权证市场及股票市场相互关系的实证研究

２０１０年第９卷第１期（总第１４０期）　２ｌ　权证市场及股票市场相互关系的实证研究　闫子英．于超　（首都经济贸易大学统计学院，北京　１０００７０）　摘要：本文通过对沪市上市的４只权证及其标的股票在存续期间的每日收盘价进行研究，分析我国权证市场与股票市场之间的　相互关系，本文主要将研究集中在了二者之间价格的研究上，结果显示两者的当期价格在上一期价格的基础上．受趋势项和当期信息　的影响，且二者价格间存在Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系。权证与标的股票之间共同趋势反应了投资者放弃权证市场的套期保值和对冲风险的功　能，仅仅把权证等同于股票进行投资。这说明我国的权证市场还不够成熟，需要市场各参与者共同努力，确保市场健康运行。　关键词：权证；标的股票；协整检验；Ｇｒａ“ｇｅｒ因果检验　中图分类号：Ｆ８３２　文献标识码：Ａ　文章编号：１６７１—８０８９（２ｏ１０）０１一Ｏ０２１—０３　一、引言　观点认为权证市场与标的股票市场之间存在双向关系。Ｄｅｔｅｍｐｌｅ　权Ｊ，ｉＥ（Ｗａｒｒａｎｔｓ），也称“涡轮”，是指标的证券发行人或其以外　和Ｓｅｌｄｅｎ（１９９１）认为在不完全市场中，权证价格与标的股票价格　的第三人（发行人）发行的，约定持有人在规定期间或特定到期日　相互影响。Ｈａｇｅｆｉｎ（２０００）对通过对瑞典市场的研究发现期权与　有权利（而无义务）按行权价格购买或出售一定数量的标的资产或　标的资产市场之间存在间接因果关系，并且在其中一个子样本期　以现金结算方式收取结算差价的有价证券的一种特定的合约。在　间发现了双向因果关系。　国外比较成熟的权证市场上，标的资产既包括常见的金融工具如　国内对这一问题的研究也较少，而且大部分是针对股权分置　股票、债券、外汇等，还包括衍生金融工具如期权、期货等，但大多　改革下的权证市场的表现及其与股票市场的关系。房振明等　数权证还是以股票为标的资产。权证是和期权类似的金融衍生　（２００６）通过对沪深市场上当时在市德６只权证考察权证市场与　品，本质是一种期权。　股票市场问的线性和非线性因果关系，结果表明权证市场与股票　自１９１１年美国首次发行权证以来，２０世纪７０年代后在欧　市场不存在双向因果关系，仅存在权证市场对股票市场较弱的单　洲也开始蓬勃发展，随后中国地区、日本以及中国地区　向影响。刘洋和庄新田（２００６）运用Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验的方法通过　等也先后推出了权证。权证在我国内地对于解决股权分置改革、　对沪市６只认购权证的实证发现，在大样本下，存在着认购权证　活跃证券市场、完善证券市场的价格发现等功能有重要的意义。　对标的股票单向的Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系，也就是认购权证价格趋势　目前，我国内地权证市场成交金额已经接近全球首位，成为全球最　会影响标的股票价格的趋势，在小样本下，认购权证与其标的股　活跃的权证市场之一，因此，对我国权证市场进行研究尤其是实　票之间不存在显著的Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系。李丹丹（２００７）运用ＡＤＦ　证研究具有重大意义，不仅可以正确认识我国的权证市场，指导　单位根检验、Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验和Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验等方法，研究　投资者合理投资，同时可以为我国制定正确的和制度，　了中国内地认购权证市场与标的股票市场之间的价格相关关系，　并可以为规范我国权证市场提供依据。　发现认购权证价格变动对标的股票价格影响较大，差不多一半的　二、相关文献回顾　样本表明权证市场与股票市场之间存在双向Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系。　由于国内权证推出时间较晚，国内研究权证市场和股票市场　刘维奇和谢黎旭（２００８）运用ＡＲＩＭＡ模型和二元ＧＡＲＣＨ模型研　相互关系的文献不多。国外较多的是关于期权与股票市场的研　究股票市场和权证市场，发现两者之间存在显著的信息不对称效　究。一种普遍的观点认为期权的交易成本低和高杆杠的特点，使　应和双向的交易波动溢出效应，沪深两市的股票市场比权证市场　得期权市场的交易更具有效率，从而拥有较多信息的投资者倾向　更加具有信息优势。　在期权市场进行交易，这样信息首先进入期权产品市场，随后传　三、研究方法　播到股票市场，这会导致期权市场行为领先于股票市场。