馬文杰， 路　磊

(1. 上海財經(jīng)大學金融學院， 上海 200433； 2. 上海財經(jīng)大學上海市金融信息技術(shù)研究重點實驗室， 上海 200433； 3. 北京大學光華管理學院， 北京 100871)

認沽權(quán)證系統(tǒng)性高估機理:投機還是創(chuàng)設(shè)機制？①

馬文杰1, 2， 路磊3

(1. 上海財經(jīng)大學金融學院， 上海 200433； 2. 上海財經(jīng)大學上海市金融信息技術(shù)研究重點實驗室， 上海 200433； 3. 北京大學光華管理學院， 北京 100871)

摘要:對中國大陸認沽權(quán)證定價誤差進行實證分析，發(fā)現(xiàn)在認沽權(quán)證交易中存在系統(tǒng)性價格高估.采用高頻數(shù)據(jù)，基于行為金融學的前景理論及再售期權(quán)理論對認沽權(quán)證市場價格系統(tǒng)性高估的原因進行了理論與實證分析.結(jié)果表明，權(quán)證市場做空機制的缺失與投資者的異質(zhì)信念導致的投機行為是認沽權(quán)證價格高估的重要原因，但并非唯一原因.中國大陸權(quán)證創(chuàng)設(shè)機制的缺陷是另一個非常重要的原因.它使得作為權(quán)證發(fā)行(創(chuàng)設(shè))方參照價格的發(fā)行(創(chuàng)設(shè))成本對權(quán)證的市場價格產(chǎn)生了很大的影響，無論對于認沽權(quán)證的定價誤差水平，還是定價誤差的波動，都有很強的解釋作用.只允許少數(shù)滿足特殊資質(zhì)要求的券商進行創(chuàng)設(shè)，以及對新創(chuàng)設(shè)權(quán)證的行權(quán)價格不進行適時地調(diào)整的創(chuàng)設(shè)機制缺陷，使得認沽權(quán)證最終淪為投機的工具.中國大陸認沽權(quán)證價格的持續(xù)高估，是由于創(chuàng)設(shè)機制的缺陷與投資者的投機行為共同作用的結(jié)果.

關(guān)鍵詞:權(quán)證； 權(quán)證定價誤差； 前景理論； 再售期權(quán)； 異質(zhì)信念； 創(chuàng)設(shè)機制

0引言

繼寶鋼權(quán)證(寶鋼JTB1(580000))2005年8月22日在上海證券交易所掛牌上市之后，中國大陸的權(quán)證產(chǎn)品受到了投資者的熱捧.中國大陸的權(quán)證市場交易存在兩個顯著的特點.第1，交易量及換手率高.截至2009 年12 月31 日，中國大陸共有55只權(quán)證發(fā)行，其中上海和深圳交易所分別發(fā)行了38只和17只.盡管該數(shù)量相比香港的權(quán)證數(shù)量(約4 500 只)來說還非常小，但是2007 年的成交量及交易數(shù)量均超過香港，躍居世界各權(quán)證市場之首.第2，市場交易價格嚴重偏離權(quán)證的理論價格，特別是認沽權(quán)證(put warrants)的交易價格嚴重高于其理論價格，文獻[1-4]等發(fā)現(xiàn)中國大陸權(quán)證市場交易價格與Black-Scholes模型(以下簡稱BS模型)理論價格之間存在顯著差異.學術(shù)界試圖從多方面對中國大陸權(quán)證交易中存在的價格嚴重偏離現(xiàn)象進行解釋.

一種觀點從再售期權(quán)的角度進行解釋.文獻[5]是這一領(lǐng)域最具代表性的論文.他們發(fā)現(xiàn)，中國大陸認沽權(quán)證存在顯著的泡沫，再售期權(quán)理論(resell option theory)能夠很好地解釋其泡沫.他們認為，由于中國大陸的權(quán)證市場缺乏賣空機制，具有異質(zhì)信念(heterogeneous beliefs)的投資者傾向于購買被高估的認沽權(quán)證，因為信念的異質(zhì)性給他們帶來了再售期權(quán)，樂觀的投資者認為他們總是可以將被高估的權(quán)證在將來賣給更樂觀的“傻瓜”.因此個人投資者的投機行為是形成泡沫的主要原因.秦浩[1]也認為投資者的投機行為帶來了認沽權(quán)證價格的高估.宋李健和張林[6]以及歐陽良宜[7]認為導致中國大陸權(quán)證價格偏離的主要原因是缺乏賣空機制導致的套利機制的缺失.

另一種觀點從便利性收益(convenience yield)的角度進行解釋.代表性的研究為文獻[8].他們主張，權(quán)證的T+0的結(jié)算制度、權(quán)證交易稅收的減免等交易機制給權(quán)證的投資者賦予了一種便利性收益,該便利性收益導致了權(quán)證的高交易量及持續(xù)的價格偏離.

還有一種觀點認為，認沽權(quán)證被高估的原因是由于投資者的合理性風險規(guī)避(rational hedge)行為所致.Wang和Zhu[9]利用put-call-parity 的關(guān)系進行實證研究發(fā)現(xiàn)，相對于認購權(quán)證來說，認沽權(quán)證的價格相對高估，他們認為這與樣本期內(nèi)標的股票價格的持續(xù)上漲導致的投資者的“恐高心理”有關(guān).由于投資者擔心被高估的股票下跌的可能性較大，因此，出于風險規(guī)避的考慮，投資者會高估認沽權(quán)證.

究竟我國認沽權(quán)證價格高估的主要原因是由于投資者過度的投機行為所致，還是因為權(quán)證市場機制的缺陷所致？這對于市場監(jiān)管部門來說，是個亟待探明的問題，它直接關(guān)系到我國權(quán)證乃至其他衍生品市場的健康、穩(wěn)定發(fā)展.但是，目前的研究還不能完全回答該問題，還需要進行更加全面、細致的分析.

我國的權(quán)證市場分為上海證券交易所及深圳證券交易所兩個市場.在深證證券交易所上市的權(quán)證，沒有設(shè)立由第三方券商進行創(chuàng)設(shè)的創(chuàng)設(shè)機制，而在上海證券交易所上市的權(quán)證，雖然可由第三方券商進行創(chuàng)設(shè)，但是對創(chuàng)設(shè)券商有較為嚴格的資質(zhì)要求.這實際上導致了中國大陸權(quán)證市場上做空機制的缺失.并且，即使被允許創(chuàng)設(shè)的權(quán)證，新創(chuàng)設(shè)權(quán)證的行權(quán)價格均不能隨標的股票價格的波動進行適時地調(diào)整.在樣本期內(nèi)，中國大陸股市正處于牛市階段，股票上漲勢頭強勁，使得認沽權(quán)證幾乎都處于深度虛值狀態(tài)(deep-out-of-the-money)，認沽權(quán)證的理論價格幾乎為零.但是，所有的認沽權(quán)證，無論是發(fā)行還是創(chuàng)設(shè)，均需要在專用賬戶中存入相當于行權(quán)價格的履約擔保金，以備權(quán)證的買方行權(quán)時購買其股票.這使得認沽權(quán)證的創(chuàng)設(shè)者承擔了一定的現(xiàn)金成本，其結(jié)果導致了認沽權(quán)證的市場價格顯著高于其理論價格.本文運用前景理論(prospect theory)對此進行了理論分析.從前景理論的角度來說，在認沽權(quán)證的理論價格幾乎為零的狀態(tài)下，權(quán)證發(fā)行人或創(chuàng)設(shè)券商承擔的履約擔保金使得他們的參照價格(reference price)顯著高于權(quán)證的理論價格，從而導致了認沽權(quán)證的發(fā)行價格高于其理論價格，而發(fā)行價格又會影響投資者的參照價格，從而導致認沽權(quán)證市場價格的持續(xù)高估.

