ParK's 論文后花園

对外经济贸易大学
博士学位论文
我国股改权证市场与标的股票市场相关关系研究
姓名：史丽媛
申请学位级别：博士
专业：金融学
指导教师：门明
20090401
摘要
在全球证券市场，权证被越来越多的投资者应用作为投资、套期保值和套利
的工具。在中国内地，最早的认股权证出现在1992年，但是由于过度投机，权
证市场于1996年被禁止交易。为了发展衍生产品市场，同时促进上市公司股权
分置改革顺利进行，2005年，权证市场再次开设。权证市场开设初期，大多数
权证均是上市公司或上市公司非流通股股东发行的股改权证。股改权证不同于一
般意义上的认股权证或备兑权证，而是介于两者之间。股改权证一经引入，就受
到投资者的大力追捧。
作为衍生产品市场，权证市场的设立会从各个方面影响标的股票市场：而标
的股票市场也会反过来影响权证市场的运行。我国内地权证市场虽然建立不久，
但是交投活跃。因此，权证市场与标的股票市场的相关关系也引起了人们的广泛
关注。从现状来看，目前学术界缺乏对两个市场之间关系的全面、系统研究，已
有的研究多集中在权证的定价机制以及权证发行对标的股票市场的影响。本文以
权证市场与标的股票市场的相关关系为研究对象具有一定的理论意义和实际价
值。
本文主要运用计量经济学模型和分析技术对我国股改权证市场与标的股票
市场之间的相互关系进行了研究。首先，本文论述了权证的基本范畴和国内外权
证市场的发展情况。其次，运用事件分析法、非参数检验、建立GARCH模型等
方法，实证检验了股改权证发行对标的股票收益率、风险、流动性的影响以及股
改权证的到期日效应。发现权证发行对标的股票收益率不存在显著影响，但提高
了标的股票的风险和流动性。同时，股改权证不存在到期日效应。再次，运用协
整分析、单位根检验、Granger因果分析、建立VAR模型并进行脉冲相应函数分
析的方法，实证检验了权证市场与标的股票市场的领先滞后关系。实证结果表明，
拥有私人信息的交易者没有选择权证市场进行交易，股票市场在一定程度上引导
着权证市场。为了解释以上现象，我们进一步对权证市场的有效性进行了检验。
实证结果表明，权证市场不满足弱式有效。权证市场信息的传递存在时滞，而且
对新信息反映不足，权证价格波动与信息的到达关联度不高，权证收益率与交易
量之间不存在显著的Granger因果关系。最后，本文分析了创设机制对于改进我
国权证市场有效性的作用，发现创设制度并未在提高权证市场的流动性、促进价
格向理论价值回归、降低价格波动等方面发挥显著的作用。同时，创设制度不仅
没有起到改进市场效率的作用，反而推波助澜地助长了市场投机氛围。对此，我
们分析了问题的原因并提出了一些政策建议。
关键词：权证市场，标的股票市场，相关关系，权证市场有效性，创设制度
Abstract
Warrants have been applied by more and more investors as investment,
hedging and arbitrage instruments．In mainland of China,the earliest equity
warrant appeared in 1992．However,the warrant market was prohibited from
trading in 1996 because of excessive speculation．In 2005，the warrant market
was re-opened for the development of the derivatives markets and promoting
state-shareholding reform．At the very beginning,most warrants were issued by
listed companies and non．tradable shareholders．Warrants in China are different
from equity warrants and derivative warrants in other financial markets·
As a derivative market,warrant market will impact underlying stock markets
and the stock market will in turn affect the operation of warrant markeU
Although the warrant market in China was set up only recently,trading
activities are developing rapidly．Therefore,the relationship between warrant
market and stock market has also attracted wide attention．Nonetheless，up till
noW there is no comprehensive and systematic research in this field．Many
schoIars have concentrated on the pricing mechanism of warrants and the
impact of warrants issuing．In this paper,I study the interrelation of two markets·
That is theoretically and practically meaningful．
This paper is focusing on five issues．First of an,I discuss the basic concept of
warrants and warrant markets in major financial markets．Secondly I test the
impact on stocks'rate of return，risk and liquidity of warrants issuance as well as
the expiration．day effect of warrants by applying event analysis,non。parametric
test,and GARCH model．The empirical results reveal that the risk and liquidity
of stocks are improved．Nevertheless，the change of the rate of return is not
significantly．At the same time,there is not expiration—day effect in warrant
market of China．Thirdly,this paper studies the Lead—Lag relations between
Warrant market and stock market by using cointegration analysis，unit root test,
Granger causality analysis。VAR model and impulse response function·I f'md
that the informed．traders did not trade in warrant market and to some extent
stock market guide warrant market．In order to explain the above phenomenon,
future study on the efficiency of warrant market is conducted．The empirical
阳suIts show that the warrant market does not satisfy the assumptions of
weak-form efficiency．The transmission
and the reaction to new information
of information in warrant market delays，
is not enough．There is not significant
II
Granger causality between warrants’rate of return and trading volumes．Finally,
this article analyzes the efficiency of warrant creation system and finds out that
it did not play an important role to improve the liquidity and efficiency of
warrant market．I analyze the causes and propose a number of policy
suggestions．
Keywords：warrant market,underlying stock market，interrelation，efficiency of
warrant market,warrant creation system
III
学位论文原创性声明
本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下，
独立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容
外，本论文不含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成
果。对本文所涉及的研究工作做出重要贡献的个人和集体，均己
在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律责任由本
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特此声明
学位论文作者签名： 援w警年．歹月牛日
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印刷本和电子版本；学校有权保存学位论文的印刷本和电子版，
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容用于学术活动。保密的学位论文在解密后遵守此规定。
学位论文作者签名：她名爱砷年厂月争日
导师签名：门以砷7年岁月争日
1．导论
1．1研究目的及意义
权iJE(Warrants)是一种衍生产品，它赋予持有人在事先约定的时间内以事先约
定的价格买卖制定标的资产的权利。权证起始于20世纪初的美国。191 1年美国
电灯和能源公司(American Light&Power)发行了全球第一张认股权证。但是这一
时期权证发展缓慢。20世纪90年代后期之后，权证产品开始在全球蓬勃发展。
引入权证的国家不断增多，发行数量节节攀升，交易量屡创新高。
我国内地市场第一只权证是1992年6月上海证券交易所推出的大飞乐股票
的配股权证。同年10月30日，深圳宝安公司在深圳交易所向老股东发行了我国
第一张中长期(一年)认股权证：宝安93认股权证。宝安权证一发行就在市场上
掀起了权证浪潮，价格从4元一直炒到20元。其后，又有多只权证陆续在深圳
证券交易所和上海证券交易所上市。但是，由于上市的权证数量较少，投资者素
质较低等原因，市场投机氛围浓重，权证价格经常暴涨暴跌，长时间偏离理论价
值。权证这种衍生工具的积极作用未能得到发挥。在经历了短暂的疯狂之后，1996
年6月底监管层终止了权证交易。2005年，伴随着股权分置改革的进行，权证
产品重新返回历史舞台。7月18日，深圳交易所与上海交易所分别发布了《权
证业务管理暂行办法》，预示着权证市场的启动。8月22日，宝钢权证在上海
证券交易所上市，标志着经过近十年的探索，金融衍生产品萨式步入我国资本市
场。权证恢复上市以来，截止到2007年6月29号，我国权证市场先后上市38
只权证，其中包括33只股改权证。
宝钢权证刚上市之后一段时间内，成交金额始终徘徊在1．3亿元的水平，但
2005年11月初成交净额开始急剧放大，至11月16日达到41亿元。与此同时，
宝钢权证价格在10月底至11月底之间从0．7元迅速上升到2元以上。特别是在
2005年11月中旬左右，宝钢权证日交易换手率最高达到617．28％，溢价率和隐
含波动率最高分别达到67．39％和164．7％。出现这种现象的原因之一是由于股改
权证是由非流通股股东免费派送给流通股股东的，因而数量有限，当市场供需不
平衡时不可避免地出现价格的剧烈波动。为了平抑供需失衡导致的价格大幅波
动，我国权证市场引入了权证创设机制。2005年11月22同，上海证券交易所
发布《关于证券公司创设武钢权证有关事项的通知》，允许取得中国证券业协会
创新活动试点资格的证券公司作为“创设人”，按照相关规定创设权证。2005年
12月2同，深圳交易所也发布了《关于证券公司创设权证有关事项的通知》，明
确了创设制度的具体规定。至此，权证创设制度在我国市场建立起来。但是，依
靠创设制度提供流动性并非世界惯例。其余国家市场流动性的提供往往依靠自由
发行机制、持续发售机制111或者做市商制度。
我国权证市场交易时问不长，权证发行的数量较少，但是市场交易金额却非
常大。2006年，中国内地市场权证交易总额已经达到了1．99万亿元人民币，超
过了香港，仅次于德国，成为全球交易金额排名第二的市场。同时，权证市场整
体换手率比较高，以上海证券交易所交易的权证为例，2006年21只上市交易的
股改权证中有12只权证年换手率超过10000％，2007年虽然整体而言换手率有
所下降，但仍处于高位(见表1)。权证价格波动剧烈，市场价格长期偏离理论
价值。因此，我们不禁要问，我国权证市场是否是一个有效率的市场?权证创设
制度是否起到了提供流动性、稳定市场的作用?权证市场对于标的股票市场会有
什么样的影响?两个市场间又会存在怎样的关系?
回答以上问题，即为本文写作的目的。对以上问题进行系统而深入的研究也
具有重大的理论意义和实践意义。权证作为一种初级金融衍生产品，是我国发展
金融衍生品市场的丌路先锋，权证市场的健康发展，对于我国证券市场的完善和
进一步发展意义重大。权证产品的兴起给投资者带来了一定的便利，促进了投融
资渠道的多元化，增加了风险管理的渠道，从而有利于证券市场的进一步完善。
但是，权证作为衍生产品，自身较高的风险性也会影响到证券市场，导致证券市
场风险的多元化。同时，权证的高杠杆性使其成为一个很好的投机工具，相对较
低的交易成本，更是为投机交易推波助澜。因此，权证产品的推出也会导致证券
市场投机机会的增多和投机现象的加剧。因此我们有必要首先研究权证的推出对
标的股票市场造成的影响，并在此基础上趋利避害。而权证市场与股票市场相关
关系的研究有利于进一步分析权证市场作为金融衍生品市场的作用是否得到充
分发挥。权证市场有效性和创设制度有效性的研究则可以解释权证市场是否发挥
作用的原因。
目前国外关于权证的研究主要有两大类，一类是关于其定价的实证研究，另
一类是关于权证发行或行权对标的股票的影响以及权证与标的股票互动性的实
证研究。但是由于国内权证市场发展的时间不长，样本数量不多，因此实证研究
还不广泛。对权证市场与股票市场之间的关系以及权证市场自身效率的全面分析
和实证研究尚未出现。本文的研究试图填补这一空白。
注：[1]持续发售机制是指原发行人对其已发行的权证进行持续发售，持续发售的权证与已经发行的权证各
项条款相同；自由发行机制是指一个或多个发行者可就同一个基础证券发行多种小同的权证。持续发售和
自由发行是香港、欧美市场广泛采用的制度，对平衡市场供需、权证合理定价有重要意义。
2
表1．1上海证券交易所权证年换手率情况
2005 2006 2007
宝钢JTBl 17019．41 1 9040．54 5394．33
武钢JTBl 3070．85 1 8907．01
机场JTPl 688．54 23735．6l
武钢JTPl 1918．96 18681．7l
包钢JTBl 1 5505．55 5394．33
邯钢JTBl 10827．11 3741．83
首创JTBl 1 3525．72 5454．71
万华HXBl 580006 291．50
雅戈QCBl 5634．58 3048．03
长电CWBl 3427．94 3514．24
国电JTBl 5034．74 11610．98
伊利CWBl 669．55 5667．48
茅台JCPl 6203．75 9053．14
海尔JTPl 6743．91 580992
雅戈QCPl 9319．67 9062．90
万华HXPl 11344．50 12415．7l
原水CTPl 1 4446．29 6811．78
包钢JTPl l 6664．54 10134．96
沪场JTPl 11568．60 8133．17
招行CMPl 8756．33 29060．89
南航JTPl l 0064．05
资料来源：上海证券交易所网站
1．2国内外研究简述
1．2．1权证发行对标的股票影响的文献
国外学者对于期权等衍生证券的上市交易对其标的股票的影响这一问题进
行了大量的研究。最初Black和Scholes(1973)将期权视为多余的证券，从而
利用无风险套利模型对期权进行了定价，在他们的模型中期权发行对标的证券的
价格变动不存在影响。但是，这一结论受到了后来学者们的质疑。Ross(1976)
认为在一个不完善的市场中期权的存在扩大了投资者面临的可行集，增加了投资
者的福利，因而在理论上讲股票的价格会受期权发行的影响。Hakansson(1982)
随后的研究得到了类似的结论。Dtemple(1990)发现期权上市使得股票均衡价
格降低，但投资者初始禀赋不同时可能得到相反的结论。Detemple和Sdden
(1991)指出期权在不完善市场中进行交易时，对一般均衡价格产生影响是可能
的。但这些理论模型对于期权发行对标的股票价格影响的大小以及程度均未给出
明确的结论。理论上的模糊不清使得实证研究成为必要。
Conrad(1989)利用1974年到1980年美国市场发行的期权数据检验了期权
上市对股票价格及波动率的影响。她发现在期权发行前后存在显著为正的股票超
额回报率，她将这一正价格效应归功于流动性压力，认为认购期权的发行者会通
过在基础市场买入标的股票进行套期保值，同时，其余投资者会预期券商的行为
而增加对标的股票的需求。流动性压力说并不能够解释认沽期权发行时的正价格
效应。此外，她还发现期权的交易降低了标的股票的波动性。Hassad和
Vorrheis(1991)使用美国市场的数据得出了与Conrad(1989)相同的结论。Detemple
和Jorion(1990)利用1973年至1986年间美国市场发行的300只股票期权作为
样本检验了期权上市对标的股票价格的影响。他们发现在1973年到1982年间发
行的201支期权存在着显著的标的股票价格增长效应(大约2％)，而在1982年
至1986年间上市的99支期权不存在显著的价格效应。他们认为这一研究结果与
市场不完善的假说是一致的。1982年之后正价格效应不存在的原因，他们认为
是由于1982年4月标准普尔500指数期货的引入完善了市场。Long、Schinski
和Offier(1994)利用在OTC发行的1l 1支期权作为样本，检验了期权发行对标
的股票交易量及波动率的影响。样本根据市值分组，发现期权上市后中小市值公
司股票交易量显著增加，但价格波动性未发生显著变化，13系数也没有显著变化。
Niendorf和Peterson(1996)将交易方差分解为三部分：买卖价差、收益率自相
关性和内在方差。实证研究表明，随着期权上市做市商交易成本的变化改变了买
卖价差，信息数量及质量的改善使得收益率自相关系数趋于零，买卖标的证券的
交易者及交易数量的变化改变了内在方差。Wei、Poon和Zee(1997)运用144
个OTC公司数据为样本研究了期权上市对标的股票买卖价差、价格波动率及交
易量的影响。样本显示，随着期权上市，标的股票价格波动率及交易量均增加，
但对买卖差价的影响不明确。Kumar、Sann和Shastri(1998)运用于1983到1989
年间在Amex、CBOE、NYSE、PSE、PHLX发行的所有期权为样本研究了期权
交易对标的股票市场质量的影响。结论为，期权的发行使得价格波动率降低，买
卖价差减小，交易量、交易频率及交易规模增加，改善了基础市场的质量。Sorescu
(2000)利用1973年到1995年的数据，在更大样本量的基础上运用两结构转换
均值模型对于期权上市的价格效应再次作出研究。他得出的结论与Detemple和
Jorion(1990)的结论相似。他认为模型最佳转换日期发生在1981年。1981年
之后期权上市标的股票出现负的超额收益率的原因在于1982年股指期货的引入
以及1981年管制的施行。期权的出现加速了不利信息的散布，因为在不存在期
4
权市场时，对后市持悲观态度的交易者很难建立起空头头寸。这一猜想被
Figlewski和Webb(1993)的研究证实，他们发现发行期权的股票比那些没有对
应期权发行的股票更严重地被卖空。Pearson，Poteshman和White(2007)检验了
期权交易与标的股票收益率波动性之间的关系。发现当套期保值交易者拥有净卖
出期权头寸时，套期保值者的套保行为会增加标的股票收益率的波动性：当套期
保值者拥有净买入期权头寸时，标的股票收益率波动性则会降低。
除了美国市场之外，针对其他国家市场的研究也有很多。Clarke，Gannon和
Vinning(2005)通过对澳大利亚股票市场的研究发现衍生权证的发行会导致标的
股票产生显著负的超额收益率。Watt，Yahav和Draper(1992)和Faff和Hillier(2003)
分别验证了英国市场，都发现短暂的正的价格效应。Sahlstrom(2001)研究了在
芬兰股票期权的发行对标的股票收益率及风险的影响。研究结果表明期权上市后
股票波动率及买卖价差均降低，股票收益率序列产生较小的一阶正相关。这些结
论表明在芬兰期权市场增加了基础市场的效率。Chen和Wu(2001)对香港权证
市场进行了实证研究，结果表明权证的上市导致显著为正且持久的价格效应，而
且价格的变化与交易量正相关。他们认为：如果权证发行者能正确地估计发行权
证的套期保值需求，那么权证发行者的套期保值需求将促使标的股票价格和交易
量在权证发行日前后升高。除此之外，由于新权证的发行价格是由预先决定的溢
价水平来决定的，所以发行者可能故意通过大量买入标的股票把股票价格推高，
以便于以更高的价格来发行权证。Chung和Hseu(2006)研究了台湾市场权证
发行对标的股票风险、收益率以及交易量的影响。结果显示权证对标的股票的影
响在很多方面与期权不同。标的股票在权证宣告同有正的超额收益率，但宣告日
后收益率下降。股票交易量、系统性风险及市场流动性没有出现变化。此外作者
还发现投资银行趋向于选择近期波动率变大的股票发行权证。
国内学者也进行了一些研究。谭利勇(2006)以正股的收益率为研究对象，
利用EGARCH模型分析了日收益率大小及方差的变动情况在权证上市前后是否
有显著差异。实证结果表明权证并未提高正股定价效率。房振明、王春峰、李晔
和卢涛(2006)采用线性和非线性因果检验方法对我国股票和权证市场相互关联
性进行了实证研究。实证结果表明权证市场与股票市场之间不存在双向的关系，
仅存在由权证市场到股票市场较弱的单向影响。丁飞鹏、马路安、何穗(2006)
用ARIMA—GARCH模型检验了宝钢权证交易对其标的资产波动的影响。研究
结果表明权证发行后股价的波动性减小了，而且没有ARCH效应。吴谦(2007)
运用CAPM和GARCH—M模型，探讨了权证的发行对正股的无风险报酬率、
系统性风险和总风险的影响。实证结果表明，权证的发行对正股的无风险报酬、
系统性风险的影响不显著，但对半数以上发行权证的股票的总风险有显著影响。
5
1．2．2关于权证到期日效应的研究
关于期权的到期效应缺乏相应的理论模型，有限的研究多集中在期权到期对
标的资产的影响的实证检验上。由于宏观经济环境及微观市场结构的不同，对不
同时期、不同市场的实证结果不尽相同，但检验方法有相似之处，大多数是对标
的股票市场交易量、收益率、波动性以及价格反转现象的检验。
已有的文献主要集中在对美国市场期权(期货)到期日效应的实证研究。最
早CBOE曾于1976年报告在距离期权到期日两周内未发现标的股票的异常价格变
动。随后，Klemkosky(1978)检验了从975年到1976年间14个期权到期日，
发现在期权到期日前一周内存在一1％的异常收益率，而在到期日后一周内这一数
据为+0．4％。Officer和Trennepohl(1981)利用1977-1978年间的数据，检验了
152只标的股票在期权到期日前后四天内的价格变动，结果显示期权到期日前两
天标的股票价格有下跌压力，但异常收益率很小，未预期到的股票波动率略有上
升。总体而言，期权到期引发的股票价格异常变动并未威胁到市场效率。Stoll
和Whaley(1987)通过研究标准普尔500指数期货在1984年至1985年间的8
个到期同，检验了标准普尔500指数和标准普尔100指数在到期同的最后一个小
时股价的异常变化。结果表明在期货和期权同时到期时现货市场波动性显著增
加。而在仅有少量期货到期时，股指期权的到期并不会导致现货市场异常的价格
变化。1987年6月，标准普尔500指数期货结算价格发生了变化，由按照组成
指数的股票的收盘价计算的指数价值改为按照组成股票的开盘价计算。但标准普
尔100指数期权的结算价格计算方式不变。Stol 1和Whaley(1991)分析了这一
变化的影响。首先标准普尔500所包括的股票在到期同收盘前最后半小时交易量
显著下降；其次，标准普尔100所包含的股票在到期日收盘前的最后半小时依旧
保持显著高于非到期日的交易量；再次，标准普尔500包括的股票在到期日开盘
时的交易量显著增加。这些实证结果说明，指数衍生品对于现货市场确实存在到
期日效应。Aggarwal(1988)利用从1981年lO月1日至1987年6月30日标准普
尔500及DJIA指数的数据研究了指数期货对于现货市场的影响。结果表明，在
股指期货到期日，股票市场R内波动性增加。Hancock(1993)运用标准普尔500
指数从1987年4月30同到1989年7月24日每分钟的数据研究了美国期货市场
的到期同效应。他发现现货市场确实存在到期日效应，但他进一步把在到期日标
的股票波动率的显著变化归因于投资者对新信息的反应。新的信息尤其是重要的
经济信息恰好在星期五(期货到期的同一天)披露。Ni，Pearson和
Poteshman(2005)的实证结果显示在1996—2002年间，期权的标的股票价格在期
权到期同有向执行价格聚集的趋势。总的来看，对于美国市场的实证研究表明期
权(期货)的到期日效应是存在的。
6
对于其它国家市场的相关研究相对较少。Chamberlain，Cheung和Kwan(1989)
研究了加拿大市场TSE300指数从1985年11月到1987年5月的数据，发现在到
期日的最后半个小时收益率的波动率显著高于非到期日的同一指标。此外，到期
日价格反转现象存在，但交易量没有显著变化。Chaudhury和Elfakhani(1997)
以1975—1989年间41只退市的期权为样本检验了期权退市对标的股票波动性的
影响。实证结果显示期权退市对标的股票方差及∥系数均无显著影响。Alkeback
和Hagelin(2004)检验了瑞典市场1988．1998年间OMX指数期货与期权到期日
的效应。尽管数据显示现货市场的交易量在到期日显著增加，但价格的异常变动
并未发现。这或许是由于瑞典市场的结算期间较长的缘故。Schlag(1996)用
1991．1994年间数据对德国市场股指期货、期权到期日效应进行了检验。结果表
明，在到期日开盘时存在着显著的异常交易量。股指期货到期时股票波动率不变，
但存在着价格反转。股指期权到期时股票波动率明显增加，但不存在价格反转。
Stoll和Whaley(1997)检验了澳大利亚市场股指衍生产品的到期日效应。结果
表明在到期日临近收盘时股票交易量显著增加，但价格并未出现明显变化。Bose
和Bhaumik运用AR—GARCH模型分析了印度市场的到期日效应，结果显示在
到期同及到期日之前5个交易日，标的股票交易量显著增加；而且标的股票收益
率及波动性在到期日前后也存在显著变化。
对我国内地权证市场而言，最具有借鉴意义的应该是香港市场和台湾市场
了。Chan和Wei(1997)检验了香港市场1995年1月-1996年6月间发行的认
购权证样本，结果显示在权证到期时，标的股票的价格、成交量和波动度均无显
著变化。Chen和Wu(2001)对1989-1997年月之间的权证样本进行分类研究，发
现价内权证到期时对标的股票价格有正向影响而到期之后有负向影响；价外权证
则在到期之前数日对标的股票价格有负向影响；标的股票交易量也在价格变化的
同时显著放大。Bollen和Whaley(1999)证明，恒生指数衍生产品的到期不会造
成香港股市波动度及交易量的变化。Kan(2001)运用1989年3月10日至1992
年年底HSI的高频数据，检验了香港市场HSI期货的到期日效应。实证结果表明，
不仅在整个到期日，而且在到期日的最后交易时间内均不存在标的证券波动率的
显著变动。Kan将之归因于香港市场与美国市场结算价格机制不同，以及香港市
场期货交易不存在指定的做市商和重要的程序交易。对于卖空的限制在一定程度
上也减轻了期货的到期日效应。Fung和Yung(2006)的研究结果表明在股指衍生
品到期日交易量有显著增加，但在到期日随后的交易日未发现显著的价格反转。
高子剑(2006)指出在台湾市场如果正股从上市至下市时处于多头市场，那
么权证结算前标的股票股价偏向上涨，结算后股价偏向下跌。因为发行商在多头
市场中，随着结算的接近，手中的股票避险部位会越来越多，因而市场上买进股
7
票的力量增加，标的股价偏向上扬。而结算后券商会将手中的股票卖出以结清避
险部位，因此容易促使标的股票下跌。反之，如果标的股票从上市至下市时处于
空头市场，那么权证结算前标的股票股价偏向下跌，结算后股价一般偏向上扬。
此外，如果行权价偏离标的股票价格太多，即权证处于深度价内或深度价外，那
么股价受到权证的影响不会太大。原因即在于深度价内或深度价外的权证，是否
会行权非常明朗，发行商的避险部位不是很多就是很少，不太会受到股价的变化
而改变避险部位。因此，到期前的效应比较小。与之相对比的就是，行权价接近
标的股票价格，即价平的权证，股价受到权证的影响最大。因为微小的股价变化
就可能把权证从行权带到不行权，或是相反的方向，所以发行商的避险部位变化
很大。因此，到期前的效应也比较大。Heng—Chih Chou等(2004)以1998-2002
年间TAIFEX指数衍生品为研究对象，得出了台湾市场指数衍生品到期日效应不明
显的结论，但在结算日却存在明显的异常收益率、交易量、波动率及价格反转现
象。Chou(2004)指出将结算日与到期同分离的做法减轻了到期日效应，但这一
效应转移到了结算同。同时随着越来越多的指数衍生产品进入市场，到期同效应
正逐步加强。
1．2．3权证价格与交易量相关关系的研究
国外学者对于价量关系的实证研究大多数都集中在股票市场上。二十世纪
七、八十年代的研究主要关注价收益率与交易量之间的静态关系。Ying(1966)，
Crouch(1970)，Morgan(1976)，Epps(1976)，Westerfield(1977)，Cornell(1981)
Harris(1983)，Tauchell和Pitts(1983)，Rutledge(1984)证实了价格变动的绝
对值与交易量J下相关。Ying(1966)，Epps(1977)，Hanna(1978)，Rogalski(1978)，
Harris(1984)，Harms(1986)，Richardson，Sefcik和Thompson(1987)i正实了价格变
化本身与交易量正相关。
进入九十年代后，价量关系研究的主流逐渐转移到了收益率和成交量之间的
动态关系上，主要研究路径有两条：一是从线性和非线性因果检验的角度研究成
交量与收益率的动态关系，如Gallant，Rossi和Tauchen(1992)应用非线性脉冲响
应函数检验了S&P500指数的价量关系，Hiemstra和Jones(1994)使用线性和非线
性Granger因果检验研究了股市收益率和交易量变化率之间的动态关系，他们的
结论均表明在成交量与收益率之间存在着动态的、双向的非线性因果关系。
Campbell等(1993)对量价因果关系的研究表明，伴随大的交易量的股价变化方向
容易逆转，而伴随小的交易量的股价变化方向容易持续。Chen等(2001)：禾JJ用9
个发达国家和地区股市的大盘数据，用格兰杰因果检验检测了股价和交易量之间
的动态关系，结果认为交易量和股价变动绝对值之间存在J下相关关系，一些市场
上是股价变动先于交易量变动，而另一些市场则恰好相反。Lee和Rui(2002)同
样利用格兰杰因果检验方法，考察了美日英三国股价和交易量的关系，认为在这
几个市场中交易量并非股价变动的格兰杰原因，而美国的交易量对英日市场有先
导作用；第二条路径是从信息经济学的角度来解释价量问的动态关系，如Blume，
Easley和0．Hara(1994)认为，由于市场存在信息不对称和市场噪音，投资者无法
单独从价格信号中获取所需的全部信息，因此必须将成交量作为分析价格信息的
参考变量，技术分析中包含的成交量对预测价格变动具有重要作用。Wang(1994)
基于信息不对称模型分析了量价之间的动态关系，表明交易量能为未来股价的变
动提供信息。Lamoureux和Lastrapes(1990)把交易量变量加入到GARCH模型的
条件方差方程，结果发现交易量的系数非常显著，而过去对价格的冲击因素却不
再显著，这证实交易量中包含价格变动的信息。
国内对于价量关系的研究，同样大多数集中于股票市场。研究方法既有静态
关系研究也有动态关系研究。主要研究结论如下。王德劲，段吉华(2003)通过
股票价格与交易量关系的理论模型分析，得出结论：交易量反映的信息出现在均
衡价格中，交易量代表的信息使处于信息劣势的交易者调整对均衡价格的预期，
相对于只知道历史价格的情况下更为准确，因而交易量仅对于这类交易者有用，
9
对于处于信息优势的交易者而言并不具有利用价值。赵留彦，王一鸣(2003)认
为同期交易量与收益率之间存在明显的正相关关系，股价高涨时交易量也会明显
放大；预期到的交易量变动同股价波动没有明显相关性，非预期的交易量不但与
同期的波动正相关，还可以为下期波动提供预测信息。赵振全，薛丰慧(2005)
通过分析上海、香港、纽约股票市场的同交易数据，使用VAR模型中的Granger
因果分析、脉冲响应函数研究了股票市场交易量和收益率及其波动之间的动态影
响关系，研究结果表明，上海、香港、纽约股票市场的指数收益率和波动都是交
易量的Granger原因，交易量包含了市场价格和运行特征的信息。与纽约市场不
同，上海和香港市场的交易量可以解释收益率，一定程度上反映了两个市场运行
的非完全效率。王燕辉，王凯涛(2005)对1998年1月5日至2004年4月1
日深圳成分指数成分股的交易量对收益率的影响进行了实证研究。研究发现，在
短时间内高成交量伴随着较高的收益率；但是在相对较长的持有期后，低成交量
常常伴随着较高的收益率，而且统计结果非常显著。戴晓凤，张清海(2005)检
验了深证成份指数的交易量与收益率之间的因果关系及交易量与收益率的波动
性之间的关系。结果发现，只存在着从股市收益率到交易量的因果关系，并不存
在有从交易量到收益率的因果关系。而对于交易量与波动性之间的关系，验证了
MDH理论在我国深市的成立，非预期的交易量和预期的交易量都具有统计上的
显著性，收益率的波动性持久降低了。张小勇，马超群(2007)通过实证研究发
现：在美幽证券市场上，价格的波动可以由交易量进行很好的解释；法国的
CAC40指数、德国的DAX指数、日本的NIKKEl225指数、瑞士的SWISS市场
指数以及新加坡的STI指数的价格波动只能由交易量序列部分解释；交易量序列
对中国股票市场价格的波动的解释能力最弱。刘亚清(2008)运用Granger检验
和VAR模型分别对我国A、B股证券市场价量关系的表现特征和内在规律进行
了研究，结果显示A股市场的收益率和成交量呈现显著的双向Granger因果关系，
反映了A股市场尚未达到弱式有效；B股市场价量关系虽类似A股市场，但程
度较弱。李双城，王红霞(2008)利用个股数据资料和非对称成分GARCH-M模型
对中国股票市场的量价关系进行了实证研究。结论显示：股价的短期波动主要由
非预期交易量解释；非预期交易行为对市场波动的冲击存在显著的非对称特征，
正的交易量冲击(交易量放量冲击)比同等程度的负交易量冲击(交易量缩量冲击)
对市场波动的影响更大。
1．2．4权证市场与股票市场相关关系的研究
Black(1975)最早提出了期权市场的高杠杆性诱使信息交易者在期权市场而
非股票市场进行交易的理论。随后大量学者对于两个市场之间的关系进行了研
10
究。多数的研究集中在信息首先在期权市场进行传导还是股票市场，也就是说信
息交易者选择期权市场释放私人信息还是股票市场?结论大体可以分为三组。
第一组，认为股票市场在信息传导机制中领先于期权市场。Easley、O’Hara
和Srinivas(1998)探讨了期权市场交易量在信息传导机制中的地位。实证结果显
示，股票市场的价格变动引发套期保值者在期权市场进行交易，股票价格变动领
先期权市场交易量的变动。但是某些特定期权的交易量领先股票价格的变动，显
示出信息交易者选择了该特定期权进行交易。Jarnecic(1999)研究了墨西哥ASX
股票市场和ASX期权市场的日间15分钟交易数据，发现股票市场价格变动领先
15分钟。他认为，股票与期权特点的不同以及微观市场结构的不同是解释日间
交易数据领先落后关系的原因。没有证据证明基于私人信息的交易导致了期权市
场的领先，相反，两个市场微观结构不同，期权市场交易相对不频繁，因而股票
市场在价格变化上领先。Chan，Chung和Fong(2001)分析了交易活跃的NYSE
股票及其在CBOE上市的期权日内交易量及价格变动之间的相互关系。他们认
为，股票市场净交易量对于股票市场和期权市场的报价修正(quote revisions)具有
很好的预测能力，而期权净交易量不具备这种能力，说明信息交易者选择股票市
场进行交易而不是期权市场。另一方面，股票市场和期权市场的报价修J下具有相
互预测的能力。因此可以判断，股票市场的信息包含在报价修正和交易量中，而
期权市场的信息仅包含在报价修正中。
第二组认为期权(期货)市场领先于股票市场。Manaster茅't]Rendleman(1982)发
现认购期权每日收盘价中包含股票每日收盘价未曾反映出来的信息，这一领先效
应为2个交易日。但是由于期权市场与股票市场的收盘时间不同，价格变化的领
先并不能代表信息传导上的领先。后人对此进行了进一步研究。Bhattacharya(1987)
检验了期权市场是否领先股票市场，他将根据认购期权价格计算出来的股票买卖
价称为隐含买卖价，并与实际买卖价进行比较，当隐含价格高于实际价格时，认
为股票被低估，存在套利机会。但是事实证明，这一套利策略所产生的收益不足
以弥补交易成本。Anthony(1988)研究了认购期权市场与标的股票市场的交易之
间的关系，发现认购期权市场交易领先股票市场一天。Whaley(1990)以1986年第
一季度在CBOE交易活跃的期权及其标的股票为样本，检验了日问价格变化和交
易量的关系，发现股票市场价格变动领先期权市场15分钟，股票市场交易量的变
动领先期权市场交易量变动的时间更长。Stoll和Whaley(1990)发现期货的回报
率在调整了低频交易偏差之后，然主导了股票回报率；然而，股票回报率却几乎
不能预测期货的回报率。他们解释这表示了期货市场比股票市场更快得吸收了信
息，期货市场是股票价格发现器，是更广泛的市场信息的主要来源。Finucane(1991)
运用日内数据，发现标准普尔100指数期权价格领先指数价格。Chan，Chung和
Johnson(1993)的实证研究认为没有证据表明期权，甚至是深度价外期权，领先于
股票。之所以如此，是由于期权市场的交易稀少。他们还发现，当运用买卖价格
的平均数而不是成交价格为研究对象时，股票的领先效应消失。因此，尽管股票
市场领先于期权市场，但是并不存在套利机会。Black(1993)$UEasley，O’Hara和
Srinivas(1998)着重分析当投资者信息不对称时期权市场在信息传导中的地位。他
们的模型均证实了信息交易者会选择期权市场进行交易。Hagelin(2000)根据瑞典
的OMx指数研究了期权市场波动和标的股票市场波动之间的关系。结果表明认
购和认沽期权不同程度地影响基础市场，期权市场与股票市场之间存在因果关
系。认购期权与标的股票波动之间的因果关系在两个子样本期问都存在。认沽期
权波动对标的股票波动的影响，在其中一个子样本期间是显著的，而在另一个子
样本期间，可预测的波动对标的股票影响显著，不可预测波动的影响则不显著。
Stephan和Diltz和Kim(2001)运用ECM，研究了权证和股票价格的短期关系，研究
结果支持Manaster$1JRendleman(1982)的观点，期权市场价格变动领先股票市场，
同时两市场价格间存在双向因果关系。Pan和Poteshman(2003)发现期权市场符号
(signed)交易量可以帮助预测股票收益率，信息由期权市场向标的股票市场传
导。期权市场在价格发现上的贡献取决于市场摩擦的大小。Chakravarty、Gulen
和Mayhew(2004)实证研究证实了期权市场具有显著的价格发现效应。Bhuyan，
Freund和Yan(2005)运用期权及其标的股票两年间的每日交易数据检验了期权交
易量中所包含的信息。他们利用期权交易量来预测股价未来的变动，并对回归方
程的显著性进行了检验。实证结果显示，期权交易量可以很好地预测股价未来变
动。Ni，Pan和Poteshman(2005)认为期权交易中包含预测股票收益率未来波动性
变化的信息。Lung和Wang(2005)认为期权交易中包含标的股票未来五分钟收益
率变动的信息。执行价格较高的期权信息含量较大，市场摩擦会降低这种预测能
力。
第三组认为两个市场同时吸收新信息并相互影响。持此观点的学者包括：
Jong，Koedijk和Schnitzlein(2004)发现内幕交易者同时在期权市场和股票市场交
易，这使得两个市场均具有价值发现功能且互相影响。该结论也解释了期权上市
为何会改善基础市场质量；Chiu，Lee，Lin(2005)从协整角度研究了台湾的认购权
证与标的股票之间的价格关系，发现认购权证的价格与标的股票的价格之问不是
单向的引导关系，而是双向引导，即认购权证的价格显著引导标的股票的价格，
同时标的股票的价格也显著引导着认购权证的价格．
还有一些学者从其它角度对两个市场之间的关系进行了研究。比如，
Mayhew，Satin和Shastri(1995)检验了期权交易保证金要求变动对期权流动性以
及标的股票市场的影响。他们发现非信息交易者对于保证金变化非常敏感。保证
12
金要求降低时，与信息交易者相比，更多的非信息交易者由股票市场转移到期权
市场，使得股票市场上信息交易者所占的比重上升，因此买卖价差及交易的信息
性(trade informativeness)增加；保证金要求升高时，大量的非信息交易者从期权
市场转移出来并退出交易，因此，股票市场不发生显著变化，期权市场由于信息
交易者所占比重上升，因而买卖价差扩大；Mayhew，Satin和Shastri(1996)发现
当股票市场交易活跃而且波动性较大时，期权市场交易量较高。当期权交易时，
股票市场买卖价差和信息不对称性降低，流动性和效率提高。说明期权交易促进
了信息向基础市场流动；Chakravarty，Gulen和Mayhew(2004)分析了期权市场对
价格发现的贡献，他们运用修正的Hasbrouck(1995)的方法对60个公司5年期的
数据进行了实证研究，发现期权市场对于价格发现的贡献度平均为17％。当股票
市场交易量低而期权市场交易量高，以及当股票买卖价差大而期权的有效买卖价
差小时，期权市场包含更多的信息。而当股票市场波动率较大时期权的价格发现
功能较弱。
我国权证市场是一个新兴的市场，国内学者对于权证市场与标的股票市场之
间的关系也作了大量的研究。张普，倪沙(2008)以2007年6月4日至2007
年7月3日间在我国上海和深圳证券交易所上市交易的所有9只认购权证及其标
的股票为样本，运用1分钟交易数据和5分钟交易数据数据进行Granger因果分
