模，得到標(biāo)的資產(chǎn)每日更新的日度收益率，以解決波動(dòng)率集聚問題。

1982年Engle提出自回歸條件異方差（ARCH），將擬合方程的誤差視為其滯后項(xiàng)的函數(shù)，使滯后數(shù)據(jù)的波動(dòng)性對(duì)預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)產(chǎn)生影響，從而解決波動(dòng)率集聚的問題[1]。后在1986 年Bollerslev提出了廣義自回歸條件異方差（GARCH），對(duì)Engle所提出的ARCH模型進(jìn)行了改進(jìn)，減少了模型待估參數(shù)以更好地估計(jì)資產(chǎn)波動(dòng)率[2]。隨后，1986年Engle與Bollerslev共同提出了IGARCH模型，去掉常數(shù)項(xiàng)但要求模型中所有參數(shù)之和嚴(yán)格等于1。1991年Nelson提出EGARCH模型，用自然對(duì)數(shù)刻畫非對(duì)稱性[3]。1994年Zakoian提出TGARCH模型，以虛擬變量體現(xiàn)杠桿效應(yīng)[4]。

根據(jù)所收集數(shù)據(jù)，本研究發(fā)現(xiàn)，sc2204原油期貨合約在2021年9月1日前交易不活躍，sc2205原油期貨合約在2021年9月15日前交易不活躍，為了建模的準(zhǔn)確性，本研究剔除了交易不活躍的時(shí)間段，對(duì)兩組數(shù)據(jù)分別從2021年9月1日和2021年9月15日開始建模。

借助Eviews，本研究對(duì)兩種原油期貨收益率數(shù)據(jù)分別建立了GARCH族模型。本文主要通過AIC、SC指標(biāo)在不同GARCH族模型間進(jìn)行對(duì)比以挑選出最優(yōu)模型。經(jīng)過各GARCH模型的對(duì)比，本文選用了IGARCH模型，其建模結(jié)果如下：

sc2204：

sc2205：

其中，Rt和Rt-1分別代表不同時(shí)間點(diǎn)的資產(chǎn)收益率，分別代表不同時(shí)間點(diǎn)的均值方程殘差值，分別為不同時(shí)間點(diǎn)的資產(chǎn)波動(dòng)率。

根據(jù)建立的IGARCH模型，可以計(jì)算出標(biāo)的資產(chǎn)日度波動(dòng)率數(shù)據(jù)。

1.2 美式期權(quán)的估值

1991年Longstaff與Schwartz提出了以蒙特卡洛模擬的方法對(duì)美式期權(quán)進(jìn)行定價(jià)[5]，后于1994年Stentoft通過研究證明了該方法的優(yōu)越性[6]。

當(dāng)每個(gè)周期的增量相互獨(dú)立并服從正態(tài)分布時(shí)，隨機(jī)過程被定義為布朗運(yùn)動(dòng)，如果隨機(jī)變量的對(duì)數(shù)遵循布朗運(yùn)動(dòng)，那么它遵循幾何布朗運(yùn)動(dòng)，這是最簡(jiǎn)單的連續(xù)隨機(jī)過程，也是描述證券價(jià)格隨機(jī)性的基本模型[7-8]。研究表明，幾何布朗運(yùn)動(dòng)可以很好地預(yù)測(cè)股票價(jià)格，尤其是在短期內(nèi)[9]。此外，Postali和Picchetti所做的研究得出的結(jié)論是，只要均值回歸的速度較慢，幾何布朗運(yùn)動(dòng)就可以更好地代表油價(jià)的運(yùn)動(dòng)[10]?；贐lack-Scholes模型的思想，本文將借助幾何布朗運(yùn)動(dòng)，采用蒙特卡洛模擬對(duì)期權(quán)進(jìn)行估值，其公式為：

其中，T和t是年份的時(shí)間點(diǎn)，ST和St是相應(yīng)時(shí)間點(diǎn)的資產(chǎn)價(jià)格，α是預(yù)期收益，σ是標(biāo)準(zhǔn)差，z是正態(tài)分布累積概率分布函數(shù)的反函數(shù)的隨機(jī)值。