持此观　为了从实证的角度考察权证市场及股票市场的相互关系，本　点的学者有Ｍａｎａｓｔｅｒ和Ｒｅｎｄｌｅｍａｎ（１９８２）、Ｄｉｌｔｚ和Ｋｉｍ（１９９６）　文在定性分析的基础上结合定量分析，系统的对权证市场及股票　等。另一种观点则认为标的股票市场的价格及其波动影响权证价　市场的相互关系进行研究。由于收集的数据是非平稳的时间序列，　格等，几乎所有的权证定价类研究都是这样的观点，在此基础上　因此本文在研究过程中采用处理非平稳数据的时间序列方法：单　才能够利用标的股票的价格为权证产品定价，Ｓｔｅｐｈａｎ和Ｗｈａｌｅｙ　位根检验、格兰杰因果检验及协整检验等方法。通过这些方法的运　（１９９０）等都持此观点，其中影响最大的是Ｂｌａｃｋ和Ｓｃｈｏｌｅｓ（１９７２）　用，不仅仅可以总体上考察财权证市场及股票市场的相互关系，同　提出的Ｂ—Ｓ定价公式，该公式得到了广泛的应用。此外还有一种　时还可以分析两者变动之间的长期均衡和短期调整的关系。　作者简介：闫子英（１９８４年一），首都经济贸易大学统计学院统计学硕士，主要研究方向为宏观经济统计。　于超（１９８３年一），首都经济贸易大学统计学院统计学硕士，主要研究方向为金融统计。　２２　２０１０年第９卷第１期（总第１４０期）　１、单位根检验。由于经济中的时间序列往往是非平稳的时间　以提高序列Ｙ的被解释程度。如果可以提高序列Ｙ的被解释程　度，则称Ｘ是Ｙ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因，反之，Ｘ不是Ｙ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因。　序列，而如果对非平稳的时间序列建立回归模型则可能产生虚假　相关和伪回归的现象，进而得到不正确的结论。因此，在对时间序　列进行分析的时候，首先应该对序列的平稳性进行检验。时间序　列的平稳性常常使用单位根方法进行检验。实际应用中常用的单　位根检验的方法有ＤＦ检验、ＡＤＦ检验及ＰＰ检验。ＰＰ和ＡＤＦ检　验法比ＤＦ检验法更具一般性，其主要差异在于对误差项的分布　同时，需要考虑问题的另一面，Ｙ是否是Ｘ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因。　３、协整理论。如果一些经济指标被某种经济系统联系在一　起，那么从长远角度来看这些变量应该具有均衡关系，这就是建　立协整检验的基本出发点。本文采用的协整检验是基于回归残差　的协整检验，即因变量能够被自变量的组合解释，两者存在稳定　的均衡关系，因变量不能被解释的部分则构成一个残差序列，而　这个序列应该是平稳的。　四、基于协整理论的实证分析　假设上的不同，ＰＰ与ＡＤＦ检验法的差异则在于ＡＤＦ单位根检验　适用于检验方程残差于无异方差的情况，而ＰＰ单位根检验则适　用于存在异方差的情形。　２、Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验。在经济变量中存在一些变量显著相关，　但彼此之间未必有意义的现象。因此，为了更好的解释一个变量　的变化是否是另一个变量变化的原因，Ｇｒａｎｇｅｒ提出一个判断因　果关系的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验方法。　１、样本选择和数据来源。本文选取了宝钢股份、国电电力、葛　洲坝、江西铜业４只权证存续期间每日收盘价格与其标的股票每　日收盘价格。其中期限最长数据为３８１天，最短为２８７天，其样本　数据为大样本数据，根据中心极限定理，可以近似地认为其数据　服从正态分布。　Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验在考察一个序列Ｘ是否是另一个序列　Ｙ产生的原因时采用下面的方法：首先估计序列Ｙ被其自身滞后　２、单位根检验。常用的单位根检验方法为ＡＤＦ检验，检验结　果如下：　期取值能解释的程度，接着通过加入序列Ｘ的滞后值验证是否可　表１对各变量单位根的ＡＤＦ检验结果　变量　ＡＤＦ值　－２．６９１５３ｌ　—１．８０７５６４　－２．５９７６８４　三种显著性水平下的　ｆ缶界值　１％　５％　ｌ０％　—３．４４８９９８　－３．４４９０５３　－３．４７４４１　－２．８６９６５３　－２．８６９６７７　—２．８６８９６８　－２．５７１　１６１　—２．５７１　１７４　－２．５７０７９４　一阶差分ＡＤＦ值　－２２．３２２３３　－３．７４４４６７　－－４．３３８６３２　一阶差分单位根检验Ｐ值　０．ＯＯｏ０　０．００３９　０．０Ｏ０４　宝钢ＣＷＢ１　宝钢股份　国电ＣＷＢ１　国电电力　葛洲ＣＷＢ１　－２．４１２７５５　－１．６５２２５０　—３．４７３９５　—３．４９１６４　—２．８６８９４８　－２．８６９７２６　－２．