析。研究结果显示：1分钟交易数据中，权证和标的股票间存在显著的反馈关系，
但权证对股票的影响相对更持久，权证对股票存在弱领先效应；5分钟交易数据
中，．二者间基本不存在反馈效应，股票对权证几乎没有影响，而权证对股票存在
强领先效应。刘维奇和谢黎旭(2008)通过建立GARCH(1，1)模型，研究了股票市
场与权证市场之间的信息不对称关系。实证结果表明，我国的股票市场(权证市
场)不仅受到本市场前期信息冲击的影响，还受到权证市场(股票市场)前期可预期
和不可预期的信息冲击的影响。股票市场和权证市场之间存在信息不对称和显著
的双向交易量波动溢出效应，且这种波动溢出现象也具有“不对称性"，即权证
市场波动对股票市场波动的影响不如股票市场波动对权证市场波动的影响显著。
李丹丹(2007)以12只认购权证上市交易期间的日收盘价及其标的股票同收盘
价为观测对象，考察了两个时问序列问的长期均衡关系、短期动态关系和
Granger因果关系，发现认购权证与标的股票价格间存在长期均衡关系；5／12
的样本表明权证市场与股票市场之问存在着双向Granger因果关系，1／4的样本
则显示股票市场单向引导权证市场，1／6的样本显示权证市场单向引导股票市
场。刘洋、陈思思和庄新田(2007)以沪市认购权证与其标的股票的高频数据为研
究样本，应用EG两步检验法和Johansen检验法进行协整检验，结果表明权证和
其标的股票之间不存在协整关系。权证和其标的股票各自拥有自身独特的价格运
13
行规律和特点，缺少价格之问的相互引导性，市场上存在较强的投机风险。脉冲
响应函数分析显示，标的股票对其权证在初期的影响较大，但达到“峰值”后，
影响保持不变。表明在权证上市初期，受标的股票价格变动的影响较大，随着时
间的推移，影响增加量逐渐减少，最终趋向于零；权证对标的股票的影响在初期
几乎没有，但逐渐增加，当达到“峰值”之后，保持稳定。谭利勇(2006)通过对
我国权证市场和相应标的股票市场交易高频数据的研究，探讨了信息交易者在权
证市场出现后是否改变了投资对象。实证结果表明，尽管有部分信息交易者选择
了认购权证进行交易，但是并没有证据表明信息交易者偏好认沽权证。权证市场
投机者的交易比例要高于标的股票市场，信息交易者更偏好股票市场而非权证市
场。刘洋，庄新FFl(2006)运用Granger因果检验的方法，检验了沪市6只认购
权证与其标的股票之间的因果关系，结果表明：在大样本条件下，认购权证与其
标的股票之间存在单向的Granger因果关系，权证的价格走势影响其标的股票的
价格走势；在小样本条件下，认购权证与其标的股票之间不存在显著的Granger
因果关系。房振明等(2006)以至2006年4月lO日为止上市时间最长的6只权
证5分钟交易数据为样本，采用线性和非线性因果检验方法检验了我国股票和权
证市场的相互关系。实证结果显示，权证市场与股票市场I’日J不存在双向联系，仅
存在由权证市场到股票市场较弱的单向影响。
1．2．5权证市场有效性的研究
我国学者对于股票市场是否达到弱式有效进行了大量的研究，得出的结论大
致分为三类。第一类，认为中国股市尚未达到弱式有效。俞乔(1994)，吴世农
(1994，1995)，张思奇等(2000)，张亦春和周颖刚(2001)，解保华等(2002)，
陈灯塔和洪永淼(2003)，谢家泉和杨招军(2005)的实证研究均证实了中国股
市尚未达到弱式有效；俞乔(1994)分析了上海和深圳的股市综合指数自1990年
12月29日至1994年4月28日的变动趋势，认为沪深股市均不具备弱式有效性；
张思奇、马刚、冉华(2000)以1992年1月2日至1998年6月30日期间上海A
股综合指数为样本，通过建立ARMA．ARCH．M模型，对中国股票市场的日收益
时间序列进行了分析，认为股票市场的有效程度已经得到明显提高，市场已经具
备某些弱式有效市场特征，但并不足以表明市场已经真正达到弱式有效阶段；张
亦春、周颖肛]lJ(2001)以上证A股指数1993年1月3日至2000年1月7日的每日
收盘价格为研究样本，发现股价变动既不满足鞅过程也不满足随机漫步和白噪声
过程，中国股市不具备弱式有效；解保华、高荣兴和马征(2002)用单位根、方程
比(vR)和序列二阶相关性检验方法(BDS)对上证综指和深证成指是否服从随机
游走过程进行了检验，结果发现，虽然两指数行为服从单位根过程，且上证综指
和深证成指序列在同方差情形下基本能够满足序列一阶不相关，但异方差情形下
14
却是序列一阶相关，而BDS检验说明异方差情形普遍存在。因此认为中国股票市
场弱式有效性并不成立；陈灯塔、洪永淼(2003)采用广义谱导数方法，对1990
年12月到2002年10月底的8只股票指数的日数据进行了研究，结果表明沪市
和深市都尚未达到弱式有效，尽管它们的有效程度随着时间的推移有所改善。此
外，A股市场比B股市场有效性相对较高；谢家泉、杨招军(2005)以1998年1
月1日—2003年7月1目的上证指数每日收盘价为样本，采用时间序列的GAd良CH
模型研究了股票市场的有效性问题。实证结果表明，股票市场的波动比较剧烈，
股价和信息没有很大联系，价格变动对信息的反应不灵敏，信息传导存在时滞。
第二类，认为我国股市达到了弱式有效。宋颂兴和金伟根(1995)，范龙振
和张子刚(1998)，胡畏和范龙振(2000)，邓子来和胡健(2001)，胡金炎(2002)，
胡昌生、刘宏(2004)，戴晓凤等(2005)均证实了该观点。宋颂兴、金伟根(1995)
将上海股市从上海证券交易所建立开始分为两个阶段，运用时间序列相关性检验
和游程检验，验证了上海股市从1992年年底至1995年间满足弱式有效的特征；
范龙振、张子1习U(1998)对深圳股市中的五只股票1995年7月至10月的每日收盘
价数据进行了DF检验，发现它们都满足弱式有效；胡畏、范龙振(2000)选取1995
年2月17日到1999年11月19日上海股票市场的指数和一些股票的价格行为为
分析对象，用单位根和方差比方法检验其是否服从随机游走过程，从而判断市场
是否达到了弱式有效。结果发现除个别小公司股票价格行为不服从单位根过程
外，指数和大多数股票价格的行为均显示出其具有一定程度的弱式市场有效性的
特征；邓子来、胡健(2001)通过随机游程和股价自回归检验方法得出了我国市场
处于弱势有效的结论，然后运用事件研究法证实了我国股票市场尚不具有半强式
有效市场的特点；胡金炎(2002)分别运用序列自相关检验、游程检验和随机游走
模型对1990年12月19日至2001年12月31日间的上证指数和1991年4月3
日至2001年12月31同间的深圳成分指数数据进行了分析，认为沪深股市在1990
年至1992年5月19日都未达到弱式有效，而在1992年5月19日之后的数据显
示沪深股市都达到了弱式有效；胡昌生、刘宏(2004)选取我国上证综合指数和深
证综合指数从1992年5月21同至2003年9月20日之间的每日收盘价格，使用
AR—GARCH—M模型，通过考察股票价格波动是否具有可预测性来检验市场的弱式
有效性。结果发现沪深股市在早期都明显不具备弱有特征，日收益率的变动与滞
后收益率的大小存在系统性关联，股票价格波动未能充分反映历史价格所包含的
信息；戴晓凤、杨军和张清海(2005)采用单位根方法，对中国股票市场开市以来
直到2004年6月18日的数据进行了有效性检验，并运用游程检验对之进行分年
度检验，结果显示，除了上海综合指数之外，其它的指数都通过了检验，呈现出
弱式有效。
15
第三类，结论不明确，对目前验证市场有效性的实证方法存在异议。戴国强
等(1999)认为对市场有效性的检验仍主要停留在最初的随机游走模型上，将其作
为市场有效性假定的检验存在问题，满足随机游走模型只能看作市场有效的充分
条件，却不能保证不满足随机游走的市场就一定是无效的。魏玉根(2000)则认为
股市的有效性应该是指股票异常收益的随机性，而不是股价变动的随机性。如果
市场弱式有效，可得股价变动是随机的结论；但如果股价变动是随机的，能否得
出市场弱式有效的结论却是一个有待研究的问题。
相对关于股票市场有效性的大量研究，对于我国权证市场有效性的研究鲜有
所见。夏涛(2006)选取我国权证市场中富有代表性的三只权证，通过对权证理论
价格与实际价格之间的回归分析实证研究了我国权证市场的运行效果。认为我国
权证市场投机气氛比较浓，权证价格对理论价值的偏离程度比较明显。杨勇、达
庆利(2008)利用方差比检验方法对中国权证市场的弱势有效性进行了实证研究，
结果显示，中国权证市场不符合随机游走假设，即权证市场未达到弱式有效。占
超、潘宣辰(2008)分别采用无条件波动度量方法和条件波动模型对我国权证市场
上具有代表性的六只权证的波动性进行了估计，结果证明，六只权证基本上都存
在不同程度的波动聚类现象，认沽权证的市场有效性弱于认购权证，认购权证的
波动持续性大于认沽权证。
1．2．6创设制度有效性的研究
对于权证创设制度有效性的研究相对较少。解学成(2006)对我国权证市场创
设与注销机制进行了研究，认为全额担保下的创设、注销机制本身使权证产品有
一个均衡价格。全额担保的方式意在减小权证到期投资者不能行权的风险，但增
大了创设人风险；为了减小创设人风险，从而引入了注销机制。但是创设、注销
机制给创设人提供了一个可以通过先创设、再注销的方式来盈利的新模式，客观
上加重了权证市场的投机气氛。胡延平(2006)对权证创设机制下各方利益进行了
分析，认为创设制度未能抑制投机，由于利益驱动反而助长了市场投机行为，因
此有必要对创设制度加以修订完善：对原有权证与创设权证予以明显区分、加强
创设过程中创设人的透明度、在权证资料中增加影响权证价格因素的数据以及在
适当的时候引进现金结算方式。温媛估(2007)构建了一个包括理性投资者、理性
投机交易者和噪声交易者三种市场参与者的权证市场均衡模型，并利用权证市场
推出后沪市所有交易数据对该模型进行了估计，同时比较了创设制度对不同权证
种类的影响，分析了创设制度对标的股票价格行为的作用。发现创设制度的引入
对认沽权证的价格稳定作用超过对认购权证的价格稳定作用；权证的出现使得股
票市场价格波动性变小，但创设制度却使得股票市场的波动性增大。张晖(2007)
分析了香港权证市场的概况及特点，认为我国权证市场应该积极引入做市商交易
16
制度，完善监管体系，严格监管制度，并进一步完善结算制度。戴颖(2008)通过
对创设组与无创设组权证的溢价率、市场价格与理论价值偏离度、隐含波动率三
大指标的比较分析得出结论，认为创设制度并没有有效增加产品数量和品种；受
到证券公司资本金规模的限制，在缺乏连续性的供求均衡机制下，创设制度不能
从根本上改变部分权证过度投机的局面。
1．3本文的基本框架
本文分七个部分，除导论外，第二部分概述了权证及权证市场，介绍了权证
的定义、功能、价值的确定以及与期权的区别；比较分析了德国、澳大利亚、瑞
士、新加坡、香港和台湾的权证市场和交易制度安排；并研究了我国权证市场的
发展历程和交易制度。
第三部分实证分析了权证市场对标的股票市场的影响。具体包括权证发行对
标的股票的影响和权证的到期日效应分析。本部分采用事件分析法，非参数检验
法以及建立GARCH—M模型等方法，对权证发行及到期对标的股票收益率、波动性
和流动性的影响进行了实证研究。结果表明，权证的发行增加了标的股票的风险
和流动性，但并未改变股票收益率。而权证到期对标的股票收益率、流动性、价
格波动性均无显著影响。
第四部分进一步研究了权证市场与标的股票市场的领先滞后关系。首先对权
证价格与标的股票价格之间的长短期均衡关系进行了检验，随之进一步分析了权
证与标的股票收益率的短期互动关系，并建立了包括权证收益率、交易量以及标
的股票收益率、交易量的向量自回归模型，最后检验了权证与标的股票的交易量
变化的领先滞后关系。
第五部分检验了权证市场的有效性。通过前两部分的分析，可以看出权证市
场与标的股票市场关联性不强，权证市场并未发挥作为衍生品市场应有的作用。
本部分探讨了导致这一现象的原因。通过对权证价格序列的相关性和单位根检
验，以及对收益率序列建立AR(P)一GARCH(1，1)一M模型，并对权证收益率与交易
量之间的相关关系进行的分析，得出了我国权证市场不满足弱式有效性的结论。
第六部分，分析了创设机制对于改进我国权证市场有效性所起的作用。创设
机制是我国权证市场的一项制度创新，设立该机制的初衷是提供流动性，稳定市
场，增强市场效率。但是，该制度似乎并未能够起到上述作用。我们对创设机制
在平抑权证价格波动、增强权证市场流动性、促进权证市场价格向理论价值回归
三个方面所起的作用进行了分析。并将我国内地创设制度与香港市场实行的创设
制度进行了对比分析，以期寻找我国内地创设制度的缺陷。
第七部分为全文总结，并提出我国权证市场发展的政策建议以及未来进一步
研究的展望。本文框架图如下。
17
权证及权证
市场概述
权证的定义
及特征
权证市场与
标的股票市
场相关关系
海外权证市
场与我国内
地权证市场
权证市场与标
的股票市场领
先滞后关系
权证市场对
标的股票市
场的影响
股改权证发
行对标的股
票市场的影
响
权证与标的
股票价格相，
关关系
权证与标的
股票收益率
相关关系
创设机制对改
进权证市场有
效性的作崩
包含交易量
的进一步研
究
创设机制概
述及弓l入创
设机制意义
创设制度改
进市场效率
的实证研究
我国创设制
度与香港市
场的对比分
析
图1．1本文研究框架图
股改权证到
期R效应
权证市场有
效性研究
权证收益率
序列一
GARCH．M
模犁检验
权证收益率
与交易量相
关关系
1．4研究方法
本文从对权证的发展情况开始研究，对不同国家的权证交易制度进行了简单
对比，在此基础上针对我国股改权证市场与标的股票市场的关系进行了全面深入
的分析。在对我国权证市场与标的股票市场关系的研究中，采用理论分析与实证
研究相结合的方法，并以实证分析为主。具体的实证分析方法包括：事件分析法、
建立向量自回归模型并分析脉冲相应函数、建立GARCH模型、进行单位根检验
与非参数检验、Granger因果分析和协整检验等。下面对各实证研究方法进行简
单介绍。
1．4．1事件分析法
事件分析法的主要目的是探讨当某一事件发生时是否会引起股票价格的异
常变动，出现异常收益率，通过对异常收益率的分析可以判断证券价格与特定事
件是否有关联性。该方法主要利用统计分析检验异常收益率是否显著等于零。一
般来说，事件分析法的步骤如下，首先确定事件日并定义异常报酬率，其次检验
异常报酬率，最后分析结果得出结论。
在本文的研究中，以权证上市交易日为事件日仁0，以事件日前后各15个交
易日为所关注的事件期12](t--一15～15)。事件日前第16个交易日到第116个交易
日为估计期，共计100天。首先计算标的股票f和市场指数的日收益率序列
R=1nP—In覃I，如，=InQ—InQ—l(仁1，2，一一) (1．1)
然后对估计期数据建立市场收益模型
R=q+届心，+气(I．2)
其中毛为误差项且气一N(0，or2)。经过最小二乘法既可以得到估计值口，与∥，，
事件期的预期报酬率为
E(尺打)=倪，+∥，Rm， (1．3)
股票f在事件窗的超额收益率即为个股报酬率与期望报酬率的差，
彳R=心一E(R，，) (1．4)
计算各股票平均异常报酬率
州尺，：二y彳R， (1．5)
N葛。
其中Ⅳ为公司个数。将事件窗内t。到t，目的AAR加总得到累计超额收益率
f2
CAARt=Σ朋R
t=tl
注：[2]事件窗也可以选择事件日前后各10个交易日。
19
(1．6)
对平均异常报酬率和累计异常报酬率进行显著性检验。初始假设H。：州R=0，
在各显著性水平下，根据样本观察值计算t统计量值，若落入拒绝域内，则拒绝
原假设H。，即说明事件发生对股票收益率存在影响。根据Brown和Warner
(1985)，检验t时刻AAR是否显著不等于零，计算如下：
(1．7)
检验CAAR是否显著不等于零，在本文中运用沈中华与李建然(2000)所采用的
传统t值计算法，
f：—丝坠：{萝艺(毕华) (1．8)
x]Ear(ACAR,I．f2) √Ⅳ冒√m
1．4．2时间序列的单位根检验
权证实证研究中，很多时间序列都是非平稳的。考虑P阶自回归过程AR(P)
么(L)M=∥+t (1．9)
其中A(L)是滞后算子最高次数为P的一个多项式，即
彳(L)=1-f1．L-履r一⋯一屏r (1．10)
为了方便检验，将自回归方程整理为：
Ay,=∥+YYt—l+4Ayf-l+嚷觚一2+⋯+t—l觚一pl+t (1．11)
其中，万系数是屈的函数，
7=属+履+⋯+尾一1 (1．12)
如果自回归方程有单位根，则yH的系数厂等于零。因此检验非平稳性，就是检
验y等于零。
目前检验单位根的方法比较多，包括Augmented Dickey-Fuller test(ADF)检
验、Phillips．Perron(PP)检验、KPSS(Kwiatkowski，Phillips，Schmidt，Shin Test)
检验等。其中比较常用的是ADF检验。1976年Fuller和Dickey提出了时间序列
数据稳定性检验方法，即DF检验。1979年、1980年Fuller和Dickey在DF检
验的回归方程右边加入因变量Y．的滞后差分项来控制高阶序列相关，得到扩展的
DF检验，即ADF检验。ADF检验有三个模型。第一个模型中没有常数项和线
性趋势项，模型1的表达式为
AY,=YYt—I+Σ屈觚一f+∥，t=1，2，⋯，T (1．13)
模型2中仅含有常数项，没有线性趋势项，表达式为
AYt=7Y,一l+口+Σ屈△少卜f+鸬t=1，2，⋯，T (1·14)
20
坐萨一●Ⅳ
f I|
模型3包含常数项和线性趋势项，表达式为
Ay,=YY,一l+or+St+Σ屈甑一f+鸬t=1，2，⋯，T (1．15)
其中，．"是待检验的时阿序列数据，△表示序列的一阶差分，口是常数项，dt是
线性趋势，P为滞后阶数，“是随机误差项。我们检验的原假设为y=0，即序列
存在一个单位根；备选假设为y<0，即序列不存在单位根。构造检验，，估计值的
t统计量，如果t统计值小于某一显著性水平下的临界值，表明序列无单位根，
是稳定的时间序列数据；如果t统计值大于临界值，则序列存在单位根；进一步
对该序列进行一阶差分，如果一阶差分序列稳定，则表明序列是含有一个单位根
的不稳定时间序列数据。
ADF检验的结果对滞后阶数、是否包含常数项和线性趋势项的选择很敏感。
在实证检验中，我们主要根据AIC t31(Akaike Information Criterion)准则来确定滞
后阶数，同时考虑模型的拟合优度；常数项和线性趋势的选择，依靠观察序列图
形的办法。．
1．4．3时间序列的协整检验
1987年Engle和Granger提出了协整理论及其方法，为非平稳序列的建模提
供了一种途径。一些经济变量自身虽然是非平稳序列，但它们的线性组合却有可
能是平稳的。这种平稳的线性组合被称为协整关系。协整关系可以被解释为变量
问长期稳定的均衡关系。
协整检验从检验的对象上可以分为两种：一种是基于回归系数的协整检验，
如Johansen协整检验；另一种是基于回归残差的协整检验，如Engle．Granger两
步检验法。在对多变量时间序列模型进行协整检验时，Johanscn方法优于
Engle．Granger的两步法，因为随着时间序列数目的增加，可能的协整关系的数
目也在增加，Johanscn方法是对整个系统进行最大似然估计，可以找到所有的协
整向量。
Engle．Granger两步检验法的基本思路是首先用OLS法估计协整向量，然后
再检验残差是否是单位根过程。按照协整理论的思想，若自变量和因变量之间存
在稳定的均衡关系，则因变量能被自变量的线性组合所解释，因变量不能被自变
量所解释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的。因此，检验变
量之问是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列；若k个序列
Yl，，少：∥··％都是1阶单整序列，首先用OLS法估计回归方程
Ylt=c+01Y2t+pjY3t⋯+pkyh+pt U．16)
模型估计的残差为
肛=Ylt--／32Y：，一层J，，，⋯一孱儿(1．17)
检验残差序列从是否单位根过程。如果各分量间存在协整关系，那么残差序列
21
应该是平稳的。
基于残差的检验方法有一定的局限性。假定存在多个独立协整向量时，该方
法估计出来的协整向量足这多个独立协整向量的一个线性组合，不能将所有独立
协整向量一次估计出来。Johansen检验克服了这一缺陷。
Johansen检验，是由Johansen(1998)和Juselius(1990)提出的一种以VAR
模型为基础的检验回归系数的方法。对于k个时间序列只=(M，，奶f，．一，Yk，)’，
t=(1，2，⋯，T)，建立VAR(p)模型
只=4只一l+⋯+彳P只一p+融+Et，t=1，2，⋯，T (1．18)
其中Ylt奶f，．一，Yk,都是非平稳的I(1)变量；t是一个确定的d维的外生向量，代
表常数项、趋势项等；s．为k维扰动向量。将上式变形为
觚=fly,一I+ΣFf他一f+戤+t (1．19)
其中
卢1
兀=Σ4一，， F，=一Σ4 (1．20)
由于融)过程差分后将变捌封1I(o)过程，因此只要riy，．．是平稳向量，缈，就
是平稳的。ny，．，是否平稳取决于矩阵兀的秩，而矩阵n的秩等于它的非零特征
根的个数，因此可以通过对非零特征根个数的检验来检验协整关系是否存在。
Johansen特征根迹检验的统计量为
rL=一T≥：ln(1一乃)， ，．=o，1，⋯，k一1 (1．21)
其中，丑为矩件lq的特征根，玎，称为特征根迹统计量，T为观测期总数。依次检
验刁，的显著性。当‰小于某一显著性水平下Johansen分布临界值时，表明不存
在协整关系，有k个特征根。当77n大于分布临界值时，表明至少存在一个协整向
量，必须接着检验r／．的显著性；仇小于临界值，说明只有一个协整向量，反之，
至少有两个协整向量；以此类推，直到检验到接受第r个原假设。
注：【3】Alc值的计算公式为，彳IC(p)=ln det(窆p)+—2n孑2一p，其中n足向量维数，T是样本长度，p
是滞后长度，h表示自然对数，det表，J÷对矩阵求行列式，Σp是当滞后长度为p时，残差向量EJ噪声
方差一协方差矩阵的估计。窆p中的几素用下式估计：邑=；喜乏五。当给出一个滞后跃度p，就
可以算出一个AIC值。选择最小值所对应的P值作为n维VAR模型的阶数。
原始序列可能会有均值、确定趋势项，也可能有随机趋势项。同样，协整方
程可能有截距项、确定趋势项。Johansen的分析框架包含了五种可能的情况：
(1)序列没有确定趋势，协整方程没有截距项。
(2)序列没有确定趋势，协整方程有截距项。
(3)序列有确定性线性趋势，协整方程只有截距。
(4)序列有确定性线性趋势趋势，协整方程有截距项和趋势项。
(5)序列有二次趋势项，协整方程有截距项和趋势项。
在实证检验中，选择哪一种情况取决于数据的特点以及经济学解释。Johansen
协整检验中滞后阶数的选择同样依据AIC准则，并且与建立的VAR模型的滞后
阶数保持一致。
1．4．4向量自回归模型
1980年Sims提出向量自回归模型(VAR：VectorAuto Regression)。这是一种
用一组内生变量作动态结构估计的联立模型。这种模型的特点是不以经济理论为
基础，然而预测能力很强。向量自回归(VAR)模型通常用于相关时间序列系统的
预测和随机扰动对变量系统的动态影响。对于平稳的时间序列用有限滞后长度的
VAR模型来建模可以得到令人满意的结果，但对于不平稳的时间序列VAR模型
不能很好地近似不平稳的所有性质。因此，在实际应用时一般遵循以下原则：如
果要分析不同变量之间可能存在的长期均衡关系，则可以直接选用非平稳序列；
如果分析的是短期的互动关系，则选用平稳序列，对于涉及到的非平稳序列，必
须先进行差分或去除趋势项使其转化为对应的平稳序列，然后包含在VAR模型
中进行进一步分析。最一般的VAR模型数学表达式为
只=4儿一l+⋯+彳P以一P+Bx,+‘，t=1，2，⋯T (1．22)
其中，只是k维内生变量向量，‘是d维外生变量向量，P是滞后阶数，T是样
本个数。kxk维矩阵4，⋯，么。和kxd维矩阵曰是要被估计的系数矩阵。蜀是随
机扰动项，其同时刻的元素可以彼此相关，但不能与自身滞后值以及模型右边的
变量相关。上面模型中内生变量有P阶滞后，所以可称其为一个VAR(p)模型。
VAR模型滞后阶数足够长时，能够完整的反映所构造模型的动态特征，但是
会造成模型中待估计的参数增多，自由度减少。因此，应在滞后期与自由度之间
寻求一种均衡状态，一般根据AIC准则确定滞后阶数。
自回归模型的估计方法有两种：极大似然估计和最小二乘估计。极大似然估
计的思路是找出样本的似然函数，对似然函数求极值，通过一阶条件的方程估计
出未知参数的极大似然估计量。考虑不含外生变量的非限制向量自回归模型
乃=C+4Yt—I+⋯+彳p只一p+乞(1．23)
其中，￡～i．i．dN(O，Q)。可以求出对数条件似然函数为
妒)_-铷2咖纠∥一2"圭t=l k兀州∥(咒一兀_)] (1．24)
其中，兀7=(c，4，⋯，4)，‘=(1，只中⋯只一p)7。对似然函数求极值，再利用一阶
7’ ^ 4
Σ占一
条件对Q的每个元素求导数，可以得到Q’=剧一，进而估计出所有的未知参丁
数矗，=[喜只《]A[喜‘《TA 1
数n’=lΣ只《I|Σ‘《I
L f=I L f-l
这与OLS估计的系数矩阵是相同的。在自回归模型中，由于等式的右边仅
仅有内生变量的滞后值，所以不存在同期相关性问题，只要随机扰动项服从i．i．d．
分布，用普通最小二乘法也能得到一致且有效的估计量。
基于以上原因，同时又因为OLS估计方法的简单易行等特点，OLS回归是
估计无约束VAR模型的最常用方法之一。
1．4．5脉冲相应函数
在很多情况下，VAR模型中的各个等式中的系数并不是研究者关注的对象，
其主要原因就是VAR模型系统中的系数往往非常多。另一方面，每个单个的系
数只是反映了一个局部的动态关系，并不能捕捉全面复杂的互动关系。而与VAR
模型相关的脉冲相应函数(Impulse response function，IRF)却能够比较全面地反映
各个变量问的动态影响。
假设系统处于均衡状态，由于某种原因，均衡状态被打破，系统对该扰动做
出反应，偏离均衡然后恢复均衡，这个过程就用脉冲相应函数来描述。脉冲相应
函数刻画了内生变量对误差变化大小的反应。对于上文提到的VAR模型，Ct的
任何变化将立刻改变．y，的值，它也将通过这一系统的动态结构改变Y，的所有未
来值。具体地说，它刻画的是在误差项上加上一个冲击对内生变量的当前值和未
来值所带来的影响。
根据对VAR模型中扰动项的假设不同，可以将脉冲响应分为简单IRF和正
交IRF。简单IRF包括单位残差IRF和单位标准差IRF。单位残差IRF衡量的是
变量序列在残差变化1个单位后受到的动态影响。它忽略度量单位，并且假设
VAR模型中的残差项互不相关。但是，由于VAR模型中的变量之间是线性关系，
影响的大小会随着随机冲击的单位变化而变化。为此经常使用的是单位标准差
IRF。它是指变量在受到随机冲击一个单位标准差的变化后的动态变化路径，在
这种IRF的计算过程中，同样不考虑各个随机扰动项之间的相关性。
简单IRF实际上有一个非常强的假设，当占，，发生变化时，其他的扰动项变化
24
为0。这种假设实质上是假定扰动项的方差一协方差矩阵为对角矩阵
Q=
砰0
0霹
O O
···0
．．．0
● ⋯ ：
⋯《
(1．25)
但一般情况下，VAR模型的各个等式的扰动项之间可能彼此相关，也就是
说，这个方差一协方差矩阵并不是对角阵。解决这一问题，需要使用正交
(orthogonalized)脉冲相应函数。正交IRF的基本思想是依据VAR模型中变量的
排列顺序，将彼此有相关性的扰动项占打转化成不相关的一组随机干扰项。分解
的办法主要有以下几种：三角分解法、Cholesky分解法和广义IRF。其中最常用
的是Cholesky分解法。它将Q分解为
Q=ADl72D172A’=pp' (1．26)
其中，A=
l O ⋯O
a2l 1 ⋯0
anl a月2⋯1
，D 2
dll 0
0 如2
O 0
···0
···0
： ：
● ●
⋯以。
，P=ADl心。
Cholesky分解要求对VAR模型中的变量进行排序，并且把脉冲相应函数中
的共同成分归结于VAR模型中的第一个等式中的左边变量。不同的变量排序，
使用正交IRF给出的图示可能非常不一样，因此实际应用时需要根据经济理论来
对变量进行排序。
1．4．6时间序列的Granger因果检验
金融时间序列数据，大多是非平稳的、非线性的。由于时间序列的非平稳性，
高斯一马尔科夫定理不再成立，用普通最小二乘法得到的参数估计不一致，从而
导致得出错误的因果关系。同时由于时间序列的非线性，常规的线性的向量自回
归模型难以正确地描述经济变量之间的因果关系。而正确判断一个变量的变化是
否是另一个变量的变化原因，是经济计量学常见的问题。解决这类问题就要用到
Granger因果检验法。Granger因果关系检验是利用VAR模型来进行一组系数显著
性的检验，Granger因果关系可以用来检验某个变量的所有滞后项是否对另一个
或几个变量的当期值有影响，若有影响，则称它们具有Granger因果关系。
Granger因果检验的思想：如果是x的变化引起Y的变化，则X的变化应当
发生在Y的变化之前。进一步讲，如果说“X是引起Y的变化的原因”，则必须
满足两个条件：第一，X应该有助于预测Y即在Y关于Y的过去值的回归过程
中，添加x的过去值作为独立变量应当显著地增加回归的解释能力。第二，Y
不应当有助于预测X，其原因是如果X有助于预测Y，Y也有助于预测X，则
可能存在一个或几个其他的变量，它们既是引起X变化的原因也是引起Y变化
的原因。要检验上述两个条件是否成立，需要检验一个变量对另一个变量没有帮
助的原假设。要检验“X不是引起Y的变化的原因”的原假设，需要把Y对Y
的滞后值和X的滞后值进行回归，再将Y只对Y的滞后值进行回归。然后用F
检验来确定x的滞后值是否对第一个回归的解释能力有显著的贡献。如果有显
著的贡献，就拒绝原假设，认为数据与“X是引起Y的变化的原因”相一致。“Y
不是X引起的变化的原因”的原假设也用同样的方法检验。
检验y，是否是Y，的Granger原因的步骤如下。首先估计回归方程
YIf=Cl+口lYl卜l+⋯+口PYI卜p+属少2卜l+⋯+∥py2卜p+q， (1．27)
检验回归系数的显著性。原假设日。为届=履=⋯=∥。=0。若原假设成立，
则此的过去值对于预测Y¨。没有价值，等价于此不是咒的Granger原因。接下来
估计满足约束的回归方程，即把变量．y2的参数约束为0
Yl，2 cl+口IYI，一l+⋯+口pYlf_p+∥I， (1．28)
计算F统计量的值S：—(RSSo-R—SS,)／p (1．29)
Rss,／(T一2p—1) ‘ 。
7'
其中，尺．踊是无约裹方程的残差平方和，RSS!=Σ／t：；尺溉是有约束方程
的残差平方和，尺．跽=ysj；T是样本长度，P是滞菇长度。若果约束成立，
则两个方程的残差平方和：应差别不大，F统计量的值较小。若s<临界值，不能
拒绝圾，即蜴不是M的Granger原因。若S>ll隹界值，说明约束不正确，拒绝原
假设日。，即．y，是Y．的Granger原因。
1．5本文的创新与不足
本论文的创新点主要有以下几个方面：
首先，为了促迸股权分置改革的顺利完成，我国市场创新性地引入了股改权
证，股改权证不同于成熟市场上交易的认股权证或备兑权证，它是由上市公司或
上市公司的非流通股股东以非流通股或现金作为抵押发行的，以对价形式无偿支
付给流通股股东，以换取非流通股份实现流通的权利。自2005年8月22日起，
我国市场上一共发行了33只股改权证。股改权证，作为～种特殊政策产物的权
证产品，它的发行会对与标的股票市场会产生什么样的影响?我国学者尚未对此
进行全面深入的分析，已有的研究成果多数以少数几只权证为研究对象。因此，
本文创新性地以股改权证这一特殊群体为研究对象，分析了股改权证的发行对标
的股票收益率、流动性和风险的影响。在实证研究中，除了运用事件分析法之外，
还采用了非参数检验方法，验证权证发行对股票的长期影响。
其次，截止2008年6月20日，我国市场上发行的股改权证全部到期，退出
交易。从理论上讲，权证产品到期会影响基础市场，在国外市场也有大量的学者
对此进行了实证研究。但是，在我国权证市场关于这一专题的研究鲜有所见，本
文不仅从理论上分析了权证市场存在到期效应的原因，而且实证检验了权证到期
对标的股票市场收益率、流动性、风险的影响，并考察了权证到期日标的股票价
格反转现象是否存在。
再次，国内学者对于我国权证市场与标的股票市场之间的相互关系进行了相
对丰富的研究。但是，多数研究样本数据局限于少数几只权证且研究方法比较单
一。本文运用全部的股改权证为样本，更加全面地分析了两个市场之间的关系，
包括权证与标的股票价格之间的长期协整关系和短期互动关系，Granger因果关
系，权证市场与股票市场交易量变动的领先滞后关系。并对权证收益率与标的股
票收益率进行了脉冲相应函数分析，同时对权证和标的股票的交易量以及收益率
建立了向量自回归模型，深入细致地分析了两个市场在信息传导中的地位。
第四，很多学者对股票市场是否达到弱式有效进行了大量的研究，但是，由
于我国权证市场刚刚建立，对于权证市场效率的研究并不多见，已有的研究成果
仅有几篇，这或许是由于学者们对于权证市场无效率的一种共识。但是，我们需
要证明这一点，因此本文进行了实证检验。在对比了各种检验方法的基础上，对
权证收益率建立GARCH模型进行分析；同时检验了权证价格变动(绝对值)与
交易量的相关关系，并验证了混合分布假说是否成立。
最后，权证创设制度从一丌始设立就引起了人们的广泛关注和极大争论。设
立创设制度的初衷是为了给市场提供流动性，平抑供需失衡导致的价格大起大
落。但权证价格的剧烈波动似乎并未因为创设机制的设立而变得缓和。与此同时，
创设业务成为了许多具有创设资格的“创新类"券商的巨额盈利来源。创设制度
是否真正有效地发挥了稳定市场的作用?本文从理论上分析了创设制度应当发
挥的作用并实证检验了这一点，将创设组权证与无创设组权证的市场表现进行了
对比分析，同时借鉴香港创设制度，提出了进一步完善我国创设制度的政策建议。
尽管本文利用现有的数据尽可能地对股改权证市场与标的股票市场之间的
相关关系进行了全面的研究，但是受到各种条件的限制，研究中尚存在一些不足
之处。比如，本文的实证分析中采用的是日数据，利用同数据进行研究的缺点是
无法得出在一段更短的时间，如一个交易同之内的相关关系。因此，可以考虑进
一步对H间高频数据进行研究。同时，由于证券市场信息的到达是离散和不规则
的，在重大信息宣布时，两个市场间的一些关系可能更明显，因而赋予每个交易
日不同的权重可能会更加合理。
27
2．权证及权证市场概述
2．1权证的定义及其特征
2．1．1权证定义
权i正(Warrants)是一种权利凭证，持有人在契约到期日或到期同之前的任何一
个交易同有权利按约定价格向发行人购买或出售标的证券。权证的买方有权利决
定足否履约，得到的是行使的权力而非义务。
按照不同的划分标准，权证有不同的分类。按照权利的行使方向可以分为认
购权证和认沽权证。认购权证赋予权证持有人在指定的期限内或到期日按约定的
价格向发行人买入一定量的标的资产的权利，而认沽权证则赋予持有人在约定的
期限内或到期同按约定的价格卖出约定数量标的资产的权利。认购权证类似于
“看涨期权”，认沽权证类似于“看跌期权”；按照权利行使期限的不同，可以
分为欧式权证、美式权证和百慕大权证。欧式权证持有人只有在到期日当天才能
买进或卖出标的资产。美式权证持有人可以在到期日前的任意时间提出履约要求
买进或卖出标的债券。百慕大权证的行权方式则介于欧式权证与美式权证之间，
行权同期是在权证到期同之前的若干个指定交易R；按照发行人不同，可分为股
本权r【JE(Equity Warrants，又称认股权证)与备兑权iiE(Covered Warrants)(或称衍生
权证(Derivative Warrants)两类。股本权证由上市公司发行，发行的目的是为了筹
集资会，股本权证的标的物是新发行的股票，因此权证到期行权时上市公司需要
发行新的股票，公司股本增加。股本权证通常给予权证持有人在约定时间以约定
价格购买上市公司股票的权利，目前绝大多数股本权证都是欧式认购权证。而备
兑权证是由标的资产发行人以外的第三方(通常为信誉好的券商、投行等大型金
融机构)发行的权证，其标的资产可以为个股、一篮子股票、指数、以及其他衍
生产品。备兑权证可为欧式或美式，持有人的权利可以是买入或卖出标的资产。
交割方式可以是实物交割也可以是现金交割。如果是实物交割，当持有人行使购
入标的资产的权利时，备兑权证发行人需要从市面上购买标的资产，或将自己原
持有的资产卖给权证持有人。当持有人行使卖出标的资产的权利时，发行人必须
按行使价格买下资产。因此，备兑权证的发行人承担着风险，需要进行风险对冲。
表l概括了股本权证与备兑权证的区别。从权证发展的历史来看，首先出现的是
股本权证，但备兑权证发展较快，目前在国际资本市场上占据主导地位；按照标
的资产的不同，可以分为股票权证、债券权证、外币权证以及指数权证等；根据
结算方式的不同可以划分为现金结算权证和实物给付结算权证。现金结算权证行
权时，权证发行人支付行权价格与标的资产定价日价格之间的差价给持有人。实
物给付结算权证行权时以实物移转方式进行结算。我国市场上发行的股改权证几
乎全部均为实物结算权证；根据复杂程度，权证还可以划分为标准权证(Classical
28
Warrants)和奇异权证(Exotic Warrants)。标准权证即为普通的认购(沽)权证。
奇异权证的种类很多，如障碍权i正(Barrier Warrants)、亚式权i正(Average Return
Warrants)、两值权iiE(Digital Warrants)‘‘1等等；
表2．1股本权证与备兑权证的区别
股本权证备兑权证
发行人上市公司第三方金融机构
发行目的融资避险、理财、赢利
行权结果
’
股票数量增加股票数量不变
标的物股票股票、指数、一篮子组合
结算方式实物交割实物或现金交割
发行人避险不需避险需进行风险对冲
2．1．2权证的功能
对投资者而言，权证主要有以下功能。首先，进行风险管理。投资者预期股
票价格上涨而持有该股票时，为防止预期失误可能导致的损失，可以买入认沽权
证进行风险对冲。当标的股票价格上涨时，现货市场获利，权证市场仅损失少量
的权证购买成本；当标的股票价格下跌时，以权证市场获利弥补股价下跌的损失。
同样，如果投资者预期未来股价下跌而卖空股票，为了规避预测失误的风险可以
买入认购权证。其次，权证具有高杠杆性。权证属于金融衍生类产品，交易时仅
需支付少量权利金，且权证价格变化幅度通常高于标的股票价格变动幅度，因此
具有高杠杆作用，杆杠比率越大则杠杆效应越强，获利或损失的风险就越大。再
次，风险收益不对称性。权证到期时若不具备行权价值，投资者的最大损失为购
买权证支付的权利金；如果标的资产价格上涨(下跌)幅度很大，则认购(认沽)
权证行权时收益可能是无穷的。这种收益与损失的不对称性使得投资者可以更好
地管理投资组合的风险。最后，权证市场会影响基础市场的定价效率、流动性、
信息传递等。
注：[1]障碍权证一般预先设定一个障碍价格(也是执行价格)，如果标的资产的价格在有效期内触及该价格，
那么投资者将得到一份固定的现金回报。亚式权证的收益取决于执行价格与权证有效期内某一段时间标的
资产的平均价格的差值。两值权证足指在到期日标的资产价格低于行权价格时该权证一文小值，而当标的
资产价格超过行权价格时支付一个固定数额。
2．1．3权证价值的确定
一般将权证的价值分为内在价值(Intrinsic Value)和时间价值(Time Value)。内
在价值是指标的资产价格与权证行权价格之间的差额，也可理解为持有人即时行
使权证所得的利润。对于认购权证，如果相关资产价格高于行权价称为“价内”，
如果相关资产价格低于行权价则称为“价外’’；对于认沽权证，如果相关资产价
格高于行权价称为“价外”，如果相关资产价格低于行权价则称为“价内”。只
有价内权证的内在价值是正数，价外和平价权证的内在价值都是零。时间价值是
指权证价格高于内在价值的数额，即时间价值=权证价格／兑换率一内在价值。
由于价外和平价权证的内在价值都是零，所以它们的价格都相等于时间价值。权
证的时间价值会随着时间而下跌，时间价值下跌的速度并非每日都相同。权证越
接近到期同，其时间价值耗损的速度将越快，直到权证的到期日，时间值便会完
全消失。权证价值=内在价值+时间价值。
很多因素影响权证价值的高低，如：标的物价格、标的物价格波动率、执行
价格、无风险利率、距离到期日时间、标的资产派发的红利等。具体影响如下表
所示。
表2．2影响权证价值的主要因素列表
影响因素认购权证价值认沽权证价值
标的物价格上涨(下降) 上涨(下降) 下降(上涨)
标的物价格波动性增加(降低) 上涨(下降) 上涨(下降)
距离到期日时间越长(越短) 上涨(下降) 上涨(下降)
无风险利率升高(降低) 上涨(下降) 下降(上涨)
行权价格升高(降低) 下降(上涨) 上涨(下降)
标的物派息下降上涨
目前尚没有权证的具体定价公式，但是权证与期权类似，因此我们可以参考
期权的定价公式。1973年，Black和Scholes提出了著名的“Black．Scholes模型”。
他们假定股票价格服从几何布朗运动；投资者可以无风险利率自由借贷，无风险
利率为常数；股票不分发股利；不存在卖空限制及交易成本；交易时间与价格变
动是连续的。在此基础上，推导出期权的定价公式如下，
认购期权价格：C=S．N(d，)一Xel(r-‘卜N(d，) (2．1)
认沽期权价格：P=一S·[1-N(d．)】+．娩⋯‘卜。’．【1一N(d2)】(2．2)
其中，反：—ln(—S—／X—)—+(1r+—‘r—2—-／2—)(T一-i)，d，：d。一盯厉。s为股票价格，x为执
行价格，T为期权的存续期向，T．t为期权的到期时间，r为无风险利率，盯为股
票价格波动的方差。
2．1．4权证与期权的比较
期权，是一种合约，它授予买方在指定日期或者指定日期之前以一定价格从
期权的卖方那里买入或卖出某一标的物的权利而非义务。期权标的物通常是股
票、汇率、利率、货币、期货以及商品等。期权合约在许多交易所中大量交易。
权证与期权均为金融衍生类产品，它们的运作原理相同，但是存在以下不同之处。
首先，期权是一种在交易所交易的标准化合约，只要能成交就会产生一份期权合
约，理论上供给量是无限的。期权合约条款是由交易所制定的，在标的物的选择
上比较有限。而权证是由上市公司或券商等金融机构发行的，可以在交易所交易
也可以在场外交易，供给量是有限的。其次，期权市场可运用的策略远较权证市
场丰富。投资者参与期权投资，除了可以像买卖权证一样买入认购(或认沽)期
权，还可以卖出认购(或认沽)期权；而在权证市场，只有发行人才可以卖出证
收取权利金，投资者只能付出权利金买入认购权证或认沽权证。再次，权证的结
算是在发行人和持有人之间进行，而期权的结算，是由独立于买卖双方的专业结
算机构进行。因此，交易期权的信用风险要低于交易权证的信用风险。最后，权
证的做市义务通常由发行人自动承担，即使没有得到交易所的正式指定，发行人
也通常需要主动为其所发行的权证提供流动性。而期权的做市商必须是经由交易
所正式授权。
表2．3期权与权证的区别
期权权证
发行人交易所上市公司或第三方金融机构
发行条款标准化，由交易所制定依据投资者和产品的类别而定
发行数量无发行量限制，流通性较好固定限额，流通量受发行量限制
发行期限10年之内6个月到2年
保证金卖方缴纳保证金发行者缴纳保证金或提供担保
履行权利的义务卖方承担发行人承担
结算第三方结算机构发行人和持有人之间
市场流动性交易所指定做市商可由发行商委任做市商
2．2海外权证市场概述
权证产品最初诞生于二十世纪初期的美国，1911年美国电灯和能源公司
(American Light&Power)发行了全球第一张认股权证。但是，权证在美国市场的
发展缓慢。直到1970年，美国电话电报公司以附带认股权证公司债权的方式募
集了15．7亿美元之后，纽约交易所才将权证列为交易品种。权证产品真正获得
蓬勃发展是在欧洲。八十年代之后，认股权证的发行和交易呈现出较大幅度增长，
但是，总体而言，美国权证市场的发展并为保持领先地位，这一方面是由于权证
产品的“替代品”一期权市场在美国已经发育成熟，期权成为投资者进行风险管
理及扩大收益的主要工具。权证产品真正得到蓬勃发展是在欧洲，德国、瑞士、
意大利等国长期占据权证交易额的前几名。近年来，以香港地区和台湾地区为代
表的亚洲权证市场发展迅猛，2004年香港市场以5244．76亿美元的交易量超过德
国，跃居全球权证交易第一位。中国内地权证市场虽然起步较晚，发行权证数量
较少，但是交易活跃。在权证交易最活跃的时候，包钢认购权证等3只权证的成
交金额甚至超过了香港市场上千只权证的成交总额。2006年，内地交易额已经
位居全球第二，2007年则占据了全球第一的位置。
2．2．1德国权证市场
德国是全球发行量最大的权证产品市场，德国交易所提供了包括股票权证、