那么，導致我國認沽權(quán)證價格系統(tǒng)性高估的因子中，究竟是創(chuàng)設(shè)機制的缺失或不完善占的比重較多呢，還是市場交易者的投機行為的因素所占比重更多呢？通過對前景理論、再售期權(quán)理論以及合理對沖理論(rational hedge theory)的實證分析，比較了發(fā)行及創(chuàng)設(shè)機制、市場交易者的投機行為以及合理對沖行為各自對認沽權(quán)證價格高估的解釋力度.首先，采用兩個具有代表性的期權(quán)定價模型：GARCH期權(quán)定價模型及Black-Scholes模型計算出權(quán)證的理論價格，得到權(quán)證的定價誤差.在利用GARCH 期權(quán)定價模型進行估值時，采用了Duan和Simonato[10]提出的EMS(empirical martingale simulation)提高模擬精度.結(jié)果表明，在我國權(quán)證市場中，相對于理論價格來說，認沽權(quán)證系統(tǒng)性偏高，并且定價模型的選擇對于權(quán)證價格偏離的改善程度非常有限.然后，根據(jù)前景理論和再售期權(quán)理論提出了權(quán)證價格偏離的理論模型，并運用權(quán)證的高頻數(shù)據(jù)對其進行了實證分析.實證結(jié)果表明，權(quán)證市場做空機制的缺失與投資者的異質(zhì)信念導致的投機行為是認沽權(quán)證價格高估的重要原因，但并非唯一原因.中國大陸權(quán)證創(chuàng)設(shè)機制的缺陷是非常重要的原因.權(quán)證的發(fā)行、創(chuàng)設(shè)成本作為發(fā)行人、創(chuàng)設(shè)人的參照價格對權(quán)證的市場價格產(chǎn)生了很大的影響，它無論對于認沽權(quán)證的定價誤差水平，還是定價誤差的波動，都有很大的解釋作用.中國大陸認沽權(quán)證價格的持續(xù)高估，是由于創(chuàng)設(shè)機制的缺陷與投資者的投機行為共同作用的結(jié)果.

本文的創(chuàng)新之處在于，運用前景理論從權(quán)證創(chuàng)設(shè)機制的角度對中國大陸認沽權(quán)證價格系統(tǒng)性高估的原因提出了解釋，進一步梳理和完善了現(xiàn)有文獻的分析，對于今后中國衍生品市場的健康穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義.

1權(quán)證價格偏離分析

1.1GARCH期權(quán)定價模型

認沽權(quán)證的行權(quán)不會導致股票稀釋，并且本文去掉了距離行權(quán)日小于20天的樣本，因此可以將百慕大式權(quán)證近似地看作是歐式期權(quán).以下采用BS模型和Duan[11]提出的GARCH期權(quán)定價模型來計算權(quán)證的理論價值.假定時間t的股票價格為St，在概率測度(probability measure)P下遵從以下的非對稱GARCH模型

(1)

εt|φt-1～N(0,1)

式中φt-1代表迄止時間t的信息集合；r代表無風險利率；λ表示風險的市場價格.為保證波動率σt平穩(wěn)，必須滿足α1+α2<1.如果α1=0且α2=0，波動率σt即變?yōu)槌?shù)，與Black-Scholes模型的假設(shè)一致.換句話說，Black-Scholes模型是GARCH期權(quán)定價模型的一種特殊形式.為了導出標的資產(chǎn)收益率的波動率遵從GARCH模型時期權(quán)的價格，Duan[11]提出了局部風險中性定價法(locally risk-neutral valuation relationship,LRNVR).在一定的條件下*根據(jù)Duan[11]的研究，如果進行效用函數(shù)最大化的代表性個人，其效用函數(shù)具有時間可分離性和可加性，并滿足以下3個條件之一，那么一定存在局部風險中性概率測度.1)效用函數(shù)的相對風險厭惡一定，取對數(shù)后的累計消費，在確率測度P下呈正態(tài)分布，且期望值及方差為常數(shù).2)效用函數(shù)的絕對風險厭惡一定，累計消費在確率測度P 下呈正態(tài)分布，且期望值及方差為一常數(shù).3)效用函數(shù)呈線性.，存在局部風險中性測度*局部風險中性概率測度Q指的是這樣一個概率測度，即，它與能自然觀察到的概率測度P相互絕對連續(xù)(absolutely continuous)，并滿足以下3個條件.1)St/St-1|φt-1在確率測度Q下遵從于対數(shù)正態(tài)分布.2)EQ(St/St-1|φt-1)=exp(r).3)VarQ(ln(St/St-1)|φt-1)=Varp(ln(St/St-1)|φt-1)a.s. 即，確率測度P與確率測度Q下的方差相等.式中EQ(·)代表在確率測度Q下的期望值，Varp(·)及VarQ(·)分別代表確率測度P及Q下的方差.Q，在Q下St/St-1為對數(shù)正態(tài)分布

(2)

式中νt為條件期望值；ξt在概率測度Q下為標準正態(tài)分布；ηt為常數(shù).根據(jù)LRNVR的性質(zhì)，有

因此，ηt=σt.另外

根據(jù)LRNVR的第1性質(zhì)

EQ(St/St-1|φt-1)=exp(r)

εt=ξt-λ

因此，在Q下可得到以下公式

(3)

將St從時間t累加至T，可以得到

(4)

EQ[max(K-ST,0)|φt]

(5)

式中K為期權(quán)行權(quán)價格.

1.2樣本描述

本文采用了自2005年8月22日第1支權(quán)證寶鋼JTB1上市后的所有認沽權(quán)證的每分鐘高頻交易數(shù)據(jù)為研究對象，這些權(quán)證中包括在上海證券交易所上市的11只以及在深圳證券交易所上市的7只，共18只認沽權(quán)證.除去鋼釩PGP1、滬場JTP1、茅臺JCP1、南航JTP1為歐式期權(quán)外，其余均為百慕大式.數(shù)據(jù)來源：權(quán)證及標的股票的每分鐘高頻數(shù)據(jù)來自天相證券市場數(shù)據(jù)庫；股利、國債回購利率數(shù)據(jù)來自Wind中國金融數(shù)據(jù)庫.

為了更加準確地計算權(quán)證的理論價格，對數(shù)據(jù)進行了如下處理：

1)去掉了距離行權(quán)起始日20日以內(nèi)的樣本，這樣可以將百慕大式期權(quán)近似地看作是歐式期權(quán).

2)為了考慮行權(quán)價格和行權(quán)比例受到了正股除權(quán)和出息的影響，根據(jù)上海證券交易所及深圳證券交易所頒發(fā)的《權(quán)證管理辦法》，對行權(quán)比例、行權(quán)價格進行了如下調(diào)整：

● 新行權(quán)價格=原行權(quán)價格×(除權(quán)(息)前一日標的證券參考價格÷除權(quán)(息)前一日標的證券收盤價).