因此，通過生成-1～1間的隨機(jī)數(shù)，代入正態(tài)分布累積概率分布函數(shù)的反函數(shù)，通過上述公式就可以得到一條模擬價(jià)格路徑，通過尋找該路徑上的期權(quán)收益現(xiàn)值的最大值，即可得到期權(quán)的價(jià)值。

最后，本研究通過重復(fù)進(jìn)行100萬次模擬并求出輸出結(jié)果的均值來獲得期權(quán)的估值，其中標(biāo)準(zhǔn)誤數(shù)值已很小，可忽略不計(jì)。

2 上海期貨交易所原油期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值對(duì)比

根據(jù)前文的期權(quán)估值模型，本文將2022年2月16日至2022年3月15日交易日的市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值進(jìn)行了對(duì)比（見圖3至圖8），其中2022年2月24日為戰(zhàn)爭(zhēng)開始后的第一個(gè)交易日。

觀察圖3和圖6，不難發(fā)現(xiàn)深度實(shí)值期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格在這段區(qū)域內(nèi)一直被低估，兩者一直存在著較大的偏離。

由圖3至圖8中多圖可以發(fā)現(xiàn)，隨著戰(zhàn)爭(zhēng)的爆發(fā)，在期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值均急劇上升時(shí)，期權(quán)價(jià)值上漲的幅度明顯大于期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格的上漲幅度，而當(dāng)期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值均急劇下降時(shí)，期權(quán)的價(jià)值變化幅度同樣也極易大于期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格的變化幅度。

為了更直觀觀察，本研究對(duì)sc2205C700原油期權(quán)3月3日至4月13日（上海期貨交易所五月期權(quán)合約最后交易日）的價(jià)值進(jìn)行了估計(jì)，并與實(shí)際市場(chǎng)價(jià)格進(jìn)行了對(duì)比（見圖9）。

可清晰地觀察到，在期權(quán)價(jià)值與市場(chǎng)價(jià)格的大幅上升時(shí)，期權(quán)價(jià)值的上漲量明顯大于市場(chǎng)價(jià)格的上漲量；而在期權(quán)價(jià)值與市場(chǎng)價(jià)格大幅下跌時(shí)，其價(jià)值下跌量也明顯大于市場(chǎng)價(jià)格的下跌量。

綜上，本研究發(fā)現(xiàn)，深度實(shí)值的上海期貨交易所原油看漲期權(quán)及俄烏戰(zhàn)爭(zhēng)爆發(fā)后的非深度實(shí)值看漲期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值間均有較大的偏差。前者市場(chǎng)價(jià)格一直處于被低估狀態(tài)，而兩者市場(chǎng)價(jià)格在上漲趨勢(shì)中極易被低估或擴(kuò)大被低估程度，在下跌趨勢(shì)中該程度又極易有所降低，最終在波峰附近產(chǎn)生最大偏離。

3 俄烏背景下上期易原油期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值偏離的原因剖析

本文主要將期權(quán)的每日價(jià)值變動(dòng)進(jìn)行分解來進(jìn)一步研究上海期貨交易所原油期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值偏離的原因，即在無風(fēng)險(xiǎn)利率和行權(quán)價(jià)不變的條件下，期權(quán)價(jià)值只受標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格、波動(dòng)率和剩余到期期限三個(gè)因素的影響，在原先對(duì)美式期權(quán)估值的方法基礎(chǔ)上，本研究分別只應(yīng)用第t+1天對(duì)應(yīng)標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格、波動(dòng)率和剩余到期期限中的其中一個(gè)因素，將其他兩個(gè)因素保持在第t天所對(duì)應(yīng)的水平上以計(jì)算出一個(gè)新的價(jià)值，最后將該價(jià)值與第t天的期權(quán)價(jià)值做差，分解出該單因素變化所帶來的期權(quán)價(jià)值變化值。隨后將三個(gè)因素的影響都進(jìn)行分解后，本研究分別對(duì)每日期權(quán)價(jià)值、市場(chǎng)價(jià)格的總變動(dòng)值和三個(gè)分量所帶來的變動(dòng)值用Eviews進(jìn)行回歸，通過回歸系數(shù)與其顯著性的對(duì)比做出進(jìn)一步分析。