债券权证、指数权证、期货权证、外汇权证、商品权证等在内的一系列权证产品。
在成交量方面，2002年权证市场交易量为264．68亿美元，2004年该数据为443．84
亿美元，2005年为594．43亿美元，2006年则达到了2858．96亿美元，增长迅速。
2002年有18059只权证在德国市场挂牌交易，2004年为27297只，2006年则已
经超过了十万只，为129954只。
1987年，德国德众银行为AGAG公司发行了备兑权证，这是在德国发行的
第一只备兑权证产品。1989年，交易所法(Stock ExchangeAct)的J下式生效扫除了
个人投资者进行期权交易的一些法律障碍，自此德国权证市场得到迅速发展。
2003年之前，斯图加特交易所的备兑权证发行及交易量最大。2003年之后，法
兰克福交易所(FWB)修改了有关权证交易的条例，并成立了专为权证及票据交易
的聪明交易(Smart Trading)。由此，法兰克福交易所取代了斯图加特交易所，成
为权证成交量最高的交易所。除了在法兰克福证券交易所交易大厅进行买卖之
外，权证还在Xetra交易平台交易。Xetra是1997年11月为FWB现货市场推出
的电子交易系统，其全盘电子化的中央挂盘能将注册交易员的买卖盘配对，欧盟
及瑞士境内任何地方皆可以在单一平台上进行权证的买卖。
德国权证市场发行人一般是银行、金融机构、金融服务商。发行人的职责是
在交易时间内根据做市商的要求提供固定的报价，直到达到一定的交易量。发行
32
人的报价是决定交易价格的基础。发行人发行新的权证或者要在交易所上市时，
必须公布发行文件，由交易所以及联邦证券监管机构进行审查。权证交易中引入
了做市商制度，且每只权证只有一个做市商。
2．2．2瑞士权证市场
2000年之前，瑞士曾多次成为全球权证成交金额最高的市场。但是，自从
2000年起，瑞士市场被德国市场超越，其交易额丌始大幅下降。权证全年交易
额从1998年超过900亿瑞士法郎跌至2003年近200亿瑞士法郎左右。与此同时，
权证挂牌数量却稳步增长，从2002年的351 1只上升到2006年的10369只，成
为除德国之外权证数量最多的市场。
瑞士交易所规定权证发行人资本最少为2500万瑞士法郎，发行人必须服从
瑞士银行法，证券经纪商要服从股票交易所法，发行人服从国外相等监管机构监
管的需提供监管证明；权证的标的资产可以是股票或证券(在瑞士交易所或其它
国际认可的交易所上市交易)、可自由兑换外币、利率、标准化的贵金属、在国
内外期交所交易的商品、投资基金以及以上标的物的一篮子组合；权证发行市值
至少为瑞士法郎六百万元；发行人通过IBLt2i(Internet Based Listing)请上市交
易，权证可以在提交申请后的次日上市交易：交易所未对做市商做出规定；
2．2．3澳大利亚权证市场
澳大利亚于1991年开始设立权证市场，但是直到1997年才走向活跃。
1999．2001年发展迅速，成交量及权证数量均成倍增加。1996年新上市的权证仅
79只，1999年增加为496只，2002年该数据为1201只，而2006年则已经达到
3091只。2002年交易量为17．30亿美元，2006年为73．17亿美元。
澳大利亚交易所的交易规则规定，权证发行人为接受澳大利亚1959年银行法
调整的实体、政府部门、持有澳大利亚金融服务许可证、有长期债务投资评级且
澳大利亚证券交易所认为其流动性足以支持上述发行的实体或者其担保人满足
以上条件的实体；权证发行人和其担保人须按照交易所的要求，披露关于其自身、
分支机构情况或其他足以影响权证市场的建立或对权证价格产生实质性影响的
行为；权证发行方式采取储架式发行，发行人向澳大利亚交易所提出发行申请，
交易所对申请没有异议时，进行发行人资格审核；权证发行数量不得超过标的证
券数量的50％。发行人在权证交易期间须指定一个做市商，做市商有义务为相关
权证至少提供买盘报价。发行人必须保证其发行的权证有充分合理的流动性，因
此，通常做市商的职责由发行人来履行。同时，发行人需要在上市文件中说明何
时为权证提供流动量，通常只要权证在交易所进行交易，发行人就有义务提供流
注：[2]IBL足一种基于且联网的自动化系统，临时性的上市申请可以通过它在网上提交。
33
动量：权证交易以1000权证单位为一交易单位，买卖的数量必须为交易单位的
整倍数。权证结算方式可以是现金结算也可以是实物给付，发行人需在公告中注
明。
2．2．4新加坡权证市场
1989年，第一只备兑权证在新加坡发行并上市交易。新加坡的备兑权证是
通过经纪商以私人配售的形式发行的，权证必须满足上市规则中有关配售的要
求，必须有至少100名投资者认购至少75％的发行份额以后才能上市交易，最低
发行额是500万新元。但是，私人配售的发行方式只有在牛市环境中才可行，这
限制了权证市场的发展。2003年，新加坡交易所放宽有关条例规定，只要发行
人委托指定做市商为权证提供流通量，发行人就可以不再受最低配售数量与持有
人数量的限制，最低发行额也从500万新元下降到200万新元。新规则出台后，
新加坡市场权证交易量稳步增长。2003年，权证交易量为1441万美元，2004
年该数据上升为14．69亿美元，2006年则已经达到91．85亿美元。挂牌交易的权
证数量也由2003年的3只上升为2006年的521只。新加坡市场以其权证交易发
行的灵活性和发行对象的多样化吸引着众多的投资者。
新加坡交易所要求权证的发行人必须是信誉好的金融机构，最低资本金为5
亿美元或者等值的其他货币，并且接受证券监管机构的监管。不满足资本金要求
的金融机构必须由满足资本金要求的金融机构进行担保；备兑权证的标的证券必
须在交易所上市或报价，且标的公司已缴清资本最少2亿新加坡元或其流通市值
在过去30个营业日内达到5亿新加坡元；同时规定，上市的备兑权证必须有至
少100个持有人持有75％的发行份额，每张权证的发行价格不得低于O．2新元，
最低发行额度不得低于500万新元，期限不超过三年，可以是现金交割或者标的
证券交割，但需要在发行时明确；符合条件的发行人在发行权证之前首先要向交
易所提出申请，如果交易所没有拒绝，则视为同意发行。发行人发行权证时还需
要提交上市文件；新加坡交易所没有规定备兑权证必须有做市商。
2．2．5香港权证市场
香港市场发行认股权证始于1977年，最初是在发行公司债券时附送认股权
证，债券购买者无需为认股权证支付资金，债券票面利率则由于认股权证的存在
而降低。八十年代，认股权证在香港市场较为流行。1988年，第一只衍生权证
开始上市交易。1996年，香港市场上备兑权证的数量首次超过股本权证。随后，
备兑权证逐渐取代认股权证成为香港市场上的主流产品，超过99％的权证交易均
来自于备兑权证。表4描述了香港交易所1996年．2008年认股权证与备兑权证交
易的情况。2001年是香港权证历史上具有里程碑性质的一年。这一年，香港交
易所为了促进衍生产品市场发展，提高权证交易量，公布了《有关证券上市规则
衍生权证的咨询文件》，修订了若干限制性条款，取消了备兑权证发行限额的规
定，放宽了权证增发的条件，简化了上市文件的内容，提升了权证交易的透明度；
同时也放宽了《交易规则》，规定备兑权证发行人须为其发行上市的权证引入做
市制度，以提高流动性。此后，权证市场吸引了更多的投资者进行交易，进入迅
速发展时期。2004年香港以664亿美元的总成交金额，超过德国，跃居全球权
证交易第一位。2008年底，香港市场共有34只认股权证和3011只备兑权证上
市交易，权证的标的股票涵盖了银行、地产、电信、石油、天然气等多数行业的
主要上市公司。
在权证产品结构方面，香港市场仍以标准化权证为主流。发行商曾经尝试推
出非标准备兑权i正(Exotic Warrants)，如封顶认股证、封底认股证、定点回报证、
窗口认股证等，但是香港投资者更热衷于买卖标准权证。
香港交易所对发行人的条件做出了明确规定，比如，不得是《公司条例》第
29条所界定的私人公司、必须拥有超过20亿港元的资产净值、必须取得信贷评
级、必须在发行及管理金融工具的发行方面拥有合适的经验，而且具备充分的风
险管理系统及程序。目前，获得权证发行资格的基本上都是国际知名投资银行；
权证产品的标的资产可以是证券、指数、货币、商品或其他资产，或这些资产任
何形式的组合。多数备兑证券是以股票为标的资产，但是，指数权证的数量近年
来不断增加；香港交易所规定备兑权证的最低发行价不得少于0．25港元，有效
期不得少于六个月且不超过五年。目前上市的大部分备兑权证的有效期均在两年
以内；备兑权证可以以现金或实物交割，但是，由于印花税的原因，一般衍生证
券均以现金交割；同时，交易所规定，备兑权证发行人必须委任一名流通量提供
者为每次发行的权证提供流通量。发行人自身可以担当流通量提供者，但是每一
只权证只能有一名流通量提供者。
35
表2．4香港交易所1996．2008年认股权证与备兑权证交易情况
认股权证备兑权证
年度上市数目交易会额上市数目交易金额
(只) (亿港元) (只) (亿港元)
1996 156 350 219 898
1997 l 87 602 346 2157
1998 129 25 142 1016
1999 100 1040 92 1198
2000 89 80 202 1594
2001 74 32．20 22 1050
2002 67 17．45 347 1127
2003 45 11．57 530 2640
2004 32 29．2l 863 5245
2005 27 22．83 1304 8566
2006 27 27．12 1959 17900
2007 30 50．99 4483 46938．60
2008 34 11．30 301 1 34337．36
资料米源：香港交易所网站o
2．2．6台湾权证市场
台湾地区的权证市场丌始于1997年6月，当时由于股指连创新高，投资者
对各家券商发行的权证趋之若骛，到1997年底，半年就发行9只，合计约10
亿元人民币。但是，1998年东南亚金融危机的爆发，使得台湾股市下跌，十余
只权证也因为发行时执行价格过高而失去价值，投资者对权证这种新的金融工具
失去了信心，交投稀少。1999年股市开始复苏，权证市场随之逐渐复苏。到2006
年，在交易所挂牌交易的权证数量已经达到698只，交易量为53．87亿美元，成
长非常迅速。
台湾交易所对发行人的要求较严格，规定发行人须同时经营承销、自营及经
纪或居间三种业务；资产净值为新台币30亿元以上，近期财务报表无累积亏损。
外国机构除总公司达到此要求外，还需分公司净值为1．5亿元以上；信用评级要
求在Moddy’S评级Ba3或中华信评twBB一以上。同时，台湾交易所对外资金融机
构的资金使用做出了很多限制。因此，目前台湾市场上的权证发行人主要为本地
券商。
台湾交易所要求权证的标的证券市值为新台币100亿元以上，最近三个月成
交股数累计达股本的20％以上，或平均单月交易量在1亿股以上，且最近期间无
36
亏损；上市的权证还需满足发行量在2千万单位以上，持有人数大于80人，单
个持有人持有量不超过上市总量的百分之十，发行人及其关联单位持有量不超过
百分之三十五；权证存续期为六个月至两年，发行额度不得超过已发行股份数量
的百分之二十；权证发行上市时，首先由台湾证券暨期货管理委员会对发行人资
格进行审核，审核通过后，发行人再向台交所提出上市申请；权证交易未引入做
市商制度。
2．3我国内地权证市场
20世纪90年代初期，我国经济发展明显过热，为了控制房地产泡沫，政府
采取了全面紧缩的宏观经济政策。然而这也导致股票市场连续三年下跌，市场低
迷。很多上市公司的再融资受到了阻碍。在这种历史背景下，权证的推出一方面
可以活跃市场，另一方面可以促进企业再融资的实现。因此，权证产品应运而生。
我国内地市场第一只权证是1992年6月上海证券交易所推出的大飞乐股票
的配股权证。同年10月30日，深圳宝安公司在深圳交易所向老股东发行了我国
第一张中长期(一年)认股权证：宝安93认股权证，发行总量为2640万张。宝安
权证一发行就在市场上掀起了权证浪潮，价格从4元一直炒到20元。其后，在
1993年至1994年9月间，金杯汽车股份有限公司配股权证、深圳华源实业股份
有限公司配股权证、深圳发展银行配股权证、深圳蛇口安达实业股份有限公司配
股权证等几十家配股权证陆续在深圳交易所上市。上海申华实业股份配股权证、
上海氛碱化工股份有限公司配股权证、上海金桥出口加工区开发股份有限公司配
股权证等陆续在上海交易所上市。在1994年9月到1995年6月的深沪权证市场
中，由于权证数量较少，权证市场投机氛围浓重，表现为权证价格波动率比正股
价格波动率高出数倍，个别权证价格高过正股价格。鉴于配股权证交易的过度投
机行为以及价格的暴涨暴跌，监管层在1996年6月底终止了权证交易。
2005年8月22日，为配合我国上市公司股权分置改革【31，宝钢权证在上海
证券交易所上市，权证这一金融衍生产品重新登上历史舞台。权证恢复上市以来，
截止到2007年6月29号，我国权证市场先后上市33支股改权证，详细信息见
附表Al。虽然至今权证交易时间不长，而且发行的数量稀少，仅有三十几只，
远低于其它国家交易所，但是，交易金额却是非常之大。2006年，中国内地市
注：【3】股权分置是指可上市交易股票和／fi可卜市股票同时存在。为使所有股票可以上市交易，进行股权分
置改革的上市公司必须支付流通股东额外的股票或现金作为非流通股流通后对现有流通股东造成损失的补
偿。对于不能提供足够的现金或股票补偿的上市公司，可以发放权证作为补偿。
37
场权证交易总额达到了1．99万亿元人民币，超过了香港，仅次于德国，成为全
球交易金额排名第二的市场。表6和表7报告了上海证券交易所和深圳证券交易
所以及其它主要市场权证交易的情况，可以看出，我国权证市场虽然起步较晚，
但是发展迅速。不过，我国市场上交易的权证不同于其余成熟市场上交易的认股
权_i,iE(Equity Warrants)或备兑权iiE(Covered Warrants)。认股权证由上市公司发行，
主要用来融资或者以派送形式送给现有股东，行权时上市公司发行新的股票以行
权价出售给权证持有人。备兑权证一般由第三方(如投资银行)发行，标的资产
可以为股票、指数或一篮子股，行权时可以以实物或现金方式结算。我国市场上
流通的股改权证既不属于认股权证也不属于备兑权证，股改权证由上市公司或上
市公司大股东以非流通股或现金作担保发行，权证到期行权不需要新发行股份，
上市公司大股东也不属于标的资产发行人之外的第三方，且几乎全部股改权证行
权时均实行实物结算方式，采用证券给付。这些特点决定了我国权证市场对基础
市场的影响也将不同于成熟市场。
表6，上海证券交易所和深圳证券交易所权证交易情况
沪市深市
成交量(亿份) 成交金额(亿元) 成交量(亿份) 成交金额(亿元)
2005 1274．79 1763．07 422．94 425．47
2006 141 82．64 14941．1 4539．58 4958．46
2007 28950．8 l 49893．66 6283．44 27933．94
资料来源：．}：海证券交易所和深t)JltiE券交易所网站。
表7，2002．2006年主要国家权证交易情况
德国瑞士澳大利亚新加坡香港台湾
挂2006 129954 10369 3091 521 1959 698
牌2005 34263 6246 2447 1304 540
数2004 27297 3682 1771 146 863 191
且里
2003 2143l 2662 1395 3 530 272
2002 18059 351l 120l 3 347 102
交2006 2858．96 386．75 73．17 91．85 2303．59 53．87
易2005 594．43 257．73 49．85 63．77 1102．15 44．06
且里
2004 443．84 251．29 38．05 14．69 5244．76 2077．50
2003 459．88 152．98 16．34 O．14 339．20 34．40
2002 264．68 165．39 17．30 O．23 144．59 21．56
数据来源：www．world·exchanges．org
38
由于股改权证是作为股改对价的一种方案无偿支付给流通股东，因此我国市
场未明确规定发行人的资格。同时，交易所允许从事证券自营业务并取得中国证
券业协会创新活动试点资格的证券公司对可创设的权证按照规定进行创设；权证
发行采用传统的IPO方式，由证券交易所批准发行人的发行计划；发行人申请
发行权证并在交易所上市的，应在发行前向交易所报送申请材料14】；权证标的股
票要求最近20个交易日流通股份市值不低于30亿元，最近60个交易日累计换
手率不低于25％，流通股股本不低于3亿股；申请上市的权证不低于5000万份，
持有1000份以上的投资者不少于100人；权证存续期在6个月之上24个月以下：
权证交易未引入做市商制度；交易单位为100份的整倍数，单笔买卖数量不得超
过100万份；交易交收采取T+0交易，T+l交收；权证到期可以实物交割也可以
现金结算，但几乎全部权证均采用实物交割。
本章小结
本章节介绍了权证的定义、分类、功能以及价值的确定，分析了权证产品与
期权产品的区别，并简单概述了德国、瑞士、澳大利亚、新加坡、香港、台湾和
中国内地的权证市场。
注：【4】申请权证上市的，发行人应向交易所提交：上市申请书、权证发行情况说明、上市公告书、董事、
监事和高级管理人员持有标的证券和权证的情况报告、禁售申请；本所要求的其它文件。
39
3．权证市场对标的股票市场的影响
3．1股改权证发行对标的股票的影响
在国外成熟市场，很多学者就期权发行对基础市场的影响进行了了大量的研
究。我国资本市场与发达国家资本市场结构不同，且效率较低。理论上讲，衍生
产品在相对无效率的市场上将发挥更大的作用。事实是否如此?本部分以我国市
场发行的33只股改权证为样本，探讨权证发行对标的股票市场的影响。
权证的发行可以从三个角度影响基础市场。首先，权证发行促使市场更加完
善，使投资者获得更多的投资机会和更佳的盈利模式，从而提高标的股票的均衡
价格。同时，权证市场有着更为宽松的交易规则，能够吸引新的投资者进入，新
进入的投资者也会相应地增加对标的资产的需求，增加的需求会促使标的股票的
均衡价格以及流动性均提高。其次，期权的发行为持有负面预期的交易者提供了
卖空机制。在一个缺乏卖空机制的市场上，由于仅有持乐观预期的交易者参与交
易，股票供需会失衡，均衡价格偏高。期权产品所提供的卖空机制能够完善市场，
改善市场的供需失衡状态并降低均衡价格。再次，期权市场的特性使其对于拥有
私人信息的交易者而言具有较大吸引力，因此期权的发行交易会促进市场信息的
传导，改善市场信息环境，从而影响基础市场的流动性和风险。
本文以2007年6月29日之前发行上市的33只股改权证为研究对象【¨。数
据来源于新浪财经网站，所有股票价格均采用已按派息和拆股进行调整后的价
格。上海证券交易所的市场指数采用上证综指，深证证券交易所市场指数采用深
成指。
3．1．1权证发行对标的股票收益率的短期影响
我们运用事件分析法研究权证上市对标的股票收益率变化的短期影响。以权
证上市日为事件日，事件日前后各15个交易日为事件窗，事件日前第16个交易
日到第116个交易日，为估计期。首先对每只股票收益率与市场收益率序列进行
单位根检验，检验结果表示不存在单位根。计算每只股票超额收益率，求出平均
异常收益率和累积异常收益率，并进行显著性检验。实证结果如下表所示。
注：【l】由于贵州茅台股票收益率与市场收益率进行回归分析时拟合度太低(小于O．1)，因此在做认沽权证
事件期平均异常收益率及累计平均异常收益率分析时我们的研究样本中剔除了该股票数据。
表3．1 认购权证平均异常收益率与累积异常收益率
事件期AAR CAAR t(AAR) t(CAAR)
．15 0．0017 0．0017 0．2652 0．0820
．14 ．0．0076 ．0．0059 ．1．1855 ．1．4483
．13 0．0022 ．0．0038 0．3353 —0．4880
．12 0．0030 ．0．0008 0．4638 ．0．2295
．11 0．005l 0．0044 0．802l O．1277
一lO 0．0072 0．0115 1．1186 1．2390
—9 ．0．0016 0．0100 —0．2428 0．8709
．8 0．0113‘ O．0213 1．7650 1．7653
-7 0．0074 0．0287。‘ 1．1466 2．5426
—6 0．0229+” 0．0516‘“ 3．5665 3．9589
·5 ．0．0049 0．0467+” ．0．7565 3．0170
．4 0．0028 0．0495‘” 0．4383 2．9937
-3 ．0．0158” 0．0337” ．2．4663 2．3302
-2 ．0．0096 0．0241 ．1．4950 1．6079
．1 0．0084 0．0325+’ 1．3095 2．1998
O 0．0045 0．0370’‘ 0．6977 2．7001
1 ．0．0082 0．0288’’ ．1．2709 2．4103
2 ．0．0059 0．0230’ ．0．9150 1．8361
3 ．0．0058 O．0171 ．0．9074 1．6378
4 0．0071 0．0242’ 1．1026 1．8262
5 0．0073 0．0315。‘ 1．1368 2．1305
6 ．0．0027 0．0288‘ 一0．4156 1．7522
7 0．0002 0．0290+ 0．0240 1．7598
8 。0．0024 0．0266 ．0．3732 1．568l
9 —0．0039 0．0227 ．O．6134 1．3778
lO 0．0002 0．0229 0．0324 1．4991
1 1 0．0083 0．0312+ 1．2966 1．759l
12 0．0011 0．0323 0．1782 1．6743
13 ．0．010l 0．0222 —1．5775 1．4019
14 ．0．0018 0．0204 ．0．2801 1．4472
15 ．0．0064 O．0140 ．O．9917 1．265232
注：’，”，⋯分别表示在10％，5％，l％的水平上显著。
41
可以看到，事件日前十五个交易日中，有三个交易日的异常收益率显著，分
别是第八个交易日、第六个交易日和第三个交易日，其余交易日该数据不显著：
权证发行前67％的交易日异常收益率为正值，权证发行后60％的交易同异常收
益率为负值；权证发行当天标的股票平均异常收益率为0．45％，但并不显著。
这些数据显示出认购权证的发行并未显著改变标的股票的收益率，股票异常
收益率在权证发行后有降低的趋势但并不显著。权证发行前，标的股票异常收益
率多数为正值，笔者认为是由于投资者对于实行股权分置改革的公司推出的股改
方案的积极预期所致，股改方案中往往包括送股及派送现金，投资者对于这些是
欢迎的，因此在权证推出前第六个交易同市场出现显著为正的异常收益率。我们
检查了在事件日前第六个交易同异常收益率较大的标的股票，包括烟台万华与深
发展，均在该交易同对应有股改方案的实施，并且是在长时间停盘后首日恢复交
易。但投资者对于认购权证的发行反应冷淡，甚至是不欢迎的，表现为权证发行
同并未出现显著的异常收益率，而在权证发行后这一数据多为负值。原因之一，
笔者认为这和当时的市场背景存在一定的关系。本文中研究的认购权证绝大部分
都是在2005年及2006年上半年发行的，而我国股票市场自从2001年7月份开
始进入熊市行情，这一行情一直持续到2006年上半年。在长达四年多的熊市行
情下投资者形成了悲观预期，因而认购权证的发行对于投资者而言也构不成基础
市场的利好消息。
从累积超额收益率指标来看，权证发行前六个交易日累计超额收益率达到最
高值，而且显著；权证发行前，共有六个交易日累积异常收益率显著为正，权证
发行后有七个交易日累积异常收益率显著为正。
图l和图2刻画了认购权证事件期AAR和CAAR走势，标的股票平均异常
收益率及累积异常收益率均在权证发行前第六个交易同达到最大值，随后波动下
行。权证发行前第三个交易日，标的股票异常收益率达到最低点，之后有所回升
且在权证发行当天恢复为正值，但是权证发行后再次震荡下行。
图3．1 认购权证事件期AAR走势
42
图3．2认购权证事件期CAAR走势
为了进一步研究认购权证发行的价格效应，我们将认购权证分为认购股本权
证和认购备兑权证，并分别对这两类认购权证进行标的股票事件期平均异常收益
率和累计平均异常收益率的分析。15支认购权证中，有10只为备兑权证，5只
为股本权证。实证分析结果如下。
表2描述了认购权证中的lO只备兑权证事件期内标的股票平均异常收益率
和累计平均异常收益率的变化。权证发行当天及事件日前第一个交易同平均异常
收益率显著为正，且数值较大，分别为1．94％、1．56％。事件日后AAR数值『F负
相间但不显著。但累计平均异常收益率从事件日前第十个交易F1开始由负值变为
J下值，在随后的整个事件期内均保持为正值且显著。事件日前第三个交易日AAR
数值显著为负，其原因在于包钢股份在该交易日由于实施股改方案股票收益率异
动，若去除包钢股份的数据则AAR在该交易日不再显著，且数值变为．0．00638。
因此，我们得出的结论是认购备兑权证的发行具有正价格效应，提高了标的股票
收益率。
表3描述了认购权证中的股本权证事件期标的股票平均异常收益率与累计平
均异常收益率的数值。事件期内，标的股票异常收益率均不显著；累计平均异常
收益率权证发行前为正值，权证发行当天及发行后均为负值。这些数据反映出认
购股本权证发行对正股收益率没有产生显著影响。
43
表3．2认购备兑权证标的股票平均异常收益率与累计平均异常收益率
AAR t(AAR) CAAR t(CAAR)
一15 ．0．0061 ．0．7255 ．O．0061 ．1．1657
．14 ．0．0042 ．O．5007 ．0．0104 ．1．8080
-13 0．0019 O．2219 ．0．0085 ．1．4743
一12 0．0026 0．3083 ．0．0059 ．0．8633
．1 l O．0042 0．4893 ．0．0018 ．0．5659
．10 O．0120 1．4108 0．0102 0．8983
．9 ．0．0032 —0．3798 0．0069 0．6285
．8 O．0137 1．6190 0．0207 1．536l
一7 0．0028 O．3306 0．0235 1．6682
．6 0．015l 1．7776 0．0386” 2．3094
-5 ．0．0049 ．0．5726 0．0338‘ 2．0277
．4 0．0134 1．5813 0．0472‘‘ 2．5635
．3 ．0．0179‘ ．2．1066 0．0293‘ 1．9984
．2 ．0．0053 ．0．6204 O．0240 l-3179
．1 0．0156+ 1．8441 0．0397’ 1．9606
O 0．0194‘‘ 2．2866 0．0591’’ 3．1270
1 ．0．0059 ．0．6954 0．0532+’ 3．0283
2 ．0．0063 ．0．7449 0．0469。+ 2．525l
3 ．0．0012 ．O．1435 0．0456‘’ 2．5415
4 0．004l 0．4788 0．0497’’ 2．6459
5 0．0066 0．7733 0．0563” 2．8530
6 0．0029 0．3465 O．0592” 2．7295
7 ．O．0004 ．0．0440 0．0588” 2．6678
8 ．0．0082 ．0．9694 0．0506” 2．3079
9 ．0．0019 ．0．225l 0．0487” 2．2294
10 ．0．0025 ．0．2892 0．0462‘ 2．0918
1 1 0．0065 0．7640 0．0527‘ 2．2659
12 0．0008 0．0939 0．05352+ 2．1580
13 一O．0111 ．1．3114 0．0423‘ 1．9564
14 ．0．0059 ．O．694l 0．0365 1．7824
15 ．0．0088 ．1．0404 0．0276 1．5782
注：‘，”，”+，分别表示在10％、5％、1％水平上显著。
表3．3 认购股本权证标的股票平均异常收益率与累计平均异常收益率
AAR t(AAR) CAAR t(CAAR)
·15 0．0235 O．2198 0．0235” 2．2198
．14 ．0．0179 ．0．1679 0．0055 0．2068
-13 ．0．0003 ．0．0025 0．0053 1．243
—12 0．0093 0．0866 O．0145 1．0920
．1 1 0．0090 O．0840 0．0235 1．2981
．10 ．0．0002 一O．0014 0．0233 1．2693
．9 0．0053 0．0493 0．0286 1．1091
．8 0．0091 O．0849 0．0377 1．4209
—7 0．0255 O．2389 0．0632‘” 2．9025
-6 O．0450 O．4213 0．1082⋯ 4．4728
-5 ．O．0132 一O．1235 0．0949’” 2．7985
．4 —0．0230 ．0．2151 0．0720‘ 】．8999
-3 ．O．0216 ．O．2026 0．0504 1．2560
．2 ．0．0305 ．O．2854 O．0199 0．6755
·1 ．O．0158 一O．1482 0．0041 0．5460
O ．O．0302 —0．2828 ．0．0261 ．0．2620
l —O．0148 一O．1387 ．0．0409 一O．6191
2 ．0．0015 ．O．0139 ．0．0424 ．0．7785
3 ．O．0162 ．O．1515 ．0．0586 ．1．1028
4 0．0225 O．2109 ．0．0361 ．0．7210
5 0．0008 0．0079 ．0．0352 —0．7395
6 ．0．0090 —0．0843 —0．0442 ．1．0413
7 0．0067 0．0625 —0．0375 ．0．7886
8 O．0145 0．1357 ．0．0231 一O。5152
9 ．0．0088 ．0．0823 ．O．0318 ．0．7309
10 0．0022 0．0203 ．0．0297 —0．3998
11 O．0148 0．1387 —0．0149 ．O．1766
12 O．010l O．0943 ．0．0048 O．0178
13 ．0．0067 ．0．0623 ．0．0115 一O．1114
14 ．0．0024 ．0．0223 ．O．0138 0．0053
15 ．0。0065 ．0．0609 ．0．0203 ．O．1322
注：+，”，⋯，分别表，J÷在10％、5％、l％水平上显著。
45
表4列出了认沽权证上市前后标的股票平均异常收益率与累计异常收益率的
变化情况。与认购权证不同，认沽权证标的股票平均异常收益率在事件同前的十
个交易R中除了第二个交易日之外全部显著。从事件日前第十个交易日到事件日
前第四个交易同这一数值均显著为正，这七个交易日的平均异常报酬率的均值为
1．57％。权证发行当天标的股票异常收益率为O．6％，但不显著。权证发行后除第
六个交易日出现显著为0．996％的平均异常报酬率之外，其他交易同该数据『F负
相间但均不显著，且绝对值均小于1％。
从以上数据中我们可以看出，投资者对于认沽权证的推出反应是积极的。这
在当时的熊市市场氛围下，是非常容易理解的。发行认沽权证的公司向市场传递
了一个信号，即该公司管理层对于本公司股票价格在权证到期时不低于行权价格
有把握，这一信号给予了市场信心。那么为何在权证发行后标的股票品平均异常
收益率不再显著为正?我们可以看一下累计平均超额收益率的变化。该数据从事
件日日订第九个交易日开始，一直到事件期结束始终为正且显著。在权证发行同这
一数值高达8．67％。标的股票累积异常收益率在短短十几个交易日内升幅已经如
此可观，理性的交易者此时减少买入量是理智的。因此在权证发行后标的股票平
均异常收益率不再显著为正。
图3和图4分别刻画了认沽权证事件期AAR及CAAR的走势。图3显示尽
管在事件同前第一个交易日标的股票平均异常收益率大幅下降，但之前的十四个
交易同这一指标是稳步增加的。事件曰后，该指标围绕O％上下波动，但幅度不
大。图4显示在事件同前累计平均异常报酬率稳步增加并在事件日前第四个交易
日达到最大值11．134％，之后这一数值有所下降，但在事件同后恢复了上升趋势，
尽管上升的速度有所放慢且升幅不大。
表3．4认沽权证平均异常收益率与累计平均异常收益率
事件期AAR CAAR t t(CAAR)
一15 ．0．0073 ．O．0073 ．1．2965“ ．2．3057
．14 ．0．0026 ．0．0099 ．0．4691” ．2．3139
-13 0。0085 ．0．0014 1．5115 ．1。0632
—12 0．0006 ．0．0007 O．1217 —0．7791
．11 0．002l 0．0014 0．3869 —0．6784
-10 0．0106’ O．0121 1．8875 0．8300
．9 0．0191”‘ 0．0311⋯ 3．3935 2．8842
．8 0．0147” 0．0459’” 2．6135 3．7932
-7 0．0122” 0．0582+” 2．1776 4．3593
．6 0．0231”’ 0．0813”‘ 4．1108 5．7836
·5 0．0173⋯ 0．0986”’ 3．0730 7．03lO
-4 0．0126” 0．1113”‘ 2．2445 7．5157
—3 ．0．0212‘” 0．0901”’ ．3．7677 5．8413
-2 0．0018 0．0919”‘ 0．3298 5．6607
．1 ．0．01 14+ 0．0805”。．2．0267 4．5635
O 0．006l 0．0867’” 1．0954 4．6985
1 ．0．0028 0．0838”‘ 一O．5103 4．5682
2 ．0．0019 0．0818+” ．0．3483 4．2763
3 0．0056 0．0875”’ 1．0036 4．4274
4 ．0．0011 0．0864”‘ ．O．1871 4．24ll
5 0。0008 0．0873”‘ O．1533 4．2026
6 0．0099’ 0．0973”‘ 1．7671 4．5385
7 0．0083 0．1056”+ 1．4895 5．1159
8 ．0．0056 0．1001+” ．0．9963 4．6409
9 0．0016 0．1017+” 0．3007 4．6821
10 ．0．0005 0．1013‘“ ．0．0818 4．4278
1l 0．0052 0．1065’+’ 0．9354 4．5467
12 0．0014 0．1080’” 0．2563 4．429l
13 ．0．0074 0．1006”‘ ·1．3133 4．1754
14 0．0023 0．1030”+ 0。4208 4．3967
15 0．0047 0．1077”+ 0．8282 4．7237
注：’，”，一，分别表示在10％、5％、1％水平上显著。
47
图3．3认沽权证事件期AAR走势
图3．4认沽权证事件期CAAR走势
本部分以2007年6月29同之前发行上市的32只权证的27支标的股票收益
率为研究对象，讨论了权证上市对于标的股票收益率的影响。实证结果表明，认
沽权证与认购备兑权证的发行对标的股票具有正的价格效应，而认购股本权证的
发行对标的股票不具有显著的价格效应。由于认沽权证全部为备兑权证，我们的
结论是，备兑权证发行对标的股票具有正的价格效应，而股本权证发行对标的股
票不具有显著影响。对产生这一结论可能的原因笔者分析如下。
按照发行人的不同，可将权证分为股本权证和备兑权证。股本权证是指标的
证券的发行人所发行的权证，而备兑权证是指由标的证券发行人之外的第三方
(通常是声誉较好、有发行资格的券商或其它金融机构)发行的权证。实际上，
除发行人不同以外，股本权证和备兑权证还有以下几点区别：第一，发行目的不
同。股本权证的发行目的主要是为了融资，而备兑权证的发行人则主要是给投资
者提供一种杠杆投资工具，并依靠自己的风险管理能力来获得收益；第二，行权
结算方式不同。一般来说，股本权证的发行是为了融资，因而其行权采用证券给
付结算方式，而备兑权证还可以采用现金结算方式。在海外成熟市场，备兑权证
的行权普遍以现金方式结算；第三，行权对上市公司的影响不同。股本权证行权
时，上市公司要发行新的股票来满足权证持有人的行权要求，因而会造成公司总
股本的增加，而对备兑权证来说，无论是证券给付结算还是现金结算，都不会造
成公司总股本的变化。因此，股本权证发行对标的股票负的价格效应在一定程度
上反映了投资者对上市公司借股改融资的不满。由于备兑权证的发行不具有融资
功能，因此投资者对备兑权证的态度也更积极。
3．1．2权证发行对标的股票收益率的长期影响
根据以上的分析，我们初步断定，相对于股本权证，投资者更欢迎备兑权证
的发行。权证发行后较短的一段时间内，标的股票出现了显著的异常收益率。但
是，从一段较长的时间来看，这种价格效应是否依然存在呢?为了验证这一点，
我们选取权证发行前后各100个交易日标的股票收益率数据进行两配对样本的
Wilcoxon符号秩检验和t检验【ll。为消除异常数据的影响，样本选择时剔除权证
发行前后各15个交易同的数据。检验结果如表5所示。
可以看出，27只标的股票中，有19只股票的平均收益率在权证发行后有所
增加，其余8只标的股票平均收益率在权证发行后有所降低。但是这种变化并不
显著。Wilc,oxon符号秩检验的结果表明，在5％的显著性水平下，仅有1只股票
(深发展A)的收益率分布显著不同，相伴概率P值为0．044。其余股票的相伴
概率P值均大于0．05，说明样本来自的总体分布无显著差异。t检验结果也显示，
所有股票t检验的双尾概率P值均大于0．05，因此，在5％的显著性水平下，样
本来自的总体均值无显著差异。
根据以上的实证结果，我们认为，尽管在短期内权证发行对标的股票的收益
率有一定的影响，但是，长期而言，这种影响并不存在。标的股票收益率在权证
发行前后并未发生显著性变化。
注：【l】两配对样本的Wilcoxon符号秩检验足一种非参数检验方法。它通过分析两配对样本，对样本来自的
两总体的分布足否1竽在差异进行推断。其原假设风为：两配对样本来自的两总体的分布无甚著差异。通
过计算z统计量和对心的概率值，口，以判断原假设是否成妒。如果概率P值小于给定的．娃著性水jf，．口，则
心扣绝原假设，认为两酗对样本米一的两总体的分布有{lll并差异：反之，如果概率P值人手给定的娃著性
水、F口，则不能拒绝原假设，町以认为两配对样本来自的两总体的分布无显著差异。两配对样本的t检验
的日的是利用来自两个总体的配对样奉，推断两个总体的均值足台存在砬著差异。检验的原假设日。为：
两总体样本均值尤显著差异。备择假设日．为：两总体样本均值存在显著差异。通过计算两组样本的t统
计量和相应的概率P值，可以得出结论。给定显著性水平口，与榆验统计量的概率P值进行比较，如果概
率P值小于显著性水甲口，则拒绝原假设，认为两总体的均值自．显著差异；反之，如果概率P值大于显著
性水平口，则不戍拒绝原假设，认为两总体的均值不存在显著差异。
49
表3．5权证发行前后标的股票收益率Wilcoxon符号秩检验与t检验结果
标的股票Z统计量相伴概率发行前收发行后收t检验统双尾概率
P值益率均值益率均值计量值P值
宝钢股份．O．351 0．726 ．O．1％ ．O．09％ ．0．043 0．966
邯郸钢铁．0．059 0．953 0．11％ O．26％ ．0．420 0．675
首创股份．O．317 O．75l O．17％ ．O．06％ 0．742 0．460
长江电力．0．782 0．434 ．0．08％ O．11％ -1．101 0．274
华侨城A ．1．197 O．23l O．16％ 0．72％ ．0．954 0．342
国电电力．1．293 O．196 O．28％ 0．73％ -1．013 O．314
伊利股份．1．674 0．094 ．O．03％ 0．43％ ．1．131 0．261
鞍钢股份．0．543 0．587 O．08％ 0．41％ ．0．865 0．389
深发展A ．2．015 O．044 O．72％ 0．10％ 1．411 0．161
雅戈尔．0．627 0．530 0．04％ 0．06％ 一0．048 0．962
烟台万华．0．423 0．672 0．15％ 0．05％ 0．293 0．770
武钢股份．0．101 O．919 O．06％ O．12％ ．O．214 O．831
包钢股份．0．702 0．483 0．27％ O．10％ 0．467 0．642
五粮液．0．275 0．783 0．01％ O．32％ 一0．865 0．389
攀钢钢钒．1．406 0．160 ．O．02％ 0．60％ ．1．461 O．147
万科A ．0．306 0．760 O．05％ O．29％ ．0．659 0．511
华菱钢铁．1．02l 0．307 O．25％ ．0．02％ 0．962 0．339
深能源A ．0．065 0．948 O．02％ O．06％ 一0．124 0．902
中集集团．0．605 0．545 ．O．06％ 0．04％ ．0．277 0．782
盐湖钾肥．0．622 0．534 O．29％ O．21％ O．251 0．802
南方航空．0．523 0．60l 0．73％ 1．12％ ．0．590 0．557
贵州茅台-0．461 0．645 O．16％ O．25％ ．0．309 0．758
青岛海尔．1．289 O．197 O．05％ 0．37％ ．1．505 O．136
城投控股．0．509 O．61l O．09％ ．O．10％ O．713 0．478
上海机场．1．162 0．245 ．O．18％ 0．13％ ．1．380 O．171
招商银行．0．502 O．616 0．06％ O．25％ 一0．759 0．450
白云机场．0．371 O．7lO O．19％ O．01％ O．751 0．454
3．1．3权证发行对标的股票波动性的影响
理论上，海外经济学家就期权的发行对标的股票波动性的影响提出过各种解
释。主要观点有两种：一种观点认为衍生产品的引入会促进市场完善，吸引更多
拥有私人信息的投资者进入市场，有助于信息传递和流通，改善投资者的投资机
会，同时投机活动由基础市场转移到衍生品市场，因此会降低基础市场的波动性。
持此观点的学者包括：Ross(1977)提出了“信号假说”，他认为衍生品市场的推
出使得市场完整性增加，权证交易使得投资者能获得更多信息，投资人面临风险
将会减小。而Chemmmanur和Fulghieri(1997)的信号假说则指出，发行认股权证
是优质公司的有效信号，因而发行认股权证的公司股票波动性会降低；Detemple
和Selden(1991)在单期一般均衡逆模型下指出，当风险厌恶类投资者与风险喜
好类投资者具有相同的二次效用函数时，期权的推出会导致股票价格上扬，标的
股价波动性降低。因为风险喜好型投资者会偏好买入期权而卖出标的股票，风险
厌恶性投资者倾向于买入股票而卖出期权，而风险厌恶者对市场变化的反应更
强，因而总体净效果是股票总需求增加，导致股价上涨。另一种观点认为衍生品
发行后，由于发行人、机构和投资者等市场参与者的高买低卖的风险对冲操作会
大大增大市场的风险和波动性。持此观点的学者有Conrad(1989)、Harris(1989)、
Chan和Wei(2001)等。Conrad(1989)提出“不完全替代假说”，券商避险操作不
能接受其他非标的股票作为避险头寸的替代品，导致标的股票需求增加，价格上
涨，波动性增强。Harris和Gurel(1991)提出“价格压力假说’’，他们认为市场上
若有一方不愿意从事交易时，另一方须以更高的成本完成交易，势必打破市场原
有价格均衡。而Chan和Wei(2001)认为，发行者避险行为、发行者为求得高报
酬操控股价行为与投资大众在推敲发行者行为或发行经验的基础上所作出的反
应是标的股票价格波动增大的三个主要原因。
为了验证我国市场权证上市对标的股票波动性的影响，我们选取权证上市前
后各100个交易日的数据进行实证检验。同样，为了避免异常数据对检验结果的
影H向，样本中不包含权证上市前后各15个交易日的数据。首先计算股票日收益
率及市场指数日收益率，并建立回归模型，对残差进行ARCH LM检验，若不存
在ARCH效应，建立如下模型：
Ri。=口+7q+pR。。+dR眦DI+毛。(3．1)
其中虚拟变量n一，O(彤2irE卜市前)
L1一’1(权hlI上市后)
若存在ARCH效应，则建立GARCH(1，1)一M模型：
R，=口I+∥兄，+7DI+万Dl如，+慨+靠
《=鸬+哆《+％《一l+％q (3．2)
51
其中虚拟变量n一，o(,t叉iaF．．卜．市前)。
L1 、l(权itt：．A：市后)
检验虚拟变量D．在截距项、斜率项中的系数是否显著不等于0。虚拟变量的
截距项系数y可检验无风险报酬是否受权证上市发行的影响；虚拟变量的斜率项