● 標的證券參考價格=[(前收盤價格-現(xiàn)金紅利)+配(新)股價格×流通股份變動比例]÷(1+流通股份變動比例)

● 新行權(quán)比例=原行權(quán)比例×(除權(quán)前一日標的證券收盤價÷標的證券除權(quán)日參考價)

● 標的證券除息的，行權(quán)比例不變.

3)為了避免權(quán)證與標的股票的交易時間不一致帶來的定價誤差，分別取14:45至15:00之間的權(quán)證及股票交易價格的平均值作為各自的收盤價格，用以計算定價誤差.

4)采用到期為7天的國債回購利率轉(zhuǎn)化為1天的連續(xù)時間利率后，作為無風險資產(chǎn)利率.

1.3權(quán)證定價誤差

以下本文采用BS模型和Duan[11]提出的GARCH期權(quán)定價模型來計算權(quán)證的理論價格，進而計算其相應(yīng)的定價誤差.具體方法如下.

采用BS模型計算權(quán)證價格時，采用t-1日的標的股票的每分鐘交易價格計算其波動率，用以計算t日的權(quán)證的理論價格，反復利用該方法，計算出所有的權(quán)證的BS模型理論價格.

1)從t日的上周五往前倒推750日，用該期間的標的股票日收盤數(shù)據(jù)估算出模型(1)的參數(shù)(α0、α1、α2、θ、λ).

2)采用t-1日的標的股票的每分鐘交易價格計算波動率，將它作為根據(jù)模型(4)進行蒙特卡羅模擬時的初始波動率σ0.

3)利用參數(shù)(α0、α1、α2、θ、λ)以及初始波動率σ0，根據(jù)模型(5)，采用EMS計算出t日的權(quán)證價格.

4)重復第1步至第3步，即可得到各個權(quán)證在每日的理論價格.

權(quán)證的定價誤差定義如下:

定價誤差=權(quán)證市場價格-權(quán)證理論價格

表1顯示了GARCH期權(quán)定價模型及BS模型的定價誤差的描述性統(tǒng)計量.首先可以看到，我國認沽權(quán)證的平均定價誤差相對于其理論價格來說非常高，說明認沽權(quán)證的市場價格嚴重高于其理論價格.雖然GARCH 期權(quán)定價模型考慮了標的股票收益率尖峰、厚尾以及上漲下跌時波動率不對稱的現(xiàn)象，但是與BS模型相比，其定價精度并沒有明顯的改變(GARCH模型的定價誤差：1.227 7，BS模型的定價誤差：1.008 1).從圖1也能直觀地得出同樣的結(jié)論.其次還可以看到，認沽權(quán)證處于深度虛值(deep-out-of-the-money) 狀態(tài)，其行權(quán)價格與標的股票價格的比(moneyness)的均值僅為0.861 5.這與樣本期內(nèi)我國股市正處于牛市，股票價格持續(xù)上漲有關(guān).

圖2顯示了定價誤差與moneyness之間呈U型關(guān)系，相對于平價(at-the-money)狀態(tài)的認沽權(quán)證來說，處于虛值(out-of-the-money)或?qū)嵵?in-the-money)狀態(tài)的認沽權(quán)證，其價格被高估的程度更大.這可能與“波動率微笑”有關(guān).“波動率微笑”是指利用BS模型根據(jù)期權(quán)的市場價格計算出的隱含波動率與moneyness之間存在U型關(guān)系，即，深度虛值或深度實值狀態(tài)的期權(quán)的隱含波動率要高于平價狀態(tài)的期權(quán)的隱含波動率.大量的實證研究表明，在許多期權(quán)市場均存在“波動率微笑”現(xiàn)象.如，Rubinstein[12]發(fā)現(xiàn)標普500指數(shù)期權(quán)市場，Duque等[13]發(fā)現(xiàn)倫敦國際金融期貨市場(LIFFE)，F(xiàn)ukuta等[14]發(fā)現(xiàn)日經(jīng)225指數(shù)期權(quán)市場均存在“波動率微笑”現(xiàn)象.在其它條件一定的情況下，隱含波動率越高，則意味著期權(quán)的市場價格越高，這與圖2得到的信息一致，因此，可以稱之為“定價誤差微笑”.

表1　認沽權(quán)證定價誤差描述性統(tǒng)計

注:pricing_error_GARCH、pricing_error_BS分別表示根據(jù)GARCH、BS期權(quán)定價模型得到的權(quán)證理論價格計算出的定價誤差；GARCH_option_price及BS_formual_price分別表示根據(jù)GARCH、BS期權(quán)定價模型得到的權(quán)證理論價格；moneyness表示認沽權(quán)證的行權(quán)價格與標的股票價格的比.

圖1認沽權(quán)證定價誤差分布

Fig. 1 Distribution of the put warrants pricing errors

圖2　定價誤差微笑

2權(quán)證價格偏離要因分析

是什么導致了我國大陸認沽權(quán)證如此大的系統(tǒng)性高估呢？以下從權(quán)證的創(chuàng)設(shè)機制、投資者的投機行為以及合理規(guī)避風險的角度進行比較分析，尋找導致系統(tǒng)性價格偏離的主要原因.

2.1中國大陸權(quán)證的創(chuàng)設(shè)機制

中國大陸權(quán)證的推出，主要是為了配合股權(quán)分置改革的需要，所有權(quán)證的發(fā)行人是進行股改的企業(yè)，而非第三方創(chuàng)設(shè)人.因而不存在香港等權(quán)證市場上交易的由第三方券商發(fā)行的備兌權(quán)證.但是，在認購權(quán)證中，除了認股權(quán)證(到期行權(quán)時，發(fā)行權(quán)證的企業(yè)需要發(fā)行新股)之外，也存在另一類認購權(quán)證，權(quán)證的發(fā)行方需要提供履約擔保，到期行權(quán)時不發(fā)行新股.雖然與備兌權(quán)證有些相似，但是并非由第三方發(fā)行的備兌權(quán)證.

中國大陸的權(quán)證市場分為上海證券交易所和深圳證券交易所兩個市場.深圳交易所上市的權(quán)證沒有創(chuàng)設(shè)機制.在本文的樣本中涉及到7只認沽權(quán)證.它們是：鋼釩PGP1、華菱JTP1、鉀肥JTP1、深能JTP1、萬科HRP1、五糧YGP1、中集ZYP1.因此，這些權(quán)證是完全沒有做空機制的，而且，由于行權(quán)價格不隨股票價格變化而適時調(diào)整，易使認沽權(quán)證處于深度虛值狀態(tài).與之相對的，在上海證券交易所上市的11只認沽權(quán)證(包鋼JTP1、海爾JTP1、滬場JTP1、機場JTP1、茅臺JCP1、南航JTP1、萬華HXP1、武鋼JTP1、雅戈QCP1、原水CTP1、招行CMP1)，自2005年11月21日上海證券交易所頒布了《關(guān)于證券公司創(chuàng)設(shè)武鋼權(quán)證有關(guān)事項的通知》(以下簡稱《通知》)之后，推行了創(chuàng)設(shè)機制，允許符合資質(zhì)要求的券商進行權(quán)證的創(chuàng)設(shè).但是《通知》規(guī)定，經(jīng)證券交易所認定的創(chuàng)新試點類券商在以股票或者資金作抵押的情況下可創(chuàng)設(shè)出與原權(quán)證完全相同的權(quán)證上市交易，也就是說，所創(chuàng)設(shè)的權(quán)證與原權(quán)證具有相同的標的證券、行權(quán)價、行權(quán)方式及存續(xù)期.由于新創(chuàng)設(shè)權(quán)證的行權(quán)價格也不隨股票價格變化而適時調(diào)整，同樣面臨易使認沽權(quán)證處于深度虛值狀態(tài)的問題.