５７０７８３　—２．５７１２００　－１３．２６７２４　－６．６０４６７４　Ｏ．Ｏ０ｏ０　Ｏ．Ｏ０００　葛洲坝　江铜ＣＷＢ１　江西铜业　—１．２１１０８４　－０．７７４７８２　－０．８４３２２５　－３．４９１６４　－３．４５３０７２　—３．４５２９９１　－２．８６９７２６　－２．８７１４３８　－２．８７　１４０２　—２．５７１２００　—２．５７２１　１６　—２．５７２０９７　－２０．２５１７７　－４．１７７４８４　—６．３５０９９９　０．Ｏ０ｏ０　０．ｏ０Ｏ９　０．Ｏ０００　４只权证价格与其标的股票价格的ＡＤＦ统计量观察值均比　１％、５％、１０％的显著性水平下的临界值大，所以接受原假设，即存　在单位根，而其一阶差分值比１％、５％、１０％的显著性水平下的临　界值小，所以拒绝原假设。据此可认为它们经一阶差分后都是平　稳序列，即都是一阶单整的。因此，可采用处理非平稳变量的协整　检验的分析方法。　３、Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验。进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，以考察权证市　场与股票市场之间的因果关系。其检验结果如下表所示：　表２　Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　原假设　ＷＢＧ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ＢＧ　ＢＧ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ＷＢＧ　Ｆ统计量　１．９８９８３５１４０５７Ｏ９５　２．８９７２７１７３２４２０１５　Ｐ值　０．Ｏ１８２２７５５１　１　０．Ｏ００３８６６３１９９　检验结果　拒绝　拒绝　ＷＧＤ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ＧＤ　ＧＤ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ＷＧＤ　ＷＧＺＢ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ＧＺ８　ＧＺＢ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ＷＧＺＢ　ＷＪＸＴ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ＪｘＴ　１．５７０５８２３８１９７１２９　２．２９７６４２２２７４４８２３　１．６７５４９５５９２４２７２９　１．８４７６８２３　１　５２４９７８　６．４６９４８５９２５６００３１　０．１２２４６１　１２３８２　０．０１６１８４７４０７　０．０１８３５２８３８７７　０．０ｏ６１７５６８３６３　０．００１７９　１９３７￣０　接受　拒绝　拒绝　拒绝　拒绝　ＪＸＴ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ＷＪＸＴ　５．３７３６７７５３７３８８３９　０．００５１２７６２４５４　拒绝　ＷＢＧ－宝钢ＣＷＢ１，ＢＧ－宝钢股份，ＷＧＤ－国电ＣＷＢＩ，ＧＤ－中国电力，ＷＧＺＢ－葛洲ＣＷＢ１，ＣＺＢ－￥洲坝　由表可知４只权证价格与其标的股票价格之间除国电电力　之外均互为因果，而国电电力股票价格是其权证价格的成因。综　４、协整检验。通过Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，权证与股票市场的相　互关系得到初步认定。为了分析两者的长期均衡关系，下面对序　列进行协整检验。　上，可以表明各组变量之间不存在伪回归现象，如果将来做出的　回归方程各系数能过通过检验，则表明各方程是有实际意义的。　２０１０耳第９卷第１期（总第１４０期）　表３协整回归方程（长期均衡关系模型）　模型　宝钢ＣＷＢ１　国电ＣＷＢ１　自变量Ｐ值　０．ｏ０Ｏ０　０．ｏ０００　Ｆ检验Ｐ值　０．００ｏ０　Ｏ．０ｏ０ｏ　ＷＢＧ＝０．０７６３８１８４５１　ＢＧ＋Ｏ．９８ｌ１４６１６９　ＷＧＤ＝Ｏ．５４０２７９４５６４　ＧＤ一０．５８５４９７５７９８　葛洲ＣＷＢ１　江铜ＣＷＢ１　ＷＧＺＢ＝０．２５９０９３７Ｏ３３￥ＧＺＢ＋Ｏ．３０７１１０６７４　ＷＪＸＴ＝０．１３１５２８４５２３　ＪＸＴ一０．２５９７０３８４８　０．ｏｏ００　０．ｏ０００　０．０００ｏ　０．ＯＯ００　表４协整回归残差单位根ＡＤＦ检验　ＡＤＦ值　宝钢ＣＷＢ１　国电ＣＷＢＩ　－２．５７８７３８　－２．７１９７９７　１％　－２．５７１６３４　－２．５７　１０７８　三种显著性水平下的临界值　５％　－１．９４１７４０　－１．