系数万可检验系统风险是否受权证上市发行影响。而虚拟变量的条件异方差方程
系数口。则可检验标的股票的总风险是否受权证上市发行影响。
为了进一步说明问题，我们分析权证上市fj{『后正股收益率序列自相关系数的
变化，建立方程：
Ri。=c+Σ呸mR。州+D1木ΣPiIl、i(R。-1)+BiDl+e"i。(3．3)
I=1 I=1
其中，n为各正股同收益率滞后阶数，滞后阶数的选择采用AIC准则。虚拟
变量D1的定义与GARCH．M模型相同。’
在5％的显著性水平下，ADF检验结果显示各正股收益率序列均不存在单位
根。实证结果如表6所示。27只标的股票中，有20只股票y系数为负，但并不
显著，说明大多数股票无风险报酬在权证上市交易后略有降低；其次，15只标
的股票万系数为正，其中3只该系数显著，11只股票万系数为负，其中3只系数
显著。说明权证上市交易对j下股系统性风险的影响并不非常明确，较多数币股系
统性风险增加；在存在ARCH效应的13只正股中，有9只正股口。系数为正，其
中1只正股该系数显著，说明权证上市交易增加了这些正股的总风险。
52
表3．6权证上市前后GARCH．M及市场模型回归结果
标的股票q 0 y 万a4
t．statistic t．statistic t-statistic t-statistic t-statistic
华菱管线0．0037 0．6662*'* ．0．0029 O．16lO 0．0001”
(O．4061) (O．oooo) (0．4526) (0．1637) (0．0204)
华侨城A 0。0584 1．6123”’ 0．0302 ．0．5125” 0．0003
(0．2624) (0．0000) (0．2765) (0．0109) (O．1547)
青岛海尔一0．0096 0．9554‘” ．0．0005 一0．2360‘ 3．99E．05
(O．2200) (O．oooo) (0．8644) (O．0813) (O．1087)
南方航空一O．0104 0．7171⋯ ．0．0048 0．3722 0．0002
(O．8396) (O．oooo) (O．8519) (O．1420) (O．3689)
邯郸钢铁．0．0001 0．8685”’ 一0．0012 O．1953 1．88E．05
(0．9755) (O．0000) (0．7072) (O．31 10) ’(O．3280)
深能源A O．0017 0．8880”+ ．0．0008 -0．0327 。1．41E．05
(O．7585) (O．oooo) (0．6851) (0．8362) (O．5891)
五粮液．0．0032 0．8662”+ ．0．0005 0．1749 3．03E．06
(0．4833) (0．oooo) (O．9224) (0．4569) (O．8709)
首创股份0．0051 0．9410+“ ．0．0016 0．3298 3．24E—05
(0．5737) (O．oooo) (0．6565) (O．1342) (O．2224)
原水股份0．0003 1．1513⋯ ．0．0015 一0．1728 2．46E．07
(0．9253) (0．0000) (0．3737) (O．1568) (O．9818)
烟台万华0．0041 0．9804*** ．0．0009 0．2910 ．5．29E．06
(0．6100) (0．0000) (0．7578) (0．2047) (0．7981)
白云机场一0．0246 0．7393”’ 一0．0014 ．0．0665 一9．22E．07
(0．1430) (0．0000) (0．6221) (0．5555) (0．8493)
包钢股份0．0002 0．6434’” ．0．0027 O．1943 1．94E．05
(O．9421) (O．0000) (0．2315) (0．2947) (O．3061)
宝钢股份0．0292 0．7893+” ．O．0152 一O．1425 ．5．97E．05
(0．3067) (O．ooOO) (0．2474) (0．2979) (O．1045)
万科A O．0016 0．9870”‘ ．0．0042 0．5309’+’
(0．3868) (0．0000) (0．1 109) (0．0018)
雅戈尔．0．0002 1．1043”。．0．0023 0．4984+”
(0．8783) (O．oooo) (0．2653) (0．0076)
53
表3．6续权证上市前后GARCH．M及市场模型回归结果
国电电力一O．0016 1．5652”’ 0．0035 ．0．6705‘++
(O．4715) (0．0000) (0．2769) (O．0003)
深发展A 0．0020 0．7695‘‘’ ．0．0024 0．3577”
(0．4075) (O．0000) (0．4729) (O．OL 02)
攀钢钢钒一0．0016 0．8893”’ 0．0043 0．0922
(O．4700) (O．oooo) (0．1710) (O．5894)
长江电力一O．0014 0．6731” 0．0015 0．0903
(0．2655) (0．0000) (0．3889) (O．5218)
上海机场一0．0011 0．5588+++ O．0009 一0．038l
(0．5027) (0．0003) (0．6928) (0．8395)
武钢股份0．0003 1．043“‘ ．0．0026 -0．2136
(0．8373) (0．0000) (O．1972) (0．1485)
盐湖钾肥0．0021 0．7739‘++ 一0．0027 O．0197
(O．2859) (O．0000) (O．3381) (0．9256)
伊利股份0．0001 0．8079+” ．0．0004 0．0075
(O．9636) (0．0000) (O．9140) (0．973 8)
鞍钢股份0．0013 0．9994“‘ ．0．0023 O．2113
(0．5169) (0．0000) (0．4189) (0．2500)
招商银行0．0006 1．0058”‘ ．0．0001 一0．1666
(0．6789) (0．0000) (0．9425) (0．2894)
中集集团一0．0005 1．3371”‘ 0．0002 ．0．2385
(0．8243) (0．0000) (0．9400) (0．2891)
注：()内足P值。’，”，⋯，分别表示在10％、5％、1％水平上显著；
为了更全面地研究问题，我们进一步分析标的股票历史波动率在权证发行前
后的变化情况。计算各标的股票30日移动平均历史波动率，选择权证发行前后
各70个交易日的历史波动率数据为研究样本。对样本数据进行两配对样本的
Wilcoxon符号秩检验和t检验。实证结果如下表所示。
表3．7权证发行前后标的股票历史波动率Wileoxon符号秩检验与t检验结果
标的股票Z统计量相伴概率发行前波发行后波t检验统双尾概率
P值动率均值动率均值计量值P值
宝钢股份．7．143 0．000 2．11％ 1．23％ 14．465 O．000
邯郸钢铁一6．698 0．000 1．70％ 3．57％ ．11．729 0．000
首创股份．7．154 O．000 1．77％ 3．OO％ ．11．327 0．000
长江电力．6．633 0．000 1．14％ 1．62％ ．6．483 O．OOO
华侨城A 一7．271 0．000 2．94％ 4．33％ ．16．247 0．000
国电电力一4．55 0．000 3．06％ 2．35％ 5．344 O．OOO
伊利股份-7．27l 0．000 2．45％ 3．51％ 一27．614 0．000
鞍钢股份．6．394 0．000 2．21％ 2．72％ ．8．739 0．000
深发展A —O．331 0．741 3．34％ 3．51％ ．1．505 0．137
雅戈尔一7．271 0．000 1．43％ 3．24％ ．17．246 O．000
烟台万华一7．026 0．000 2．20％ 3．52％ ．12．955 0．000
武钢股份一6．312 0．000 2．12％ 1．58％ 7．788 0．000
包钢股份-7．189 0．000 1．45％ 3．49％ ．16．026 0．000
五粮液一7．271 0．000 1．38％ 4．11％ ．26．001 0．000
攀钢钢钒．3．602 0．000 1．79％ 1．97％ ．2．052 0．044
万科A ．4．527 0．000 2．3l％ 2．69％ 一5．693 0．000
华菱钢铁-7．27l 0．000 1．36％ 2．67％ ．16．448 0．000
深能源A ．7．625 0．000 1．58％ 2．59％ ．13．533 0．000
中集集团一2．385 0．017 2．69％ 2．85％ ．2．702 0．009
盐湖钾肥．3．655 0．000 1．84％ 2．42％ ．4．765 O．OOO
南方航空-7．271 0．000 3．44％ 5．13％ ．29．691 0．000
贵州茅台．4．328 0．000 1．50％ 2．09％ 一4．709 0．000
青岛海尔．5．680 O．000 1．36％ 1．60％ ．7．443 0．000
城投控股一7．26％ 0．000 1．42％ 2．72％ ．20．072 0．000
上海机场．6．680 0．000 1．47％ 2．18％ ．11．102 0．000
招商银行一7．27l 0．000 1．47％ 2．40％ ．17．539 0．000
白云机场一7．160 0．000 1．73％ 1．20％ 18．779 0．000
数据显示，27只标的股票中有23只股票的历史波动率均值在权证发行后显
著提高。Wileoxon符号秩检验结果表明，在5％的显著性水平下，除了深发展A
之外，其余26个样本来自的总体分布显著不同，相伴概率均小于O．05。t检验的
结果也显示，除了深发展A之外，所有样本的双尾概率P值均小于O．05。表明
55
在5％的显著性水平下，样本来自的总体均值存在显著差异，
综合以上的分析，作者认为权证上市后，大部分标的股票的历史波动率显著
提高，表明股票交易总风险增加。权证上市对标的股票系统性风险的影响则不十
分明确。
目前国内市场上的股改权证并非真正意义上的股本权证和备兑权证，而是作
为股权分置改革的对价方式推出的，是为股改服务的，发行人是上市公司或其大
股东，不需要对权证发行进行风险对冲操作。因此发行人为避险及取得高报酬操
纵股价，使得正股风险变大的原因不成立。造成标的股票市场波动性增加的原因
或许在于权证上市交易后，拥有私人信息的交易者进入正股市场，导致现有交易
者的信息负外部性效应，以及散户推敲发行者行为的反应进行炒作的行为；此外，
我国市场上权证发行数量的有限，存续期过长，以及行权价的设置缺乏调节机制
导致的一些权证处于深度虚值的状态，均使得权证易成为投机的工具。市场中投
机交易者增加使得市场波动性加大。
3．1．4权证发行对标的股票流动性的影响
目前为止，针对权证发行对于标的股票市场的影响这一问题，存在三种观点。
首先，Skinner(1989)认为：如果存在完善的资本市场，期权是可以通过已有的标
的股票和无风险借贷组合复制得到的，那么齐全的引入将不会对标的股票产生直
接的影响。但是现实中的资本市场并不完善，因而期权的引入可能会对标的股票
产生影响。第二种观点认为，权证作为一种金融衍生产品，为投资者提供了一条
新的投资渠道，而且权证具有交易成本低、杠杆性高等优点，因此必然会分流股
票市场的部分投资资金，从而降低标的股票市场的流动性。比如，Black(1975)
认为更低的交易成本、资本要求和交易限制会使知情交易者偏向期权市场，做市
商由于知情交易者所引起的损失就会减少，从而会减少标的股票的买卖价差。但
如果足够多的流动性驱动交易者转向期权市场，做市商的存货成本就会增加，股
票市场的流动性就会降低。第三种观点则认为权证的发行会提高标的股票市场的
流动性。Grossman(1988)认为在不完备的市场上，期权可以方便投资者投机和
套期保值，减少未来收益的不确定性。因此，期权交易可以减少标的证券的不确
定性并提高其流动性。Draper，Mak和Tang(2001)，Michael和Reuben(2005)认
为：权证的发行人出于套期保值的需要，他们会在权证的存续期内不断地进行标
股票的买卖，这种对冲操作会增加标的股票的流动性。Long、Schinski和Offier
(1994)、Kumar、Sarin和Shastri(1998)、W|ei、Poon和Zee(1997)、Kumar、
Sarin和Shastri(1998)、Chen和Wu(2001)的实证研究结论也均支持这一观点。
我国资本市场属于不完备市场，权证的出现丰富了投资者的交易品种，T+0
的交易模式也激发了投资者极大的投资热情，因此一部分资金可能会有股票市场
流入权证市场，从而降低股票市场流动性。但是，股改权证的发行人不需要进行
风险对冲，因此不会影响到股票市场流动性。同时，权证创设制度的规定可能会
影响标的股票流动性。创设制度要求创新类券商创设认购权证时在交易所全额存
放用于履约担保的标的证券，因此，创设人在进行创设或注销认购权证时需要买
卖标的股票，增加标的股票的流动性。我国权证发行到底对标的股票流动性产生
怎样的影响?接下来我们运用33只股改权证所对应的27只标的股票的交易数据
作为研究样本进行实证检验。。
在本部分的研究中，以换手率为代表股票市场流动性的指标。研究方法采用
事件分析法和非参数检验等方法。以事件窗前100个交易目标的股票换手率均值
为计算异常换手率的参照，即：异常换手率=事件期换手率．平均换手率。并进行
显著性检验。图5和图6描述了事件期内认购权证和认沽权证标的股票换手率均
值的走势。认购权证标的股票换手率均值在权证发行当天达到最高值5．07％，而
认沽权证标的股票换手率均值在权证发行前第三个交易日达到最高值4．82％。事
件期内标的股票换手率均比较高，高于其余交易日该数值的平均数。异常收益率
及显著性检验的结果如表8所示。无论是认沽权证的标的股票还是认购权证的标
的股票，从权证上市前第13个交易日开始直到事件期结束，均出现了显著为正
的异常换手率，说明标的股票在权证上市前后的一段时间内交投活跃，流动性增
强。图7和图8以图形的形式描述了事件期平均异常换手率的变化趋势，可以看
出，认购权证标的股票在权证上市当天异常换手率最高，而认沽权证标的股票在
权证上市前第三个交易日异常换手率最高。之后二者的该指标数值波动降低，在
权证上市后第10个交易日再次上升，达到一个小高峰。总体而言，权证上市的
确在事件期内增大了标的股票的流动性。
图3．5认购权证标的股票事件期换手率均值
图3．6认沽权证标的股票事件期换手率均值
57
表3．8标的股票平均异常换手率数据
事件期认购权证平均t值认沽权证平均t值
异常换手率异常换手率
．15 0．0047 1．6543 0．0031 1．4018
—14 0．0041 1．4521 0．0044’ 1．9623
．13 0．0070 4+ 2．4699 0．0071’+’ 3．2030
．12 0．0050‘ 1．7662 0．0059’+ 2．6278
．11 0．0135‘” 4．7697 0．0102’” 4．5501
．10 0．0134‘” 4．7598 0．0086‘‘’ 3．8340
．9 0．0079+” 2．7865 0．0092”‘ 4．1438
．8 0．0117’” 4．1388 0．0110“’ 4．9402
—7 0．0190‘” 6．7452 0。0208”’ 9．3418
．6 0．0235‘” 8．3038 0．0146”’ 6．5254
．5 0．0228‘” 8．0562 0．0178”‘ 7．9626
．4 0．0159’’+ 5．6204 0．0235”+ 10．5357
-3 0．0351⋯ 12．4434 0．0374+” 16．7701
．2 0．0356”’ 12．6122 0．0294‘” 13．1859
．1 0．0334’” 11．8200 0．0287‘” 12．8480
O 0．0406+” 14．3683 0．0305’” 13．6680
1 0．0332‘” 11．7485 0．0277++。12．4165
2 0．0352”’ 12．4666 0．0235”’ 10．5546
3 0．0233+” 8．2617 0．0167‘” 7．4874
4 0．0251“。8．9016 0．0166”‘ 7．4524
5 0．0221”‘ 7．8346 0．0145”’ 6．4973
6 0．0159” 5．6329 0．0129‘” 5．7706
7 0．0107‘+’ 3．7865 0．0192+“ 8．6218
8 0．0133”’ 4．7165 0．0142+” 6．3589
9 0．0151”+ 5．3397 0．0136+” 6．0802
lO 0．0288+” 10．2072 0．0223’” 9．9783
ll 0．0201‘” 7．1114 0．0130’” 5．8108
12 0．0192” 6．7969 0．0100‘” 4．490l
13 0．0119+” 4．2258 0．0100’” 4．4654
14 0．0134”‘ 4．7336 0．0098’” 4．4103
15 0．0097”’ 3．4197 0．0099+“ 4．4249
58
图3．7认购权证事件期平均异常换手率变化图
图3．8认沽权证事件期平均异常换手率变化图
为了测试这一效应是否具有长期性，进一步对权证上市前后各100个交易日
内标的股票的换手率进行两配对样本的Wilcoxon符号秩检验和t检验。检验结
果如下表所示。27只标的股票中有20只股票换手率的均值在权证发行后增大。
Wilcoxon检验的结果为，23只标的股票相伴概率P值小于0．05，即在5％的显著
性水平下显著。其中有18只股票的平均换手率在权证上市后显著增加，5只股
票的平均换手率在权证上市后显著减少，分别为：宝钢股份、长江电力、深发展、
武钢股份和南方航空。t检验的结果表明，21只股票的双尾概率P值小于0．05，
即在5％的显著性水平下显著。16只股票的平均换手率在5％的显著性水平下显
著增加，5只股票该数值显著减少。因此，我们得出的结论是：总体而言，权证
上市交易使得标的股票市场流动性增加，而且，这一效应具有长期性。
59
表3．9权证发行前后标的股票换手率Wilcoxon符号秩检验与t检验结果
标的股票Z统计量相伴概率发行前换发行后换t检验统双尾概率
P值手率均值手率均值计量值P值
宝钢股份．2．111 0．035 1．27％ 0．93％ 2．621 O．Ol
邯郸钢铁．3．191 0．000 O．88％ 1．48％ -3．196 0．002
首创股份一5．243 0．000 O．77％ 1．47％ ．5．325 0．000
长江电力．3．944 0．000 1．39％ 0．94％ 4．255 0．000
华侨城A ．7．482 0．000 1．01％ 2．46％ ．8．715 0．000
国电电力一6．361 0．000 2．17％ 3．29％ _6．618 0．000
伊利股份．8．173 0．000 1．17％ 2．95％ -13．159 0．000
鞍钢股份．5．443 0．000 O．80％ 1．33％ 一6．007 0．000
深发展A ．7．667 0．000 2．57％ 1．44％ 9．793 0．000
雅戈尔．2．586 0．010 1．07％ 1．16％ ．0．963 0．338
烟台万华．0．767 0．443 0．99％ O．90％ 0．935 0．352
武钢股份．4．803 0．000 2．25％ 1．46％ 4．14 0．000
包钢股份．2．073 0．038 2．25％ 2．90％ ．1．876 0．064
五粮液．7．34l 0．000 0．75％ 2．67％ ．8．608 O．000
攀钢钢钒．6．447 0．000 1．26％ 2．43％ ．7．086 0．000
b璐人．5．873 0．000 1．09％ 1．75％ 一6．005 0．000
华菱钢铁．6．330 0．000 1．28％ 3．18％ ．5．765 0．000
深能源A 一6．454 0．000 O．77％ 1．61％ 一6．842 0．000
中集集团．0．946 O．344 0．72％ 0．67％ 0．901 0．370
盐湖钾肥．0．344 O．731 O．91％ O．93％ ．0．277 0．782
南方航空．4．676 0．000 1．93％ 1．39％ 4．425 0．000
贵9、I'1茅台．0．973 O．331 O．66％ O．71％ ．0．829 0．409
青岛海尔一8．180 0．000 O．22％ O．69％ ·8．613 0．000
城投控股一6．608 0．000 O．58％ 1．20％ ．6．453 0．000
上海机场．7．557 0．000 O．48％ 1．70％ ．9．014 0．000
招商银行．4．776 0．000 1．12％ 1．61％ 一4．855 0．000
白云机场．4．425 0．000 1．01％ 1．71％ ．4．909 0．000
3．2股改权证到期效应分析
2006年8月30日，我国权证市场迎来了第一只到期的股改权证，宝钢JTBl。
2008年6月13日，是深沪两市发行的最后一只股改权证一南航JTPl的最后交易同。
2008年6月20日，深发SFC2作为最后一只到期的股改权证也结束了交易。股改权
证，这一特殊历史背景下的产物，股权分置改革的“副产品”，正式退出了历史
舞台。权证到期对标的股票市场会产生怎样的影响?本章以33只股改权证(表
3．10所示)为研究对象，探讨我国内地权证市场是否存在到期日效应。
表3．10股改权证到期日信息列表
权证简称交易代码权证类型到期日行权价是否可创
设
宝钢JTBl 580000 认购权证2006．08—30 4．50 否
邯钢JTBl 580003 认购权证2007．．04．．04 2．80 是
首创JTBl 580004 认购权证2007—04—23 4．55 是
长电CWrBl 580007 认购权证2007．05．24 5．50 否
国电JTBl 580008 认购权证2007．09．04 4．80 是
伊利CWBl 580009 认购权证2007．11．14 8．OO 否
鞍钢JTCl 030001 认购权证2006—12一05 3．60 否
侨城HQCl 031001 认购权证2007—11—23 6．96 否
深发SFCl 031003 认购权证2007—12．28 19．OO 否
深发SFC2 031004 认购权证2008．06．27 19．OO 否
钢钒PGPl 038001 认沽权证2007．05．08 4．85 否
万科HRPl 038002 认沽权证2006．09—04 3．73 否
华菱JTPl 038003 认沽权证2008—02—29 4．72 否
深能JTPl 038005 认沽权证2006—1 0．26 7．12 否
中集ZYPl 038006 认沽权证2007．11．23 7．30 否
钾肥JTPl 038008 认沽权证2007．06．29 15．10 否
南航JTPl 580989 认沽权证2008．06—20 7．43 是
茅台JCPl 580990 认沽权证2007．05．29 30．3 是
海尔JTPl 580991 认沽权证2007．05．16 4．39 是
原水CTPl 580994 认沽权证2007．02—12 5．00 是
沪场JTPl 580996 认沽权证2007．03—06 13．60 是
招行CMPl 580997 认沽权证2007—08．3 1 5．65 是
机场JTPl 580998 认沽权证2006．12．22 7．OO 是
五粮YGPl 038004 跨式权证‘1】2008．04—02 5．62 否
6I
表3．10续股改权证到期同信息列表
五粮YGCl 030002 跨式权证2008．04．02 4．89 否
雅戈QCPl 580992 跨式权证2007—05．2 1 4．25 是
雅戈QCBl 580006 跨式权证2007．05．2 1 3．80 是
万华HXBl 580005 跨式权证2007．04．26 9．00 是
，j华HXPl 580993 跨式权证2007．04．26 13．OO 是
包钢JTPl 580995 跨式权证2007．03-30 2．45 是
包钢JTBl 580002 跨式权证2007．03．30 2．00 是
武车NJTBl 580001 跨式权证2006．11．22 2．90 是
武钢JTPl 580999 跨式权证2006．1 1．22 3．13 是
注：【l】跨式期杈：Strangles，指同时购买或实出一份看涨期权和一份看跌期杈，两份期杈到期L|相I司，执
行价格不同。
3．2．1权证存在到期日效应的原因
权证属于期权类的衍生品。目前尚缺乏对于期权(权证)到期日效应研究的
完善的理论模型。但总的来看，有以下几种可能的原因导致了期权(权证)存在
到期日效应。第一种原因是由Avellaneda和Lipkin(2003)提出的，他们建立了
一个模型来说明对持有的净期权头寸进行“艿套期保值”【21而买卖标的股票的行
为使股价在到期日向执行价格靠拢。采用万套期保值的期权投资者力图使其持有
的股票头寸保持在与期权头寸相对应的水平，因此当期权投资组合的万发生变化
时，投资者需要买卖标的股票以保持万中立【3】。具体而言，当占套期保值者持有
的净期权头寸的万值增加(减小)时，他应卖出(买入)股票以保持万中立。如
果交易时标的股票的价格弹性不等于零，则万套期保值的重新平衡将影响到股票
价格变化。
根据Black．Scholes期权定价公式，看涨期权的万-N(d．)，看跌期权的万：N(吐)．1。其中，d。：一ln(S／K)+(r+cr2／2)(T-t)。S是股票价格，K是执行价‘ cr4T—t
格，r为无风险利率，clr为标的股票波动率，T为到期时间，t指现在距离到期日
注：【2】万套期保值：万是指期权价格对标的股票价格的一阶导数，用米衡量标的股票价格变动对权证价格
的影响程度。持有n股股票期权的投资者，应持有．ii艿股股票头寸。则期权价值的变动恰好能和股票价值
的变动相互抵消，即为万套期保值。此时，也称为万中克。当期权万值变动时，投资者需调整股票头寸
使其保持为n万。
【3】万中立：指投资组合的万等于零。
62
时间。我们对看涨期权和看跌期权的万对时间求一阶导数：
掣=掣掣_Ⅳ'(啪—杀呻(S／K)一(r+o．2／220'(T 肌)(3．4) a a 、” 一fr圯‘、、一
其中Ⅳ’(·)表示标准正态密度函数。若忽略p+仃2／2)(T—f)(当t专T时，该值
很小)，则一阶导数大于还是小于零就取决于S大于还是小于K。若S>K，万对
时间的一阶导数大于零，反之小于零。假设一个投资者持有n股期权，为进行艿避险他需要持有一n万股股票。当到期日临近时，若S>K，则丝>o，那么掣<o。a 税
这意味着随着时间推移，投资者需要不断卖出股票，而这种力量将使得股价S
降低并接近K。反之，若S<K，—o(--no)>0，投资者会不断买入标的股票，从而优
推动股价上升，向K值逼近。也就是说，持有期权正头寸的投资者的套期保值
将使得标的股价在到期同向执行价格靠拢。但同时，Avellaneda和Lipkin(2003)
指出持有期权负头寸的投资者将会使得股价在到期日远离执行价格。
第二种可能的解释在于非套期保值投资者的行为。Anders(1982)提出，一
些非套期保值交易者在其持有的看涨期权位于价内(in-the-money)时，并不想
执行期权交割股票，而是选择在到期日Iji『卖出期权。这些期权被套期保值者买入，
同时为了保持万中立，他们需要卖出标的股票，这一行为将促使股价下跌向执行
价格靠拢。相似的，若套期保值者买入的是价内看跌期权，他们需要买入标的股
票，这会使得股价上升，向执行价格靠拢。
再次，采取“持有一种期权及一种基础资产"交易策略【41的投资者在到期日
需要买入或卖出股票，结束持有的头寸。如果存在大量的买卖指令，且买卖指令
不平衡，则会影响标的股票的价格变化。例如，我们考虑两种最常见的交易策略：
抵补买进【51(covered calls)和保护性卖出【61(protective puts)。若期权到期时处于
价外【7】(out．of-the．money)。投资者会在到期日前结束他们持有的股票头寸，否
则在期权到期后他们将会面临股票的裸头寸。投资者卖出股票的行为会使得股价
下跌。
注：【4】持有一种期杈及一种基础资产的交易策略包括：a，ffd时持有看涨期权的长头寸及标的股票的短头寸；
b，l司时持有看涨期权的短头寸及标的股票的长头寸；C，问时持自．看跌期权的长头寸及标的股票的长头寸；
d，同时持自．看跌期权的矩头寸及标的股票的短头寸。
【5】抵补买进：投资者丈出看涨期权的I司时，持有标的股票的长头寸。
【6】保护性卖出：投资者买入看跌期权的同时，持有标的股票的长头寸。
【7】价内权证：指权证持有人行权时，权证行权价格与行权费用之和高于标的证券结算价格的认购权证；
或者行权费用与标的证券结算价格之和高于权证行权价格的认沽权证。
63
第四种解释源于股价操纵。若期权市场由有经验的交易者和无经验的交易者
构成，则有经验的交易者有动机在临近期权到期日时操纵标的股票股价，使期权
到期时位于价外(out．of-the．money)，或恰好是价平期权f81(at—the．money)，从而
使无经验的交易者放弃执行期权。由于操纵股价是有成本的，因此交易者没有动
机去操纵处于深度价外的权证的标的股票。因而可以预期的结果是：在到期R股
价接近执行价格的股票被操纵的频率增加。如果做进一步分析，我们还可以看到
有动机操纵股价的是期权的卖出者，而非买入者。假设一个有经验的交易者持有
看涨期权，如果通过操纵股价来使得期权到期时获得更大盈利，则期权被执行后
他将得到价值被高估的股票，这些股票再以高估的价值卖出会很困难，因而会减
少交易者的整体收益。同样，买入看跌期权的交易者若打压股价以使得期权执行
时获得更大收益，则交割的股票价值被低估，也会减少交易者的整体收益。尽管
期权的卖出者有动机操纵股价但未必会这么做，因为操纵股价是有成本的。根据
Sophie xiaoyan Ni等(．2004)的研究，持有的期权头寸越大，操纵股价获得的收
益越多，而成本与持有头寸无关。因此，拥有大量期权空头寸的交易者更有可能
在到期R附近操纵股价。
第五种解释由Bollen和Whalev(1999)以及Chou年nChen(2004)提出。他们
认为套利者的行为也会带来到期日效应。由于股指期权实行现金交割，套利者必
须在到期日前结束标的股票的头寸以实现套利利润。套利交易是利用衍生品价格
与现货市场价格之问的不一致来实现无风险收益的，套利者会迅速利用市场中出
现的价格不一致进行交易。但随着到期日的临近，他们必须结束自己持有的头寸，
因而大量的卖买盘涌入市场，标的股票交易量及波动性有可能增加。影响的程度
将取决于股票市场的深度以及流动性提供者对买卖盘压力的反应速度。若股票市
场有足够的深度，而且流动性提供者对买卖盘的涌现反应迅速的话，到期日效应
将会很小。一旦不合理的到期日价格效应出现，掌握信息的投资者将会买入被低
估的股票，卖出被高估的股票。这会使得股价变动限制在小于交易成本的范围之
内。但若市场交易机制不能迅速平息大量涌现的买卖盘，价格效应就会很显著。
以标准普尔100指数期货为例，由于结算价格采用收盘价，套利者必需按照收盘
价结束持有的头寸，因此在到期同交易临近结束时会出现大量交易指令，而这显
然会导致到期同效应的出现。
注：【8】价半权证：指权证持有人行权时，权证行权价格与行权费用之和等于标的证券结算价格的认购权证；
或者行权费用与标的证券结算价格之和等于权证行权价格的认沽权证。
最后，结算机制的不同也会影响到期同效应的大小。通过表2我们可以看出，
以一段时间的平均价格而不是某一时点的价格作为结算价格时，到期同效应不是
那么显著。如果以某段交易期间的平均价格作为结算价格，则该价格不易被操纵，
因为操纵平均价格需要远高于操纵某一时点价格的交易量。而且结算价格的平均
时间越长，投资者就越有充分的时间对受到操纵价格偏离价值的股票做出反应，
这将增加操纵股价的难度。同时，对于套期保值者和套利者而言，他们必须按照
用来计算结算价格的每一个市场价格买卖恰当数量的股票。虽然这会增加他们的
风险，但对整个市场而言可以避免在某一个特定时点涌现大量流动性需求，进而
减轻到期日效应。
3．2．2我国权证市场的特点
我国股改权证市场不同于发达国家成熟的期权或权证市场，有其自身的特
点。首先，我国股改权证绝大多数采用实物结算方式。权证的结算方式有两种：
现金结算和实物结算。现金结算权证行权时不涉及标的证券的交收，发行人向行
权人支付行权价格与标的证券结算价格及行权费用之差价。标的证券结算价格为
行权日前十个交易同标的证券每日收盘价的平均数。根据《上海证券交易所权证
管理暂行办法》第三十九条的规定：“采用现金结算方式行权且权证在行权期满
为价内权证的，发行人在权证期满的三个工作日内向未行权的持有人自动支付现
金差价”。实物结算权证行权时会发生标的证券的交收。认购权证行权时要求行
权人账户中有足够的现金，行权成功后，现金和权证从账户中扣减，同时投资者
获得相应数量的标的股票，行权获得的股票在下一交易日可以交易；认沽权证的
行权时，要求行权人账户中有相应数量的标的股票，行权成功后，标的股票和权
证从账户中扣减，投资者收到依行权价和行权数量计算得到的现金。除了南航
JTPl采用现金结算方式，其余股改权证均采用实物结算。在实物结算方式下，卖
出认购权证的发行商在权证到期前需要买入股票避险，容易促使股价上扬；权证
到期日后，发行商需要结清持有的避险头寸，同时行使了认购权证的投资者也可
能出售持有的股票来获利，这将导致股价下跌。由于我国股改权证由上市公司或
上市公司的大股东发行，在权证到期时无需购买标的股票用以避险，因此认购权
证到期日前的价格效应可能不显著。对于认沽权证而言，若权证到期时处于价内，
买入权证的投资者需要买入标的股票以备行权，这会使得股价上扬；而到期日后
卖盘的出现会促使价格下跌。因此，考虑实物结算方式的影响，我们预期价内看
涨权证到期日效应不显著，但到期日后价格下跌；价内看跌权证到期日前价格上
涨，而在到期同后将出现价格反转。
其次，我国资本市场上目前存在卖空限制。由于限制卖空，在现货市场持有
短头寸的套利方案变得不可行，因而套利交易减少，进而在期权到期日旨在结束
套利头寸的卖买指令减少，标的股票价格变动的可能性降低。但另一方面，在没
有股票卖空机制的情况下，认沽权证发行人无法对冲其风险，这使得发行人与投
资者之间事实上是一种零和博弈，投资者的收益就是发行人的损失。因而作为认
沽权证的发行人的上市公司大股东，有动机通过公司经营管理、财务运作等方式
影响股价，从而使认沽权证到期时处于价外或深度价外。
再次，多数权证派发比例很高。海外市场权证发行量都会有一定比例的控制，
为的是不对正股价格造成影响。但是内地股改权证很多派发比例很高，权证对应
股票量占到了流通股的较高份额，它们到期时对股价会造成一定影响。目前一些
认沽权证占到流通股比例的60％,--,90％(如海尔JTPl、深能JTPl、万科HRPl等)，
如果到期前股价低于行权价，那么权证持有人都会买入股票来行权，巨大的需求
会促使股价上涨直到高于行权价。对于派发比例较大的认购权证，比如邯钢
JTBl，到期时如果股价高于行权价，那么由于市场预期会有大规模的股票行权
后出来流通，会对股价形成抑制，进而降低权证价格。一
最后，我国权证创设需要全额担保。一些认购权证被集中创设，到期时大量
质押股票的解冻可能会造成股票的异常波动。武钢JTBl是被创设最多的权证，
创设量达到9．3亿份，如果行权，将总共有14亿股股票投向市场，这对其股价无
疑是巨大的抑制，而反过来这种情况对其认沽权证武钢JTPl的价格会是一个支
撑。
由于以上特点，我们预期在中国内地权证市场上，深度价外的权证到期效应
将不显著；价内权证和价平权证应该存在较显著的到期闩效应；派发比例高或创
设数量多的权证到期时将会对标的股票影响显著；
3．2．3股改权证到期对标的股票收益率的影响
表3．11描述了33只股改权证在到期日的价内外程度110]。可以看出，15只认购
权证中，14只处于价内，只有一只(宝钢JTBl)处于价外；且只有2只权证价内
外程度绝对值小于20％，11只权证价内外程度大于100％，处于深度价内。而18
只认沽权证中有16只位于价外，其中11只价内外程度小于．100％。图3．9和图3．10
描述了到期日前后各lO天内认购权证和认沽权证价内外程度的变动。从图3．9可
以看出，认购权证标的股票股价在权证到期同有下跌并向执行价靠拢的趋势，到
期日后股价上升。认沽权证到期日前变化不显著，到期同后股价趋向下跌。
【10】价内外程度：表示标的证券价格偏离行权价格的程度。价内外程度=CPI(股票价格／行权价格一1)*100％。
认购权证，CP取1；认沽权证，CP取．1。
表3．11 各权证到期R价内外程度列表
权证简称权证类型价内外程度权证简称权证类型价内外程度
宝钢JTBl 认购权证．10％ 茅台JCPl 认沽权证一259％
邯钢JTBl 认购权证129％ 海尔JTPl 认沽权证一228％
首仓*JJTB 1 认购权证128％ 原水CTPl 认沽权证．40％
长电CWBl 认购权证154％ 沪场JTPl 认沽权证．87％
国电JTBl 认购权证243％ 招行CMPl 认沽权证．5735
伊NCWBl 认购权证238％ 机场JTPl 认沽权证．9％
鞍钢JTCI 认购权证139％ 五粮YGCl 跨式权证337％
侨城HQCl 认购权证704％ 五粮YGPl 跨式权证．281％
深发SFCl 认购权证88％ 雅戈QCBl 跨式权证587％
深发SFC2 认购权证2％ 雅戈QCPl 跨式权证-5155
钢钒PGPl 认沽权证．111％ 万华HXBl 跨式权证360％
万科HRPl 认沽权证．84％ 万华HXPl 跨式权证一219％
华菱JTPl 认沽权证．163％ 包钢JTBl 跨式权证178％
深能JTPl 认洁权证8％ 包钢JTPl 跨式权证一127％
中集ZYPl 认沽权证．206％ 武钢JTBl 跨式权证27％
钾J]EJTPl 认沽权证．187％ 武钢JTPl 跨式权证．18％
南航JTPl 认沽权证8％
一1
K
一1
T
图3．9到期日前后认购权证价内外程度变动情况
T
图3．10到期日前后认沽权证价内外程度变动情况
T=0为到期U，T---．10为到期同前第lO个交易日，T=10为到期U后第lO个交易日；PERCENT为价内外程度。
67
运用事件分析法检验权证到期对标的股票超额收益率的影响。以权证到期日
为事件日，事件同前后各lO个交易日为事件期。检验事件期内异常收益率的变化。
由于我们的样本量较小，考虑非参数检验的优势，除运用事件分析法之外，我们
对标的股票在权证到期日前后各10天的收益率进行Wilcoxon符号秩检验。
表3．12描述了标的股票事件期异常收益率的变化。认购权证标的股票在到
期R以及之前三个交易日异常收益率为负，但并不显著；到期日后，前三个交易
日异常收益率为正，随后直到第9个交易Fi均为负，且不显著。认沽权证标的股
票在到期日前4个交易同及到期日当天异常收益率均为负，但不显著；到期日后
第7个交易日异常收益率显著为正，其余交易同正负相间，均不显著。跨式权证
标的股票的平均异常收益率在到期同以及之前一个交易日出现了负的异常收益
率，且在到期同后转变为正，但均不显著。进一步，我们对到期同前后各lO个
交易同标的股票收益率做Wilcoxon符号秩检验。结果显示，所有标的股票的相
伴概率P值均大于0．05。说明在5％的显著性水平下，样本来自的总体均分布不
存在显著差异。即标的股票收益率在权证到期前后没有发生显著变化。因此，我
们得出的结论是权证到期对于标的股票收益率没有显著影响。这与Officer和
Trennepohl(1981)、Alkeback和Hagelin(2004)、Chan和Wei(1997)、Stoll和
Whaley(1997)的实证研究结论是一致的。
表3．12标的股票事件期异常收益率
同期认购权证认沽权证跨式权证
正股AAR t值正股AAR t值正股AAR t值
．10 ．0．00277 ．O．41307 0．000593 0．084256 0．008082 O．48166l
一9 —4．8E．05 ．0．00713 0．000562 0．07979 ．O．O1091 ．0．65027
．8 0．00012 O．01 7864 ．O．00433 ．O．61482 ．0．02368 ．1．41 134
．7 0．0004l O．061078 ．0．00039 ．0．05572 ．0．02536 ．1．51114
．6 ．0．01217‘ ．1．81476 0．005877 0．834968 ．0．00025 ．0．01497
．5 ．0．00725 一1．0813l 0．00739 1．049839 O．01 1231 0．669287
．4 0．009052 1．34965 一O．01 1 6 —1．64744 0．00406 0．241965
．3 ．0．00805 —1．20088 ．0．00402 —0．57095 ．O．0192 ．1．1441
．2 ．0．00573 —0．85383 ．0．00123 ．O．1748 0．020096 1．197592
．1 —0．00543 ．O．81009 ．0．00448 —0．63601 ．0．01 563 ．O．93 139
O ．0．00806 —1．2016 ．O．01197 —1．70099 ．0．01 785 ．1．06398
l 0．005235 0．780495 0．001496 O．212529 O．Ol 8963 1．130123
2 0．004787 0．713748 0．00832 l 1．182075 0．000823 0．04904
3 0．001 059 O．15788 ．0．0071 9 ．1．02144 0．006629 0．39503
表3．12续标的股票事件期异常收益率
4 —0．00658 ．O．98107 ．0．00669 —0．95055 ．0．00569 ．0．3391 9
5 ．0．00435 —0．64794 O．01 0884 1．546294 ．0．01 004 ．0．5985
6 ．0．00027 —0．0405 ．O．0l 194 ．1．69654 O．021 175 1．261895
7 —0．001 19 ．O．17705 O．0192 2．728914 O．01929 1．14956l
8 —0．00637 ．0．95026 0．002925 0．41 5562 O．004476 0．266756
9 ．0．00445 ．0．66308 ．0．0021 8 一O．31015 ．0．0027 ．O．16091
10 O．0148 2．202785 0．005134 0．729435 ．O．02114 ．1．26003
注：‘表示在10％的水平上显著；”表示在5％的水平上显著；”表示在l％的水平上显著。
表3．13标的股票事件期异常收益率Wilcoxon符号秩检验结果
标的股票相伴概率P值标的股票相伴概率P值
宝钢股份0．878 中集集团0．333
邯钢股份O．445 盐湖钾肥0．799
首创股份0．386 贵州茅台0．878
长江电力0．575 青岛海尔0．878
国电电力0．799 城投控股O．445
伊利股份0．799 上海机场O．72l
鞍钢股份0．959 招商银行0．386
华侨城A 0．333 白云机场0．241
深发展A 0．203 五粮液0．074
深发展A事0．959 雅戈尔0．878
攀钢钢钒0．646 烟台万华0．646
万科A 0．333 包钢股份0．386
华菱钢铁0．445 武钢股份0．445
深能源0．333 南航JTPl O．139
注：深发展A对应的权证为深发SFCI，深发展A·对脱的权证为深发SFC2。
3．2．4股改权证到期对标的股票调整后交易量的影响
交易量数据采用每只股票收盘时交易量。按照Chen和Williams(1994)所采用
的方法，用交易量对时间做回归来去掉交易量的时间趋势。回归方程为：
V=口+tilt+属f2+乞(3．5)
V表示交易量，t为时间。交易量除以运用该回归方程计算出的预期交易量
(v／(v一￡))，即为独立于时间变量的交易量(以下称之为调整后交易量)。对
回归方程拟合系数小于O．01的四只权证(钢钒PGPl、马钢CWBl、深发SFC2、
五粮液YGPl)的标的股票，以到期目前110个交易日平均交易量矿为预期交易量，
调整后交易量为矿／V。计算每只股票在权证到期同前llO个交易同的调整后交易
量，分别将到期日前10个交易同的调整后交易量与其余100个调整后交易量进行
Wileoxon符号秩检验，以验证在权证到期时标的股票的表现是否与平时相同。
表3．14报告了标的股票异常交易量Wilcoxon符号秩检验的结果。结果显示，
33只权证所对应的28只标的股票中(深发SFCl和深发SFC2由于到期同不同，我