無論是在深圳證券交易所還是在上海證券交易所上市的認沽權(quán)證，發(fā)行人或第三方權(quán)證創(chuàng)設(shè)人均需提供履約擔保.根據(jù)《深圳證券交易所權(quán)證管理暫行辦法》、《上海證券交易所權(quán)證管理暫行辦法》以及《關(guān)于證券公司創(chuàng)設(shè)武鋼權(quán)證有關(guān)事項的通知》的規(guī)定，履約擔?？刹扇∫韵滦问剑?)通過專用賬戶提供并維持足夠數(shù)量的標的證券或現(xiàn)金，作為履約擔保.履約擔保的現(xiàn)金金額=權(quán)證上市數(shù)量×行權(quán)價格×行權(quán)比例×擔保系數(shù)；2)提供經(jīng)上海證券交易所認可的機構(gòu)作為履約的不可撤銷的連帶責任保證人.因此，無論是否導入了創(chuàng)設(shè)機制，對于發(fā)行及創(chuàng)設(shè)方提供履約擔保金的要求卻是一樣的，這一點很重要，它直接關(guān)系到后續(xù)分析中用到的參照價格的影響.

與國外的權(quán)證市場相比，中國大陸的權(quán)證發(fā)行機制具有以下幾個特殊性.

● 中國大陸權(quán)證的發(fā)行人是股改企業(yè)，而中國香港、德國、澳大利亞等權(quán)證市場上交易的備兌權(quán)證的發(fā)行人是擁有標的股票的企業(yè)之外的第三方創(chuàng)設(shè)人.

● 中國大陸的權(quán)證缺乏“連續(xù)創(chuàng)設(shè)”機制.在深證交易所上市的權(quán)證均不能創(chuàng)設(shè).即使在上海證券交易所推出創(chuàng)設(shè)機制之后，權(quán)證的創(chuàng)設(shè)也僅限于符合資格的創(chuàng)設(shè)券商，一般投資者不能創(chuàng)設(shè).即使是創(chuàng)設(shè)券商，由于創(chuàng)設(shè)審查較嚴，也無法隨意創(chuàng)設(shè).因此，中國大陸的權(quán)證市場缺乏嚴格意義上的賣空機制.雖然中國香港、德國、澳大利亞等權(quán)證市場上交易的備兌權(quán)證也不能做空，但是，第三方發(fā)行人創(chuàng)設(shè)的自由度很大，起到抑制權(quán)證價格過度上漲的作用.

● 中國大陸權(quán)證的創(chuàng)設(shè)，只能創(chuàng)設(shè)與原有權(quán)證相同的權(quán)證.由于新創(chuàng)設(shè)權(quán)證的行權(quán)價格不能根據(jù)標的股票價格的變化進行相應(yīng)的調(diào)整，導致了在股價連續(xù)攀升的牛市期間，幾乎所有的認沽權(quán)證均處于深度虛值狀態(tài)，很可能淪為投機的工具.而對于在中國香港、德國、澳大利亞等權(quán)證市場上市的權(quán)證進行創(chuàng)設(shè)時，可以根據(jù)標的股票價格的波動，不斷創(chuàng)設(shè)出行權(quán)價格與之相應(yīng)的權(quán)證，保證處于平價狀態(tài)附近的權(quán)證始終處于交易最活躍的狀態(tài).

● 中國大陸權(quán)證的發(fā)行與創(chuàng)設(shè)，需要提供全額擔保.對于認沽權(quán)證的發(fā)行人或創(chuàng)設(shè)券商來說，他們在發(fā)行、創(chuàng)設(shè)權(quán)證時需要存入相當于行權(quán)價格的現(xiàn)金，因此，他們除了承擔將來股票下跌被交易對手行權(quán)的風險之外，還需要承擔現(xiàn)金成本.在股票持續(xù)上漲的牛市期間，盡管認沽權(quán)證處于深度虛值狀態(tài)，其理論價值幾乎為零，但是由于發(fā)行人或創(chuàng)設(shè)券商還承擔了利息成本，為避免損失，他們還會要求較高的權(quán)證價格，導致認沽權(quán)證價格高估.而相對于中國大陸權(quán)證的發(fā)行來說，香港等權(quán)證的創(chuàng)設(shè)人承擔的履約擔保金較低.

2.2理論模型及研究假設(shè)

為了使以上分析更加清晰，本文結(jié)合前景理論與再售期權(quán)理論，建立模型作進一步的分析.Grinblatt和Han[15]運用前景理論從理論和實證兩方面解釋了股票價格的慣性.周艷菊等[16]運用前景理論建立了訂貨模型.以下參照文獻[15]的模型，解釋權(quán)證的價格偏離.假設(shè)市場上存在兩類投資者，一類是理性投資者，另一類為受心里帳戶影響的投資者(以下簡稱PT/MA投資者).PT/MA投資者占總投資者的比例為μ.假設(shè)兩類投資者的需求函數(shù)分別為：

理性投資者需求函數(shù)

(6)

PT/MA投資者需求函數(shù)

(7)

利用市場出清的條件，容易得到權(quán)證市場的均衡價格為

(8)

Ft表示沒有PT/MA投資者存在時權(quán)證的價格，但它可能受到再售期權(quán)的影響，因此，可以在上述模型中導入再售期權(quán)的影響.Miller[17]、Harrison和Kreps[18]以及Scheinkman[19]等分別在靜態(tài)及動態(tài)模型下提出了再售期權(quán)理論，其主要觀點是，由于投資者對將來資產(chǎn)價格存在信念上的差異，在市場存在賣空限制的條件下，即使是“樂觀”的投資者也會買入自己認為偏高的資產(chǎn)，因為他們認為市場上還存在比自己更樂觀的投資者，將來一定能將資產(chǎn)以更高的價格出售給這些投資者以獲取收益.其結(jié)果是，資產(chǎn)的市場價格會高于其基本面價格，導致泡沫.我國大陸權(quán)證市場上總的來說存在賣空限制，并且，與國外權(quán)證市場不同的是，該市場有超過90%的散戶投資者存在，可以斷定，投資者之間對于將來權(quán)證價格的走勢也存在明顯分歧*Xiong和Yu[5]給出了中國大陸權(quán)證市場存在非理性投資者的幾個例子..因此，我國大陸權(quán)證市場滿足再售期權(quán)理論成立的條件.但是，權(quán)證與股票不同，同時受到標的股票與權(quán)證自身的再售期權(quán)價值的影響.為了更清晰地看清它們之間的關(guān)系，本文建立以下模型加以說明.

