我国股改权证市场与标的股票市场的动态关联与协同效应研究

我国股改权证市场与标的股票市场的动态关联与协同效应研究一、引言1.1研究背景与目的1.1.1研究背景阐述随着中国经济的快速发展和金融市场的逐步完善，股票市场在经济体系中的地位日益重要。中国股票市场的历史可以追溯到上世纪80年代。1984年11月18日，上海飞乐音响股份有限公司向社会公开发行股票，成为新中国成立以来第一只严格意义上的股票，这一事件标志着中国股票市场的萌芽。1990年12月19日，上海证券交易所正式开业，1991年7月3日，深圳证券交易所正式开业，这两大交易所的成立，为中国股票市场的发展奠定了重要的基础。在发展历程中，中国股票市场经历了多次重要事件。1992年邓小平南巡讲话，推动了中国股市的快速发展；1997年亚洲金融危机爆发，对中国股市产生了一定的冲击，但也促使市场加强风险管理；2005年股权分置改革启动，解决了上市公司部分股份不能流通的问题，为股市的长期健康发展奠定了基础；2007年上证指数创下历史最高点6124点；2008年全球金融危机爆发，中国股市大幅下跌；2015年股市出现大幅波动，监管部门采取了一系列措施稳定市场。近年来，中国股票市场在加强监管、保护投资者权益、推动市场化改革等方面取得了显著成效。注册制改革的推进，为更多优质企业上市提供了便利；加强信息披露监管，提高了市场透明度；打击内幕交易、操纵市场等违法行为，维护了市场的公平公正。截至2024年10月底，沪深股通标的股票数量2788只，市值占A股市场总市值比例超过90%，中国股市已经发展成为全球最大的股票市场之一，市值规模庞大，投资者众多，不仅为中国经济的发展提供了强有力的支持，也为中国企业提供了更广阔的发展空间。权证市场作为股票市场的重要衍生部分，其发展与股票市场紧密相连。自2005年股权分置改革中出现股改权证以来，我国权证市场引来了各方的关注，权证市场一度成为投资者们的主战场之一，权证一度得以快速发展。中国内地权证市场2006年总成交金额超过了1900亿美元，高于香港权证市场约300亿美元的总成交金额，成为全球最活跃的认股权证市场，其膨胀速度令人瞩目。然而，权证市场在发展的同时也出现了一系列问题，从交易量、换手率以及价格的波动上都可以看出，我国权证市场充满了投机，这种投机既有制度因素，也有人为因素，过度的投机给权证市场的健康发展带来了巨大的障碍。随着股改权证的陆续到期，权证市场逐渐沉寂下来，目前，我国权证市场上只剩下最后一只权证长虹CWB1，且已于2011年8月18日到期，此后权证市场发展陷入停滞。权证市场与标的股票市场之间存在着千丝万缕的联系，研究二者的相关关系具有重要的现实意义。国内外众多学者对此进行了研究，部分观点认为权证市场与标的股票市场之间存在双向关系。Detemple和Selden（1991）认为在不完全市场中，权证价格与标的股票价格相互影响；Hagelin（2000）对瑞典市场的研究发现期权与标的资产市场之间存在间接因果关系，并且在其中一个子样本期间发现了双向因果关系。国内对这一问题的研究也不少，房振明等（2006）通过对沪深市场上当时在市的6只权证考察权证市场与股票市场间的线性和非线性因果关系，结果表明权证市场与股票市场不存在双向因果关系，仅存在权证市场对股票市场较弱的单向影响；刘洋和庄新田（2006）运用Granger因果检验的方法通过对沪市6只认购权证的实证发现，在大样本下，存在着认购权证对标的股票单向的Granger因果关系，也就是认购权证价格趋势会影响标的股票价格的趋势，在小样本下，认购权证与其标的股票之间不存在显著的Granger因果关系。