们视为对应两只标的股票)，有8只股票Z统计量的值落入拒绝域，相伴概率小
于0．05，表明在5％的显著性水平下，样本来自的总体分布显著不同，即标的股票
调整后交易量在权证到期日前的10个交易同内发生了显著变化。其余20只标的股
票的调整后交易量在临近权证到期时没有明显变化。同时，原始数据显示，大部
分认购权证所对应的标的股票调整后交易量在临近权证到期时显著增加，而认沽
权证则相反。我们认为出现这种结果是由于认购权证到期时几乎全部处于价内，
而认沽权证则几乎完全处于价外。投资者在认购权证到期同行权，并买卖标的股
票的行为放大了交易量；认沽权证由于到期时处于价外，且大部分是深度价外，
几乎没有行权的可能性，因而标的股票交易量萎缩。另外，交易量显著增加的8
只股票权证的派发比例相对都较高，这与我们所预期的派发比例高的权证到期同
效应更明显相吻合。但没有证据表明创设数量多的权证对应的标的股票交易量变
动更显著。
表3．14标的股票异常交易量Wileoxon符号秩检验结果
标的股票Z值相伴概率标的股票Z值相伴概率
宝钢股份．2．934”‘ 0．003 中集集团．2．934‘‘’ 0．003
邯钢股份-0。178 0．859 盐湖钾肥-1．156 0．248
首创股份．1．689。0．091 贵州茅台．0．356 0．722
长江电力．1．067 0．286 青岛海尔．1．334 O．182
国电电力．2．934+” 0．003 城投控股．1．6 O．11
伊利股份-1．156 O．248 上海机场．2．401” 0．016
鞍钢股份．1．867‘ 0．062 招商银行．1．334 O．182
华侨城A ．1．867’ 0．062 白云机场O l
深发展A ．0．622 O．534 五粮液．1．156 0．248
深发展A木．O．7ll 0．477 雅戈尔．2．845”’ 0．004
攀钢钢钒一2．845”。0．004 烟台万华一1．156 0．248
万科A ．2．045” 0．041 包钢股份．1．156 0．248
华菱钢铁．2．845”‘ 0．004 武钢股份．0．978 0．328
深能源．0．089 0．929 南航JTPl ．1．423 O．155
注：+表示在lO％的水平上显著；”表示在5％的水平上显著；“‘表示在1％的水平，卜显著：
70
3．2．5股改权证到期对标的股票波动性的影响
按照Chaudhury和Elfakhani(1997)的方法，对股票收益率建立回归方程
R=％+风％。+履jDf心，+毛(t=-50⋯0⋯50) (3．6)
其中t=．50表示到期R前第50个交易日，t=0表示权证到期日，t=50为到期日后第
50个交易日；D，为虚拟变量，仁1，2，3⋯⋯50时口=1，其余时期为0。检验在各显
著性水平下，方程系数是否显著。
表3．15报告了各权证标的股票∥系数在到期日前后的变动情况。及显著为
正，表示标的股票系统性风险在到期日后显著增加；历显著为负，表示股票系
统性风险显著减小；及不显著，表示股票系统性风险在到期日前后没有明显变
化。28只标的股票中，仅有3只股票历系数显著为正，1只显著为负。因此，
从总体来看，标的股票在权证到期日前后波动性变化不显著。这一实证结果与
Alkeback和Hagelin(2004)、Stoll和Whaley(1997)、Chan and Wei(1997)、
Kan(2001)、Chaudhury和Elfakhani(1997)、Bollen and Whaley(1999)的研究结论
相吻合。
表3．15标的股票波动率变动实证结果
标的股票屈系数t值R2 D．W
宝钢股份O．84⋯ 2．70 O．23 2．12
邯钢股份．0．04 ．O．16 O．60 1．5l
首创股份．1．31’” 一4．37 O．19 1．70
长江电力．0．19 ．0．82 O．35 1．98
国电电力一0．34 ．1．48 O．48 2．44
伊利股份0．11 0．50 0．41 2．14
鞍钢股份．O．30 一1．04 O．42 1．91
华侨城A O．25 O．87 O．37 1．31
深发展A ．0．09 ．O．48 O．6l 1．96
深发展A木．0．09 ．0．71 0．79 1．89
攀钢钢钒0．057 O．21 O．48 1．75
力-科A O．10 O．39 O．53 2．02
华菱钢铁．0．35 ．1．50 O．33 1．94
深能源一0．04 ．O．17 O．27 1．82
中集集团0．19 0．93 O．53 2．15
盐湖钾肥O．23 1．17 O．50 1．95
南航JTPl ．0．12 ．0．36 O．39 1．92
贵州茅台．O．13 ．0．50 O．14 1．94
7l
表3．15续标的股票波动率变动实证结果
青岛海尔0．13 O．55 O．61 2．07
城投控股O．18 O．88 0．35 1．85
上海机场O．33 1．04 0．19 1．53
招商银行O．1l O．50 0．37 1．95
白云机场0．2l 0．64 0．13 2．02
五粮液0．08 0．6l O．70 1．92
雅戈尔O．17 O．44 O．51 1．73
烟台万华0．50’ 1．90 0．34 1．97
包钢股份0．64’‘ 2．37 O．50 1．53
武钢股份O．02 O．05 0．45 2．03
注：’表／J÷红10％的水iF上显著；”表／J÷在5％的水、I￡一卜显著；“‘表示在1％的水平．卜显著；
3．2．6股改权证到期日价格反转效应的检验
对于股票价格反转，许多学者在研究中都沿用TSoll和Whaley(1987)的定
义。在本部分的分析中，我们也采用该定义方法。首先计算权证到期同以及随后
一个交易同标的股票的收益率分别为：
R：堡墅丛二业坠旦和R。：旦地丛L羔型吐(3．7)
‘ P收髓价，pI
⋯
P收盘价，I
其中，1收盘价一、1收盘价一-、1收盘价一1分别指到期日收盘价、到期日前一个交
易日收盘价和到期同后第一个交易同收盘价。Stoll$1Whaley(1987)定义了三种表
示价格反转的形式。对于哪一种形式更为适用，并没有明确的理论依据。在本文
中我们采用第一种形式，即定义价格反转为：
REV={．RRt+什l，iiffRRt。<≥： (3．8)
若股票在到期日和到期日后一个交易日收益率正负相间则价格反转系数的
符号为正；反之，若股票在到期日和到期同后一个交易日收益率同为正或同为负
则价格反转系数的符号为负。
表3．16是各权证标的股票到期同REV的计算结果。认购权证REV出现正
值与负值的频数之比为1：l；认沽权证多数REV数据为负，这一比例为l：3；跨
式权证REV多数也为负，该比例为1：4。进一步，我们对认购权证价格反转进
行二项式分自j检验。零假设为：样本来自的总体服从指定P值得二项分布；指定
P值为0．5。从SPSS输出结果来看，相伴概率1大于显著性水平O．05，所以样本
服从指定p=0．5的二项分布。认沽权证和跨式权证的相伴概率分别为0．146和
0．375，均大于显著性水平，因此样本也服从指定p=0．5的二项分布。我们的结论
是，权证标的股票在到期日不存在明显的价格反转现象。这与Stoll和Whaley
(1997)、Alkeback和Hagelin(2004)、Fung和Yung(2006)的实证结果吻合。
表3．16各权证标的股票到期日的价格反转
标的股票对应权证类REV 标的股票对应权证类REV
型型
宝钢股份认购权证0 中集集团认沽权证0．028
邯钢股份认购权证O．02 盐湖钾肥认沽权证．0．047
首创股份认购权证一O．06 贵州茅台认沽权证．0．066
长江电力认购权证0．0077 青岛海尔认沽权证．0．02
国电电力认购权证0．009 城投控股认沽权证．O．03
伊利股份认购权证0．037 上海机场认沽权证一O．031
鞍钢股份认购权证O 招商银行认沽权证．0．006
华侨城A 认购权证．0．036 白云机场认沽权证．0．00395
深发展A 认购权证．0．027 南航JTPl 认沽权证O
深发展A母认购权证．0．0057 雅戈尔跨式权证．0．024
攀钢钢钒认沽权证O．014 烟台万华跨式权证．0．014
万科A 认沽权证0．006 包钢股份跨式权证．0．055
华菱钢铁认沽权证．0．04 武钢股份跨式权证．O．05
深能源认沽权证．0．007 五粮液跨式权证O．061
3．2．7我国权证市场不存在到期效应的原因分析
学者们对美国、加拿大、德国等市场的研究，大多数证实了到期日效应的存
在。但这种效应在中国香港市场和内地市场均不显著。Kan(2001)已经对香港市
场做出了解释。下文初步探讨了我国内地市场到期日效应不显著的原因。
首先，我国股改权证由上市公司或上市公司的大股东发行，在权证到期时无
需购买标的股票用以避险，因此发行商避险需求导致的交易量变化及价格效应将
不存在。当然，存在创设制度的权证，券商仍然存在万避险的需求。但实证结果
并未显示出允许创设的权证与不存在创设制度的权证表现有所不同。这或许源于
我国创设制度独特的规定。
其次，中国内地市场与包括美国在内的其他市场在交易机制上有许多不同。
第一，我国资本市场存在卖空限制，卖空限制的存在减少了套利交易，因而在权
证到期R旨在结束套利头寸的交易减少，标的股票到期日效应减弱。第二，
Hancock(1993)曾把美国市场存在到期同效应的原因归于投资者对新信息的反
映。因为在美国市场，重要经济信息的发布往往与期权到期日为同一天。这一现
象在中国内地市场也是不存在的。此外，Stoll和Whaley(1987)指出在到期日
结束头寸的程序交易(programme trading)导致了价格的不稳定。中国内地市场
不存在程序交易，因而在到期日也就不会存在程序交易的巨额交易量。
再次，我国股票市场从2005年12月开始步入大牛市，上证综合指数由2005
年12月份的1 100点上涨到2007年lO月份的6124点。这次大牛行情使得大多
数认购权证在到期同之前已经处于深度价内，而大多数认沽权证则处于深度价
外，因此发行人、机构投资者和投机者均没有动力在到期日临近时操纵股价。这
也进一步削弱了股票的到期同效应。
最后，和其他国家以到期日丌盘价或收盘价(美国、加拿大、日本、澳大利
亚)，或开盘后一段时间的平均值(德国、台湾)为结算价格不同，我国权证市
场结算价格为行权日前10个交易日标的股票收盘价的平均数。确定结算价格所
依赖的时间越长，则操纵股价越困难，投资者和投机者越不会集中在某一时点结
束头寸，因而到期日效应也就越小。
本章小结
我们运用了33支股改权证为研究样本，分别分析了我国股改权证发行与到
期对标的股票收益率、流动性和风险的影响。实证检验结果表明，短期内备兑权
证的发行具有正价格效应，股本权证发行不具有显著的价格效应。长期来看，权
证发行前后标的股票收益率未发生显著变化。但是，权证的发行增加了标的股票
市场的风险和流动性；权证到期对标的股票收益率、交易量和波动性均无显著影
响，而且标的股票在权证到期日不存在显著的价格反转。
我国权证市场实行T+O的交易制度，同时，权证作为一种衍生产品，具有更
高的杠杆性和更低的交易成本，因此吸引了大量的投资者进入权证市场。但是，
我国资本市场大多数投资者，尤其是大量的中小散户，素质不高，对于权证的特
性和定价机制等均不了解，炒作和博傻心理盛行，市场整体投机氛围较为浓重。
而且，目前市场上权证发行数量有限，品种较少，行权价格单一，缺乏套利交易
机制，使得权证尤其是深度价外权证沦为投机工具。同时，我国权证市场交易制
度仍然为竞价制度，虽然具有类似做市商制度的安排，但由于权证并非做市商所
发，故在做市过程中存在着诸多限制，难以取得成熟权证市场中的价格引导效果。
而特有的创设制度的存在，使得权证对标的股票的影响更为复杂。因此，权证的
发行与到期对标的股票市场并未产生显著影响。
74
4．权证市场与标的股票市场相关关系研究
4．1我国股改权证与标的股票价格的相关关系研究
衍生品市场有两个主要的功能：通过对冲过滤掉不希望的价格风险；对基础
证券起到价值发现的功能【lI。在一个没有差异化交易成本、对融资和卖空没有限
制的市场，我们可以预计现货市场和衍生品市场对交易者来说是有同等进入权
的。不过如果条件对一个特定市场的交易有所倾斜，新信息在一个市场的吸收速
度就会比在另一个市场快。换句话说，一个市场的价格就会主导另一个市场的价
格。由于衍生品市场存在高杠杆效应，交易成本低，同时基础市场往往存在卖空
限制等原因，信息交易者【11(informed investor)可能会从基础证券市场转移到衍
生品市场。如果事实果真如此，那么衍生产品市场将发挥价格发现的功能。也就
是说，新的信息出现时，将首先反映在衍生品价格上，而非股票价格。Manaster
和Rendleman(1982)运用日交易数据，发现期权市场价格变化领先于股票市场；
Chakravarty、Gulen和Mayhew(2004)实证研究证实了期权市场具有显著的价
格发现效应。Easley、O’Hara和Srinivas(1 998)以及Pan和Poteshman(2003)均发
现期权市场符号(signed)交易量可以帮助预测股票收益率。Stoll和Whaley(1990)
认为期货的回报率在调整了低频交易偏差之后，主导了股票回报率，股票回报率
不能预测期货的回报率；这表明期货市场比股票市场更快吸收了信息，起到了股
票价格发现作用。
权证是期权类的衍生证券。从本质上看，权证与股票期权基本相同，对期权
的研究方法同样适用于对权证的研究。但是，我国权证市场不存在保证金交易，
而且权证的发行人受到限制，这导致权证和股票期权对标的资产的影响方面存在
显著的差异。Aitken和Segar“2005)通过对澳大利亚权证市场的研究，认为权证
限定发行人的特征会导致其对标的资产的影响不同于股票期权。Loudon和
Nguyen(2006)也认为权证发行人的特殊性使得权证价格高于相应的股票期权价
格，并进一步影响了权证作为金融衍生产品作用的发挥。权证和股票期权的区别
以及由此产生的对标的资产的影响差异可能会导致知情交易者选择不同的目标
投资市场。因此，本文通过对我国内地市场33只股改权证的实证研究来验证权
证市场与标的股票市场在信息传递中的相互关系，以及信息交易者是否由股票市
场转向权证市场，权证市场是否发挥了价格发现功能。
注：【l】衍生产品的价值发现功能足指衍生产品的价格能够提前反映出标的资产价格朱束的变动趋势，衍生
品价值发现功能的本质取决于新的信息足反映到衍生产品价格的变化上还足标的资产价格的变化上。
【2】信息交易者是指能够通过各种予段提前获得有关标的资产价格信息的投资者，包括内部人十以及机构投
资者等。
75
4．1．1股改权证价格与标的股票价格的长期均衡关系分析
在经济计量分析中，经济变量之间存在的长期均衡关系被称为协整关系，协
整理论是研究非平稳时间序列的一个重要方法。进行协整检验时，首先对各时间
序列进行单位根检验，以判断其平稳性。本文以33只股改权证及其标的股票为
研究样本。利用Eviews5．0软件分别对各研究变量的水平值和一阶差分进行ADF
单位根检验，检验过程中滞后项的确定采用AIC准则131。如果检验结果显示序
列为同阶单整，我们就可以对其进行协整检验，以确定变量问的长期稳定关系。
检验方法采用E．G两步检验法和Johansen检验法。
首先对权证价格序列141和标的股票价格序列进行单位根检验。考虑到权证发
行上市以及临近最后交易F1时，价格可能出现较为剧烈的波动，为了避免异常数
据对实证结果的影响，在我们的样本中剔除了权证上市后前3个交易日以及最后
三个交易同的数据。权证价格与标的股票价格平稳性检验结果如下。
注：[3]AIC准则：是指根据AIC信息量取值最小的准则确定模型的阶数。【4】本部分研究中权证价格样本数
据区间截至2008年3月27日。
76
表4．1权证价格序列单位根检验结果
权证简称价格序列单位价格序列单位一阶差分单位一阶差分单位
根检验t值根检验p值根检验t值根检验P值
宝钢JTBl ．1．3215 O．1722 ．15．8771 0．0000
邯钢JTBl ．1．9567 O．6212 ．17．6532 0．0000
首tifJJTB1 ．2．5752 0．9066 ．17．2200 0．0000
长电CWBl ．2．0754 0．5563 ．1 9．7621 0．0000
国电JTBl ．2．1851 0．495l 一15．531 l 0．0000
伊利CWBl ．2．2690 O．1830 ．1 5．8509 0．0000
鞍钢JTCl ．2．6347 0．2654 ．16．1773 0．0000
侨城HQCl ．2．5420 0．3077 ．13．4822 0．0000
深发SFCl ．1．7988 0．3795 ．11．0564 0．0000
深发SFC2 ．1．1606 0．9146 一15．2063 0．0000
包钢JTBl 1．1215 0．9321 ．16．24lO 0．0000
武钢JTBl ．3．0452 0．0324* ．6．1110 0．0000
雅戈QCBl 4．1190 1．0000 ．14．9957 0．0000
万华HXBl ．1．6164 0．7835 —14．029l 0．0000
五粮YGCl 1．6317 0．975l -15．512l 0．0000
钢钒PGPl ．2．6047 0．0934 ．16．73 lO 0．0000
万科HRPl ．2．0063 0．5933 ．1 1．7556 0．0000
华菱JTPl ．1．1493 0．2284 ．1 1．8403 0．0000
深能JTPl ．2．0548 0．5638 ．9．0248 0．0000
中集ZYPl ．1．5275 O．1188 —9．4544 0．0000
钾neJTPl ．2．8259 0．0563 —4．8242 0．0006
南航JTPl ．2．1208 0．5304 ．14．1335 0．0000
茅台JCPl ．5．9513 0．0000" ．1 5．7668 0．0000
海尔JTPl ．3．0238 0．0342* ．12．8954 0．0000
招行CMPl ．3．6123 0．0060* ．6．5052 0．0000
原水CTPl —1．5240 0．1194 ．11．3179 0．0000
沪场JTPl ．2．5694 0．2948 ．14．9558 0．0000
机场JTPl ．3．4436 0．0483幸．15．7341 0．0000
五粮YGPl ．2．3819 O．1479 ．9．7579 0．0000
雅戈Qcal ．4．1145 0．0011木一12．0280 0．0000
万华HXPl ．3．6466 0．0283木一14．1904 0．0000
表4．1续权证价格序列单位根检验结果
包钢JTPl ．3．0809 0．0294* ．17．1427 0．0000
武钢JTPl ．4．7438 0．0008* ．16．7344 0．0000
注：4表示在5％的水平．卜显著，P值为Maekinnon(1996)单边P值。
表4．2标的股票价格序列单位根检验结果
标的股票价格序列单位价格序列单位一阶差分单位一阶差分单位
根检验t值根检验P值根检验t值根检验P值
宝钢股份一2．6864 0．0779 一15．8962 0．0000
邯钢股份一1．7211 0．7389 ．13．9376 0．0000
首创股份一0．6678 0．9735 ．17．1065 0．0000
长江电力．2．1477 O．5160 一16．4514 0．0000
国电电力．2．3796 0．3892 ．15．3676 0．0000
伊利股份一2．6177 0．0908 ．14．5074 0．0000
鞍钢股份1．7701 O．9816 ．14．0002 0．0000
华侨城A ．2．3718 0．3932 ．1 3．7402 0．0000
深发展At4】．2．6790 0．0809 ．11．4788 0．0000
深发展At5】一2．2978 0．4326 ．13．4073 0．0000
攀钢钢钒2．8568 0．9990 ．14．8479 0．0000
万科A 一2．2950 O．1748 ．14．5262 0．0000
华菱钢铁．2．1406 O．5211 ．17．4383 0．0000
深能源．2．6835 0．2459 一10．2539 0．0000
中集集团0．0550 0．6997 ．18．5187 0．0000
盐湖钾肥一1．6292 0．7786 ．1 5．4357 O．ooOO
南方航空一1．7918 0．3837 ．11．8492 0．0000
贵州茅台．1．9596 O．6197 一l 5．7239 0．0000
青岛海尔．1．7932 0．7050 ．14．827 1 0．0000
招商银行4．4456 1．0000 ．1 5．8735 0．0000
城投控股．1．6022 0．4794 ．11．6456 0．0000
上海机场3．0012 1．0000 ．14．5271 0．0000
白云机场．2．3618 0．3986 ．13．8951 0．0000
五粮液2．4064 0．9963 ．13．5258 0．0000
雅戈尔4．7065 1．0000 ．12．504l 0．0000
烟台万华一2．0063 0．5942 ．13．2823 0．0000
包钢股份一0．5650 0．9797 ．12．8295 0．0000
武钢股份0．4175 0．8026 ．15．3512 0．0000
注：幸表示在5％的水平上显著，P值为Mackinn伽(1996)单边P值。深发展A【41对应的权证为深发SFC!，
样本数据区间为2007年7月4日q007年12月17 EJ。深发展A【51对应的权证为深发SFC2，样本数据
区间为2007年7月4日-2008年3月27日。
检验结果显示，在5％的显著性水平下，所有标的股票价格序列均存在单位
根，一阶差分之后平稳；权证的情况有所不同，有1只认购权证和8只认沽权证
的价格序列为平稳过程，其余权证价格均为一阶单整过程。
由于协整检验只适用于同阶单整过程，因此，接下来我们对24只一阶单整
的权证及其标的股票进行协整分析，以检验股票价格与权证价格之问是否存在长
期稳定的关系。首先采用E．G两步法进行检验。回归方程残差序列单位根检验
的结果如表2所示，检验方法采用ADF检验，显著性水平为5％。
表4．3残差序列单位根检验结果
权证与其标的股票t统计值E．G临残差序列权证与标的股票价格
界值是否平稳是否存在协整关系
雅戈QCBl与雅戈尔．4．6853 ．4．35 是存在
深发SFC2与深发展A ．4．4645 ．4．35 是存在
深发SFCl与深发展A ．4．1563 ．4．35 是存在
宝钢JTBl与宝钢股份一2．5765 ．4．35 否不存在
邯钢JTB l与邯钢股份．3．5289 ．4．35 否不存在
首仓JJTBl与首创股份．1．9402 ．4．35 否不存在
长电CWBl与长江电力．3．1359 ．4．35 否不存在
国电JTBl与国电电力．3．1428 ．4．35 否不存在
伊利CWBl与伊利股份．4．0441 ．4．35 否不存在
鞍钢JTCl与鞍钢股份．2．1745 -4．35 否不存在
侨城HQCl与华侨城A 一4．1623 ．4．35 否不存在
五粮YGCl与五粮液．3．2802 ．4．35 否不存在
万华HXBl与烟台万华．1．7920 ．4．35 否不存在
包钢JTBl与包钢股份．3．5387 ．4．35 否不存在
钢钒PGPl与攀钢钢钒1．1003 —4．35 否不存在
力．科HRPl与万科A ．2．1884 ．4．35 否不存在
华菱JTPl与华菱钢铁0．0508 ．4．35 否不存在
深能JTPl与深能源一2．0939 ．4．35 否不存在
中集ZYPl与中集集团．1．9773 ．4．35 否不存在
原水CTPl与城投控股一1．9795 ．4．35 否不存在
沪场JTPl与上海机场．1．1063 ．4．35 否不存在
五粮YGPl与五粮液0．3448 ．4．35 否不存在
钾肥JTPl与盐湖钾肥．1．1158 ．4．35 否不存在
南航JTPI与南方航空．1．2727 -4．35 否不存在
检验结果显示，在5％的显著性水平下，除了3只认购权证(深发SFCl、深
发SFC2和雅戈QCBl)与其标的股票价格回归方程的残差序列不含有单位根之
外，其余21只权证与标的股票价格回归方程的残差序列仍然含有单位根，为不
稳定序列，说明权证价格与标的股票价格之间不存在协整关系。由于E．G两步
检验法在统计上偏向于否定协整关系的存在，为了更加精确，我们进一步运用
Johansen检验法进行协整性检验。首先根据AIC原则确定Johansen检验的滞后
阶数。由于Johansen的分析框架包含了五种可能的情况，需要依据数据的具体
特征进行选择。每只权证的情况并不相同，因此最终检验时适用的模型并不相同，
我们在检验时选择了最适合具体数据特点的模型。检验结果如下表所示。
表4．4权证与其标的股票价格序列Johansen检验结果
权证与其标假设的协整方程个数特征值迹统计量(P值) 协整关系
的股票是否存在
深发SFCl与O个协整向量O．1576 26．3 1 1 5(0．0064) 存在
深发展A 至少1个协整向量0．0717 7．9622(0．084 1)
深发SFC2与0个协整向量0．0880 16．2585(0．0383) 存在
深发展A 至少1个协整向量0．0024 0．4208(0．5 1 66)
雅戈QCBl 0个协整向量O．0618 14．4188(0．0219) 存在
与雅戈尔至少1个协整向量0．0009 0．1896(4．1299)
国电JTBl与O个协整向量0．0832 19．1540(0．0134) 存在
国电电力至少1个协整向量0．0026 0．5533(0．4570)
长电CWBl 0个协整向量0．0669 1 5．7376(0．0460) 存在
与长江电力至少1个协整向量0．O004 3．8415(0．7566)
伊利CWBl 0个协整向量0．0691 1 9．7986(0．0578) 不存在
与伊利股份至少1个协整向量0．0155 3．5345(0．4858)
宝钢JTBl与O个协整向量0．0363 1 1．3827(0．1890) 不存在
宝钢股份至少1个协整向量O．0113 2．6723(0．1021)
邯钢JTBl与O个协整向量0．0433 9．9705(0．2830) 不存在
邯钢股份至少1个协整向量0．0005 0．1 054(0．7454)
首仓'JJTBl与O个协整向量0．0324 9．8203(0．2948) 不存在
首创股份至少1个协整向量O．0104 0．0104(0．1239)
鞍钢JTCl与0个协整向量0．0406 12．7647(0．3829) 不存在
鞍钢股份至少1个协整向量O．0154 3．4720(0．4964)
侨城HQCl o-1-协整向量0．0347 7．3 1 96(0．5408) 不存在
与华侨城A 至少1个协整向量2．97e．05 0．006 1(0．9368)
8l
表4．4续权证与其标的股票价格序列Johansen检验结果
五粮YGCl 0个协整向量0．0354 9．1 090(0．3 554) 不存在
与五粮液至少1个协整向量0．0015 O．3534(0．5522)
。万华HXBl 0个协整向量0．0306 6．7394(0．35 1 8) 不存在
与烟台万华至少1个协整向量0．0018 O．3717(0．6051)
包钢JTBl与0个协整向量0．0502 13．1941(0．1079) 不存在
包钢股份至少1个协整向量1．7139 1．7139(0．1905)’
钾]]EJTPl与0个协整向量0．0773 24．0238(0．0145) 存在
盐湖钾肥至少1个协整向量0．0260 5．9165(0．1972)
钢钒PGPl与O个协整向量0．0324 1 0．5752(0．2390) 不存在
攀钢钢钒至少1个协整向量0．0120 3．841 5(0．0921)
后斜HRPl与0个协整向量0．0570 1 1．0835(0．5341) 不存在，
万科A 至少1个协整向量0．0084 1．391 6(0．8924)
华菱JTPl与0个协整向量0．0074 5．801 9(0．9578) 不存在
华菱钢铁至少1个协整向量0．0059 2．5649(0．6647)
深能JTPl与0个协整向量0．0699 1 0．8735(0．5543) 不存在
深能源至少1个协整向量0．0423 4．0594(0．4034)
中集ZYPl与0个协整向量0．0185 8．6070(0．7723) 不存在
中集集团至少1个协整向量0．0064 2．1 967(0．73 83)
原水CTPl与0个协整向量0．053l 12．6014(0．3965) 不存在
城投控股至少1个协整向量0．0145 0．0 1 45(0．6447)
沪场JTPl与0个协整向量O．0498 1 8．25 1 9(0．3273) 不存在
上海机场至少1个协整向量0．0288 6．6448(0．3830)
五粮YGPl与0个协整向量0．0245 9．563 1(o．6826) 不存在
五粮液至少1个协整向量0．0144 3．524 1(0．4876)
南航JTPl与0个协整向量0．038l 1 1．1344(0．5292) 不存在
南方航空至少1个协整向量0．0225 4．1 1 23(0．3957)
淬：协整关系足台存拍：以5％的硅署性水、卜为判断标准o
Johansen协整检验的结果显示，在5％的显著性水平下，24只权证中有6只
权证的价格与标的股票价格之间存在协整关系，其中包括5只认购权证和1只认
沽权证。这一数量在总样本中所占的比重为18％。因此，总体而言，我们得出的
结论依然是：权证价格与标的股票价格之间不存在长期稳定关系，权证市场与股
票市场关联性不强。同时，如果将认购权证和认沽权证进行对比，则认购权证与
标的股票之间的联系比较密切，而认沽权证表现的更加独立，这也反映出认沽权
证市场的炒作、投机氛围更为浓重。
4．1．2股改权证价格与标的股票价格的Granger因果检验
为进一步验证股改权证价格与标的股票价格间的引导关系，对权证价格序列
和股票价格序列进行Granger因果检验。根据ADF检验结果可知标的股票价格
序列和权证价格序列均为一阶平稳的，所以对二者的一阶差分序列进行检验，结
果如下：
表4．5 Granger因果检验结果
／40(权证不是正股的go(正股不是权证的
Granger原因) Granger原因)
权证与其标的股票F统计值概率检验F统计值概率检验
结果结果
国电JTBl与国电电力2．0092， 0．0342 拒绝2．4651 0．0085 拒绝
伊NCWB 1与伊利股份0．4198 0．6577 接受0．9524 0．3873 接受
雅戈QCBl与雅戈尔2．7753 0．0022 拒绝2．5256 0．0053 拒绝
钢钒PGPl与攀钢钢钒1．6154 0．1712 接受1．4208 0．2279 接受
宝钢JTBl与宝钢股份1．8769 0．1554 接受2．3294 0．0996 接受
邯钢JTBl与邯钢股份2．7505 0．0660 接受1．6390 O．1965 接受
首仓JJTBl与首创股份O．1909 0．6626 接受8．0504 0．0050 拒绝
长电CWBl与长江电力3．4824 0．0633 接受1．4879 0．2238 接受
鞍钢JTCl与鞍钢股份0．7384 0．5301 接受1．8412 0．1405 接受
侨城HQCl与华侨城A 8．7780 1．5E．7 拒绝7．4398 2E一06 拒绝
深发SFCl与深发展A 0．0005 0．9995 接受O．442l 0．6438 接受
深发SFC2与深发展A 1．4994 0．2045 接受0．9539 O．4344 接受
万华HXBl与烟台万华O．1909 0．6626 接受8．0504 0．0050 拒绝
包钢JTBl与包钢股份8．9363 0．0002 拒绝8．1116 0．0004 拒绝
武钢JTBl与武钢股份3．1906 0．0051 拒绝3．267l O．0043 拒绝
茅台JTCl与贵州茅台0．6490 0．5236 接受1．4158 0．2449 接受
五粮YGCl与五粮液1．0008 0．3684 接受1．324l 0．2671 接受
招行CMPl与招商银行2．4297 O．0018 拒绝2．6273 0．0007 拒绝
南航JTPl与南方航空1．8588 O．1744 接受4．9663 0．027l 拒绝
钾肥JTPl与盐湖钾肥2．3061 0．0049 拒绝4．4723 3．3E．07 拒绝
海尔JTPl与青岛海尔1．2270 0．2952 接受2．8526 0．0598 接受
万科HRPl与万科A 4．8152 0．0296 拒绝9．3709 0．0026 拒绝
华菱JTP]与华菱钢铁1．1128 0．3436 接受16．5682 3．3E．10 拒绝
83
深能JTPl与深能源1．4231 0．246l 接受0．2952 0．745l 接受
中集ZYPl与中集集团1．691l O．1361 接受3．6644 0．0030 拒绝
原水CTPl与城投控股O．5313 O．7129 接受5．7289 0．0002 拒绝
沪场JTPl与上海机场0．5755 0．5633 接受1．1215 0．3276 接受
机场JTPl与白云机场O．1776 0．8374 接受4．4309 0．0130 拒绝
雅戈QCPl与雅戈尔1．3023 0．2745 接受5．0935 0．0020 拒绝
血粮YGPl与五粮液0．7785 0．4597 接受13．8680 1．4E．06 拒绝
万华HXPl与烟台万华0．4529 0．6364 接受1．0507 O．3516 接受
武钢JTPl与武钢股份1．0138 O．315l 接受2．6200 O．1069 接受
包钢JTPl与包钢股份2．8458 0．0930 接受6．0028 O．0150 拒绝
从表5可知，在5％的显著性水平下，共出现了三种结论，分别是：(1)有8
只权证(包括5支认购权证和3只认沽权证)标的股票与正股之间存在双向
Granger因果关系，即权证与标的股票的价格走势相互影响，新信息同时作用于
两个市场；(2)10只权证(包括2支认购权证和8只认沽权证)标的股票与权
证之间存在单向Granger因果关系，标的股票价格走势引导权证价格走势，说明
新信息首先进入股票市场；(3)其余15只权证(包括lO只认购权证和5只认沽
权证)标的股票与权证之间不存在显著的Granger因果关系，短期内权证与标的
股票的价格走势相互独立。
总的来看，对认购权证而言，5／17的样本表明权证市场与标的股票市场之间
存在双向Granger因果关系，2／17的样本表明了股票市场单向引导权证市场，
10／17的样本则显示出权证市场与标的股票市场之间的相互独立性；对认沽权证，
情况略有不同：3／16的样本表明权证市场与股票市场之间存在双向Granger因果
关系，1／2的样本显示股票市场单向引导权证市场，5／16的样本表明了两个市场
间不存在显著的Granger因果关系。
4．2股改权证与标的股票收益率的相关关系分析
4．2．1股改权证与标的股票收益率的短期互动关系分析
通过对权证与标的股票价格序列的初步分析，我们得出了权证价格与标的股
票价格之间不存在长期均衡关系的结论。接下来我们进一步分析权证收益率与标
的股票的收益率的短期互动关系。通过对权证收益率序列和标的股票收益率序列
建立向量自回归WAR)模型，可以得出我们需要的结论。
首先，对权证收益率序列和标的股票收益率序列进行平稳性检验，结果表明，
在5％的显著性水平下，权证和股票收益率序列均为平稳序列。因此，我们可以
建立VAR模型：
Rs,=Σq鹪一+Σ屏R形一‰
RW,=羔riRS,一；+芝毋尺形-i+％ (4．1)
其中，l撂表示标的赦票收益率，RW表示权证收益率；模型滞后阶数P的选择
同样依据AIC准则。33只权证中，有5只权证VAR模型最佳滞后阶数(根据AIC准
则判断)为零，它们是：宝钢JTBl、深发SFCl、深能JTPl、万华HXBl和原水
CTPl。其余权证与标的股票收益率序列Ⅵ～R模型的回归结果如下，其中木料、¨、
宰分别表示系数估计值在l％、5％、10％的水平上显著。
伊利CWBl与伊利股份：
RS=一0．01 82RS(一1)+0．0448RW(一1)+O．001 8
RW=-0．0757RS(一1)一0．0289RW(一1)+O．002 1
长电CWBl与长江电力：
RS=·0。06 15RS(·1)-0．02 1 4RW(一1)+0．0035
RW=0．001 1RS(-1)一0．205lRW奉木(·1)+O．0036
国电JTBl与国电电力：
RS=一0．1857RS(-1)+O．1029RW(一1)+O．0053木毒
RW=一0．3300RS宰(一1)+0．0475RW(一1)+O．0083料
万华HXBl与烟台万华：
RS=一0．0741RS(一1)+0．1363RW(-1)+O．0041宰
RW=O．1 335RS(-1)-0．0282RW(-1)+O．0053拳
深发SFC2与深发展A：
RS=0．1 476RS(·1)-0．1480木RW(-1)-O．0000
RW=一0．1 300RS(一1)一0．01 76RW(一1)一0．0030
首仓OJTBl与首创股份：
RS=-0．2065枣木RS(一1)+0．0567RW(一1)+0．0035宰
RW=一0．6945料宰RS(-1)+O．1766木RW(-1)+O．0053
雅戈QCBl与雅戈尔：
RS=0．0593RS(一1)-o．0234RW(一1)+0．0061奉水牛
RW=一0．1 177RS(一1)-0．0324RW(一1)+O．0074木}
五粮YGCl与五粮液：
RS=-0．0355RS(一1)+O．3582卓RS(一2)+0．2824RW(-1)-0．0742RW(-2)+O．0075宰宰
RW=-0．4274幸RS(一1)+0．0358RS(一2)+O．2824车牢RW(-1)·0．0742RW(一2)+0．0075宰幸
侨城HQCl与华侨城A：
RS=-0．3660堆RS(-1)+0．2066RS(一2)+0．4189料誊RW(-1)-0．1666RW(-2)+0．0052事
RW=-0．41 73半RS(一1)+O．2983RS(-2)+0．3661丰掌RW(一1)一0．3280奉木RW(一2)+O．0080木}
85
邯钢JTBl与邯钢股份：
RS=一0．0216RS(-1)-0．1350RS(-2)+O．0700RW(-1)+O．0756木RW(-2)+0．0030
RW=一0．4291幸RS(一1)+O．0980RS(一2)+O．0957RW(一1)+O．0594RW(一2)+O．0064
包钢JTBl与包钢股份：
RS=0．3 136料母RS(一1)-0．2520料RS(-2)-0．0855宰牢RW(一1)+0．0713RW(-2)+O．0040木
RW=0．3383RS(-1)+O．0106RS(-2)-0．1 130RW(-1)一0．0414RW(一2)+O．0079
鞍钢JTCl与鞍钢股份：
RS=0．0909RS(-1)-0．1153RS(-2)+O．1705宰RS(一3)一0．0134RW(·1)-0．0253RW(-2)-0．090
3木木RW(一3)+O．003 l
RW=一0．0099RS(-1)一0．1 094RS(一2)+O．4904料RS(一3)一0．0232RW(一1)一0．0764RW(一2)-0．
0908RW(-3)+0．0020
武钢JTBl与武汉钢铁：
RS=一0．01 19RS(-1)+O．1025RS(·2)+O．1419木RS(一3)+O．0533RS(-4)-0．1051RS(一5)-0．045
4RS(-6)一0．1l 13RS(-7)+O．0161RW(一1)一0．0214RW(-2)+O．0129RW(-3)-0．0371宰RW(一4
)+O．0854料牵RW(一5)-0．0085RW(一6)一0．0283RW(一7)+O．0007
RW=0．3525RS(一1)+O．7092串木RS(一2)+O．2421RS(一3)+O．0007RS(一4)一0．01 16RS(一5)+O．6
565料RS(-6)一0．2268RS(一7)+0．0189RW(一1)一0．1199RW(一2)+O．1 192RW(一3)一0．2448R
W料宰(一4)+0．2187料木RW(一5)-0．0915RW(-6)一0．0020RW(一7)-0．0035
包钢JTPl与包钢股份：
RS=0．1484木RS(一1)一0．0506半RW(·1)+0．0035
RW=0．6006宰宰半RS(-1)-0．1545枣木RW(-1)-0．0033
钢钒PGPl与攀钢钢钒：
RS=0．0 1 30RS(一1)一0．0237RW(一1)+0．0047宰木
RW=0．5682宰宰宰RS(-1>+O．0158RW(-1)-0．0060
南航JTPl与南方航空
RS=0．11 55RS(一1)一0．1088宰料RW(一1)+O．001 3
RW=0．4674宰宰牛RS(-1)-0．0815RW(一1)-0．0088
力．科HRPl与万科A：
RS=-0．1 132RS(-1)-0．0329RW(-1卜0．0028
RW=0．4281宰宰RS(-I)+O．1037RW(-1)-o．0175"木}
五粮YGPl与五粮液
RS=0．1318枣宰RS(一1)一0．0197RW(一1)+O．0053半宰
RW=0．349 1木木宰RS(一1)一0．0324RW(一1)一0．0003
海尔JTPl与青岛海尔：
RS=一0．0042RS(-1)+O．053 1 RS(-2)-0．0649宰RW(一1)一0．0 1 1 5RW(一2)+0．0045料
RW=0．2077RS(．1)一0．3799幸}幸RS(一2)+O．0998RW(·1)一0．0873RW(-2)一0．0061
沪场JTPl与上海机场
RS---一0．0202RS(-1)+O．0088RS(一2)一0．0417宰RW(一1)-0．0100RW(·2)+0．0038料
RW=0．1734RS(-1)一0．2705RS(一2)一0．0656RW(-1)一0．2061宰宰宰RW(一2)一0．0073
华菱JTPl与华菱管线：
RS=0．0503RS(一1)一0．1417宰枣木RS(一2)一0．0284RW(一1)一0．0028RW(一2)+0．0032宰奉
RW=0．8272"**RS(一1)一0．0551RS(一2)+O．1614"幸木RW(-1)一0．0747RW(一2)一0．0067拳
机场JTPl与白云机场：
RS=一0．1207木RS(-1)一0．2059宰枣木RS(一2)+O．0124RW(-1)+O．0049RW(一2)+O．0008
RW=0．6057料RS(一1)-0．1599RS(一2)一0．0184RW(一1)+O．0164RW(-2)-0．0039
雅戈QCPl与雅戈尔：
RS=一0．0167RS(一1)+O．1305"RS(一2)+O．0783RS(一3)一0．1232掌幸木RW(一1)+O．0106RW(·2)
+0．060 1 RW(-3)+0．0046掌
RW=0．4239"**RS(．1)．0．3196"*RS(-2)一0．2968*木RS(一3)+O．1773毒·RW(一1)-0．6742R
W(-2)+O．01 09RW(·3)一0．0062
中集ZYPl与中集集团：
RS=0．0678RS(-1)一0．0334RS(一2)-0．0049RS(一3)+0．0069RW(一1)．加．0030RW(-2)+O．024
2RW(一3)+0．00 1 6
RW=0．4818"**RS(-1)+0．1788RS(-2)-0．0941RS(一3)+0．1932幸母幸RW(一1)一0．1540枣木幸R
W(一2)+O．2885幸幸串RW(一3)一0．0062
茅台JCPl与贵州茅台：
RS=-0．0098RS(-1)+O．022 1 RS(一2)一0．0584RS(-3)+O．0 1 76RW(-1)+0．0208RW(一2)一0．04
01RW(一3)+O．0038宰宰
RW=0．3311幸RS(．1)-0．0657RS(-2)+O．1668RS(-3)一0．0251RW(一1)+0．0383RW(-2)+O．3
369幸枣木RW(一3)一0．0098幸
武钢JTPl与武汉钢铁：
RS=一0．0175RS(一1)+0．0741RS(一2)+O．1809枣木宰RS(-3)-0．0363RS(一4)+O．0343RS(-5)一0．0
510**RW(-1)一0．0018RW(一2)一0．0182RW(一3)-0．0094RW(·4)+O．0258RW(一5)+0．0003
RW=0．5346"*RS(一1)+O．2536RS(一2)+0．0661RS(一3)-0．401 1RS宰(·4)-0．0551RS(-5)+O．
0259RW(一1)一0．2135"宰宰RW(一2)-0．1530木木RW(-3)-0．1496枣木RW(-4)+0．1683木奉RW(一5
)-o．0107木}
招行CMPl与招商银行：