假設(shè)不考慮再售期權(quán)時股票在時間t的價格為St，再售期權(quán)的價值為ROs(γ,t)，γ為投資者信念.那么實際觀察到的股票價格Sreal可以表示為

Sreal=St+ROs(γ,t)

不考慮權(quán)證投資者的異質(zhì)信念產(chǎn)生的再售期權(quán)價值的影響時，認沽權(quán)證的價格可以看作是實際觀察到的股票價格Sreal及時間t的函數(shù)，表示為g(Sreal,t).假設(shè)認沽權(quán)證的再售期權(quán)價值為ROP(γ,t)，那么不考慮PT/MA投資者影響時，認沽權(quán)證的價格可以表示為

FP=g(Sreal,t)+ROP(γ,t)

=g(St+ROs(γ,t),t)+ROP(γ,t)

～g(St,t)-|gS(St,t)|ROs(γ,t)+

ROP(γ,t)

(9)

w|gs(St,t)|ROs(γ,t)+

wROP(γ,t)

(10)

從以上模型可以看出，認沽權(quán)證的定價誤差與PT/MA投資者的參照價格與權(quán)證理論價格的差成正比；股票投資者之間的異質(zhì)信念的差異越大，認沽權(quán)證的定價誤差越低；權(quán)證投資者之間的異質(zhì)信念差異越大，認沽權(quán)證的定價誤差越高.那么，究竟是異質(zhì)信念導致的投機行為對認沽權(quán)證的定價誤差的解釋力度大，還是發(fā)行、創(chuàng)設(shè)機制帶來的參照價格對認沽權(quán)證定價誤差的解釋力度大呢？需要作進一步的實證檢驗.

通過檢驗以下3個假設(shè)，來分別檢驗前景理論、再售期權(quán)理論以及投資者理性風險規(guī)避理論對于認沽權(quán)證的定價誤差是否具有解釋作用.

假設(shè)1參照價格與認沽權(quán)證理論價格的差與其定價誤差不相關(guān).

根據(jù)模型(10)，如果前景理論對認沽權(quán)證的定價誤差有解釋力，那么，參照價格與認沽權(quán)證理論價格的差與權(quán)證的定價誤差之間應(yīng)該有正相關(guān)關(guān)系，此時，假設(shè)1將會被拒絕.

假設(shè)2認沽權(quán)證定價誤差與投資者的投機行為不相關(guān).

根據(jù)式(10)，如果再售期權(quán)理論成立，股票投資者的投機行為帶來的再售期權(quán)與認沽權(quán)證的定價誤差呈負相關(guān)；認沽權(quán)證投資者的投機行為帶來的再售期權(quán)與認沽權(quán)證定價誤差呈正相關(guān).在此情況下，假設(shè)2將被拒絕.

假設(shè)3標的股票價格持續(xù)上漲與認沽權(quán)證定價誤差不相關(guān).

如果投資者理性風險規(guī)避假設(shè)成立，樣本期內(nèi)標的股票價格的持續(xù)上漲將導致投資者的“恐高心理”，由于投資者擔心被高估的股票下跌的可能性較大，出于風險規(guī)避的考慮，投資者會高估認沽權(quán)證.因此，如果投資者理性風險規(guī)避假設(shè)成立，假設(shè)3將會被拒絕.

可以通過比較以上3種理論對于我國大陸認沽權(quán)證定價誤差的解釋力度，找出導致我國認沽權(quán)證價格系統(tǒng)性持續(xù)高估的最主要原因.

2.3實證分析

2.3.1變量的選擇

被解釋變量

分別采用GARCH期權(quán)定價模型及BS期權(quán)定價模型得到的定價誤差作為被解釋變量.定義如下

GARCH模型定價誤差(pricing_error_garch)=權(quán)證市場價格-GARCH模型權(quán)證理論價格

BS模型定價誤差(pricing_error_bs)=權(quán)證市場價格-BS模型權(quán)證理論價格

解釋變量

選擇參照價格、投資者異質(zhì)信念代理變量、標的股票泡沫代理變量分別對應(yīng)前景理論、再售期權(quán)理論以及投資者合理風險規(guī)避理論，比較分析這3種理論對中國大陸認沽權(quán)證價格偏離的解釋力度.

● 參照價格

在權(quán)證發(fā)行或創(chuàng)設(shè)的時候，發(fā)行人發(fā)行或創(chuàng)設(shè)權(quán)證所承擔的成本可以看作是他們的參照價格.發(fā)行人或創(chuàng)設(shè)券商在發(fā)行、創(chuàng)設(shè)認沽權(quán)證時，需要在履約擔保賬戶中存入相當于行權(quán)價格的履約擔保金.在樣本期內(nèi)，我國股市正處于牛市階段，標的股票價格持續(xù)上漲，認沽權(quán)證幾乎沒有被行權(quán)的可能性.因此，發(fā)行或創(chuàng)設(shè)券商在發(fā)行、創(chuàng)設(shè)認沽權(quán)證時承擔的成本為

(11)

RFt=K-Ke-r(T-t)

=K(1-e-r(T-t))?0

(12)

處于深度虛值狀態(tài)的認沽權(quán)證，其理論價格幾乎為零，因此

(13)

由式(8)可以預測，認沽權(quán)證的市場價格將高于其理論價格.權(quán)證上市交易后，隨著權(quán)證市場價格的波動，投資者的參照價格也不斷更新.假設(shè)t日權(quán)證的換手率為Vt，那么，PT/MA投資者的參照價格按照以下規(guī)則進行更新

(14)

● 異質(zhì)信念代理變量

異質(zhì)信念是指投資者之間對未來價格走勢判斷的差異.換手率往往被用來作為它的代理變量.因為投資者對將來的看法越不一致，他們之間的交易就會越頻繁.Mei等[20]、Xiong和Yu[5]、王安興和丁峰[2]等都采用了該指標.但是，換手率同時也反映了流動性的信息.因此本文參照馬健等[21]、Garfinkel和Sokobin[22]的方法，采用超額換手率作為投資者異質(zhì)信念的代理變量.采用以下方法分別計算權(quán)證投資者的異質(zhì)信念及標的股票投資者的異質(zhì)信念I(lǐng)HB_warrantit、IHB_stockit

(15)

(16)

式中Vol_warrantit表示權(quán)證i在t日的成交份數(shù)；Shs_warrantit表示權(quán)證i在t日的流通份數(shù)；Vol_stockit表示股票i在t日的成交份數(shù)；Shs_stockit表示股票i在t日的流通份數(shù)；Volt表示t日市場的成交份額；Shst表示t日市場的流通份額.

● 標的股票價格泡沫指標

Wang和Zhu[9]主張當標的股票價格存在泡沫時，由于投資者的“恐高心理”將使得認沽權(quán)證的價格偏高.參照文獻[9]，進行以下滾動AR(1)回歸

St=α0+λtSt-1+et

(17)

式中λt反映了樣本期內(nèi)泡沫聚集或破裂的趨勢或程度.

控制變量

除了以上解釋變量之外，還選擇了可能影響權(quán)證定價誤差的其它控制變量：標的股票及權(quán)證的流動性、凈買或凈賣壓力、累計權(quán)證創(chuàng)設(shè)量、權(quán)證的價值狀態(tài)、距離到期的時間.