在这样的背景下，深入探究我国股改权证市场与标的股票市场的相关关系，不仅有助于完善金融市场理论，还能为市场参与者提供决策依据，对促进我国金融市场的健康发展具有重要的推动作用。1.1.2研究目的明确本研究旨在深入剖析我国股改权证市场与标的股票市场在价格、收益及波动等方面的相关关系。通过收集和分析相关数据，运用合适的计量模型和分析方法，揭示二者之间的内在联系和相互作用机制。具体而言，一是研究权证市场与标的股票市场价格的联动关系，分析价格变动的传导路径和时滞效应；二是探讨两者收益之间的相关性，判断在不同市场行情下，投资于权证和标的股票的收益是否存在协同变化；三是考察市场波动的溢出效应，即一个市场的波动是否会对另一个市场产生影响以及影响的程度和方向。通过对这些方面的研究，为投资者提供更为准确的市场信息，帮助他们更好地理解权证市场和标的股票市场的风险与收益特征，从而制定更为合理的投资策略，提高投资决策的科学性和有效性。同时，也为监管部门制定相关政策提供参考依据，有助于加强市场监管，维护市场秩序，促进我国金融市场的稳定健康发展。1.2研究意义1.2.1理论意义从理论层面来看，对我国股改权证市场与标的股票市场相关关系的研究具有重要的补充和拓展价值。在金融市场理论体系中，权证市场作为股票市场的重要衍生部分，其与标的股票市场的内在联系一直是学者们关注的焦点。然而，由于我国金融市场发展具有独特的历史背景和制度环境，国外的相关理论和研究成果并不能完全适用于我国的实际情况。通过深入研究我国股改权证市场与标的股票市场的相关关系，可以为金融市场理论提供基于中国市场的实证依据，进一步丰富和完善金融市场理论体系。具体而言，研究两者之间的价格联动关系，有助于深化对金融市场价格形成机制的理解。传统的金融理论认为，股票价格是由公司的基本面因素决定的，但在实际市场中，权证市场的存在可能会对股票价格产生额外的影响。通过实证研究，揭示权证市场价格变动如何传导至标的股票市场，以及这种传导过程中的时滞效应和影响因素，可以帮助我们更全面地认识金融市场价格的形成和波动规律。探讨两者收益之间的相关性，能够为投资组合理论提供新的视角。现代投资组合理论强调通过资产配置来降低风险、提高收益，而权证和标的股票作为具有不同风险收益特征的资产，它们之间的相关性对于投资组合的构建和优化至关重要。研究在不同市场行情下，投资于权证和标的股票的收益协同变化情况，可以为投资者在资产配置决策中提供更准确的理论指导，进一步完善投资组合理论。考察市场波动的溢出效应，对于理解金融市场的风险传递机制具有重要意义。金融市场的风险具有传染性，一个市场的波动可能会引发其他市场的连锁反应。通过研究权证市场和标的股票市场之间的波动溢出效应，可以深入了解金融市场风险的传播路径和影响范围，为金融风险管理理论提供实证支持，有助于构建更加完善的金融市场风险预警和防范体系。1.2.2实践意义在实践方面，本研究成果对市场参与者具有多方面的重要参考价值。对于投资者而言，深入了解权证市场与标的股票市场的相关关系，能够帮助他们更好地把握市场动态，制定更为科学合理的投资策略。在投资决策过程中，投资者可以根据两者之间的价格联动关系，及时捕捉市场机会，当发现权证价格出现异常波动时，通过分析其对标的股票价格的潜在影响，提前调整投资组合，从而实现资产的保值增值。了解收益相关性和波动溢出效应，可以帮助投资者更准确地评估投资风险，合理配置资产，降低投资组合的整体风险水平。在市场行情波动较大时，投资者可以根据权证市场和标的股票市场的风险传导机制，及时调整投资比例，避免因市场风险的扩散而遭受重大损失。对监管部门来说，研究结果是制定有效监管政策的重要依据。