９４１６６２　１０％　—１．６１６０８７　－１．６１６１３９　Ｐ值　０．ＯＯ９８　０．００６５　葛洲ＣＷＢＩ　江铜ＣＷＢ１　－３．７５９１７２　—２．０２９８６０　－２．５７１６８２　－２．５７３３３７　—１．９４１７４５　－１．９４１９７４　—１．６１６０８４　－１．６１５９３４　Ｏ．Ｏ００２　０．０４０８　由表二可以看出自变量与因变量的相关关系是显著的。又由　表三中四个方程可以看出，在９５％的置信水平下可以认为残差序　列均不存在单位根，可以认为残差序列是平稳的，所以认购权证　价格与股票价格存在长期均衡关系，这与前面Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　票市场比权证市场成立更早且发展更为成熟，股票市场能够对权　证市场起到引导作用。当某一信息作用于股票市场时，立即引起　股票交易量的波动进而导致股票价格变动。此时权证市场对这一　变动做出反应，引起权证交易量的波动，权证价格相应也会发生　波动，如此反复最终达到均衡。模型系数表明权证市场波动对股　票市场影响较弱。　得到的结论相吻合。权证价格变量前的相关系数都为正，故认购　权证价格变动对股票价格有正的影响关系，即两者同向变动。　五、结论和建议　总结全文，要确保股票和权证市场的有序运转，有关部门一　方面要加强投资风险意识、倡导理性投资不能盲目跟风、传授经　验、保障投资者的权利，促进两个市场协调发展。另一方面要　强化市场监管，确保企业信息及时披露，加大信息的透明度，严厉　从时序图来看权证价格以及标的证券价格都是非平稳序列。　运用ＡＤＦ检验，结果表明两序列都是一阶单整序列，且经过差分　处理后两序列均平稳。通过单位根检验我们发现：权证价格与标　的证券价格用带有常数项和趋势项的一阶自回归过程描述最为　贴切。也就是说两者的当期价格在上一期价格的基础上，受趋势　项和当期信息的影响。这一结论符合前人的研究成果和金融市场　理论。　打击非法运作等行为，保障股票和权证市场的健康运行。　注：本文获首都经济贸易大学研究生科技创新资助项目“我　国权证市场与股票市场相互关系的实证研究”支持。　参考文献：　…房振名，王春峰．我国股票与权证市场之间的线性与非线　权证价格与标的股票价格的协整关系表明两个市场之间存　在着长期均衡关系；回归方程系数为正表明权证价格变动对股票　价格确实存在正向的影响。两者之间的协整关系表明：投资者密　切关注权证市场和股票市场的价格变化，并及时调整资金以寻求　回报率更高的投资。共同趋势也反应了投资者放弃权证市场的套　期保值和对冲风险的功能，仅仅把权证等同于股票进行投资。　权证价格和标的股票价格关系的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果表　明两种价格间存在因果关系，以及两者之间的协整关系都表明两　性因果关系Ⅱ］．系统工程，２００６；（７）：５１￣５６　ｆ２１刘洋，庄新田．沪市认购权证与其标的股票价格走势的　Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验Ⅱ】．管理学报，２００６；（１１）：６９７￣７０１　『３１程旭芬．我国权证与标的股票的长短期关系研究——基于　事件研究法和Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系的实证研究．南京理１＝大学，２００７　『４１高铁梅．计量经济分析方法与建模——Ｅｖｉｅｖｓ应用及实例　个市场之间的关系是非常紧密的。单位根检验可知我国的股票市　场或权证市场不仅受到自身市场前期信息冲击的影响，而且还受　到权证市场或股票市场的前期信息冲击的影响。原因在于我国股　『Ｍ１．清华大学出版社，２００６　【５】刘维奇．权证市场和基础市场关系研究卟数量经济技术　经济研究。２００８；（１）：１０９￣１１９　－・－　－—・●一－—　・一—＋一・　（上接第３５页）参考文献：　【１】张维迎．博弈论与信息经济学【Ｍ］．上海人民出版社，１９９９．３　４　［２】张凤凉．我国区域经济的博弈分析与协调发展ＵＪ＇经济研　究，２００２；（１）：７６￣７７　７２　【５］查晶晶．从博弈角度分析三峡旅游开发Ⅱ】．社会发展，７１～　［６梁艺桦，杨新军．６］区域旅游竞合博弈分析Ⅱ］．地理与地理　信息科学，２００５；２１（２）：３　【７】何伟军．三峡区域特色产业集群研究【Ｍ】．中国社会科学　出版社．２００９．９　［３】曹华盛．论长江三峡旅游竞合博弈Ⅱ】．特区经济，２００８；（９）：　１５Ｏ～１５２　［４］赵铭铭．对发达地区与欠发达地区实现经济和谐的思考一　基于博弈理论ｍ．重庆工商大学学报，２００６—１６—１１　［８】李细建，范永立．基于博弈论的中部地区区域关系分析　Ｕ】．福建论坛・人文社会科学版，２００８；（１２）：２７￣３０