3.1 深度實(shí)值原油期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值偏離分析

3.1.1 深度實(shí)值原油期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格與期權(quán)損益的對(duì)比

對(duì)于深度實(shí)值原油期權(quán)，本研究對(duì)比了期權(quán)損益和與期權(quán)價(jià)格（見圖10、圖11）。

從以上兩圖可以發(fā)現(xiàn)，期權(quán)損益線與深度實(shí)值期權(quán)價(jià)格線幾乎重合，說明對(duì)于深度實(shí)值的期權(quán)，市場(chǎng)幾乎僅對(duì)期權(quán)的內(nèi)在價(jià)值進(jìn)行定價(jià)，而忽略了期權(quán)的時(shí)間價(jià)值，即期權(quán)收益上漲的盈利機(jī)會(huì)或下跌的損失風(fēng)險(xiǎn)。

因此，隨著戰(zhàn)爭(zhēng)的爆發(fā)，標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)率的上升，上海期貨交易所深度實(shí)值的原油期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格的被低估程度將會(huì)增加，因?yàn)樵撌袌?chǎng)價(jià)格僅體現(xiàn)了期權(quán)的損益，即內(nèi)在價(jià)值，而未體現(xiàn)出其他因素，如波動(dòng)率、剩余到期期限等。

3.1.2 深度實(shí)值原油期權(quán)的因素分解分析

為了進(jìn)一步做出分析，本文對(duì)深度實(shí)值的原油期權(quán)做了因素分解并進(jìn)行回歸（見表1、表2）。

其中，SP5表示sc2204C500因標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)所帶來的價(jià)值變動(dòng)，V5表示sc2204C500因波動(dòng)率變動(dòng)所帶來的價(jià)值變動(dòng)，T5表示sc2204C500因剩余到期期限的縮短所帶來的價(jià)值變動(dòng)。

由表1、表2可見，兩回歸方程均具有接近于1的經(jīng)調(diào)整的可決系數(shù)（Adjusted R2），說明兩回歸方程的擬合效果較好。在對(duì)價(jià)值變動(dòng)值回歸的回歸方程中，三個(gè)變量所對(duì)應(yīng)的系數(shù)p值均小于0.05，表示三個(gè)變量的影響均顯著不為0；然而在對(duì)實(shí)際市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)值回歸的回歸方程中，僅有標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)帶來的影響所對(duì)應(yīng)的系數(shù)顯著不為0，印證了上述結(jié)論——深度實(shí)值期權(quán)僅反映了標(biāo)的資產(chǎn)的價(jià)格，而未反映波動(dòng)率和剩余到期期限所帶來的影響，而且反映標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格較充分，因市場(chǎng)價(jià)格回歸方程系數(shù)與價(jià)值回歸方程系數(shù)較接近。

3.2 非深度實(shí)值原油期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值偏離分析

3.2.1 非深度實(shí)值原油期權(quán)的因素分解分析

因4月到期的原油期權(quán)接近到期日，剩余到期期限因素影響不斷擴(kuò)大，期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格和價(jià)值均趨近于內(nèi)在價(jià)值，使得前文現(xiàn)象的出現(xiàn)是由該因素直接導(dǎo)致（如圖3接近到期日時(shí)期權(quán)價(jià)值相比市場(chǎng)價(jià)格加速下跌，可能是由于剩余到期期限因素將兩者均拉至其內(nèi)在價(jià)值而出現(xiàn)該現(xiàn)象）。然而根據(jù)上文的結(jié)論，幾乎在所有波峰處都有市場(chǎng)價(jià)格與價(jià)值偏離現(xiàn)象的發(fā)生，因此為了剔除剩余到期期限因素的影響，本研究選取sc2205C600和sc2205C700期權(quán)，并直接采用因素分解并回歸的方法進(jìn)行了分析（見表3至表6）。