● 流動性代理變量

衡量流動性的指標較多，一般從寬度(width)、深度(depth)、即時性(immediacy)、彈性(resiliency)4個方面來衡量.本文僅選取常用的“寬度”指標交易價差.由于數(shù)據(jù)庫中沒有直接的交易價差的信息，本文采用Roll[23]的價格自協(xié)方差模型衡量價差，其估計模型如下

(18)

采用t-5日至t日的權(quán)證(標的股票)每分鐘高頻交易價格分別來計算t日權(quán)證(標的股票)的交易價差，分別記為spreadt、spread_stockt.

● 凈買壓力

本文采用Bollen和Whaley[24]的方法來計算凈買量.以t日為例，利用t日倒推5個工作日的每分鐘高頻交易價格，采用Roll[23]提出的方法計算t日的交易價差spreadt.假設(shè)τ時刻的權(quán)證價格為Pτ，如果τ+1時刻的權(quán)證價格Pτ+1>Pτ+spreadt，則可將τ時刻發(fā)生的成交量看作是買入量，反之，Pτ+1

● 權(quán)證累計創(chuàng)設(shè)量

由于我國大陸權(quán)證不能自由創(chuàng)設(shè)，賣空也受到了限制，即使是權(quán)證價格偏高，投資者也無法套利，導致偏高的價格得不到修正.不過，我國部分創(chuàng)新類券商在一定條件下可以進行創(chuàng)設(shè)，這在一定程度上緩解了不能賣空的制約.為了檢驗賣空的制約對權(quán)證價格偏離起到的作用，引入權(quán)證累計創(chuàng)設(shè)量，理論上的估計為，權(quán)證累計創(chuàng)設(shè)數(shù)量與權(quán)證定價誤差成反比.

● 權(quán)證價值狀況

數(shù)據(jù)來源：

計算凈買壓力所需的權(quán)證、股票每分鐘高頻數(shù)據(jù)來源于天相證券市場數(shù)據(jù)庫；計算權(quán)證換手率的權(quán)證交易量、發(fā)行份額來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫；其余權(quán)證及股票的日數(shù)據(jù)來自Wind中國金融數(shù)據(jù)庫.

表2　各解釋變量描述性統(tǒng)計量

2.3.2實證分析結(jié)果

根據(jù)以上選取的解釋變量，建立以下面板數(shù)據(jù)分析模型

(19)

其中

pricing_error：權(quán)證定價誤差，表示為權(quán)證市場價格與其理論價格的差.

diff_RF：表示Rt-f(St)，即PT/MA投資者的參照價格與權(quán)證理論價格(根據(jù)GARCH及BS期權(quán)定價模型計算得到)的差.

net_buy：表示權(quán)證的凈買壓力.

spread：表示權(quán)證的價差(Bid-Ask Spread).

spread_stock：表示標的股票的價差.

IHB_warrant：權(quán)證的超額換手率，根據(jù)模型(15)計算得到.

IHB_stock：標的股票的超額換手率，根據(jù)模型(16)計算得到.

dumy_issue：權(quán)證創(chuàng)設(shè)虛擬變量，有新的權(quán)證創(chuàng)設(shè)時取1，否則取0.

cummulate_created：權(quán)證的累計創(chuàng)設(shè)量的自然對數(shù)值.

moneyness：權(quán)證的價值狀態(tài)，等于認沽權(quán)證的行權(quán)價格比股票價格.

λ: 基于公式(17)的AR(1)回歸系數(shù).

由于該面板數(shù)據(jù)的時間跨度較長，本文對其平穩(wěn)性進行了檢驗.表3給出了基于Augmented Dickey Fuller的Fisher-Type單位根檢驗結(jié)果，無論是對于GARCH模型、BS模型的定價誤差，還是其它變量，均拒絕了所有的面板均包含單位根的原假設(shè)，因此，可以將它們作為平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)進行分析.

表4顯示了根據(jù)GARCH模型得到的權(quán)證定價誤差的面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果.根據(jù)Hausman檢驗，本文拒絕了變量效果，因而采用固定效果進行面板數(shù)據(jù)分析.首先看與前景理論相關(guān)的變量diff_RF的相關(guān)結(jié)果.模型1、模型2、模型3的結(jié)果均表明，參照價格與認沽權(quán)證的定價誤差之間存在著顯著的正相關(guān)，假設(shè)1被拒絕.并且，比較模型2與模型3，當去掉參照價格后，組間R2從0.841 1下降至0.535 9，組內(nèi)R2也從0.917 6降至0.089 2，說明了參照價格在解釋認沽權(quán)證定價誤差中的重要性.

表3　面板數(shù)據(jù)單位根檢

注：表中數(shù)據(jù)顯示了基于Aaugmented Dickey-Fuller的Fisher-Type單位根檢驗結(jié)果.

原假設(shè)：變量在面板數(shù)據(jù)的各組中均存在單位根.

表4　面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果

表5的偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分析結(jié)果也表明，對于GARCH模型的定價誤差來說，diff_RF的偏判定系數(shù)為0.977 7，半偏判定系數(shù)為0.621 6，且統(tǒng)計顯著水平為1%統(tǒng)計顯著.這些都充分說明權(quán)證發(fā)行、創(chuàng)設(shè)機制產(chǎn)生的參照價格，在解釋認沽權(quán)證價格系統(tǒng)性高估當中起了非常重要作用.從式(14)可以看出，PT/MA投資者的參考價格很大程度上取決于發(fā)行人、創(chuàng)設(shè)券商的創(chuàng)設(shè)成本.對于認沽權(quán)證的發(fā)行人、創(chuàng)設(shè)券商來說，由于他們在發(fā)行、創(chuàng)設(shè)時存入了相當于行權(quán)價格的一定比例的現(xiàn)金，因此認沽權(quán)證的PT/MA投資者的參照價格除了包含認沽權(quán)證的理論價格之外，還包括了保證金的利息.在股票價格一路攀升的牛市中，認沽權(quán)證的理論價格幾乎為零，而保證金帶來的利息成本就顯得非常重要，導致認沽權(quán)證的市場交易價格大多高于理論價格.

表5　偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)

圖3　定價誤差隨距離到期時間的變化

再來看與投資者投機行為相關(guān)變量的實證結(jié)果.雖然權(quán)證及股票的超額換手率與認沽權(quán)證的定價誤差之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，但是，去掉權(quán)證及股票的超額換手率之后，比較模型1和模型2的結(jié)果，組內(nèi)及組間的R2分別從0.992 7降至0.917 6，0.939 9降至0.841 1.不過，表5的結(jié)果表明，權(quán)證及股票的超額換手率的偏判定系數(shù)、半偏判定系數(shù)均不顯著，說明去掉超額換手率后R2并沒有顯著下降.不過，這并不能否定投資者投機行為對定價誤差的影響.另一個指標，凈買壓力在模型1-模型3中，均與定價誤差之間存在顯著的正相關(guān).并且，表5表明其偏判定系數(shù)、半偏判定系數(shù)分別為0.135 9及0.002 2，且統(tǒng)計顯著水平為1%統(tǒng)計顯著.在整個樣本期內(nèi)，認沽權(quán)證幾乎處于深度虛值狀態(tài)，其理論價值接近于零，但是，凈買壓力還是對認沽權(quán)證價格的高估造成了顯著的影響.這從一個側(cè)面反映了投資者的投機行為的影響.導致這種投機行為的原因與投資者的異質(zhì)信念及做空機制的缺失有關(guān).由于投資者之間存在異質(zhì)信念，而中國大陸權(quán)證市場又缺乏真正的做空機制，導致樂觀的投資者可以買進而悲觀的投資者的意見無法反映到市場價格上，造成認沽權(quán)證價格的高估.