RS--一0．0656RS(-1)-0．1 163 2‘木RS(一2)一0．0625RS(-3)-0．0283RS(一4)一0．0274RS(一5)一0．2 1 7
1+奉木RS(-6)+O．0181RS(一7)一0．1006木RS(·8)-0．0206RW(-1)-0．0096RW(-2)+O．0065RW
(一3)+0．0086RW(一4)+O．0107RW(一5)一0．0162RW(-6)-0．0163RW(-7)+O．0343木木RW(-8)
+O．0080***
RW=0．6987木木木RS(一1)一0．4684木RS(·2)一0．01 5 IRS(-3)+O．0925RS(一4)一0．0658RS(-5)一0．
2643RS(．6)-1-0．2714RS(一7)+O．2247RS(-8)+O．3082料木RW(-1)-o．2635木料RW(-2)-0．16
63枣木幸RW(-3)+O．1591木木RW(一4)+0．0614RW(-5)-0．1735木木RW(一6)-0．0776RW(-7)+O．
1 662木奉RW(一81-0．0030
钾HeJTPl与盐湖钾肥：
RS=0．0010RS(-1)-0．0741RS(-2)+O．0508RS(一3)+O．0155RS(一4)+O．0069RS(一5)-0．1265
母RS(-6)一0．0142RS(-7)-0．0424RS(一8)+O．0222RW(·1)-o．0433RW木(-2)一O．0124RW(一3)+
0．043 1RW*(-4)一0．01 87RW(一5)+O．01 1 5RW(-6)+O．0568宰宰RW(一7)+O．0062RW(一8)+O．0
049**
RW=0．5996木宰RS(一1)-0．2163RS(-2)-0．2068RS(·3)+O．0172RS(-4)+0．1437RS(一5)一0．36
21RS(一6)+O．3865RS(一7)+0．3291RS(一8)+0．1884宰串木RW(一1)-0．0414RW(·2)-0．1276RW
(-3)-0．2439"**RW(-4)+O．1353宰RW(一5)一0．0160RW(-6)+0．0524RW(一7)-0．217料木RW(
-8)+0．0009
回归结果显示，13对认购权证与其标的股票VAR模型的回归方程中，有6对
方程的屈系数的估计值显著，7x寸方程的y，系数的估计值显著，4对方程的屈系
数和以系数均不显著；包钢JTBl与包钢股份、深发SFC2与深发展A的屈系数显
著而"系数不显著，国电JTBl与国电电力、首仓*JJTBl与首创股份、五粮YGCl
与五粮液的y，系数显著而屈系数不显著。这些数据说明T31％的认购权证与标的
股票收益率相互独立；31％的认购权证与股票收益率相互影响，表现为一个市场
收益率的滞后值对另一个市场的收益率具有解释力；而剩余的38％的样本则显示
出股票与权证收益率之间的单向影响，但是究竟是标的股票价格的变化领先于权
证价格变化，还是相反，结论并不清晰。
15对认沽权证与其标的股票VAR模型的回归方程中，有8对方程的屈系数估
计值显著，14对方程的一系数的估计值显著，7对方程的以系数显著而屈系数不
显著，只有一对方程的屈系数显著而y，系数不显著。说明对于约半数的认沽权
证而言，标的股票的收益率的滞后值对权证收益率具有解释力，而股票收益率不
受权证收益率滞后值的影响，这说明权证收益率变化滞后于标的股票收益率的变
化，新信息首先在股票市场传导，而非认沽权证市场。
进一步对权证收益率与标的股票收益率进行脉冲相应函数分析，具体结果见
附图A1。根据脉冲响应函数图可以看出，对于认购权证而言，如果在本期给标
的股票收益率一个正的冲击，权证收益率在第1期就产生一个剧烈的正的反应，
之后在第2期这一反应逐渐减弱，大多数认购权证收益率在第2期的反应减弱为
负，在第3期、第4期反应小幅波动，向零靠拢，第5期之后影响几乎消失；如
果给权证收益率一个正的冲击，标的股票收益率在第一期几乎没有反应，在第2
期和第3期有比较微弱的反应，之后逐渐回归稳定。说明标的股票收益率正向影
响认购权证收益率，但是这一影响并不具有可持续性；同时，认购权证收益率对
标的股票几乎不存在影响。
对于认沽权证而言，如果在本期给标的股票收益率一个正的冲击，大多数权
证收益率在第1期反应为负，但是反应程度并不剧烈，远小于认购权证收益率在
第1期的反应。在第2期，反应上升为正值，在第3期和第4期有所波动，此后
逐渐接近于零；如果在本期给权证收益率一个正的冲击，标的股票收益率在第1
期几乎没有反应，在第2期反应为负，随后逐渐波动降低为零。说明标的股票收
益率反向影响认沽权证收益率，这一影响也不具有可持续性；同时，认股权证收
益率对标的股票收益率也几乎不存在影响。
4．2．3股改权证收益率与标的股票收益率的Granger因果关系检验
为了进一步清晰权证与标的股票收益率变化的领先滞后关系，接下来我们对
收益率序列进行Granger因果分析。进行检验时，F统计值在10％的水平上显著时，
则拒绝原假设。
表4．6 Granger因果检验结果
矾(权证不是正股的凰(正股不是权证的
Granger原因) Granger原因)
权证与其标的股票F统计概率检验F统计值概率检验
值结果结果
侨城HQCl与华侨城A 5．9816 0．0030 拒绝3．6701 0．0272 拒绝
武钢JTBl与武钢股份3．2872 0．0025 拒绝1．991l 0．0577 拒绝
包钢JTBl与包钢股份3．3596 0．0365 拒绝1．0484 0．3522 接受
国电JTBl与国电电力1．9185 O．1674 接受3．1211 0．0787 拒绝
邯钢JTBl与邯钢股份1．8982 O．1523 接受2．5943 0．0770 拒绝
首仓JJTBl与首创股份1．7342 0．1892 接受9．3678 0．0025 拒绝
鞍钢JTCl与鞍钢股份1．8030 O．1476 接受2．1345 0．0978 拒绝
伊NCWBl与伊利股份0．1648 0．6851 接受0．1604 0．6891 接受
雅戈QCBl与雅戈尔0．0746 0．7850 接受0．3487 0．5554 接受
宝钢JTBl与宝钢股份1．3812 0．2534 接受0．7450 0．4759 接受
长电CWBl与长江电力O．1696 0．6809 接受3．8e．05 0．9951 接受
深发SFCl与深发展A 0．2648 0．7679 接受0．3896 0．6783 接受
89
深发SFC2与深发展A 2．7149 O．1012 接受1．1273 0．2898 接受
万华HXBI与烟台万华2．0888 O．1499 接受O，7198 0．3972 接受
五粮YGCl与五粮液1．2658 0．2839 接受2．2872 O．1037 接受
南航JTPl与南方航空6．8721 0．0095 拒绝13．9382 0．0003 拒绝
钾HeJTPI与盐湖钾肥2．0878 0．0384 拒绝1．8447 0．0706 拒绝
雅戈QCPl与雅戈尔4．3207 0．0055 拒绝7．6312 7e．05 拒绝
包钢JTPl与包钿股份2．9933 0．0850 拒绝16．7369 6e．05 拒绝
钢钒PGPl与攀钢钢钒0．6370 0．4256 接受16．2372 7．6e．05 拒绝
招行CMPI与招商银行1．4770 0．1644 接受2．2427 O．0242 拒绝
海尔JTPl与青岛海尔1．8388 O．1615 接受5．373l 0．0053 拒绝
万科HRPl与力．科A 1．3114 0．2538 接受‘ 4．3170 0．0393 拒绝
华菱JTPl与华菱管线1．0604 0．3472 接受24．3263 9．7e—ll 拒绝
机场JTPl与白云机场0，3255 0．7225 接受2．6959 0．0697 拒绝
五粮YGPl与血粮液O．3815 0．5374 接受7．8149 0．0056 拒绝
中集ZYPl与中集集团O．5019 0．6812 接受5．1528 0．0017 拒绝
原水CTPl与原水股份1．3860 0．2527 接受1．4164 0．2453 接受
沪场JTPl与上海机场1．9306 0．1475 接受1．2324 0．2936 接受
深能JTPl与深能源0．6534 0．5228 接受O．1250 0．8826 接受
万华HXPl与烟台万华O．5188 0．5960 接受1．7492 O．1765 接受
茅台JTPl与贵州茅台1．0279 O，3811 接受1．398l 0．2443 接受
武钢JTPl与武钢股份1．6328 0．1526 接受1．6951 0．1370 接受
注：以10％的娃著性水、F为枥：准接受或拒绝原假设。
GrangerN果检验结果显示，15对认购权证与其标的股票中，有2对存在着收
益率的I句Granger因果关系，3对存在着标的股票对权证的单向Gmnger引导关
系，1对为权证收益率对股票收益率的单向引导。从总体来看，大部分(60％)
的认购权证与标的股票收益率之间不存在Granger[]果关系，20％的样本显示了
从股票市场到权证市场的单向引导，13％的样本存在两个市场间的双Granger
因果关系。
认沽权证的情况并不相同。18对认沽权证与其标的股票中，有4对存在收益
率的双向引导关系，8对存在着股票收益率对权证收益率的单向引导，其余6对则
不存在任何Granger因果关系。可以看出，认沽权证收益率与标的股票收益率的
联系更为密切，仅有l／3的样本显示两个市场问不存在Granger[果关系；另外一
个显著的特点是，近半数的样本显现出股票市场单向引导权证市场。
4．3包含交易量在内的进一步研究
大量实证研究表明，交易量的变动代表了信息的传递(Sarwar(2004)，Cao、
Chen、Griffin(2005))，为了进一步验证信息在权证市场和股票市场上的传导路径，
我们将交易量包含进研究框架中。在实证研究中对交易量的处理有几下几种做
法：(1)使用原始交易量；(2)运用净成交量作为测算的指标(Easley，O’Hara，
Srinivas(1 998)，Chan，Chung，Fong(2002)，Pan&Potesman(2004))；(3)将原始
交易量分解为可预期的交易量和不可预期的交易量(Chiu，Lee，Lin，Chen
(2005))；(4)将标的证券交易量与市场交易量建立回归模型，将回归方程的残
差作为待检验变量(Anthony(1988))；(5)利用以下回归方程检验交易量的线
性和非线性时间趋势：
K=口+层f+属f2+q (4．2)
其中，形代表原始交易量，t和t2分别是交易量的线性和二次方时间趋势。回归
方程的残差序列代表了除去时间趋势的交易量(Pisedtasasai和
Gunasekarage(2006)，Chen和Williams(1994))；(6)，运用以下公式计算交易量
变动率
屹．，=ln(V,，，／K卜1)
‰，，=In(圪。，／圪卜。) (4．3)
其中，屹'f，K，，分别表示在时间t标的股票和权证的交易量变动率；圪'，，圪，，
分别表示在时间t股票和权证的原始交易量(Floros和Vougas(2007)、Hiemstra
和Jones(1994)、刘维奇和谢黎旭(2008)以及王承炜和吴冲锋(2002))。在本
文的研究中，我们采用最后一种办法对原始交易量进行处理，即计算交易量变动
率。
对权证市场和股票市场收益率、交易量变动率建立VAR模型如下
‘，，=Σq，‘，f-f+Σ届，o产，+Σ乃，屹川+Σqf‰．f-，+毛’f
名，f=芝％‰一，+芝履^H√毫儿以，。l艺岛儿产，+乞。，
K．，=芝％，‰一f+芝屈，o．f．f+艺如K一+Σ／1‘岛f‰，f_，+岛。，
v吖=芝a，4f‘’r_f+诛z f14，‰'f．f+芝儿fK'f-f+Z04f％卜f+毛，， (4．4)
其中，‘．，裂示股票的被益率，o．，‘表示权证酊收益率，K．，表示股票的交易量波动
率，v。表示权证的交易量波动率。
由于篇幅有限，对于实证检验结果，我们只汇报系数是否显著，并不详细地
汇报系数估计值及标准差。以系数％，为例，无论滞后阶数是多少，只要存在任
意一个常数c，当i=C时，％，在5％的水平上显著，那么我们就认为系数强，显著。
由于信息交易者的交易行为会影响到成交量的变化，另一个市场的收益率与
其所处市场的成交量的滞后值应该显著相关。因此，我们关注系数q，、筋，、属，
91
和口。，的显著性。首先，15只认购权证中，有4只权证鼠，系数显著；18只认沽权
证中，则有2只鼠，系数显著；这一数据说明，绝大部分标的股票收益率与权证
交易量的滞后值无显著相关关系。其次，各有1只认购权证和认沽权证的y，，系
数显著，说明几乎全部权证收益率与标的股票交易量的滞后值无显著相关关系。
再次，2只认购权证和1只认沽权证的履，系数显著，表明总体而言权证收益率
的滞后值对股票交易量没有解释力。最后，有10只认购权证和4只认沽权迁的口。，
系数显著；也就是说，2／3的样本显示出股票收益率的滞后值与权证交易量显著
相关，这似乎意味着对于认购权证而言，信息交易者选择了标的股票市场而非权
证市场进行交易。
同时，由于系数屈，，口，，表示了两个市场问收益率变化的领先滞后程度，因
此我们分析一下它们的显著性。6只认购权证的屈，系数显著，四只认购权证口，，系
数显著，说明认购权证市场收益率变化的引导作用稍强；5只认沽权证屈，系数显
著，12只口，，系数显著，说明认沽权证市场股票收益率变化的引导作用更强一些。
系数躬，和口，，代表了标的股票市场交易量与收益率变化的领先滞后关系。数
据显示，4只认购权证和2只认沽权证的‰系数显著；6只认购权证和5只认沽
权证的口，，系数显著；同时，6只认购权证和13只认沽权证一，和口，，系数均不显
著。这些数据初步况明，权证标的股票的收益率与交易量的领先滞后关系中，不
存在明确的结论。40％的认购权证样本和72％的认沽权证样本均表明标的股票收
益率与交易量之间不存在相关关系。但是，这一结论有待于进一步研究证实。
系数幺，和尻，表示的是权证市场的价量关系。3只认购权证与1只认沽权证
的幺，系数显著；10只认购权证和6只认沽权证反，系数显著；同时，5只认购权
证和12只认沽权证的幺，和尻，系数均显著。表明了，总体而言权证市场收益率
的变动领先于交易量的变动。但是，1／3的认购权证样本和2／3的认股权证样本
表明二者间不存在显著的相关关系。
表4．7各系数回归值显著性情况列表
权证名称口if 层， 7If q， 吃f 屐， 心f 幺； 口3f |Bji 乃， 岛， 口4； p～? y钔见，
武钢JTBl 否是否是是是否是是是是否否是否是
国电JTBl 否否是是是否是否否否是否是是否是
邯钢JTBl 否是是是否否否否否否是否否否否是
鞍钢JTCl 否是是是是是否是是否是否是是是是
侨城HQCl 否是否否否是否否是是是否是否是是
包钢JTBl 是否否否否否否否是否是否否是否是
首t玉JJTB 1 是是否否是否否否是否是是是是否是
表4．7续各系数回归值显著性情况列表
伊利CWBl 否否否否否否否否否否是否是是否是
雅戈QCBl 否否否否否否否否否否是否是否否是
宝钢JTBI 否否否否否是否是否否是否否是否是
长电CWBl 否否否否否是否否否否是是是是否是
深发SFCl 否是否否否是否否是否是是是是否是
深发SFC2 否否否否否否否否否否是否是否否是
万华HXBl 否否是否否否否否否否是否是是否是
五粮YGCl 否否否否否是否否否否是否否否否是
中集ZYPl 否否否是是是否否否否否是否否是是
原水CTPl 是否是是是否否否是否是是否否否是
南航JTPl 否是否否是否否否否否是否否否否否
钾肥JTPl 否否否否是是否否否否是是否是否是
雅戈QCPl 否是否否是是否否否否是否是是否是
包钢JTPl 否否否否是是否否是否是否是否否是
钢钒PGPl 否否否否是是是是是否是否是是否是
招行CMPl 否是否否是是否否否否是否否否否是
海尔JTPl 否否否否是否否否否否是是否是否是
万科HRPl 否否否否是否否否否否是是否是否是
华菱JTPl 是否是否是是否否是否是否否否否是
机场JTPl 是否否否否否否否是否是否否否是是
五粮YGPl 是否否否是否否否否否是否是否否是
沪场JTPl 否是否否否是否否否否是否否否否是
深能JTPl 否否否否否是否否否否否否否否否是
万华HXPl 否否否否否是否否否是是否否否是是
茅台JTPl 否否否否否是否否否否是否否否否是
武钢JTPl 否是否否否疋EEl 否否否否是否否是否是
注：表中足俞娃著的判断标准为5％的!II!措忭水、I‘。
4．4股改权证与标的股票交易量的领先滞后分析
为了更清晰地分析信息在权证市场和标的股票市场之间的传导，我们进一步
对权证及其标的股票交易量变动率单独进行Granger因果检验。检验结果如下表
所示。认购权证中，长电CWBI的交易量变动率在10％的显著性水平下是标的
股票交易量变动率的Granger原因；包钢JTBl和宝钢JTBl标的股票交易量变
动率是权证交易量变动率的Granger原因；其余权证与标的股票交易量之间不存
在Granger因果关系。18只认沽权证中，茅台JTPl、万科HRPl和海尔JTPl的
交易量是股票交易量的Granger原因；中集ZYPl和机场JTPl标的股票交易量
引导权证交易量；原水CTPl于其标的股票交易量互为Granger原因；其余12
只认沽权证与标的股票交易量之间不存在Granger因果关系。如果我们将交易量
是为新信息的代表，则以上实证结果说明，绝大部分的样本显示权证市场和标的
股票市场的信息流动不存在显著的领先滞后关系。出现这种情况的原凶，可能是
由于诱个市场运行相互独立，或者其中至少一个市场的交易量中包含的并非真正
的市场信息，而是交易“噪音”，说明该市场不成熟，投机氛围浓重。
Ho(权证交易量不是正股H。(正股交易量不是权证
交易量的Granger原因) 交易量的‰ger原因)
权证与其标的股票F统计值概率检验F统计值概率检验
结果结果
长电CWBl与长江电力2．5256 0．0585 拒绝0．6582 0．5786 接受
包车NJTBl与包钢股份1．7878 O．1030 接受2．4311 0．0272 拒绝
宝钢JTBl与宝钢股份0．8351 0．4352 接受2．6977 0．0695 拒绝
侨城HQCl与华侨城A 0．7028 0．6696 接受1．2895 0．2574 接受
武韦[X]JTBl与武钢股份O．7814 0．4590 接受0．3050 0．7374 接受
国电JTBl与国电电力0．9282 0．4636 接受1．1367 0．3421 接受
邯钢JTBl与邯钢股份1．4359 0．2332 接受0．2069 0．8915 接受
首t!；JJTB 1与首创股份1．3631 0．2478 接受1．0985 0．3582 接受
鞍钢JTCl与鞍钢股份0．1132 0．8931 接受0．9975 0．3704 接受
伊Ncwm与伊利股份1．1196 0．3420 接受0．2579 0．8557 接受
雅戈QCm与雅戈尔O．1798 0．9100 接受0．4275 0．7335 接受
深发SFCl与深发展A 0．4059 0．8437 接受1．6523 O．1535 接受
深发SFC2与深发展A 1．3489 0．2465 接受0．6859 0．6348 接受
万华HXBl与烟台万华0．2905 0．9178 接受0．3206 0．9002 接受
五粮YGCl与矗粮液0．3963 0．8810 接受0．9060 0．4913 接受
海尔JTPl与青岛海尔2．1332 0．0778 拒绝1．8055 0．1289 接受
?h礅HRPl与巧2聃入4．1941 0．0168 拒绝0．7119 0．4923 接受
原水CTPl与原水股份2．5894 0．0385 拒绝2．3128 0．0595 拒绝
茅台JTPl与贵州茅台2．1917 0．0900 拒绝0．5359 0．6582 接受
机场JTPl与白云机场0．5748 O．7193 接受1．9253 0．0914 拒绝
中集ZYPl与中集集团0．6598 0．5773 接受2．6523 0．0486 拒绝
南航JTPl与南方航空O．2212 0．9263 接受1．4844 0．2090 接受
钾JlEJTPl与盐湖钾肥0．8970 O．4435 接受0．6417 0．5890 接受
表4．8续权证及其标的股票交易量变动率Granger因果检验结果
雅戈QCPl与雅戈尔0．7793 0．5066 接受1．9325 0．1252 接受
包钢JTPl与包钢股份O．5139 0．673l 接受1．8558 0．1381 接受
钢钒PGPl与攀钢钢钒2．0602 0．1298 接受0．0972 0．9074 接受
招行CMPl与招商银行0．5983 O．6165 接受0．2439 0．8657 接受
华菱JTPl与华菱钢铁1．0316 0．3985 接受1．5633 0．1692 接受
五粮YGPl与五粮液0．1945 0．9782 接受1．0876 0．3705 接受
沪场JTPl与上海机场1．1280 0．3465 接受0．5337 0．7506 接受
深能JTPl与深能源1．2708 0．2857 接受0．0658 0．9364 接受
万华HXPl与烟台万华0．1142 0．9891 接受1．8054 O．1135 接受
武钢JTPl与武钢股份0．5644 0．5695 接受1．312l O．2713 接受
本章小结’．
本章运用我国市场33只股改权证及其标的股票2005年8月22日到2008年
4月1日的数据为研究样本，探讨了权证与标的股票间的相互关系。实证结果表
明：权证价格与标的股票价格之间不存在长期稳定关系，近半数样本显示，两者
之间也不存在短期相关关系；对于收益率而言，占样本总数一半的认沽权证标的
股票收益率的滞后值对权证收益率具有解释力，而股票收益率不受权证收益率滞
后值的影响，说明新信息首先在股票市场传导，而非认沽权证市场。没有证据显
示信息交易者选择了认购权证市场，但也不存在相反的证据。脉冲相应函数分析
说明标的股票收益率显著影响认购权证收益率的变化，而认购权证收益率对股票
收益率无显著影响。认沽权证收益率与标的股票收益率相互之间的影响均不明
显；包含交易量在内的进一步分析表明2／3的认购权证样本显示出股票收益率的
滞后值与权证交易量显著相关，这意味着信息交易者选择了标的股票市场而非权
证市场进行交易；权证与标的股票交易量变动率Granger因果分析的结果显示，
大部分样本权证与股票交易量之间不存在Granger因果关系。综合以上实证研究
结果，我们认为，拥有私人信息的交易者没有选择股改权证市场进行交易。权证
市场的交易对标的股票市场没有显著影响，标的股票市场在一定程度上主导了权
证市场。权证市场未能发挥引导作用的原因，可能在于其自身运行缺乏效率，因
此，下一章节对权证市场的有效性进行了进一步检验。
5．权证市场有效性分析
关于市场有效性理论最早的研究，可以追溯到Bachelier在1900年撰写的具
有开创性的论文，Bachelier在他的论文中提出了随机游走假说(Random Walk
Hypothesis)，即商品的价格走势是随机的，不能预测。1933年Coles与Jones正
式提出了随机游走假说，认为美国的股票价格与随机游程假设完全适应。
Fama(1965)对市场有效性进行了定义，他认为有效市场是指在这一市场中，证券
价格总是能够充分体现所有可以获得的信息变化的影响。证券价格对新的市场信
息的反应是迅速而准确的，与新信息相对应的价格变动是相互独立的。Roberts
H．V．(1967)和Fama(1970)根据信息的不同层次提出有效市场的三种形式，弱式有
效(Weak．form E伍cient Market Hypothesis)、半强式有效(Semi．strong E伍cient
Market Hypothesis)和强式有效(Strong Efficient Market Hypothesis)。在弱式有效市
场中，证券现在的价格完全反映了历史信息，投资者不能依靠基于过去信息建立
的投资策略获得超额收益。半强式有效市场假设认为现行的证券价格不只是反映
了历史信息，还包含了所有可以得到的公开信息，如公司的财务报表以及有关重
大事件的公告中包含的信息。如果市场处于半强式有效，投资者通过分析财务报
表或任何有关的公丌的可得到的信息是不可能获取超额利润的。半强式有效市场
的检验，主要侧重于市场反应速度的研究，即研究证券价格对各种最新公布的消
息的反应速度。如果某事件出现以后，证券价格能在短时期内得以迅速调整并自
动恢复到均衡，从而使得任何以该事件为基础的交易不能获得超额利润，则表明
市场是有效的；反之，市场是无效的；强式有效市场假设认为市场价格反映了历
史信息、所有可以得到的公开信息以及内部信息。因此，即使是掌握内部信息的
交易者也无法获得超额收益。对于强式有效市场假设的检验，一般考察掌握内部
信息的交易者是否可以获得超额收益。事实上，任何一个国家的证券市场都尚未
达到强式有效。根据大量研究表明，目前全世界除美国以外的主要发达国家市场
基本达到弱式有效，而美国证券市场则处于半强式有效阶段。而对于新兴资本市
场，Antoniou(1997)研究认为一般是不能达到半强式和强式有效的，所以对其主要
是针对弱式有效进行检验。
5．1各种检验方法的比较
我国学者对于中国股市是否达到弱式有效进行了大量的研究，得出的结论并
不相同。这一方面是由于研究中选择样本数据的时间区间存在差异，另一方面则
是由于检验方法的不同所致。对我国股票市场弱式有效性的检验方法大致分为以
下几类。第一，随机游走检验；俞乔(1994)，宋颂兴和金伟根(1995)，胡金炎
(2002)，解保华等(2002)，周瑛(2004)，戴晓凤等(2005)均采用了该方法。
第二，白噪声检验；吴世农(1996)，张虹(1999)，邓子来和胡健(2001)，胡
金炎(2002)均运用了基于白噪声的自相关检验。第三，单位根检验；运用此方
法的包括陈小悦(1997)，范龙振和张子刚(1998)，解保华等(2002)，周瑛(2004)，
戴晓凤等(2005)。第四，运用ARCH类模型；谢家泉和杨招军(2005)利用
GARCH(1，1)模型，王开国(2000)贝Il选择了AR(1)一GARCH(p，q)．M模型，胡昌生
和刘宏(2004)使用了AR．GARCH．M模型。第五，广义谱方法；张亦春和周颖
刚(2001)采用广义谱密度函数方法进行了检验，陈灯塔和洪永淼(2003)则采
用广义谱导数检验方法。不同的检验方法具有不同的特点。
张亦春和周颖刚(2001)，史代敏(2004)认为，与市场弱式有效相等价的
是鞅过程。根据Fama(1970)的定义，如果现在的价格充分反映历史价格序列中所
包含的一切信息，投资者不可能通过股价的历史变动来预测未来股价的变动，那
么，此时的市场为弱式有效。用￡表示t期的证券价格或变动率，，，={阢，P，⋯)表
示t时期以前的价格序列中所包含的一切信息，则弱式有效可以写为：
研(鼻一只一。)／L一。】_0，或者，E(#／I,一。)=只∥而这正是随机过程中鞅过程所具
有的特性。设C=e一。+s，，若E(6，／／,一。)=0则称e是鞅过程，{s，)为鞅差分序列。
由于E(C／L一，)=E(#一。／It一。)+E(g，／I,一。)=￡∥所以，鞅过程对应的即为市场弱
式有效。鞅过程不同与随机游走和白噪声过程。随机游走过程要求残差序列{s，)
服从独立同分布，这一要求比鞅过程的要求更强。因此，满足随机游走过程一定
是鞅过程，但鞅过程不一定满足随机游走。因此，运用随机游走方法进行检验时，
若接受随机游走的假设，则市场弱式有效；但是市场若不满足随机游走，并不能
就此否定市场的有效性。
白噪声过程的要求比鞅过程弱，白噪声s，满足E(￡)=0，矿(￡)=盯2，
Coy(8,，t一，)=0，vj>0。所以，鞅过程可以推导出白噪声过程，而白噪声过程
不能推导出鞅过程。在实证检验中，股价或股价变动率序列若不满足白噪声过程，
则一定不满足鞅过程，市场未达到弱式有效；但是，股价或股价变动率序列如果
满足白噪声过程，并不能够就此推断市场已经达到弱式有效。同时，基于白噪声
的自相关检验只能检测出条件期望收益的线性相关性，并不能检测出非线性相关
性。所以当实证结果显示不存在序列自相关时，并不能认为有效市场假说成立。
单位根过程假定s，满足E(￡)=0，且var(s，)=19"2<oO的弱平稳过程，即E，是
个白噪声的随机误差项。因此，不是单位根过程，就一定不是鞅过程；但满足单
位根过程，则不一定是鞅过程。所以实证检验中，接受满足单位根的原假设时，
并不能由此断定市场弱式有效。
以上三种检验方法，均假设收益率方差在不同时期保持不变，但金融时间序
列的分布往往具有尖峰、厚尾、波动率聚类的现象。在实证研究中，若忽视这一
特点，可能会产生错误的结论。例如，检验证券收益序列的相关性时，当收益率
序列相互独立时，可以推断市场弱式有效，但是，市场弱式有效并不要求收益率
序列一定相互独立，因为当证券收益不服从正态分布时，市场有效可以与证券收
益的高阶序列相关共存。因此，若不考虑波动率聚类，当证券收益存在序列相关
时，立刻拒绝市场有效的假定，则会得出错误的结论。为了刻画预测误差的条件
方差中可能出现的某种相关性，Engle(1982)提出了自回归条件异方差模型
(ARCH模型)，ARCH模型假定收益误差项服从条件期望为零，条件方差为以前
若干期收益误差平方和的条件正态分布，其性质与会融时问序列的厚尾、波动率
聚类效应及收益不相关性等相吻合。Engle(1982)给出的定义如下：
￡j=矗～j．vj一沌d．
E(v)=o，E(口)=1
忽=口o+Σ口，《J (5．I)
其中，{口g是未知参数。满足上式定义的过程被称为q阶自回归条件异方差
过程，记为ARCH(q)。为了保证条件方差是讵数，要求％>0，口，≥0，J=1，2⋯q。
同时，在ARCH(q)模型的回归估计中，常常需要很多的滞后期数才能得到较好
的拟合效果，这样就不可避免地需要估计很多参数。Bollerslev(1986)对ARCH模
型进行了改进，他在方差的解释项中引入方差自身的一个滞后项，得到广义
ARCH模型，即GARCH模型。GARCH(p，q)模型的基本形式可以写成：
Yt=《矽+t，t～N(0，0．，2)
仃；=‰+Σ口，s三，+Σ绣《』(5．2)
当q=0时，f_1GARCH。模型就转化为ARCH模型，因此ARCH过程是GARCH
过程的特例。GARCH模型被广泛应用于金融时间序列领域，它与证券收益率观
测到的波动率聚类性相吻合，比较贴切地刻画了收益率的特征。在GARCH模型
中，假设金融时间序列的条件均值是不变的，但在现实中这种恒定均值的假设不
一定成立。在很多情况下，金融资产的收益率与投资风险紧密相关。Engle，Lilien
和Robbins(1987)提出了GARCH．in．Mean模型，将这种因素考虑进GARCH模型
的均值等式。即：
Yt=Z矽+肛‘+Et，t～N(0，仃，2)
矿=‰+Σ口，《，+Σ岛《』(5．3)
如果Y，表示金融资产的收益率，则系数y表示收益率与风险之间的关系。若
7>0，说明金融资产风险越高收益率越高；若，，<0，则说明风险越高收益率越低。
在研究中使用ARCH类模型刻画金融资产收益率的特征，可能会得到更为合理
的结论。
此外还有广义谱分析法。任意的弱平稳过程都有一个时间域表示和～个谱域
表示，自相关函数和标准的谱密度函数通常被用来描述序列相关。但是，一些非
线性的时间序列可能是零自相关，却表现强的非线性依赖关系，因此自相关函数
和标准的谱密度函数很难刻画这种过程。为此，洪永淼(1999)提出了一种新的
工具，即广义谱。通过对广义谱密度函数求一阶偏导，广义谱导数可以检测是否
存在序列相关。这种方法不仅允许存在任意形式的波动聚类以及其他更高阶条件
矩中的序列依赖，而且能有效地探测出对市场有效假说的线性和非线性偏离。
5．2权证价格序列相关性与单位根检验
为了验证我国权证市场的有效性，基于以上对各种检验方法的比较，我们对
33只股改权证每日收盘价对数序列进行检验。若权证市场满足弱式有效，则权
证价格的历史信息对于预测未来的价格变动没有作用，权证价格应表现为相互独
立。因此，首先对价格序列进行相关性检验；其次，对价格序列进行单位根检验。
市场弱式有效要求金融资产价格满足鞅过程，同时鞅过程是一个单位根过程，所
以可以通过权证价格序列的单位根检验来探讨权证市场的有效性。考虑到误差项
可能存在序列相关，我们采用ADF检验法来进行单位根检验。
表5．1 股改权证价格序列正态性检验和单位根检验结果
权证简称J．B值t p 权证简称J．B值t p
邯钢JTBl 2．52 ．1．1997 0．6750 南航JTPl 16．09 ．2．3573 0．4007
宝钢JTBl 142．37 0．7196 0．9924 茅台JCPl 1212．7 3．8469 1．0000
首仓JJTBl 22．88 ．1．2028 0．6737 海尔JTPl 131．14 ．1．5467 0．8106
长电CWBl 27．15 ．2．6240 0．2701 原水CTPl 21．29 ．0．1127 0．9453
国电JTBl 26．13 —1．4695 0．8373 沪场JTPl 38．52 ．2．3452 0．4075
伊：乖JJCWB 1 17．81 —2．2854 O．1776 招行CMPl 1497．5 ．2．3201 O．1662
鞍钢JTCl 4．56 ．2．7286 0．2261 机场JTPl 3．94 —3．2301 O．0812
侨城HQCl 21．97 ．2．3233 O．419l 五粮YGPl 4．84 0．3837 0．982l
深发SFCl 2．84 ．1．8782 0．3415 万科HRPl 45．54 0．6854 0．9996
深发SFC2 82．55 ．1．3355 0．8757 雅戈QCPl 483．58 ．O．7490 0．9676
血粮YGCl 29．89 ．3．2289 0．0800 华菱JTPl 180．67 1．3536 1．0000
雅戈QCBl 30．52 ．1．8048 0．6995 钾肥JTPl 517．13 —9．0926 0．0000
武钥JJTBl 1．14 ．2．5854 0．0975 万华HXPl 24．94 —2．9887 O．1379
包乍PjJTB 1 6．16 一1．0805 0．7238 包钢JTPl 4．45 ．3．2584 0．0760
玎毕HXBl 23．45 ．2．1448 0．5174 中集ZYPl 23．69 —0．695l O．4153
深能JTPl 90．58 3．7176 0．9999
武钢JTPl 403．29 1．5705 1．0000
钢钒PGPl 8．44 ．2．5900 0．2852
注：表中t、P值为单位根检验的t统计量和Mackinnon(1996)单边P值；J-B值为Jarque-Bera统计量。
对权证价格对数序列进行自相关检验，Ljung．BoxQ统计值显示，所有权证
价格序列均存在自相关，并且自相关系数为正。说明权证过去的价格有助于预测
未来的价格走势；同时，价格序列的正相关性说明，新的信息到达时，股价处于
一个持续的调整过程中，市场存在反应不足的现象。但是，权证价格存在自相关
并不能立刻推断权证市场不满足弱式有效，因为当证券收益不服从正念分布时，
市场有效可以与证券收益的高阶序列相关共存。因此，进一步考虑权证价格的分
布。根据J．B统计值可以看到，33只权证中有26只权证价格不服从正态分布。
因此，权证市场是否满足弱式有效需要进一步检验。
单位根检验的实证结果表明，在5％的显著性水平下，33只权证中只有钾肥
JTPl不存在单位根，其余32只权证的价格序列均存在单位根。但是，由于不是
单位根过程，就一定不是鞅过程，满足单位根过程，则不一定是鞅过程。所以，
根据单位根检验的结果，对于权证市场是否满足弱式有效也不能得出定论。
5．3权证收益率的AR(P)-GARCH(1，1)一M模型估计
由于收益率具有更好的统计特性，接下来我们进一步检验各权证收益率序
列。首先，对收益率序列进行描述性统计及平稳性检验，若收益率序列存在波动
率聚类现象，且满足平稳性，则建立AR(p)．GARCH(1，1)．M模型：
l=Σ咖il—i+6a：+sf，s|～N(0，o：)
《=口o+qCt。_l+崩虻l (5．4)
其中，f表示权证在第t期的收益率，系数万表示收益率与风险之间的关系，谚表
示收益率序列的自相关关系。滞后阶数的选择依照AIC准则。模型中{s，{平稳的
条件是％+屈<1，若％+屈=l，则k}过程被称为I．GARCH过程，此时波动性
有很强的持续性。
表5．2权证收益率序列描述性统计量及ADF检验结果
权证简称偏度峰度J．B值t p
邯钢JTBl 0．6476 5．7391 88．74 ．15．8166 0．000
宝-锦]JTB 1 O．30 7．1 l 171．41 ．13．7443 0．000
首仓JJTBl 1．3352 10．1507 568．06 ．1 5．5705 0．000
长电CWBl ．0．2941 7．3113 183．81 ．1 8．4757 0．000
国电JTBl 0．4083 4．7146 32．26 ．16．6899 0．000
伊利CWBl 一O．1420 5．2916 52．21 ．16．7579 0．000
鞍钢JTCl O．58 5．52 74．41 ．15．6154 0．000
侨城HQCl ．O．1105 4．8659 32．22 ．13．9068 0．000
深发SFCl 0．5470 3．9477 10．13 -12．3 10l 0．000
深发SFC2 ．0．2702 4．0977 11．23 ．1 5．2742 0．000
loo
表5．2续权证收益率序列描述性统计量及ADF检验结果
包钢JTBl 0．74 5．06 61．76 ．14．9723 0．000
武钢JTBl 0．9487 9．7500 477．29 —7．1546 0．000
雅戈QCBl O．1235 4．4757 21．73 一16．6772 0．000
万华HXBl —0．9113 6．6066 144．25 ．13．6974 0．000
五粮YGCl 0．5002 6．2953 232．25 ．20．0026 0．000
钢钒PGPl 0．4164 6．6643 141．21 ．14．897l 0．000
万科HRPl ．0．4347 4．7443 26．59 一11．6520 0．000
华菱JTPl ．0．2142 15．0202 2676．39 ．19．2695 0．000
深能JTPl ．2．0604 12．1345 414．23 ．3．5321 0．0005
中集ZYPI ．O．4212 9．0916 559．38 ．7．3174 0．000
钾nEJTPl ．0．6087 31．9074 8161．90 ．6．4224 0．000
南航JTPl 1．6093 10．6941 539．08 ．14．7176 0．000
茅台JCPl ．2．7974 17．8301 2386．70 ．1．8441 0．0622
海尔JTPl ．0．6022 4．9121 48．30 ．13．1240 0．000
原水CTPl ．0．2494 5．3320 44．79 ．12．9lOl O．OOO
沪场JTPl O．4813 9．6975 442．56 ．1 3．2246 0．000
招行CMPl 2．2364 32．3033 13107．13 ．15．0338 0．000
机场JTPl 1．5265 13．1373 1069．48 ．15．8284 0．000
五粮YGPl 0．4254 9．1364 748．40 ．21．5799 0．000
雅戈QCPl ．1．4415 8．4919 373．51 ．1 1．4056 0．000
万华HXPl 0．4636 6．2146 98．88 ．12．0235 0．000
包钢JTPl 0．97 “．86 782．12 ．16．9950 0．000
武钢JTPl -2．3158 26．8563 5758．10 ．16．7890 0．000
注：表中t、P值为单位根检验的t统计量和Mackinnon(1996)单边P值；J-B值为Jarque-Bera统计量·
表2中，J．B统计量显示权证收益率序列均服从正态分布：但是，收益率序
列的峰度均大于3，存在厚尾现象，说明用GARCH模型末刻画收益率的特征是
比较适合的。
运用ADF检验法进行单位根检验时，经观察可知收益率序列不存在趋势性，
所以首先选择含有截距项的模型，并观察检验结果中截距项的系数是否显著，若
在5％的水平下不显著，则重新选择不含截距项的模型进行检验。检验结果表明，
在5％的显著性水平下，权证收益率序列均不存在单位根，为平稳序列，可以建
立GARCH模型。同时，由于不是单位根过程，则一定不是鞅过程，因此，从单
位根检验的结果我们可以初步判断权证市场尚未达到弱式有效。
lOl
表5．3权证收益率AR(p)-GARCH(1，1)-M模型回归结果
权证简称口1 屈％十届6
邯车NJTBl O．1692枣木书O．73 19木丰木0．901l 0．3522
宝钢JTBl 0．3032*** 0．6788*** 0．9820 ．0．8074
首t!?]JTB 1 0．1131宰0．7658*** 0．8789 0．6876
长电CWBl O．1263木0．7342*** 0．8605 1．790l
国电JTBl 0．1383 0．0321 0．1704 2．7431}宰
伊：乖IJCWBl ．0．0267 O．5315 0．5048 1．1923
鞍钢JTCl O．1343木木木0．7850*** 0．9193 1．1964
侨城HQCl O．1357半宰术．0．8781宰水水．0．7424 3．7942***
深发SFCl ．0．1178枣木．0．6554** ．0．7732 ．0．5202
深发SFC2 0．0708** 0．8644*** 0．9352 ．0．3434
包钢JTBl O．1614：Ic：lc 0．6306*** 0．7920 1．1201
武钢JTBl 0．3648*** 0．6895*** 1．0543 ．0．7006
雅戈QCBl 0．0440 0．8278*** 0．8718 1．8340
万华HXBl ．O．0175 ．0．8563*** ．0．8738 4．1934**
五粮YGCl O．1 103宰枣木0．8636*** 0．9739 1．2488
钢钒PGPl 0．8728*** 0．0146 0．8874 ．O．9171
万科HRPl O．0516宰术宰0．9689*** 1．0205 ．3．5955***
华菱JTPl 0．3299*** 0．6501宰木木0．9800 ．0．2845
深能JTPl 0．2362*** 0．5457** O．7819 ．2．1419木
中集ZYPl 0．2094*** 0．7601，Ic木木0．9695 ．0．5774
钾HgJTPl 1．1366木枣木0．2920** 1．4286 1．2960***
南航JTPl O．1102 0．6487*** 0．7589 ．0．8702
茅台JCPl 0．2046*** 0．7903*** 0．9949 ．2．5359**
海尔JTPl 0．2818木幸木O．1672 O．4490 ．2．4739**
原水CTPl O．1280** 0．8572*** 0．9852 —1．1908
沪场JTPl 0．2239*木宰0．7589*** 0．9828 ．0．9949
招行CMPl 0．2246*** 0．7738*** 0．9984 O．3105
机场JTPl 0．3079*** 0．6555*** 0．9634 ．0．4783
五粮YGPl 0．201 5木木枣0．7176木枣木0．9191 ．0．2952
雅戈QcPl 0．1281木幸木O．8140宰拳宰0．9421 ．2．0739*
万华HXPl 0．0746 0．7957*** 0．8703 ．1．4790
包钢JTPl 0．0771 0．4615 0．5386 ．0．4505
102
表5．3续AR(p)．GARCH(1，1)一M回归结果
权证简称破唬唬九珐
邯钢JTBl —0．0543
鞍钢JTCl ．0．0266 ●_●_______●____-一
伊NCWBl ．O．1129*
包钢JTBl 0．0090
万华HXBl O．0211
深发SFC2 ．O．1 565*
国电JTBl ．O．1108 0．0083
宝钢JTBl 0．0287 ．0．0279 ．0．0893 —0．1440
武钢JTBl 0．0977 ．0．0570 0．0634 ．0．2140"**
首仓JJTBl 一O．0155 一O．1861}率0．0566 ．0．0303 O．1336**
长电CWBl —0．1493* ．O．0429 0．0078 ．O．1264** ．O．1 127*
侨城HQCl ．0．0224 ．O．1840木枣木．0．0052 ．O．1217宰掌．O．1 149*
雅戈QCBl ．O．0912 ．O．0317 0．0780 0．0340 0．2082***
深发SFCl ．O．1648** 0．085l 0．2720*** 0．2439*** ．0．2140"**