其中，SP6、SP7分別表示sc2205C600和sc2205C700因標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)所帶來的價(jià)值變動(dòng)，V6、V7分別表示sc2205C600和sc2205C700因波動(dòng)率變動(dòng)所帶來的價(jià)值變動(dòng)，T6、T7分別表示sc2205C600和sc2205C700因剩余到期期限的縮短所帶來的價(jià)值變動(dòng)。

在表3和表4中，三個(gè)變量系數(shù)均顯著不為0且經(jīng)調(diào)整的可決系數(shù)（Adjusted R2）十分接近1，因此該回歸方程擬合度非常好。本研究將這兩個(gè)回歸方程作為參照以分析深度期權(quán)價(jià)值在大幅上升與下降過程中變化程度大于市場(chǎng)價(jià)格變化的原因。

在表5和表6中，波動(dòng)率與剩余到期期限所對(duì)應(yīng)系數(shù)的p值均大于0.05，說明這兩個(gè)變量的變動(dòng)均不會(huì)對(duì)期權(quán)總體價(jià)值的變動(dòng)產(chǎn)生顯著的影響，而回歸方程經(jīng)調(diào)整的可決系數(shù)（Adjusted R2）仍十分趨近于1，說明回歸方程對(duì)兩期權(quán)實(shí)際市場(chǎng)價(jià)格的變化有很好的解釋力度。

然而，通過表3、表4中sp6、sp7所對(duì)應(yīng)的系數(shù)和表5、表6中sp6、sp7所對(duì)應(yīng)的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，在對(duì)價(jià)值變動(dòng)值回歸時(shí)，現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)所帶來的價(jià)值變動(dòng)對(duì)應(yīng)的系數(shù)均接近于1，而在對(duì)實(shí)際市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)值進(jìn)行回歸時(shí)，sc2205C600與sc2205C700對(duì)應(yīng)的該項(xiàng)系數(shù)分別為0.794548與0.692467，遠(yuǎn)小于參照組中的系數(shù)1。

由此可見，期權(quán)的實(shí)際市場(chǎng)價(jià)格中并沒有完全反映標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)理應(yīng)帶來的期權(quán)價(jià)值變動(dòng)，因此導(dǎo)致期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格在上升趨勢(shì)中上漲量會(huì)明顯小于價(jià)值上漲量，而在下降趨勢(shì)中下跌量會(huì)明顯小于價(jià)值下跌量。

3.2.2 下跌趨勢(shì)中原油期權(quán)價(jià)值與價(jià)格偏離程度擴(kuò)大的現(xiàn)象及其原因

上述結(jié)論并非在所有例子中都能得到證實(shí)，即期權(quán)在下跌趨勢(shì)中價(jià)值的下跌量并非總是大于價(jià)格下跌量。由圖6至圖8可以觀察到，在開始下跌的時(shí)點(diǎn)上（如2022年3月10日），期權(quán)的價(jià)值與市場(chǎng)價(jià)格更趨向于平行變化，或價(jià)值的變化量會(huì)小于市場(chǎng)價(jià)格的變化量（本文此處只觀察5月到期的原油期權(quán)，因4月到期的原油期權(quán)臨近到期日，剩余到期期限因素影響程度大幅增加，從而會(huì)影響在該問題上的判斷）。通過上文對(duì)實(shí)際市場(chǎng)價(jià)格變化量與各分離因素變化量的回歸結(jié)果（見表5、表6）可知，市場(chǎng)價(jià)格對(duì)波動(dòng)率的變化定價(jià)并不顯著。在期權(quán)價(jià)值開始下跌時(shí)，標(biāo)的資產(chǎn)的波動(dòng)率顯著升高，標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格的下跌使期權(quán)的價(jià)值也下跌，但期權(quán)價(jià)值會(huì)對(duì)波動(dòng)率的變化定價(jià)，波動(dòng)率的增大導(dǎo)致了期權(quán)價(jià)值的上漲，最終使波動(dòng)率升高帶來的期權(quán)價(jià)值上漲抵沖了一部分或全部的由標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格下跌給期權(quán)帶來的價(jià)值下跌，因此期權(quán)價(jià)值開始下跌時(shí)會(huì)出現(xiàn)與之前結(jié)論不相符的地方。