對于反映投資者合理風險規(guī)避的變量λ，由表4可知，其結(jié)果并不穩(wěn)定，只有在模型2中，它與定價誤差之間均呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，而在模型1及模型3中，其相關(guān)關(guān)系并不顯著.從表5的結(jié)果來看，其偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.001 2及0.000 0，但統(tǒng)計不顯著.原假設(shè)3很難被拒絕.

進一步從圖3可以看出，認沽權(quán)證的定價誤差具有較強的持續(xù)性.以上的分析可知，發(fā)行、創(chuàng)設(shè)機制決定的發(fā)行人、創(chuàng)設(shè)券商的參照價格對于該定價誤差的持續(xù)性具有很強的解釋作用，而權(quán)證、標的股票的超額換手率對于定價誤差的持續(xù)性并沒有太強的解釋作用.但是，超額換手率的波動對于定價誤差的波動是否具有解釋作用呢？為此，本文將各變量取一次差分后重新進行面板數(shù)據(jù)分析.表6顯示了其分析結(jié)果.可以看出，取一次差分后，權(quán)證的超額換手率的一次差分與認沽權(quán)證定價誤差的一次差分之間均存在著顯著的正相關(guān).表7的結(jié)果顯示，其偏判定系數(shù)為0.004 6，且統(tǒng)計顯著.凈買壓力的一次差分與定價誤差的一次差分之間也存在顯著的正相關(guān)，其偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.101 0及0.087 5，且統(tǒng)計顯著.這些結(jié)果說明，投資者的投機行為對于定價誤差的波動產(chǎn)生了顯著的影響.原假設(shè)2被拒絕.

表6　取差分后的面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果

注：***、**、*分別表示統(tǒng)計顯著水平為1%、5%及10%顯著.表中的解釋變量、被解釋變量均為表3中的變量取一次差分后的數(shù)值.

此外，從表6還可以看到，diff_RF的一次差分與權(quán)證定價誤差的一次差分之間也存在著顯著的正相關(guān)，并且，表7的結(jié)果顯示，其偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.176 7及0.167 2，對于權(quán)證定價誤差的波動起到了很大解釋作用.結(jié)合表4與表5的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，發(fā)行、創(chuàng)設(shè)機制決定的發(fā)行人、創(chuàng)設(shè)券商的參照價格無論對于認沽權(quán)證的定價誤差水平，還是定價誤差的波動，都有很大的解釋作用.這主要是由于中國大陸特殊的權(quán)證創(chuàng)設(shè)機制導致的.只允許少數(shù)滿足特殊資質(zhì)要求的券商進行創(chuàng)設(shè)，使得創(chuàng)設(shè)券商擁有了定價權(quán)，并且，新創(chuàng)設(shè)權(quán)證的行權(quán)價格不能適時地根據(jù)標的股票價格進行調(diào)整，導致權(quán)證的理論價格趨近于零，這使得發(fā)行人、創(chuàng)設(shè)券商的創(chuàng)設(shè)成本對權(quán)證的市場價格產(chǎn)生了很大的影響.再加之投資者的投資行為，導致了認沽權(quán)證的持續(xù)高估.因此，做空機制的缺失與投資者的異質(zhì)信念導致的投資行為雖然是認沽權(quán)證價格高估的重要原因，但并不是唯一原因，中國大陸權(quán)證創(chuàng)設(shè)機制的缺陷也是導致認沽權(quán)證價格持續(xù)高估的一個主要原因.

另一個值得注意的分析結(jié)果是，表4和表5的結(jié)果均表明，認沽權(quán)證累計創(chuàng)設(shè)量與其定價誤差顯著正相關(guān)，創(chuàng)設(shè)虛擬變量dumy_issue的系數(shù)顯著為正的結(jié)果也表明，認沽權(quán)證的創(chuàng)設(shè)不但沒有對過高的認沽權(quán)證價格起到抑制作用，反而促進了其價格的上漲.這從一個側(cè)面說明，券商創(chuàng)設(shè)認沽權(quán)證，并非出于壓低由于不能賣空導致的高權(quán)證價格而創(chuàng)設(shè)，而是利用了投資者的投資心理，為自己帶來更多收益而創(chuàng)設(shè).這也從一個側(cè)面說明，只允許少數(shù)券商進行創(chuàng)設(shè)的創(chuàng)設(shè)機制是認沽權(quán)證高估的重要原因之一.

表4、表5、表6及表7的分析結(jié)果表明，采用BS模型得到的認沽權(quán)證的定價誤差作為被解釋變量，其結(jié)論與根據(jù)GARCH模型得到的定價誤差得到的結(jié)論基本一致.

表7　變量取一次差分后的偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)

注:表中的解釋變量、被解釋變量與表6中的各變量相同.

3穩(wěn)健性檢驗

在以上的分析中，本文依照式(14)根據(jù)權(quán)證的換手率對參照價格進行了更新.但是，由于權(quán)證的換手率很高，因此，有可能t期的參照價格過多地反映了t-1期的權(quán)證交易價格的信息.為了檢驗分析結(jié)果的穩(wěn)健性，只根據(jù)式(12)計算券商創(chuàng)設(shè)權(quán)證時的參照價格，并且，在下一次創(chuàng)設(shè)之前不對其參照價格進行更新，也就是說，在兩次權(quán)證創(chuàng)設(shè)之間的參照價格均采用上一次權(quán)證創(chuàng)設(shè)時券商的參照價格.如果該權(quán)證沒有創(chuàng)設(shè)，其參照價格就保持不變，只反映其發(fā)行時的成本.這樣，參照價格僅僅反映了券商發(fā)行、創(chuàng)設(shè)權(quán)證時的成本，以檢驗創(chuàng)設(shè)機制對權(quán)證價格的影響.

表8、表9分別與表4、表5的結(jié)果基本一致.diff_RF依然與定價誤差之間顯著正相關(guān)，且偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.453 8與0.288 5，在所有變量中解釋力最強，且統(tǒng)計顯著.凈買壓力與定價誤差之間也呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.008 6及0.003 0，且統(tǒng)計顯著.累計創(chuàng)設(shè)量與定價誤差之間也呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.044 6及0.016 2，且統(tǒng)計顯著.這些均與根據(jù)表4、表5得出的結(jié)論基本一致.

另外，表10、表11分別與表6、表7的結(jié)果一致.diff_RF的一次差分、凈買壓力的一次差分均與認沽權(quán)證定價誤差的一次差分顯著正相關(guān).同時，權(quán)證超額換手率的一次差分也與認沽權(quán)證定價誤差的一次差分顯著正相關(guān).從偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)來看，diff_RF的一次差分對應(yīng)的偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.453 8與0.288 5，且統(tǒng)計顯著，在所有解釋變量中最高.凈買壓力的一次差分對應(yīng)的偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.067 2及0.043 9，統(tǒng)計顯著，位居第二.權(quán)證超額換手率的一次差分對應(yīng)的偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)分別為0.011 8及0.007 3，且統(tǒng)計顯著.這些結(jié)論與根據(jù)表6、表7得出的結(jié)論一致.