原水CTPl ．0．0209
沪场JTPl ．0．0469
包NJTPl ．0．7769 ．O．1410幸
武钢JTPl 0．0021 ．0．2088***
海尔JTPl 0．0024 ．0．1041
雅戈QcPl 0．0715 ．0．1604"*
深fi皂JTel 0．2530 ．0．1352 O．1466
中集ZYPl 0．0378 ．O．2103木木木O．0918
茅台JCPl 0．0293 ．O．1731木木O．166l木
机场JTPl 0．0467 ．0．0508 O．1621半术
血粮YGPl 0．0269 ．0．0563 0．0486
万华HXPl 0．0302 ．O．1767** O．1207
南航JTPl 一O．1073 一O．1610 0．0076 一O．0634
血粮YGCl —0．0022 O．0013 ．0．0213 0．1 158"*
万科HRPl 0．0501 ．0．0456 ．O．0901 ．O．1773**
钾／]巴JTP 1 ．0．4070*** ．0．3758*** 一O．2312宰牵宰．0．1695"** ．0．0968**
钢钒PGPl 0．0983 —0．0305 O．2162丰半宰．0．0943** 0．1327**
103
厂————————T———表——5—．—3—续]—A—R—(p—)—一—G—A—R—CTH—(—1，——1—)-—M—回—归_r—结——果—————]———————]
l招行CMPl 0．0126 l-0．2159料水1．0．1402" ．0．0792 1．0．1695**l
注：料幸，料，·分别表示在1％，5％，10％的水平上显著；
对每只权证的收益率序列建立AR(p)．GARCH(1，1)．M模型，模型中自回归滞
后阶数的选择依据AIC准则。对模型估计的结果如表3所示。首先可以看出，除
了国电JTBl、伊利CwBl和包钢JTPl之外，所有权证GARCH模型的系数均显著，
说明收益率序列确实存在波动率聚集的现象。绝大多数权证％4-屈<l，说明收益
率具有有限方差，即属于弱平稳过程。同时也表明，收益波动最终会衰减；但是
由于30只权证(％4-屈)的均值为O．68，所以波动可能会持续较长时间。另外有
3只权证口．4-屈>1，表明整个样本区间的行为属于协整GARCH过程，此时波动
产生的影响是持久的，不会衰减。
回归结果中，系数万的估计值比较引人注目。33只权证中仅有不足113的10
只权证万系数显著，说明在权证市场，风险与收益率之间的相关关系并不十分密
切；此外，一个有趣的现象是，绝大部分(89％)的认沽权证万系数小于0，说
明风险越大，收益率反而越小。这与金融领域公认的“风险越大收益率越高"的
规律相违背，说明认沽权证市场从总体而言不是一个有效市场，投机氛围浓重。
与认沽权证相比，认购权证的情形有所改善，27％的权证万系数为负，但是大多
数(73％)认购权证万系数大于O，说明认购权证风险与收益率具有正相关关系，
风险越大，收益率越高。这也说明了认购权证市场总体而言比认沽权证市场有效
性要高。但是，并不能认为认购权证市场达到了弱式有效。
另外，系数痧的回归结果表明，多数权证(包括53％的认购权证和67％的认
沽权证)痧系数是显著的，说明收益率序列存在自相关，过去的信息与当前的收
益存在关系，权证市场信息传递存在时滞，价格变化对新信息的反应不够灵敏。
同时，绝大多数矽；系数为负，说明权证价格对于到达的信息反应过度。这些现象
从另外一个角度晚明了我国权证市场并未达到弱式有效。
5．4权证交易量与收益率相关关系研究
证券市场价格变化和交易量之间的关系一直是金融领域的研究热点。通过价
量关系的研究，有助于了解证券市场的微观结构，揭示市场信息的传播方式，提
高对价格波动的预测能力。Karpoff(1987)对价量关系研究的理论和现实价值
做出了深刻的概括：价量关系的研究有助于人们了解证券市场的信息流动机制和
微观结构，有助于推进证券市场事件研究和解释证券价格分布状态，有助于解释
技术分析的有效性并为投资者提供有价值的信息。国内外学者对于证券市场价量
关系进行了大量的理论和实证研究。
Marilyn和Robert把价量关系的理论模型分为三类，分别是交易理论模型
(trading theories)、理念分散模型(dispersion beliefs)和信息理论模型(information
theories)。对国外成熟市场的实证研究更多地支持信息理论模型。信息理论模型
从信息引起交易需求和交易供给变化的角度解释交易量与价格波动间存在的币
相关关系，认为当市场预期一致时，证券价格达到暂时的均衡，随着新的信息到
达市场，基于接受信息的先后以及对于信息的不同理解，乐观的预期产生交易需
求而悲观的预期产生交易供给，交易需求和交易供给共同作用导致交易行为并产
生交易量，价格调整是对已到达市场信息流的反应。新信息流到达市场的强度和
频率决定了市场交易的活跃程度、交易量和价格的波动程度。信息理论模型包括
信息序贯到达模型(Sequential arrival ofinformation)、噪声交易理性预期模型(A
framework in noisy rational expectation equilibrium)和混合分布假说(MDH，
Mixture Distribution Hypothesis)。Copeland(1976)提出了信息顺序到达模型
(sequential information flow model即SIF模型)，该理论认为信息在证券市场的传播
遵循从个别投资者到全体投资者的逐步扩散过程，在经历一系列过渡性均衡状态
后，最终达到信息为全体投资者完全吸收的均衡状态。正是由于信息传播的顺序
性，成交量数据将可能具有对当期股票价格变动(绝对值)的预测能力。同理，
股票价格变动(绝对值)也可预测当期的成交量。混合分布假说(mixture of
distributions models MDH)由Clark(1973)提出。他认为价格波动与交易量的联合
分布由一个潜在的、被假定为信息流的混合变量共同驱使，新信息流进入市场产
生影响并引起交易量和价格同期变动。由于每日价格波动来自于具有不同方差的
分布集合，资产收益波动呈现尖峰厚尾的分布。并且价格波动和交易量分别与信
息流的速率正相关，日交易量也与日信息流的速率正相关，因此价格波动与交易
量正相关。
我国权证市场发行规模较小，发行的权证期限和品种比较单一，但每同交易
量却很大，价格波动也比较剧烈。因此本部分重点研究权证市场价格与交易量之
间的相关关系。
5．4．1权证价格变动(绝对值)与交易量之间的相关关系研究
分别估计以下两个回归方程：
AP=口lf+屈矿+B (5．5)
IAPI=％f+舴矿+以(5．6)
其中，△尸为权证每日收盘价格变动值，l肚J为价格变动绝对值，矿是每同
交易量，单位为亿元。由于异方差的存在，会导致普通最小二乘法的估计量不再
具有有效性，我们采用加权最小二乘法(weighted least squared)获得有效估计，权
重为残差序列绝对值的倒数。
权证价格变化及价格变化绝对值与交易量的回归方程估计结果如下表所示。
33只权证价格变化及价格变化绝对值与交易量的回归方程中，只有万科HRPl
价格变动的绝对值与交易量回归方程的系数"和包钢JTPl价格变动与交易量回
归方程的系数屈不显著，其余系数均显著。在价格变化与交易量的回归方程中，
茅台JCPl，海尔JTPl的屈系数显著为负，其余权证回归方程系数均显著为正。
价格变化绝对值与交易量回归方程中，深能JTPl，力．华HXBl的以系数显著为
负，其余权证回归方程系数均为正。由此可见，我国股改权证价格变化及价格变
化的绝对值与交易量存在正相关关系。
表5．4权证价格变化及价格变化绝对值与交易量每l归方程估计结果
权证简称价格变动与交易量价格变动绝对值与交易量
pi R2 D——W yi 月2 D——W
邯钢JTBl 0．01 38木木木0．9907 1．8682 O．01 58枣木宰0．9998 1．8788
宝钢JTBl 0．0043宰宰宰0．9947 2．1152 0．0057*** 0．9946 1．5858
首仓JJTBl 0．0664*木木0．9738 1．8749 0．0421枣木幸0．9977 1．5276
长电CWBl 0．0996*** O．9511 1．9700 O．122l枣枣木0．9990 1．9879
国电JTBl O．1434誊枣木0．9899 1．788l 0．1 170木宰幸1．0000 1．3368
伊矛UcwBl 1．2313唪誊宰0．9391 1．9135 1．0258*** 0．9997 2．0006
鞍钢JTCl O．1423木木木0．9546 1．7762 0．0976*** 0．9991 1．6470
侨城HQCl 2．6967*** 0．9994 1．7873 1．1784宰木木0．9871 1．200
深发SFCl 0．5043拳术木0．6683 2．1725 0．4530*** 0．9608 1．9715
深发SFC2 1．0476*** 0．9221 2．012l O．1823宰枣木0．9984 1．8047
钢钒PGPl 0．0091宰术宰0．9982 1．9130 O．01 36木母木0．9992 1．5373
万科HRPl 0．0003宰木宰0．4700 2．1317 4．93E．06 0．9891 1．5085
华菱JTPl 0．0037*** 0．9947 1．5662 O．01 10枣木木0．9998 1．5163
深l／邕JTPl 0．00089** 0．8292 1．6002 ．0．00068*** 0．9824 1．4285
中集ZYPl 0．001 5木木木0．3770 1．8719 0．01 77木幸拳0．9949 1．3167
钾肥JTPl 0．0201木木木0．8803 1．7894 O．1112毒枣枣0．9927 1．2701
南航JTPl 0．0001宰丰宰0．9873 2．1909 0．000006*** 1．0000 1．2380
茅台JCPl —0．0005* 0．5443 2．0835 0．001 5}宰幸0．9921 1．5396
海尔JTPl ．0．0009*** 0．6296 2．0922 0．0014"** 0．9914 1．3568
原水CTPl 0．0052*** 0．9982 1．7988 0．0039*** 0．9862 1．5195
沪场JTPl 0．0022*** 0．5555 2．0714 0．001 7母幸木0．9998 1．6425
招行CMPl 0．0002*** O．3313 1．7619 0．0006*** 0．9995 1．2304
机场JTPl 0．0085*** 0．9319 2．1688 0．0045*** 0．9904 1．7129
五粮YGPl O．0101宰宰木0．9868 1．6467 0．0232*** 0．9934 1．4170
表5．4续权证价格变化及价格变化绝对值与交易量回归方程估计结果
五粮YGCl 0．41 10宰卑章0．9040 1．8844 0．0872*** 0．9983 1．4141
雅戈QCPl 0．0009*** O．7174 1．8552 0．001 6木木乖0．9958 1．8396
雅戈QCBl 0．2382*** 0．8973 1．8243 0．1015拳术率0．9999 0．9489
万华HXBl 1．2376*** O．9191 1．7424 —1．5816木半毒0．9948 1．5826
，j哗HXPl 0．0103术丰宰0．9828 1．9816 0．0060*** 0．9985 1．710l
包钢JTPl 0．0008 0．0289 2．0548 0．0022*** 0．9897 1．5876
包钢JTBl 0．0094*** 0．9930 1．9057 0．0097*** 0．9999 1．6578
武钢JTBl 0．0024*** 0．9463 1．9587 0．0034*** 0．9789 1．9166
武钢JTPl 0．0007*** 0．6380 2．0255 0．0008*** 0．9936 1．7592
注：¨‘，¨，o分别表不在1％，5％，10％的水平上显著。
5．4．2混合分布假说(MDH)的检验
金融市场的资产收益经常表现出尖峰厚尾，并且有着波动性聚集和波动性持
久的现象。Engle在1982年提出自回归条件异方差(ARCH)模型来分析资产收
益率的异方差问题，随后逐渐发展形成了一个大的ARCH模型簇。其中，GARCH
(广义自回归条件异方差)模型在模拟股票市场的收益率时表现出公认的优越
性。根据混合分布假说，GARCH效应的产生是因为到达股票市场的信息流是随
时间而变化的，并且这些到达市场的信息是序列相关的。由于到达市场的信息的
不可观测性和不可衡量性，一般采用交易量(V)作为其替代变量来分析GARCH
效应(Andersen(1996)；Lamoureux和Lastraps(1990))。
由于Garch(1，1)是刻画条件异方差最简洁形式，且可以较好地拟合许多
金融时间序列，因此我们在实证中采用这一模型。首先估计不包含交易量因素的
GARCH(1，1)方程：
，；2 rf-l+乞
q=ao+q《I+a20",一l (5．7)
GARCH(1，1)模型通过计算q与％的和来衡量波动性的持久性(volatility
persistence)。(％+％)越接近于l，对波动性持久性越强。接下来，加入交易量
因素，估计如下方程
rt 2厂卜l+t
o-1=Of0+口I《l+口2q—I+013Vt (5．8)
其中，，；表示权证日收益率，n一。为基于过去信息的收益率均值，¨为交易
量，q l(K，t—l，t一2，··．)一N(0，q)。
混合分布理论预测在模型中加入交易量因素时，交易量的系数砺将显著大于
0，而(％+％)的值将变小；同时，如果每天的交易量是序列相关的，喁与％
在统计上将不显著。从检验结果来看，对发达国家股市的分析大部分支持该观点。
需要说明的一点是，在模型中加入交易量时，需要首先剔除交易量的线性和
非线性时间趋势，具体做法如下：(1)对原始同交易量取对数，得到处理后的交
易量序列￡形；(2)对LV,做如下回归：￡¨=口+属f+P2t2+t，其中f代表线性时
间趋势，t2代表非线性时间趋势。估计后的残差s．为剔除了时间趋势后的交易量
序列v，。对于剔除了时间趋势的交易量序列v而言，仍然可能存在高度的自相关
性，进一步采用移动自回归(ARMA)模型对交易量v进行回归，以便剔除自相关
性。
v=乃V—l+⋯+Ypv—P+t+qt—l+⋯+包乞一g (5．9)
回归方程的残差估计值剔除了时问趋势和序列相关性，为非预期交易量
uev,(unexpected volume)；V与非预期交易量之差，为预期交易量eat(expected
volume)。
表5．5不包含交易量的GARCH(1，1)模型回归结果
权证简称q ％ 口l+％
邯钢JTBl 0．1759宰宰木0．7252*** 0．901l
宝钢JTBl 0．3674*** 0．6590*** 1．0264
首仓JJTBl ．0．0005 0．9240*枣木0．9235
长电CWBl 0．0634*宰0．8428*** 0．9062
囤电JTBl O．1418 0．0184 O．1602
伊利CWBl ．0．040木木木1．0271宰木木0．9875
鞍钢JTCl 0．1486"** 0．7422*** 0．8908
侨城HQCl 0．3057*** ．0．2072 0．0985
深发SFCl 0．0579 0．8766*** 0．9345
深发SFC2 0．0663* 0．8593*** 0．9256
钢钒PGPl O．61 39水木害0．0960 0．7099
万科HRPl ．0．0207 0．3934 0．3727
华菱JTPl O．2717木宰串O．7139枣木拳0．9856
深能JTPl O．8128木木木．0．229宰木枣0．5839
中集ZYPl 0．2009*** 0．7764*** 1．3429
钾I]EJTPl 0．4505*** 0．8453木木幸1．2958
南航JTPl O．1324宰木宰0．63 14木半木0．7638
茅台JCPl O．2818木宰宰0．7082*** O．99
海尔JTPl 1．0524*** ．0．0199 1．0325
原水CTPl O．2198宰宰宰0．8098*** 1．0296
108
表5．5续不包含交易量的GARCH(1，1)模型回归结果
沪场JTPl 0．2131宰宰幸0．8153木枣木1．0284
招行CMPl 0．2087*** 0．8277*** 1．0364
机场JTPl O．1767宰}木0．6892*** 0．8659
五粮YGPl 0．2309*** 0．706l木枣木0．937
五粮YGCl 0．0679*** 0．9038*** 0．9717
雅戈QCPl O．1335幸宰宰0．8241宰枣木0．9576
雅戈QCBl 0．0683 0．7980*** 0．8663
万华HXBl ．0．0231 ．0．860宰宰宰0．883l
万华HXPl 0．0736* 0．8288*** 0．9024
包钢JTPl 1．2382*** 0．0540 1．2922
包钢JTBl O．1583木} 0．6453*** 0．8036
武钢JTBl 0．3753*** 0．6724*** 1．0495
武钢JTPl 0．2963*** 0．6828*** 0．9791
·分别表示在1％，5％，10％的水平上显著；
表5．6包含去势交易量的GARCH(1，1)方程回归结果
权证简称％ ％ 口l+％ ％
邯钢JTBl O．1230* 0．0635 O．1865 0．0031木母木
宝钢JTBl 0．0774 ．0．3741宰幸．0．2967 0．0047***
首仓'JJTB1 ．O．0172 0．9387*** O．9215 0．0002***
长电CWBl 0．0379 0．2583*** 0．2962 0．0009***
国电JTBl O．0816 ．0．0623 O．0193 0．001 9枣木幸
伊利CWBl —0．0234 ．0．497枣木幸．O．52 0．0013木枣木
鞍钢JTCl —0．0243 O．4008木}} 0．3765 0．001 3枣木木
侨城HQCl 0．41 16木木木0．2206 0．6322 0．0006***
深发SFCl ．0．0094 一O．816宰宰木．0．8251 O．001 5半木宰
深发SFC2 O．1004幸幸木一0．565}幸木．0．4646 0．001 5木木木
钢钒PGPl 0．2595*** 一0．0188 0．2407 0．0023木枣木
力．科HRPl 一O．0613 0．2298** 0．1685 0．006l木木木
华菱JTPl 0．6821半宰木0．1952"** 0．8773 0．0007***
深能JTPl 0．3320*** 0．0336 0．3656 0．0054***
中集ZYPl 0．5654*** 0．1057"* 0．6711 0．0020***
钾肥JTPl 0．6204*** 0．5026*** 1．123 0．0022***
南航JTPl 0．2569** O．1662 0．4231 0．0038***
109
表5．6续包含去势交易量的GARCH(1，1)方程回归结果
茅台JCPl 0．7847*** ．0．0072 0．7775 0．0016木木木
海尔JTPl 0．6661书，Ic木．0．0589 0．6072 0．001 6宰枣木
原水CTPl 0．2215半木宰．O．1141 0．1074 0．0027***
沪场JTPl 0．4410宰串宰O．042l 0．4831 0．OOl 9木：Ic木
招行CMPl 1．3394*** 0．0701木1．4095 0．0059***
机场JTPl ．0．035木丰牛．0．1381 一O．1735 0．0026***
五粮YGPl 0．3817乖枣木O．1242* 0．5059 0．001 9宰术木
五粮YGCl O．1754木宰球0．1679"* 0．3433 0．0010枣木宰
雅戈QCPl O．0436拳一0．4742** 一0．4306 0．0029***
雅戈QCBl 0．0522 ．0．2464 ．O．1942 0．0021木宰宰
万华HXBl ．0．0279 ．O．3105 ．0．3384 0．0009***
万华HXPl ．0．0130 ．0．1723 ．O．1853 0．0023***
包钢JTPl 0．7342*** ．0．349宰木书0．3848 0．0131木宰宰
包钢JTBl O．1451木0．7033木木宰0．8484 ．0．0002
武钢JTBl 0．3804*** 0．5436*** 0．924 0．0007***
武钢JTPl 0．3461乖车宰0．5388*** 0．8849 0．0006***
注：柑宰，料，拳分别表小在l％，5％，10％的水半．卜显著；
从表中可以看出，对于不含交易量的GARCH(1，1)模型，除了国电JTBl
和万科HRPl之外，其余31只权证的啦、％系数估计值大多数均在在1％的水
平上显著，且(％-I-0(，)的估计值集中在1附近，31只权证(口．+％)估计值
的均值为0．9323。说明我国权证市场波动性持续时间较长，且具有较强的波动率
集群效应。
加入去势交易量因素的GARCH(1，1)模型中，除了包钢JTBl之外，其
余32只权证口，系数均显著为正，说明交易量与权证价格变动波动性J下相关。33
只权证中有21只权证回归方程的％和％系数估计值显著性降低，或变得不再显
著；有30只权证回归方程(％+％)的估计值明显降低；33个回归方程(口．+口，)
估计值的均值为0．3075；说明在模型中加入去势交易量作为解释变量确实减小了
方差模型的GARCH效应，权证价格变动的波动性部分被交易量所吸收。
表5．7包含未预期交易量的GARCH(1，1)方程回归系数
权证简称口I 口2 口I+口2 口3
邯车NJTBl 0．1450** 0．5670*** O．7120 0．0026***
宝钢JTBl O．2012宰幸0．3899*** 0．5911 0．005l木枣木
首创JTBl ．O．051幸幸木1．0105率宰宰0．9595 0．0004***
llO
表5．7续包含未预期交易量的GARCH(1，1)方程回归系数
长电CWBl 0．0379 0．2583*** 0．2962 0．0009***
国电JTBl O．0147 0．597l宰宰宰O．6118 0．0020***
伊利CWBl —0．0386* ．0．1612 ．0．1998 O．0014宰宰枣
鞍钢JTCl 0．0207 0．4272*** O．4479 0．0025***
侨城HQCl 0．4287*** 0．2341 0．6628 0．0006***
深发SFCl O．0197 ．0．638半幸木．O．6183 0．0016"**
深发SFC2 0．0856* 。0．262** 一O．1764 0．0017"**
五粮YGCl 0．1079木木木O．71 52乖宰} 0．8231 0．001 l幸幸毒
包钢JTBl 0．0354** 一0．982宰宰宰．0．9466 0．0001
雅戈QcBl 0．0685 0．0430 O．1115 0．0024***
万华HXBl 。0．0119 ．0．0057 —0．0176 0．001 1牛宰幸
武钢JTBl 0．2844*** 0．5592*** 0．8436 0．0023***
钢钒PGPl 0．1424"** 0．4072** 0．5496 0．005l木幸幸
力．科HRPl 0．076l 0．7249*** 0．8010 0．0049***
华菱JTPl 0．4260*** 0．4996*** 0．9256 0．001 l乖幸·
深能JTPl O．1904** 0．4288 O．6192 0．0098***
中集ZYPl 0．4883*** 0．3545*** 0．8428 0．0031幸宰霉
钾肥JTPl 0．3039*** 0．7100"** 1．0139 0．0032***
南航JTPl 0．0534 0．3433*** 0．3967 0．0049***
茅台JCPl 0．4201幸幸宰0．41 13宰宰· O．8314 0．0022***
海尔JTPl O．2125堆宰宰0．4737*** 0．6862 0．0058***
原水CTPI O．1364** 0．401 7奉木0．538l 0．0036***
沪场JTPl O．1596** 0．501 7枣木木O．6613 0．0024***
招行CMPl 0．2424* 0．4643*** 0．7067 O．01 32串拳幸
机场JTPl ．0．0452*** 0．3991宰宰半0．3539 0．0031宰乖木
五粮YGPl 0．3323*** 0．4993*** O．8316 0．0021拳木，#
雅戈QCPl O．1658** O．1 590** 0．3248 0．0036***
乃华HXPl ．0．0004 0．3794*** 0．3790 0．0030***
包钢JTPl 0．7895*** ．O。1481 0．6414 0．01 82幸幸木
武钢JTPl 0．3827*** 0．4855*** 0．8682 O．OOl 5木木宰
注：···，料，奉分别表示在l％，5％，10％的水平上显著：
表5．8包含预期交易量的GARCH(1，1)方程回归系数
权证简称aI a2 口l+口2 口3
邯钢JTBl 0．0846*** 0．9034*** 0．9880 ．0．001 7木木宰
宝钢JTBl 0．3443*** 0．7070*** 1．0513 ．0．0004*
首创JTBl ．0．0470*** 1．0082*** O．9612 9E．05
长电CWBl O．0389 0．8276*** 0．8665 0．0002
国电JTBl O．1221 ．O．0547 0．0674 0．001 7木j|
伊利CWBl ．0．033宰木木1．0304*** 0．9974 3E．05
鞍钢JTCl O．1248枣木牛0．7830*** 0．9078 7．7E．05
侨城HQCl O．1375水木木．0．765木宰术．0．6275 0．0048***
深发SFCl 0．0073 —0．925木木木．O．9177 ．0．001 6枣木
深发SFC2 0．0960** 0．8614"** 0．9574 ．0．0006***
五粮YGCl 0．0432** 0．9020*** 0．9452 9E．05宰誊木
包钢JTBl 0．1246宰木宰0．8309*** 0．9555 ．0．001 7木幸誊
雅戈QCm 0．0239 0．8300*** 0．8539 O．0004
。h乍HXBl ．O．0164 O．1246 O．1082 ．0．0014拳
武钢JTBl 0．3641木木木0．7062*** 1．0703 ．0．0002
钢钒PGPl 0．5576*** 0．0822 0．6398 0．0006
万科HRPl O．1936 ．0．4343宰拳．0．2407 0．0085***
华菱JTPl 0．2654*** 0．7500*** 1．0154 ．0．0002***
深能JTPl O．8178宰枣木．O．214宰掌爿c 0．6038 ．0．0017
中集ZYPl O．1592木枣木0．8342*** 0．9934 ．0．O004幸枣幸
钾肥JTPl 0．4490*** 0．841 8枣木木1．2908 ．0．0004宰幸
南航JTPl 0．1462"** 0．7865*** 0．9327 —0．0040***
茅台JCPl 0．2858*** 0．7253*** 1．0111 ．0．0003**
海尔JTPl 1．0815木，Ic宰．O．0179 1．0636 ．0．0005
原水CTPl O．1521木奉奉0．8702*** 1．0223 ．0．0006***
沪场JTPl ．0．0249*** 1．0305*** 1．0056 ．0．0002***
招行CMPl 0．2336*** 0．8214"** 1．055 ．0．0003***
机场JTPl —0．01 60木毒宰0．9958*** 0．9798 ．0．0005***
血粮YGPl 0．2386*** 0．6844*** 0．923 0．0002
雅戈QCPl 0．1273"** 0．8438*** 0．9711 ．0．0004***
万华HXPl 0．0235 ．0．861木木木．0．8375 0．0014
包钢JTPl 0．4009*** O．1566 0．5575 0．0350**
112
表5．8续包含预期交易量的GARCH(1，1)方程回归系数
I武钢JTPl 1 0．2893*** 0．6859*** 1 0．9752 1 0．0001 I
注：·宰事，¨，奉分别表示在1％，5％，10％的水平．卜显著；
包含未预期到交易量的GARCH(1，1)回归方程的％系数估计值，除了包
钢JTBl之外，均在1％的水平上显著；33个回归方程(啦-I-％)估计值的均值
为0．4870，低于不包含交易量因素的回归方程，但高于包含去势交易量的回归方
程；说明未预期交易量与权证价格波动性存在正相关关系，且未预期交易量吸收
了一部分价格波动性，但程度低于去势交易量。
包含预期交易量信息的回归方程系数估计值所揭示的信息有所不同。预期交
易量系数％的估计值正负相间，33只权证中有16只％系数估计值显著为负，其
中11只在1％的水平上显著；5只权证％系数估计值显著为负，其余12只％系
数估计值不显著。33个回归方程(％+％)估计值的均值为0．7014，高于包含
去势交易量和未预期交易量方程的同一数据，但低于未包含交易量因素的回归方
程。从整体而言，预期交易量吸收了一部分权证价格的波动性，但程度低于未预
期交易量；预期交易量与权证价格波动的相关关系，随权证的不同而异，没有明
确的结论。
5．4．3权证收益率与交易量的Granger因果检验
对权证日收益率序列、去势交易量序列、非预期交易量序列和预期交易量序
列进行单位根检验。若各序列为平稳序列，则建立以下VAR模型：
占占．
rt 2Qo+2●ir|一i+乙p∥t—j+st
vf=％+l艺所，；一，+艺够K一，+以(5．10)
其中，‘、v分别表示杖证收益率序列和交易量序列，P为滞后阶数。滞后阶数
的选择采用AIC准则。如果乃(i=l，2，3，．．．p)的估计值显著，则意味着用过去的收
益率和过去的交易量数据预测未来的交易量，比只用过去的交易量预测未来的交
易量有更好的预测力，此时收益率是交易量的Granger原因；如果
Yl=以=L=Yp=0，则收益率不是交易量的Granger原因。同理若
属=殷=L=∥。=0，则交易量不是收益率变化的Granger原因。具体的检验方
式有两种，t检验和F检验；t检验的原假设为Ho：屈=o(i=1，2，L，P)，F检验的
原假设为Ho：屈=屈=L=∥。=0。与t检验相比，F检验形式上更复杂，但结果
更可靠，因此我们采用F检验。检验结果若同时拒绝两个原假设，
I-／o：屈=履=L=以=o和风：乃=托=L=以=o，则交易量和收益率存在双向
Granger因果关系；若同时接受两个原假设，则收益率与交易量序列之间相互独
立；若拒绝两个原假设中的一个，同时接受另外一个，则说明收益率与交易量序
列存在单向的Granger因果关系。
113
表5．9益率与交易量GrangerN果检验结果
v不能，．不能uev不能，不能elJ不能，|不能
Granger Granger弓I Granger弓I Granger弓I Granger弓I Granger
引起，． 起y 起， 起uev 起， 引起ey
邯钢F值1．5374 1．6466 0．8451 3．1928* 1．5099 27．1木木木
JTBl P值0．2057 O．1795 0．3589 0．0753 O．2128 5．9E．15
宝钢F值0．3108 5．377水木木1．4322 5．097木术半0．0456 49．4木木宰
JTBl P值O．8176 0．0014 O．234l 0．0020 O．8310 2．3E．1l
首创F值0．3560 1．7582 0．8227 2．836* 0．4168 91．0宰爿c幸
JTBl P值0．8781 O．1227 0．3653 0．0935 O．5192 2．4E．18
长电F值1．6009 0．9288 1．9530 O．1932 1．6494 24．2宰牛幸
CWBl P值O．175l 0．4480 0．1636 0．6607 0．1789 1．4E．13
国电F值0．0213 0．0563 0．6542 O．4163 O．1914 72．O木木木
JTBl P值0．884l O．8127 0．5209 0．6600 0．662l 3E．15
伊利F值0．3330 0．6182 0．2206 O．1099 0．7673 88．2宰半，I
CWBl P值O．7171 0．5398 0．8022 0．8960 O．3820 6E．18
鞍钢F值2．162牛宰1．0221 1．8809* 1．0357 2．2065：I￡母19．9宰，|宰
JTCl P值0．0478 O．4117 0．0853 0．4030 0．0436 1．8E．18
侨城F值7．98牛木木O．1470 6．779木枣木0．9520 1．5580 29．6木幸宰
I-IQCl P值0．0052 0．7018 0．0099 0．3303 O．2133 1．4E．07
深发F值0．0573 0．0268 O．1802 0．0355 O．9018 59．9串，|牛
SFCl P值O．8113 0．8704 0．8353 0．9652 0．3444 4．9E．12
深发F值O．1332 3．4488* 0．2633 2．0434 O．8196 61．2，I奉·
SFC2 P值O．7155 0．0650 0．7688 O．1327 0．3666 4．8E．13
包钢F值0．9252 5．161木木木O．5345 14．946宰宰宰0．6744 30．5枣木枣
JTBl P值0．4294 0．0018 0．4655 0．0001 O．5105 1．9E．12
武钢F值0．6458 0．7986 0．8593 0．3759 0．6578 9．96宰宰，I
JTBl P值0．6304 0．5272 0．4246 0．6871 0．6220 2E．07
雅戈F值0．7993 O．5144 0．2859 O．3244 O．1380 125牛宰，Ic
QCBl P值0．3723 0．4740 O．7516 0．7233 0．7107 2E．23
五粮F值0．3274 0．7191 O．4117 O．3107 2．7069 117宰半宰
YGCl P值0．8596 0．5792 0．6628 0．733l 0．1006 2E．24
钢钒F值1．0921 3．2996** 1．6258 2．9377* 1．1002 39．7}木木
PGPl P值0．3372 0．0386 O．1990 0．0550 O．3345 1．4E．15
114
万科F值1．397l 0．0656 0．4524 O．5942 1．6126 6．16木术
HRPl P值0．2389 0．7982 0．6369 0．5532 0．2059 O．0141
华菱F值2．516母牛0．2273 3．6489 0．0268 4．0901木幸7．26木枣木
JTPl P值O．0409 0．923l 0．3976 0．6722 0．0174 0．0008
深能F值3．0581木0．4378 2．8824* 0．2629 O．3114 11．6木牵宰
JTPl P值0．0836 0．5098 0．0929 0．6993 0．578l O．00lO
中集F值0．3024 2．5462** 0．1588 2．4517幸木O．1507 5．1木宰奉
ZYPl P值0．9113 0．0280 0．9772 0．0335 0．9292 0．0018
钾肥F值0．6557 O．8199 0．5029 0．8488 5．374半幸幸0．3497
JTPl P值0．6575 0．5366 0．7739 O．5165 0．0001 0．8821
南航F值2．3390 3．6528* 0．9520 1．1330 O．9189 18．1枣木木
JTPl P值O．1279 0．0575 0．3879 0．3244 0．4008 7E．08
茅台F值4．26宰枣木1．4480 4．93l木木幸1．2822 4．45l木宰宰4．6奉宰宰
JCPl P值0．0002 O．1877 9．6e．05 0．2667 0．0003 0．0002
海尔F值3．319宰幸3．55l木奉宰3．435宰串宰3．2436** 2．0119 11．O木木木
JTPl P值O．0116 0．0079 0．0096 O．0131 0．0939 4E一08
原水F值O．3495 0．2393 0．2671 0．0504 0．000l 25．6毒木木
CTPl P值0．7055 O．7874 0．7659 0．9509 O．9918 1E．06
沪场F值0．3687 0．8862 0．8655 0．8406 0．4363 38．7·幸奉
JTPl P值0．6920 O．4136 0．4222 0．4328 0．6470 3．5E．15
招行F值0．1248 1．6561 0．4562 1．1927 0．4591 12．8宰枣木
CMPl P值0．8828 0．1924 0．6341 O．3046 0．6323 4．2E．06
机场F值0．0021 O．0834 0．0674 1．0732 O．1847 60．6木木木
JTPl P值0．9634 0．7730 0．9349 0．3437 0．6678 2。5E．13
五粮F值O．5316 2．3245* 0．4534 1．7903 0．4483 21．2幸宰誊
YGPl P值0．6608 0．0742 O．7150 O．1482 0．7737 4．9E一16
雅戈F值0．5680 2．4023幸1．6947 4．890** 0．0934 19．8木水木
Qcpl P值0．6366 0．0685 O．1943 0．0280 0．9108 1．2E．08
危华F值1．2807 1．9701 1．3232 1．7223 1．5455 38．3半宰半
HXBl P值0．2801 O．1421 0．2686 O．1813 O．2152 3．3E．09
万华F值1．1047 1．8784 0．8489 1．4715 1．09ll 33．O木堆宰
HXPl P值0．3333 O．1555 0．4294 0．2320 0．3378 3．8E．13
115
表5．9续收益率与交易量Granger因果检验结果
包钢F值8．02*枣木1．7348 21．27木：I：木2．26110 0．1808 37．5宰木宰
JTPl P值0．0004 O．1788 6．7E．06 O．1341 0．8347 9E．15
武钢F值1．5034 2．25l毒事1．1876 1．8570* 1．9510木4．8宰宰木
JTPl P值O．1783 0．0397 0．31 1 1 0．0781 0。0872 0。0004
注：梯}，料，8分别表小住I％，5％，10％的水、I，．上姓著；
从表中可以看出，除了海尔JTPl之外，权证收益率序列与去势交易量序列问
均不存在双向Granger因果关系；鞍钢JTCl、侨城HQCl、华菱JTPl、深能JTPl、
茅台JCPl和包钵]JTPl6只权证的交易量序列是收益率序列的单Granger原因，说
明新信息首先反映在交易量的变化上，价随量变，过去的交易量有助于预测未来
的收益率；同时，与此相反的是，宝钢JTBl、深发SFC2、钢钒PGPl、中集ZYPl、
南航JTPl、五粮YGPl、雅戈QCPl、包钢JTBl、武钢JTPl这9只权证的实证结果
表明收益率序列是交易量序列的Granger原因，即过去的收益率有助于预测未来
的交易量变化。由此可见，在我国股改权证市场，48％的样本收益率与交易量之
间存在Granger因果关系，而52％的样本则表现出相对独立性。
将去势交易量进一步区分为非预期交易量与预期交易量。首先分析非预期交
易量与收益率的实证结果。与去势交易量的实证结果相同，除了海尔JTPl之外，
权证收益率序列与非预期交易量序列间均不存在双lfi-JGranger因果关系；鞍钢
JTCl、侨城HQCl、深能JTPl、茅台JCPl和包钢JTPl的非预期交易量依然是收益
率序列的Granger原因；邯钢JTBl、宝钢JTBl、首仓'JJTm、包钢JTBl、钢钒PGPl、
中集ZYPl、武NJTPl、雅戈QCPl这8只权证的收益率序列有助于预测非预期交
易量的变化。
预期交易量序列与收益率序列的Granger检验结果与前面两组有极为明显的
区别。鞍钢JTCl、华菱JTPl、茅台JCPl与武钢JTPl的收益率与预期交易量之间
存在I句Granger因果关系；除了钾肥JTPl之外，所有权证的收益率均是预期交
易量的Granger原因。
总体而言，我国权证市场收益率与交易量之间不存在双Granger因果关系：
收益率对预期交易量有较显著影响，但是对于非预期交易量影响只体现在27％的
样本上；约20％左右的样本，过去的交易量影响收益率的变化，但大部分样本显
示出两者之间的相对独立性。如果将交易量视为新信息的载体，以上实证结果说
明股改权证的价格变化并非由于新信息的到达所致，价格波动与信息流动之间不
存在显著相关性；交易量的变动也并非基于价格的波动，市场整体投机氛围较为
浓重。“量比价先行”的市场经验在我国股改权证市场没有得到证实，也反映出
我国股改权证市场的不成熟。
116
本章小结
我们对33只股改权证价格序列进行了自相关检验和单位根检验，估计了收
益率序列的AR(P)．GARCH(1，1)．M模型，同时对交易量与收益率之问的相关关系
进行了检验。结果发现，股改权证价格均存在序列自相关，半数以上的股改权证
收益率存在序列自相关，且相关系数多数为负值，说明在权证市场信息的传递存
在时滞，同时市场对新信息反应不足；绝大部分股改权证GARCH模型系数显著，
且服从弱平稳过程，但是波动所带来的影响持续的时间较长，说明权证价格的变
动与新信息的到达关联程度不大；大部分认沽权证GARCH．M模型回归结果中万
系数的估计值为负，这意味着风险与收益率反向变动，风险越高，收益率反而越
低；对权证交易量与收益率相关关系的检验结果显示，权证价格变化及价格变化
的绝对值与交易量存在正相关关系；在收益率的GARCH模型中加入交易量作为
解释变量，减小了方差模型的GARCH效应，权证价格变动的波动性部分被交易
量所吸收；但是，Granger因果检验显示，收益率与交易量之间不存在双向Granger
因果关系，收益率仅对预期交易量有较显著影响，绝大部分样本的交易量不是收
益率的Granger原因。根据上述实证研究的结果，我们认为，我国股改权证市场
未达到弱式有效。这也解释了权证市场未能有效引导标的股票市场的原因。接下
来的章节，我们对权证创设制度的设立能否改善权证市场的有效性进行了进一步
检验。
117
6．创设机制对于改进权证市场有效性的作用
上一章节的实证检验表明权证市场并未达到弱式有效。为了提高权证市场的
效率，平抑由于供需失衡导致的价格大幅波动， 2005年11月，我国权证市场
引入了权证创设机制，允许符合条件的“创新类”券商创设相关权证。权证创设
制度的设立，是否真J下能够改善权证市场的有效性?我们对此进行了实证检验。
6．1我国的权证创设制度
2005年11月22同，上海证券交易所发布《关于证券公司创设武钢权证有关
事项的通知》。通知明确，取得中国证券业协会创新活动试点资格的证券公司可
作为“创设人”，按照通知的相关规定创设权证。该通知自2005年11月28日起
施行。根据该通知，创设人创设的权证应与武钢认购权证或武钢认沽权证相同，
并使用同一交易代码和行权代码。创设认购权证的，创设人应在中国结算上海分
公司开设权证创设专用账户和履约担保证券专用账户，并在履约担保证券专用账
户全额存放武钢股份股票，用于行权履约担保；创设认沽权证的，创设人应在中
国结算上海分公司丌设权证创设专用账户和履约担保资金专用账户，并在履约担
保资金专用账户全额存放现金，用于行权履约担保。通知规定，创设人向上证所
申请创设权证的，应提供中国结算上海分公司出具的其己提供行权履约担保的证
明。经上证所同意后，通知中国结算上海分公司在权证创设专用账户生成次日可
交易的权证。创设人每日申请创设或注销权证均不得超过一次，每次创设或注销
数量均不低于100万份。创设人向上证所申请注销权证的，经上证所同意后，通
知中国结算上海分公司于当同注销权证，次日解除对相应股票或资金的锁定。权
证行权时，创设人先于武钢集团履行义务。同一权证创设人超过1名的，各创设
人按照“后创设先被行权”的顺序履行义务。通知同时规定，被质押、司法冻结
或存在其他权利瑕疵的武钢股份股票或资金，不得用于权证创设履约担保。违反
本通知相关规定的，交易所有权暂停或取消其创设资格。
自2005年11月28日多家券商第一次对武钢JTBI进行创设之后，共有18