3.3 戰(zhàn)爭(zhēng)與非戰(zhàn)爭(zhēng)時(shí)期回歸方程的對(duì)比

為了探究是不是戰(zhàn)爭(zhēng)因素導(dǎo)致了原油期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格未充分反映標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格的變化，本研究分解了sc2205C600原油期權(quán)2022年2月10日至2022年3月15日三個(gè)因素對(duì)其價(jià)值的影響量。后以2022年2月24日為分割點(diǎn)，將2022年2月10日至2022年2月23日分為一個(gè)樣本，該樣本代表戰(zhàn)爭(zhēng)發(fā)生前；將2022年2月24日至2022年3月15日分為另一個(gè)樣本，該樣本代表戰(zhàn)爭(zhēng)發(fā)生后，以這兩個(gè)樣本分別對(duì)期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)量與三個(gè)因素所帶來的變動(dòng)量進(jìn)行回歸（見表7、表8）。

其中，SP表示sc2205C600期貨合約因標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)所帶來的價(jià)值變動(dòng)，V表示sc2205C600期貨合約因波動(dòng)率變動(dòng)所帶來的價(jià)值變動(dòng)，T表示sc2205C600期貨合約因剩余到期期限的縮短所帶來的價(jià)值變動(dòng)。

結(jié)果表明，兩回歸方程均有較好的解釋力度，而且兩方程僅有標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)帶來的影響所對(duì)應(yīng)的系數(shù)p值小于0.05，表明該系數(shù)顯著不為0，而其他兩個(gè)解釋變量所對(duì)應(yīng)的系數(shù)均不顯著。這兩個(gè)回歸方程的SP所對(duì)應(yīng)的系數(shù)極其接近，表明戰(zhàn)爭(zhēng)的爆發(fā)并沒有對(duì)市場(chǎng)價(jià)格反映各因素變動(dòng)的充分程度有所影響。

4 結(jié)語

本文借助俄烏沖突背景下影響期權(quán)的各因素產(chǎn)生效應(yīng)被放大的機(jī)會(huì)，發(fā)現(xiàn)了上海期貨交易所原油看漲期權(quán)價(jià)格偏離價(jià)值的問題并剖析了其產(chǎn)生的原因。研究結(jié)果表明，我國(guó)上海期貨交易所深度實(shí)值原油看漲期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格一直處于被低估的狀態(tài)，其僅反映了期權(quán)的內(nèi)在價(jià)值卻忽略了時(shí)間價(jià)值。隨著戰(zhàn)爭(zhēng)的爆發(fā)，原油價(jià)格產(chǎn)生大幅波動(dòng)，各原油看漲期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格會(huì)在上漲時(shí)被低估或增加被低估的程度，而在下跌時(shí)縮小其與價(jià)值偏離的程度，并在波峰附近產(chǎn)生最大偏離。通過對(duì)期權(quán)每日價(jià)值變化量進(jìn)行分解并進(jìn)行相應(yīng)的回歸分析，本文發(fā)現(xiàn)主要有兩個(gè)原因?qū)е率袌?chǎng)價(jià)格與價(jià)值偏離現(xiàn)象：一方面，原油期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格不對(duì)標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)率變化及剩余到期期限的變化產(chǎn)生顯著反應(yīng)；另一方面，原油期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)格未充分反映標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)所帶來的影響，并且該程度隨著期權(quán)虛值程度的增加而增加。這種不充分與不反應(yīng)是上海期貨交易所原油期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格本身固有的，而并非俄烏沖突帶來的。當(dāng)極端事件發(fā)生導(dǎo)致原油價(jià)格快速上漲或下跌從而使期權(quán)價(jià)值與市場(chǎng)價(jià)格都發(fā)生變化時(shí)，原油期權(quán)價(jià)值的變化量會(huì)明顯大于期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格的變化量，尤其是對(duì)于非深度實(shí)值期權(quán)。因此，這會(huì)使原油期權(quán)市場(chǎng)價(jià)格較大幅度地偏離其價(jià)值，最終在波峰附近偏離程度達(dá)到最大，并且這種偏離會(huì)隨著期權(quán)虛值的程度增加而變得更加明顯。

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