以上穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果表明，2.3.2節(jié)得到的實證分析結(jié)果具有穩(wěn)健性.

表8　面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果(參照價格不更新)

注：***、**及*分別表示統(tǒng)計量顯著水平為1%、5%及10%顯著.

表9　偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)(參照價格不更新)

表10　取差分后的面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果(參照價格不更新)

注：***表示統(tǒng)計量顯著水平為1%.

表11　變量取一次差分后的偏判定系數(shù)及半偏判定系數(shù)(參照價格不更新)

4結(jié)束語

本文利用高頻數(shù)據(jù)對中國大陸認沽權(quán)證價格的系統(tǒng)性偏離的原因進行了理論與實證分析.研究發(fā)現(xiàn)：

1)中國大陸認沽權(quán)證的市場交易價格系統(tǒng)性持續(xù)高估.權(quán)證市場做空機制的缺失與投資者的異質(zhì)信念導致的投機行為是認沽權(quán)證價格高估的重要原因.由于投資者之間存在異質(zhì)信念，而中國大陸權(quán)證市場又缺乏真正的做空機制，導致樂觀的投資者可以買進而悲觀的投資者的意見無法反映到市場價格上，即使是針對理論價值接近于零的認沽權(quán)證，也存在較大的凈買壓力，造成認沽權(quán)證價格的高估.

2)投資者的投機行為并非是導致認沽權(quán)證價格系統(tǒng)性持續(xù)高估的唯一原因.中國大陸特殊的權(quán)證創(chuàng)設(shè)機制是非常重要的一個原因.實證結(jié)果表明，發(fā)行、創(chuàng)設(shè)機制決定的創(chuàng)設(shè)券商的參照價格無論對于認沽權(quán)證的定價誤差水平，還是定價誤差的波動，都有很大的解釋作用.這主要是由于中國大陸特殊的權(quán)證發(fā)行、創(chuàng)設(shè)機制導致的.發(fā)行人、創(chuàng)設(shè)券商在發(fā)行、創(chuàng)設(shè)認沽權(quán)證時，需存入相當于全部或部分行權(quán)價格的現(xiàn)金，并且，新創(chuàng)設(shè)權(quán)證的行權(quán)價格必須保持與原權(quán)證的行權(quán)價格一致.由于新創(chuàng)設(shè)權(quán)證的行權(quán)價格不隨股票價格的波動進行必要的調(diào)整，多數(shù)權(quán)證在發(fā)行時，股票價格較低，隨著時間的推移，股票價格迅猛上漲，導致認沽權(quán)證大都處于深度虛值狀態(tài).處于深度虛值狀態(tài)的認沽權(quán)證的理論價值幾乎為零，但是，創(chuàng)設(shè)券商尚需承擔較高的資金成本，致使其參照價格遠高于權(quán)證的理論價格，從而導致認沽權(quán)證價格的系統(tǒng)性高估.另外，只允許少數(shù)滿足特殊資質(zhì)要求的券商進行創(chuàng)設(shè)，使得創(chuàng)設(shè)券商擁有了定價權(quán)，這使得券商的創(chuàng)設(shè)成本對權(quán)證的市場價格產(chǎn)生了很大的影響.券商創(chuàng)設(shè)認沽權(quán)證，并非出于壓低由于不能賣空導致的高權(quán)證價格而創(chuàng)設(shè)，而是利用了投資者的投機心理，為自己帶來更多收益而創(chuàng)設(shè)，從而推高了認沽權(quán)證的價格.

綜上所述，中國大陸認沽權(quán)證價格的持續(xù)高估，是由于權(quán)證發(fā)行、創(chuàng)設(shè)機制的缺陷與投資者的投機行為共同作用的結(jié)果.雖然權(quán)證已經(jīng)全部退市，但是，從權(quán)證市場得到的經(jīng)驗教訓，對于下一步中國衍生產(chǎn)品市場的發(fā)展有重要借鑒意義.作為股權(quán)分置改革的目的推出的中國權(quán)證，其發(fā)行、創(chuàng)設(shè)機制上存在重大缺陷.因此，下一步我國衍生品市場的重點發(fā)展對象應(yīng)該是發(fā)行機制更為完善的股指期權(quán)、ETF期權(quán)及股票期權(quán).股票期權(quán)雖然與權(quán)證一樣，都是以個股為標的資產(chǎn)的期權(quán)，但是其發(fā)行及交易機制更完善.針對本文討論的股改權(quán)證在交易、發(fā)行機制方面的缺陷，下一步引入股票期權(quán)時，需要考慮以下方面.一方面，要引入做空機制，取消少數(shù)券商擁有的創(chuàng)設(shè)特權(quán)；另一方面，應(yīng)以發(fā)行期權(quán)時的股票價格為中心，同時設(shè)立多個實值狀態(tài)、平價狀態(tài)、虛值狀態(tài)的期權(quán)，以滿足投資者套期保值的需求.并且，要根據(jù)標的股票價格波動的狀況適時地對新創(chuàng)設(shè)的股票期權(quán)的行權(quán)價格進行必要的調(diào)整，否則容易導致期權(quán)處于深度實值或深度虛值狀態(tài)，以至無法發(fā)揮其套期保值、風險管理的功能，最終淪為投機的工具.

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Systematic overvaluation mechanism of put warrants: Speculation or issuing mechanism?

MAWen-jie1, 2,LULei3

1. School of Finance, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China;2. Shanghai Key Laboratory of Financial Information Technology, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China;3. Guanghua School of Management, Peking University， Beijing 100871, China

Abstract:This paper empirically examines the pricing errors of Chinese put warrants, and finds that put warrants are systematically overvalued. Using high frequency data, the paper in vestigates the reasons of systematic over valuation according to prospect theory and resell option theory. The results show that the speculation behavior of individual investors caused by short selling constrain and heterogeneous belief is one of the most important reasons leading to the overvaluation of put warrants. However, the weakness of Chinese warrants’ issuing mechanism also plays a very important role in explaining the overvaluation of put warrants. The issue cost, which can be regarded as the reference price of issuers, has significant effects on the market price of put warrants, and can well explain both the levels and variations of the pricing errors of put warrants. The mechanism that only a few qualified security companies are permitted to create warrants and the fact that the exercise prices of newly issued warrants cannot be adjusted according to underlying stock prices make put warrants an instrument of speculation. In sum, the synergism of speculation behaviors and the weakness of the issuing mechanism lead to persistent systematic over valuation of put warrants.

Key words:warrants； pricing errors； prospect theory； resell option； heterogeneous belief； issuing mechanism

收稿日期:①2013-08-19；

修訂日期:2014-01-17.

基金項目:上海浦江人才計劃資助項目(13PJC051)； 上海市哲學社會科學規(guī)劃課題資助項目(2015BGL016)； 上海財經(jīng)大學金融學科建設(shè)資助項目.

作者簡介:馬文杰(1968—)， 男， 四川新都人， 博士， 副教授. Email: wma1138@gmail.com

中圖分類號:F830.91

文獻標識碼:A

文章編號:1007-9807(2016)05-0068-19