只股改权证被创新类券商创设。截至2008年6月20日，以上18只权证累计创
设份额为2180469．5879万份。具体创设信息如下表所示。从表格中可以看出，
除了万华HXBl和沪场JTPl之外，各权证被创设的数量均比较巨大，尤其是南
航JTPl，累计创设权证的数量占其股权分置改革初期流通股股数的568％，可见
各创新类券商对于权证的创设热情较高。同时，可以看出，认沽权证被创设的份
额平均而言远远高于认购权证。很多认沽权证理论价值已经降为零时，仍被大量
创设，这一方面放映出整个市场炒作氛围较为浓重，另一方面也反映出券商创设
认沽权证比创设认购权证容易。接下来，本部分将着重分析我国内地权证创设制
度在减轻市场投机氛围，引导价格向价值理性回归等方面所起的作用。
表6．1权证创设信息
流通股数累计创设占流通行权比例
权证名称累计创设份数股
雅戈QCBl l 82000000 90661 7696 20％ 1
武钢JTBl l 159695879 2370000000 49％ 1
力．华HXBl 5000000 328 140800 1．5％ 1．41
包钢JTBl 204000000 1842891838 11％ 1
首创JTBl 265000000 780000000 34％ 1
国电JTBl 151000000 944204673 16％ 1
邯钢JTBl 220000000 1 395846806 16％ 1
沪场JTPl 25000000 900780553 2．8％ l
机场JTPl 161000000 476000000 34％ l
茅台JCPl 476000000 3023 18016 157％ O．25
包钢JTPl 1 27000000 1842891838 7％ l
海尔JTPl 206000000 7423301 72 28％ 1
南航JTPl 1 2348000000 2174178000 568％ 0．5
万华HXPl 200000000 328140800 61％ 1．4l
武钢JTPl l 325000000 2370000000 56％ 1
雅戈QCPl l 53000000 906617696 17％ l
招行CMPl 4485000000 4705433834 95％ l
原水CTPl 11 2000000 684238784 16％ 1
注：表格中数据根据RESSET数据库中的信息整理而来；流通股数采用各权证发行时标的股票流通股数量。
从理论上讲，创设机制兼具套利和卖空机制双重功能，提高了权证的定价效
率，对抑制供需失衡引起的权证价格剧烈波动现象有重要的作用。权证创设机制
的建立将加速权证价值回归。在创设机制建立之前，由于股改权证供应量有限，
受到供求关系的影响，供求失衡使得权证市场价格虚高。随着创设机制的实施，
权证的供应量得以有序增加，权证供不应求的局面大大缓解，权证的价格也将随
之逐步趋于理性，向理论价值回归。实际上，创设机制的推出等于给市场提供了
一种套利机制，这在很大程度上完善了权证的定价机制。对于估值过高的权证品
种，通过创设，可以加速其价值回归。此外，创设机制有助于平抑价格非理性波
动。在供给量一定的情况下，权证价格容易受到市场情绪的影响而剧烈波动，脱
离正股的走势。创设机制能够适时调节权证的供应量，平抑权证价格的这种非理
性波动。创设机制通过在权证价格虚高的时候增加权证供给量，在权证价格过低
的时候买入权证注销减少权证供给量，从而使权证价格尽可能贴近理论价值。
119
6．2引入创设机制的意义
创设机制的建立，首先有助于保护中小投资者和理性投资者的整体利益。
在创设机制下，投机资金恶意炒高权证的成本加大。权证价格严重偏离真实
价值的状态不可能长期存在。创设机制可以抑制过度炒作所导致的权证价格
暴涨暴跌，降低价格的非正常波动。当权证价格过高时，通过创设可以增加
权证供应量，平抑过高的权证价格，定价偏差消除后，创设人可以从二级市
场购回权证并注销。因此创设机制有助于权证价格向理论价值回归，保护投
资者的利益。
其次，有助于完善市场。在成熟的期权和权证市场中，做市商机制是其
中非常重要的部分，如芝加哥商业交易所、伦敦国际金融期货和期权交易所、
香港交易所均设有做市商制度。做市商的一个主要职能就是平抑市场投机，
当市场买卖力量严重失衡时，做市商可以并且有义务加入势单力薄的一方，
迅速改变市场供求状况。在此过程中，做市商的报价会受到监管部门的监控，
而且由于做市商报价一般以价值估算为基础，因此对于严重偏离其内在价值
的过度投机现象，能发挥显著的抑制作用。目前我国深圳交易所已建立主交
易商制度，主交易商扮演的角色与做市商类似，即其有义务对指定权证进行
双边报价，维护市场流动性，校正买卖指令不均衡现象，增强市场透明性，
抑制价格操纵。当权证价格相对低估时，主交易商可以买入权证，以引导权
证价格回归合理价值附近；但是当权证价格高估时，相对于炒作力量，主交
易商的力量则相对薄弱。因此，创设制度的引入有利于市场的进一步完善。
一方面，创设人有更大的力量引领价格回归；另一方面，多个创设人之间的
竞争，会使价格趋向理论价值。
再次，有利于我国权证市场步入成熟。判断一个权证市场是否成熟可以
以该市场能否提供充分的、足够多样性的、价格合理的权证为标准。在境外
成熟的权证市场，如香港、德国等地，既有股本权证，又有备兑权证，且数
量众多，种类丰富。以香港为例，权证数量超过2000只，其中备兑权证的
交易额占市场的99％左右；权证的标的股票涵盖了银行、地产、电信、石油
天然气等多数行业的主要上市公司；在期限上，权证存续期从六个月到2年
不等；行权价和行权比例设计合理；做市商制度的存在保证了权证价格不会
偏离其内在价值过远。而我国内地权证市场，权证数量较少，目前处于存续
期内的仅有20多只，单个标的证券对应的权证最多仅为两只，投资者可供
选择的范围很小；同时，多数权证处于深度价内或深度价外。创设机制的设
立从理论上讲可以增加权证的供给，丰富权证品种，促进权证价格向理论价
值回归，有利于我国权证市场逐渐发展成熟。
6．3创设机制改进市场效率的实证分析
本部分主要通过对创设组权证与无创设组权证换手率、溢价率、历史波动率
以及市场价格与B—S理论价格偏离度进行对比分析，探讨创设机制在促进价格向
理论价值回归、降低价格波动、增加流动性等方面所发挥的作用。
6．3．1创设机制对平抑价格波动的作用
首先计算各权证的换手率：换手率=日交易量／最新流通规模*100％。结果如
下表所示，各权证换手率普遍较高，高于股票市场的平均换手率。创设组权证的
换手率均值的总体平均数高于无创设组权证。但是，创设组权证的换手率与无创
设组权证换手率之间的差异是否显著?为此我们进行了M—W检验(Mann．Whitey
U检验)。结果显示，二组样本换手率均值检验的Z统计量为．0．217，相伴概率为
0．828，大于O．05，说明两组样本总体换手率均值的平均数在5％的显著性水平下
不存在显著差异。
表6．2换手率信息表(单位为％)
无创设组权均值中位数创设组权均值中位数
证证
鞍钢JTCl 67．96 56．54 雅戈QCBl 36．64 30．79
宝钢JTBl 148．28 91．81 武钢JTBl 94．85 56．12
长电CWBl 29．56 24．45 力．华HXBl 11．72 6．17
伊利CWBl 26．92 19．92 包钢JTBl 89．70 73．73
五粮YGCl 24．08 17．14 首创JTBl 80．77 67．15
侨城HQCl 20．69 17．23 国电JTBl 72．38 58．70
深发SFCl 34．44 25．08 邯钢JTBl 62．26 52．18
深发SFC2 37．65 26．91 沪场JTPI 83．84 49．60
钢钒PGPl 79．37 51．93 机场JTPl 104．38 73．25
华菱JTPl 106．11 49．96 茅台JCPl 65．21 36．57
钾肥JTPl 134．58 62．2l 包钢JTPl 115．02 78．19
深能JTPl 134．66 95．18 海尔JTPl 64．67 38．08
力．科HRPl 65．58 43．46 南航JTPl 106．40 79．66
五粮YGPl 137．35 82．92 万华HXPl lOO．68 65．47
中集ZYPl 132．00 48．11 武钢JTPl 87．66 38．06
雅戈QCPl 77．56 48．92
招行CMPl 104．23 41．66
原水CTPl 109．58 66．07
121
表6．3样本换手率均值的平均数
无创设组权证仓J设组权证
样本数换手率均值的平均数样本数换手率均值的平均数
15 78．62 18 81．53
表6．4样本换手率均值M．W检验结果
序号(Ranks)统计表
权证类Mean Sum of
型N Rank Ranks
换手率1．00 15 16．60 249．00
均值2．OO 18 17．33 312．OO
Total 33
检验统计(Test Statistics)表
换手率均值
Mann-Whitney U 129．000
Wilcoxon W 249．000
Z ．．217
Asymp．Sig．(2-tailed) ．828
Exact Sig．【2木(1-tailed
．845(a)
Sig．)]
注：敉证类型中，1代表尢创改组权证，2代表创设组权证。
但是如果我们换一种研究角度，将权证按照认购权证与认沽权证进行分类，
得到的结果截然不同。认购权证样本组换手率均值的平均数为55．86％，认沽权证
的这一数据为100．49％。而且，M．W检验的结果显示这一差异在0．1％的水平上显
著。说明认沽权证换手率显著高于认购权证。
进一步计算各权证在存续期内的溢价比率。公式如下：
认购权证溢价比率=(权证价格+行权价格宰行权比例．股票价格宰行权比例)／(股票
价格宰行权比例)木100％
认沽权证溢价比率=(股票价格奉行权比例+权证价格．行权价格木行权比例)／(股票
价格木行权比例1宰100％
表6．5溢价率信息表(单位为％)
无创设组权均值中位数创设组权均值中位数
证证
鞍钢JTCl 19．07 16．41 雅戈QCBl 13．87 15．64
宝钢JTBl 36．49 36．Ol 武钢JTBl 29．66 30．6l
长电CWBl 15．3l 10．51 玎华HXBI -4．49 ．5．34
伊利CWBl ．0．20 —0．62 包钢JTBl 23．28 26．19
五粮YGCl ．8．10 ．9．64 首创JTBl 31．14 32．98
侨城HQCl ．4．23 ．5．61 国电JTBl 13．87 11．65
深发SFCl 4．69 1．65 邯钢JTBl 12．94 13．46
深发SFC2 19．18 17．89 沪场JTPl 16．98 lO．72
钢钒PGPl 71．63 62．11 机场JTPl 12．92 12．24
华菱JTPl 40．22 40．08 茅台JCPl -2．72 ．2．82
钾肥JTPl 43．56 43．97 包钢JTPl 29．25 24．89
深能JTPl 15．77 16．66 海尔JTPl 4338 42．72’
万科HRPl 40．29 40．29 南航JTPl 17．91 18．6l
五粮YGPl 111．94 78．35 万华HXPl 105．73 92．49
中集ZYPl 91．70 85．20 武钢JTPl 16．64 16．Ol
雅戈QCPl 54．46 47．84
招行CMPl 54．59 61．39
原水CTPl 25．39 23．98
计算结果显示，80％的无创设权证与89％的创设权证的溢价率均为正。创设
组权证溢价率相对无创设组权证较低，这一结论通过比较两组样本溢价率均值的
平均数也可以得出。但是这一差异是否显著?我们同样进行M．W检验。二组样
本溢价率均值检验的Z统计量为．0．325，相伴概率为0．745，大于0．05，说明两组
样本总体溢价率均值的平均数在5％的显著性水平下不存在显著差异。
表6．6样本溢价率均值的平均数
无创设组权证创设组权证
样本数溢价率均值的平均数样本数溢价率均值的平均数
15 33．15 18 27．49
表6．7样本溢价率均值M．w检验结果
序号(Ranks)统计表
权证类Mean Sum of
型N Rank Ranks
溢价率1．00 15 17．60 264．OO
均值2．00 18 16．50 297．00
Total 33
检验统计(Test Statistics)表
溢价率均
值
Mann—WhitneyU 126．000
Wilcoxon W 297．000
Z ．．325
Asymp．Sig．(2·tailed) ．745
Exact Sig．[2木(1-tailed Sig．)] ．762(a)
注：权证类型中，1代表无创设组权证，2代表创设组权证。
另外，将权证按照认购权证与认沽权证进行分类。计算结果显示，认购权证
溢价率均值的平均数为13．50％，而认沾权证的该数据为43．87％。同时，M．W检
验结果显示，这一差异在O．3％的水平上显著。
6．3．2创设机制对权证市场流动性的影响
计算各权证存续期内历史波动率。考虑到权证存续的期限较短，我们采用最
近30个交易日的权证收盘价来计算权证收益率的波动率。具体计算的方法如下：
首先，获得标的权证收盘价的原始数据；第二步，计算当臼权证收盘价相对于上
一日收盘价的
收益率波动率
收益率波动率
仃：托丽．s o
30个交易日权证
最后，将权证日
交易同，因此，
表6．8历史波动率信息表(单位为％)
无创设组权均值中位数创设组权均值中位数
证证
鞍钢JTCl 84．05 74．76 雅戈QCBl 75．64 72．26
宝钢JTBl 128。18 123．23 武钢JTBl 102．07 81．7l
长电CWBl 63．76 55．12 万华HXBl 62．12 56．03
伊利CWBl 63．74 61．02 包钢JTBl 110．6l 102．41
五粮YGCl 72．66 65．94 首创JTBl 92．1l 87．67
侨城HQCl 80．61 80．78 国电JTBl 83．83 83．54
深发SFCl 65．37 63．33 邯钢JTBl 106．78 97．6l
深发SFC2 62．30 63．64 沪场JTPl 97．98 89．10
钢钒PGPl 95．34 94．42 机场JTPl 97．25 94．97
华菱JTPl 95．47 81．97 茅台JCPl 82．25 74．20
钾肥JTPl 98．74 63．48 包钢JTPl 114．65 120．69
深能JTPl 131．56 130．07 海尔JTPl 84．05 81．07
万科HRPl 106．08 100．09 南航JTPl 122．94 107．44
五粮YGPl 120．19 114．44 万华HXPl 96．97 99．07
中集ZYPl 114．69 70．73 武钢JTPl 92．08 81．9l
雅戈QcPl 85．58 78．05
招行CMPl 112．37 72．74
原水CTPl 92．26 71．02
表6．9样本历史波动率均值的平均数
无创设组权证创设组权证
样本数波动率均值的平均数样本数波动率均值的平均数
15 92．18 1 8 95．09
根据以上数据可以看出，各权证历史波动率均较高，且高于股票市场平均历
史波动率，说明权证价格变动更为剧烈，权证市场相对股票市场投机氛围更加浓
重。创设组权证历史波动率平均而言高于无创设组权证历史波动率。但M．W检
验结果显示这一差异在5％的显著性水平下并不显著。
125
表6．10样本历史波动率均值M—W检验结果
序号(Ranks)统计表
权证类Mean Sum of
犁N Rank Ranks
历史波1．00 15 16．30 244．50
动率均2．oo 18 17．58 316．50
值Total 33
检验统计(Test Statistics)表
历史波动率
均值
Mann—Whitney U 124．500
Wilcoxon W 244．500
Z ．．380
Asymp．Sig．(2-tailed) ．704
Exact Sig．[2木(1一tailed Sig．)】．708(a)
注：杈证类型中，l代表尤创设组权证，2代表创改组权讪F。
为了进一步分析问题，我们将权证再次按照认购与认沽进行分类，并进行比
较。发现认购权证历史波动率均值的平均数为83．59％，低于认沽权证102．25％
的数值。同时，M．W检验结果显示这一差异在O．6％的水平上显著。
创设组权证中，认沽权证的波动率也高于认购权证，如表1l所示。出现该
现象的原因或许在于认购权证与认沽权证创设的担保物要求不同【l】，创设认沽权
证容易很多，因此，被创设的认沽权证价格一般难以长期严重偏离理论价值。
表6．11 组认购权证与认沽权证历史波动率均值的平均数
认购权证认沾权证
样本数波动率均值的平均数样本数波动率均值的平均数
7 90．45 11 98．03
注：【l】目前权证创设采用的是全额抵押制度，根据《关于证券公司创设权证有关事项的通知》中的规
定，在创设认购权证时，创设人需要在登记结算公司全额抵押用十行权的标的证券；在创设认沽权证时，
创设人需要伞额抵押用于行权的现金，直到所创设的权证被注销或到期为止。
126
6．3．3创设制度下市场价格向理论价值的回归
1973年，Black和Scholes提出了著名的期权定价模型，在假定股票价格服从
正态分布、不存在卖空限制及交易费用、股票可无限细分且不分发红利的基础上，
他们认为欧式期权价格可以根据股票价格及波动率等变量推出。B．s期权定价模
型为西方金融衍生产品市场的发展提供了坚实的技术支持。但是，B．s模型存在
苛刻的假设前提，后来不少学者对此进行了一系列修正，如1976年Cox和Ross提
出的常数方差弹性模型、1987年Hull和White提出的随机波动率模型、1997年
Harrison J．M和Kreps S．R提出的期权定价的鞅方法，以及1979年Cox、Ross、
Rubinstein提出的二叉树定价方法等等。尽管B．S定价模型在中国市场的适用存在
一些局限性，但本文的研究中仍然采用该定价模型计算权证的理论价格，这一选
择基于以下考虑：首先，任何期权定价模型均不能完全符合中国市场的国情，各
模型均存在一定的局限性；其次，本部分研究权证的创设机制能否起到稳定权证
价格的作用，重点分析创设前后市场价格与理论价格的偏离程度是否发生显著变
化，因此以B．S定价模型计算出来的理论价格作为参照并无不妥。根据上海证券
交易所的标准，股票红利的派发通过调整行权价格来修正，同时考虑到行权比利
的影响，我们采用修正的B．S定价模型。计算公式如下：
认购权证价格：C=[S*N(dI)一Xe⋯‘H’幸Ⅳ(攻)Ⅸ (6．1)
认沽权证价格：P=【一s宰(1一N(d，))+屁1‘卜”母(1一Ⅳ(畋))Ⅸ (6．2) 其中，d：一，d，：一盯一。lln(S／X)+(r+o-2／2)(T-t)dl r4F-j-t
a4T—t ‘
S：股票价格；X：权证行权价格(调整后)；r：无风险利率，本文采用央行一
年期存款利率为无风险利率；T-t：权证剩余时间；K：行权比例；O-：股票价格
历史波动率；在计算股票价格历史波动率时，国外一般采用最近的90．180个交
易日的数据。如果股票价格在估计期变化不大，为了更精确地估计波动率，需要
使用较多的历史数据；如果股票价格变动较为剧烈，则只使用最近的数据即可。
因此，根据我国股市的实际情况，我们采用最近的90个交易目的数据来估计波
动率。计算出B．S理论价格之后，我们可以得到：
市场价格与理论价格的偏离度=(权证价格．理论价格)／理论价格*100％。
127
表6．12权证市场价格与B．S理论价格偏离度信息表(单位为％)
无创设组权均值中位数创设组权均值中位数
证证
鞍钢JTCl 64．18 42．46 雅戈QCBl 25．36 24．84
宝钢JTBl 1154．67 1063．57 武钢JTBl 252．43 155．32
长电CWBl 62．19 31．18 万华HXBl —6．26 ．6．17
伊利CWBl ．0．46 ．1．08 包钢JTBl 73．26 86．80
五粮YGCl —3．33 ．10．80 首创JTBl 125．07 124．84
侨城HQCl ．5．10 ·7．92 国电JTBl 26．23 21．09
深发SFCl 15．54 3．02 邯钢JTBl 36．21 36．79
深发SFC2 43．25． 34．49 沪场JTPl 8．89E+14 29．91
钢钒PGPl 6．1E+14 49．02 机场JTPl 3．02E+15 112．45
华菱JTPl 2．24E+15 229．25 茅台JCPl 1．49E+14 446407．4
钾肥JTPl ．1．26E+15 5131．06 包钢JTPl 5．77E+1 5 87．Ol
深能JTPl 95358．64 116．84 海尔JTPl 1．11E+16 9092．33
万科HRPl —9．36E+l 3 10145．49 南航JTPl 7．44E+14 1 06668．8
五粮YGPl ．2．85E+l 5 16611．50 万华HXPl 5．3E+15 794．22
中集ZYPl 3．03E+l 5 11588．54 武钢JTPl ．3．6lE+14 67．67
雅戈QCPl ．8．09E+14 1274．18
招行CMPl ．4．03E+1 4 55364．60
原水CTPl 7．74E+13 215．63
表6．13样本市场价格与B—S理论价格偏离度均值的平均数
认购权证认沽权证
样本数偏离度均值的平均数样本数偏离度均值的平均数
15 1．1E+14 18 1．4E+15
表6．14样本市场价格与B．S理论价格偏离度均值M．W检验结果
序号(Ranks)统计表
权证类Mean Sumof
型N Rank Ranks
偏离度1．00 15 14．73 221．00
均值2．00 18 18．89 340．00
Total 33
128
表6．14续样本市场价格与B．S理论价格偏离度均值M．w检验结果
检验统计(Test Statistics)表
偏离度均值
Mann-Whitney U
Wilcoxon W
Z
Asymp．Sig．(2-tailed)
Exact Sig．[2奉(1-tailed Sig．)】
注：权证类型中，1代表无创设组权证，2代表创设组权证。
检验结果显示，认沽权证市场价格与B．S理论价格偏离度明显高于认购权证，
且数值巨大，其原因在于认沽权证理论价值已经为零或接近为零时，市场价格依
然比较高。说明认沽权证市场炒作氛围相对认购权证更为浓重。另一方面，创设
制度对于样本市场价格与理论价格偏离度的影响似乎不大。尽管创设组权证偏离
度的均值高于无创设组权证，但这一差异并不显著。而且，创设组权证中包含更
多的认沽权证似乎更能解释这种差异。
通过以上实证检验结果，我们认为创设机制并未在改善权证市场的流动性、
促进价格向理论价值回归、降低价格波动等方面发挥显著的作用。同时实证研究
的结果也显示出认沽权证的换手率、溢价率、波动性、偏离度四个指标均显著高
于认购权证，这也说明了认沽权证市场炒作氛围更为浓重，投机性更强，相对认
购权证市场而言更不成熟。认沽权证市场炒作氛围更为浓重的原因一定程度上是
由于创设认沽权证与认购权证履约担保物的不同，导致认沽权证的创设比认购权
证更为容易，在整体市场不成熟、投资者素质较低的背景下，巨量创设的认沽权
证受到的炒作就更严重。因此，创设机制不仅没有改进权证市场有效性，反而推
波助澜地助长了权证市场的投机氛围。对此，我们进行了以下分析，试图找到问
题的原因，并提出一些政策建议。
6．4我国权证创设制度与香港创设制度的比较
首先，我们将内地市场创设制度与香港市场进行比较，以期从中发现问题的
答案。香港联交所从2004年开始成为世界上权证交易会额最大的交易所，有着
10多年的权证交易及衍生权证发行交易历史，制度相对完善。下表将深圳、上
海、香港的权证创设制度进行对比。
O
0
9
9
D
O
O
2
l阳
0
0
2
2
叽一㈣一艄荆
O
2
-
2
1
cI、1
表6．15深圳、上海、香港三地权证创设制度对比
深圳上海香港
创设人资格创新类券商创新类券商有实力的投资银
行
创设所需时间T+2 T+O T+4
创设额度限制创设在外的权证实际上创设在外没有限制
与同标的证券的的权证与同标的
同种权证之和乘证券的同种权证
以行权比例不超之和乘以行权比
过无限售条件标例不超过无限售
的证券的100％ 条件标的证券的
100％
每日可创设权证权证首次发行量创设人每R申请没有限制，但发行
额度在6亿份以内的， 创设或注销权证人
当同可创设的权均不得超过1次， 在所发行的衍生
证数量不超过3亿每次创设或注销权
份；权证首次发行数量均不低于100 证售出80％之后才
量在6亿份以上的。h馀能再增发
当同可创设的权
证数量不超过首
次发行量的50％
创设担保全额履约担保全额履约担保信用担保
发行价格原权证市场价格原权证市场价格不得低于0．25元／
每份
创设权证持续期与原权证相同与原权证相同6．24个月
创设权证行权条与原权证相同与原权证相同发行商白行制定
件
创设权证结算方股票结算股票结算现金结算
式
创设权证交易代与原权证相同与原权证相同各发行商发行的
码权证有不同代码
有无注销安排有有无具体规定
通过以上比较，我们可以看出内地市场与香港市场存在以下差别：首先，内
地市场权证创设制度存在额度限制，而香港市场无此规定；其次，内地市场注重
实物(现金或标的股票)履约担保，而香港市场更注重发行人的信用能力，发行
人以自己的信用为担保，不需提供履约担保，这一规定为市场提供了相对自由的
权证发行和交易环境；再次，内地创设制度规定，新创设的权证与原有的股改权
证采用同一交易代码和行权代码、同样的行权条件和持续期，并以同样的价格向
投资者销售，投资者无法对各券商创设的权证进行区分。而香港市场规定各发行
商发行的权证采用不同代码，便于识别；最后，结算方式不同。内地市场采用股
票结算，而香港市场采用现金结算。
6．5我国权证创设制度的进一步完善
基于以上对比分析，对于我国内地市场的权证创设制度，我们认为可以从以
下几个方面进行完善。第一，放宽、取消对券商创设权证的额度限制，让券商能
够根据市场的情况迅速、及时地创设权证。在2002年以前，香港权证市场曾对
权证发行总额实施限制，要求衍生权证发行总额不得高于已发行标的证券总额的
20％或公众持有额的30％。但在实践中，由于对于发行额的限制限制了发行商
增发权证的能力，供求失衡常常导致衍生权证出现价格异常，一旦权证出现偏离
其理论价值的大幅飙升，就会导致高位买入的投资者遭受较大损失。因此，香港
联交所基于广泛的市场咨询于2002年撤销了限额制，允许发行人在售出权证超
过发行量的80％后增发权证，以增加市场供给，平衡供求关系，促进权证市场
的健康发展。
第二，改进创设制度设计。首先，加强对可以进行权证创设的创新类券商的
资格审查，注重其信用能力，降低对履约抵押的要求，为创设市场提供更为自由
的环境。其次，区分创设权证与股改权证。目前我国内地市场创设出来的权证与
原有的股改权证使用相同的交易代码，投资者无法进行区分，这使得两种发行目
的截然不同的权证价格相同，不利于投资交易。应借鉴香港的经验，不同券商创
设出来的权证采用不同的代码，交易条款由各券商具体规定。这样既可以丰富权
证种类，又可以消除权证创设对原有权证持有者权益的损害。再次，增加创设信
息透明度。深圳证券交易所规定“本所于每一交易日收市后在本所网站上按权证
品种分别披露权证创设和注销情况、交易情况以及次一交易日可创设的权证数
量”。创设信息不能提前告知投资者，导致创设过程不够透明，无法给投资者以
任何的预期和必要的时间缓冲，使得权证的供应量在短时间内大幅波动，对投资
者的利益造成很大的冲击。因此建议券商在申请创设时进行信息披露，同时加强
创设过程中创设人的透明度，及时公布创设人未发行出去的权证数量及在市场上
回购权证的数量等相关信息。最后，改进结算制度。创设的权证采用股票结算而
13l
非现金结算，容易导致认购权证到期时，大量标的股票由抵押状态进入流通，使
股票价格不合理下降；认沽权证到期时若持有人选择行权，则需要买入标的股票，
大量的买入需求会导致股价不合理上升，当交易无法达成时，权证持有者则不能
行权。同时，行权后券商户头将有大量的标的股票，这些股票的卖出也将影响到
股价的波动。总之，采用股票结算的方式会导致更大的交易摩擦，且会导致标的
股票市场的非理性波动，因此建议以现金结算方式逐步取代股票结算方式。
本章小结
本章节通过对创设组权证与无创设组权证换手率、溢价率、历史波动率以及
市场价格与B．s理论价格偏离度的对比分析，探讨了创设机制在促进价格向理论
价值回归、降低价格波动、增加流动性等方面所发挥的作用。实证结果表明，创
设机制的建立并未显著改善权证市场的流动性、促进价格向理论价值回归、降低
价格波动；认沽权证的换手率、溢价率、波动性和偏离度均显著高于认购权证，
说明了认沽权证市场炒作氛围更为浓重，投机性更强，相对认购权证市场而言更
不成熟。这些现象均表明，创设机制未能发挥改进权证市场有效性的作用。本文
将我国内地的权证创设制度与香港市场的创设制度进行了对比，并提出了进一步
完善我国创设制度的建议。
132
7．结论
7．1全文总结
本文以金融学理论为基础，采用计量实证的分析方法，对权证市场与标的股
票市场之间的关系进行了全面的研究，得出了如下几个主要结论。
首先，我国股改权证发行对标的股票收益率没有显著影响，但增加了市场风
险。股改权证到期则对标的股票市场无显著影响。实证研究的结果表明，在短期
内，股改备兑权证的发行具有正价格效应，股改认股权证的发行不具有显著的价
格效应。长期来看，权证发行前后标的股票收益率未发生显著变化。但是，权证
的发行增加了标的股票市场的风险和流动性；权证到期对标的股票收益率、交易
量和波动性均无显著影响，而且标的股票在权证到期日不存在显著的价格反转。
其次，拥有私人信息的交易者没有选择股改权证市场进行交易，标的股票市
场引导了权证市场。实证结果显示：权证价格与标的股票价格之间不存在长期稳
定关系，近半数样本显示，两者之间也不存在短期相关关系；对于收益率而言，
占样本总数一半的认沽权证标的股票收益率的滞后值对权证收益率具有解释力，
而股票收益率不受权证收益率滞后值的影响，说明新信息首先在股票市场传导，
而非认沽权证市场。但是，没有证据显示信息交易者选择了认购权证市场，也不
存在相反的证据；包含交易量在内的进一步分析则表明2／3的认购权证样本显示
出股票收益率的滞后值与权证交易量显著相关，这意味着信息交易者选择了标的
股票市场而非权证市场进行交易；权证与标的股票交易量变动率Granger因果分
析的结果显示，大部分样本权证与股票交易量之间不存在Granger因果关系。
再次，对权证市场有效性的检验说明，我国股改权证市场未达到弱式有效。
全部股改权证的价格均存在序列自相关，半数以上股改权证收益率存在序列自相
关，且相关系数多数为负值，说明在权证市场信息的传递存在时滞，同时市场对
新信息反应不足；绝大部分股改权证GARCH模型系数显著，且服从弱平稳过程，
但是波动所带来的影响持续的时间较长，说明权证价格的变动与新信息的到达关
联程度不大；大部分认沽权证GARCH．M模型回归结果中艿系数的估计值为负，
这意味着风险与收益率反向变动，风险越高，收益率反而越低；对权证交易量与
收益率相关关系的检验结果显示，权证价格变化及价格变化的绝对值与交易量存
在正相关关系；在收益率的GARCH模型中加入交易量作为解释变量，减小了方
差模型的GARCH效应，权证价格变动的波动性部分被交易量所吸收；但是，
Granger因果检验显示，收益率与交易量之间不存在双向Granger因果关系，收
益率仅对预期交易量有较显著影响，绝大部分样本的交易量不是收益率的
Granger原因。
最后，创设机制未能显著改进权证市场有效性。创设机制的建立并未在提高
权证市场的流动性、促进价格向理论价值回归、降低价格波动方面发挥显著作用。
相对比认购权证，认沽权证市场炒作氛围更为浓重，投机性更强。
7．2我国权证市场发展的建议
我国权证市场推出时间较短，配套措施不足，投资者教育尚未完善，再加上
我国衍生交易产品的缺乏，使得权证市场有效性不高，投机氛围较为浓重，权证
市场作为衍生产品市场的价值发现等功能均未得到体现，也未能起到完善市场、
提高效率的作用。我国特有的创设制度也未能充分发挥作用，反而助长了权证市
场上的投机行为。为了促进权证市场的进一步健康发展，笔者提出以下政策建议。
首先，加强对投资者的教育，让投资者，尤其是中小投资者充分认识、了解
权证这一衍生产品。我国权证市场上很多投资者对权证的价值分析方法和分析工
具知之甚少，因而市场炒作氛围、博傻心理浓重，不利于我囤权证市场的长期稳
定发展。在香港市场，个人投资者素质较高，这与权证发行商、交易所重视投资
者教育不无关系。香港交易所、证监会以及备兑权证发行商都通过不同渠道，推
广市场教育，增进投资者对衍生权证的认识，协助投资者了解衍生权证的风险及
特点。
其次，完善监管制度，规范发行人的条件。根据《权证管理暂行办法》的规
定，权证的发行与上市均由交易所审核，权证的发行须向中国证监会备案。但是，
对于发行人的资格并无明确规定。同时，对于创设人也只要求为取得证券业协会
的创新试点资格的券商，创新试点资格的规定具有明显的政策性与阶段性，不能
作为一个长期的标准。规范发行人的条件是防范发行人违约风险的第一道关口。
香港市场对此有严格规定。比如，在权证发行时，要求发行人为适宜处理或有能
力发行并管理认购(沽)权证的发行及上市事宜者，同时要求发行人最近年度己公
告且经签字会计师查核签字的财务报告及半年度财务报告中所记载的净值不得
少于20亿港元，且发行人所发行的任何认购权(沽)证仍在香港交易所上市，
该发行人即须维持其资产净值在20亿港元。一旦其资产净值跌至不足20亿港元，
发行人须立即通知香港交易所。另外，还要求发行商获得香港交易所认可的信用
评级机构给予前三个最佳的投资评级。发行人资格条件的欠缺，将使权证产品的
信用风险膨胀，不利于权证市场的进一步发展，因此建议尽快明确发行人资格的
规定。
再次，逐步引入做市商制度。做市商制度是指在证券市场上，由具备
一定实力和信誉的证券经营机构作为做市商，根据标的股票的价格计算
出权证合理的买卖价格，并按该价格同时挂出买盘和卖盘供投资者交易，满足
公众投资者的投资需求，维持交易秩序，提供市场流动性。在做市商制度下，
发行人有义务维持权证的流动量和合理的价位，市场出现人为炒作的机会较小。
成熟的权证市场通常采用做市商制度来维持权证流动性和合理价格。例如，香港
备兑权证市场明确规定，上市备兑权证的发行商必须委任一位流通量提供者为其
发行的备兑权证提供流通量，且每一只备兑权证只可以有一名流通量提供者。做
市商制度能够活跃证券交易，增强市场流动性，维持权证合理价格，有效遏制市
场过度投机行为，提高市场效率。我国权证市场采取单一的竞价交易制度，在实
践中出现了诸多弊端。创设机制的建立也未能成功地发挥提供流动性、稳定市场
的作用。因此，在竟价交易制度外引人做市商制度使之与我国证券市场有机结合，
是我国证券市场与国际接轨的必然趋势。但是，与此同时，做市商制度也存在一
定的缺陷，比如容易导致信息透明度不足、存在履约风险和道德风险等，这需要
通过严格的监管制度以及信息披露制度等来防范。
第四，进一步完善创设制度，增进创设交易的灵活性和便捷性。放宽、取消
对券商创设权证的额度限制，让券商能够根据市场的情况迅速、及时地创设权证；
改善现有的创设担保机制，更加注重信用担保；增强创设信息透明度，并改进结
算方式。同时，在条件成熟时，择机推出持续发售机制和自由发行机制，多渠道
增加权证的供给。
最后，提高信息透明度，完善信息披露制度。证券交易的信息披露是投资者
进行交易的参考依据，也是防范内幕交易、市场操纵的主要手段。《权证管理暂
行办法规定》规定“权证发行申请经本所核准后，发行人应在发行前2至5个工
作日内将权证发行说明书刊登于至少一种指定报纸和指定网站”，“权证上市申
请经本所核准后，发行人应在其权证上市2个工作日之前，在至少一种指定报纸
和指定网站上披露上市公告书"，“本所有权根据市场需要，要求发行人和相关
投资者履行相关信息披露义务"，同时“本所在每日开盘前公布每只权证可流通
数量、持有权证数量达到或超过可流通数量5％的持有人名单"。可见对于权证
的信息披露集中于权证发行时的“发行说明书”或上市时的“上市公告书"，上
述规定未对信息披露做出详细具体的要求，而且没有对发行人在交易和行权时的
信息披露做出规定，因此，投资者无法了解发行人的活动，信息透明度较低。为
了提高发行人活动的透明度，香港市场于2002年强化申报制度，要求发行人或
其任何集团成员就该发行人的衍生权证进行的交易，必须在次日上午9点之前向
交易所申报；《上市规则》还规定发行人必须每日向交易所汇报前一天的衍生权
证交易，在整个权证上市期间，发行人应向交易所提交年度报告、中期报告、季
度报告。完善的信息披露机制，可以保障投资者的利益，使得权证市场成为一个
公开、公平的市场，因此，我们尽快完善我国的信息披露机制。
135
7．3未来研究展望
本文以现有的33只股改权证及其标的股票为研究对象，对股改权证市场与
标的股票市场之间的相关关系进行了尽量全面、系统的探讨。但是，与国外学者
的研究中上百只权证为研究样本相比较，本文样本量偏少。在统计学中，样本量
过少容易得出有偏估计。我国权证市场刚刚创建不久，但发展速度迅猛。随着新
的权证不断发行，权证数量不断增加，品种也逐渐丰富，未来的研究中可以包含
更多的样本，更加全面对权证市场与股票市场之间的关系进行研究。此外，本文
的研究中只采用了日交易数据，没有对日内数据进行分析。通过对日内高频数据
的分析，可以获取在一个交易内两个市场之『白J关系的信息，因此，进一步的研究
中可以增加同内交易数据。再次，现有的样本数据中只能获取权证成交的数据，
而没有相关价格下委托订单数量数据，或者说深度数据。如果条件具备，可以考
察两个市场深度之间的相互影响。最后，本文的研究初步发现信息交易者没有选
择权证市场进行交易。但是，没有明确的指标将信息交易者与投机交易者进行区
分，并具体实证分析两类交易者在权证市场和股票市场的交易行为。未来的研究
可以考察在两个市场上两类交易者的交易各自扮演的角色。
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附录
附表Al 我国市场上市交易的股改权证信息列表
权证名称标的股票上市日期权证类型行权发行机构
方式
宝钢JTBl 宝钢股份2005／8／22 认购备兑权欧式宝钢集团有限公司
580000 600019 证
邯钢JTBl 邯郸钢铁2006|An 认购备兑权欧式邯郸钢铁集团有限
580003 600007 证责任公司
首创JTBl 首创股份2006i4|24 认购备兑权欧式北京首都创业集团
580004 600008 证有限公司
长电CWBl 长江电力2006／5／25 认购股本权欧式中国长江电力股份
580007 600900 证有限公司
侨城HQCl 华侨城A 2006／11／2 认购股本权百慕深圳华侨城控股股
031001 000069 4 证大式份有限公司
国电JTBl 国电电力200臼9|s 认购备兑权欧式中国国电集团公司
580008 600795 证
伊利CWBl 伊利股份2006／l 1／1 认购股本权欧式内蒙古伊利实业集
580009 600887 5 证团股份有限公司
鞍钢JTCl 鞍钢股份2005／1 2／5 认购备兑权欧式鞍山钢铁集团公司
030001 000898 证
深发SFCl 深发展A 200’|6|29 认购股本权百慕深圳发展银行股份
031003 000001 证大式有限公司
深发SFC2 深发展A 2007|6|鹋认购股本权百慕深圳发展银行股份
031004 证大有限公司
雅戈QCBl 雅戈尔2006／5／22 认购备兑欧式宁波青春投资控股
580006 600177 有限公司
万华HXBl 烟台万华200研4／27 认购备兑欧式烟台万华华信合成
580005 600309 革有限责任公司
武钢JTBl 武钢股份2005／1 l／2 认购备兑权欧式武汉钢铁(集团)公
580001 600005 3 证司
包钢JTBl 包钢股份2006／3／3 1 认购备兑权欧式包头钢铁(集团)有
580002 6000lO 证限责任公司
五粮YGCl 五粮液2006|4|3 认购备兑权百慕宜宾市国有资产经
030002 000858 证大式营有限公司
附表A1续，我国市场上市交易的股改权证信息列表
钢钒PGPl 攀钢钢钒2005／1 2／5 认沽备兑权欧式攀枝花新钢钒股份
038001 000629 证有限公司
力．科HRPl h科人2005／1 2／5 认沽备兑权百慕华润股份有限公司
038002 000002 证大式
华菱JTPl 华菱钢铁2006／3／2 认沽备兑欧式湖南华菱钢铁集团
038003 000932 有限责任公司
深能JTPl 深能源A 2006／4／27 认沽备兑权百慕深圳市能源集团有
038005 000027 证大式限公司
中集ZYPl 中集集团2006／5／25 认沽备兑权百慕中远太平洋有限公
038006 000039 证大式司
钾肥JTPl 盐湖钾肥2006／6／30 认沽备兑权百慕青海盐湖工业(集
038008 000792 证大式团)有限公司r
南航JTPl 南方航空2007／6／2 1 认沽备兑权欧式中国南方航空集团
580989 600029 证公司
茅台JCPl 贵州茅台2006／5／30 认沽备兑权欧式中国贵州茅台酒厂
580990 600519 证有限责任公司
海尔JTPl 青岛海尔2006／5／22 认沽备兑权欧式海尔集团公司
580991 600690 证
原水CTPl 城投控股2006／4／l 9 认沽备兑权欧式上海市城市建设投
580994 600649 证资开发总公司
沪场JTPl 上海机场2006／3／7 认沽备兑权欧式上海机场(集团)有限
580996 600009 证公司
招行CMPl 招商银行2006／3／2 认沽备兑权欧式招商局轮船股份有
580997 600036 证限公司
机场JTPl 白云机场2005／1 2／2 认沽备兑权美式广东省机场管理集
580998 680004 3 证团公
包钢JTPl 包钢股份2006／3／3 1 认沽备兑权欧式包头钢铁(集团)有
580995 600010 证限责任公司
五粮YGPl 五粮液2006／4／3 认沽备兑权百慕宜宾市国有资产经
038004 000858 证大式营有限公司
雅戈QCPl 雅戈尔2006／5／22 认沽备兑权欧式宁波青春投资控股
580992 600177 证有限公司
附表Al续，我国市场上市交易的股改权证信息列表
万华HXPl 烟台万华2006／4／27 认沽备兑权欧式烟台万华华信合成
580993 600309 证革有限责任公司
武钢JTPl 武钢股份2005／1 1／2 认沽备兑权欧式武汉钢铁股份有限
580999 600005 3 证公司
147
附剖A1 各权证1I标的股票收益率脉冲州应图
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雅戈QCPI与雅戈尔收益率脉冲响应图
致谢
2005年9月，我踏入了对外经济贸易大学攻读博士学位。转眼问，光阴飞
逝，四年的博上攻读生活即将结束。在这四年问，我经历了很多事情，有焦急煎
熬，也有欢喜雀跃，有求知的艰辛，也有顿悟的释然。我热爱这所给予我知识和
智慧的学校，感激每一位曾经教导过我的老师。
首先，真诚地感谢我的导师门明教授。门老师渊博的学识，严谨的治学态度，
敏捷的思维令我敬仰。他的谆谆教导为我研究金融衍生产品丌启了大门。在写作
这篇论文的过程中，门老师倾注了大量的心血，从论文的选题到整体布局，从研
究的深度到语句格式的瑕疵，从初稿到定稿，门老师在承担着大量的教学和科研
任务的情况下不厌其烦地一遍遍审阅，为本文提出了大量的宝贵意见。对这一切，
我内心充满感激和谓}意。
其次，我要感谢对外经济贸易大学国际经济贸易学院的林桂军老师，刘树林
老师，奉立诚老师，潘红字老师，陈志鸿老师，束景虹老师等各位老师，是他们
教授我前沿的理论和分析方法，拓宽了我的知识面，扎实了我的基本功，这些使
得这篇论文的完成收益匪浅。在论文的写作过程中，我曾向奉立诚老师和潘红宇
老师求教一些问题，他们认真细致地帮助了我，在此表示感谢!
最后，感谢我的家人，他们是我永远的力量来源。感谢我的姥姥，她的善良
与慈爱是我珍藏一生的财富。
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史丽媛
2009年3月
个人简历在读期间发表的学术论文与研究成果
个人简历：
史丽媛，女，1981年2月9同生。
2002年7月毕业于华东理工大学，获经济学学士学位。
2005年7月毕业于山东大学，获经济学硕士学位。
2005年9月进入对外经济贸易大学攻读金融专业博士研究生。
已发表的学术论文与研究成果：
[1]史丽媛．我国内地权证发行对正股定价效率的影响． 《国际商务》，2009年
第2期．
[2]史丽媛．权证发行的价格效应分析． 《现代经济》，2008年第7期．