权证市场和标的股票市场的健康稳定发展，对于整个金融市场的稳定至关重要。通过掌握两者之间的相关关系，监管部门可以更好地识别市场风险点，加强对市场的监管力度，制定针对性的政策措施，防范市场操纵和过度投机行为，维护市场秩序，保护投资者的合法权益。监管部门可以根据市场波动的溢出效应，建立健全跨市场风险监测和预警机制，及时发现并化解潜在的金融风险，确保金融市场的平稳运行。对于上市公司而言，了解权证市场与标的股票市场的关系，有助于其优化融资决策和公司治理。上市公司在发行权证或进行股权融资时，可以参考两者之间的价格联动和收益相关性，合理确定权证的发行条款和股票的发行价格，提高融资效率，降低融资成本。关注市场波动对公司股价的影响，上市公司可以加强信息披露，及时向投资者传递公司的经营状况和发展战略，增强投资者信心，提升公司的市场形象和价值。研究我国股改权证市场与标的股票市场的相关关系，无论是在理论层面还是实践层面，都具有不可忽视的重要意义，对推动我国金融市场的健康发展具有积极的促进作用。1.3国内外研究现状在金融市场研究领域，权证市场与标的股票市场的关系一直是学者们关注的焦点。国外学者对此展开了广泛而深入的研究，取得了丰富的成果。早期，Detemple和Selden（1991）在不完全市场的理论框架下，通过构建模型深入分析，认为权证价格与标的股票价格并非相互独立，而是存在着相互影响的关系。这一观点打破了传统理论中对两者关系的片面认知，为后续研究奠定了重要的理论基础。Hagelin（2000）对瑞典市场进行了实证研究，运用时间序列分析等方法，发现期权与标的资产市场之间存在间接因果关系，并且在特定的子样本期间还发现了双向因果关系。这一研究结果进一步丰富了对权证市场与标的股票市场关系的认识，表明两者之间的联系在不同市场环境和时间段可能呈现出不同的特征。国内学者也针对我国金融市场的实际情况，对权证市场与标的股票市场的关系进行了大量研究。房振明等（2006）选取沪深市场上当时在市的6只权证作为研究样本，运用因果检验等计量方法，考察权证市场与股票市场间的线性和非线性因果关系，结果表明权证市场与股票市场不存在双向因果关系，仅存在权证市场对股票市场较弱的单向影响。刘洋和庄新田（2006）运用Granger因果检验的方法，对沪市6只认购权证进行实证分析，发现大样本下，存在着认购权证对标的股票单向的Granger因果关系，即认购权证价格趋势会影响标的股票价格的趋势，而在小样本下，两者之间不存在显著的Granger因果关系。李丹丹（2007）运用ADF单位根检验、Johansen协整检验和Granger因果检验等方法，对中国内地认购权证市场与标的股票市场之间的价格相关关系进行研究，发现认购权证价格变动对标的股票价格影响较大，差不多一半的样本表明权证市场与股票市场之间存在双向Granger因果关系。刘维奇和谢黎旭（2008）运用ARIMA模型和二元GARCH模型研究股票市场和权证市场，发现两者之间存在显著的信息不对称效应和双向的交易波动溢出效应，且沪深两市的股票市场比权证市场更加具有信息优势。综合来看，现有研究在权证市场与标的股票市场关系的研究方面取得了显著进展，但仍存在一些不足之处。在研究范围上，部分研究仅聚焦于价格关系或收益关系，对市场波动溢出效应等其他重要方面的研究不够全面。在研究方法上，虽然多种计量模型被广泛应用，但不同方法的适用性和局限性尚未得到充分探讨，可能导致研究结果的准确性和可靠性受到一定影响。由于我国金融市场发展具有独特的历史背景和制度环境，国外的研究成果不能完全适用于我国，而国内研究在样本选取、模型设定等方面还存在一定的差异，尚未形成统一的结论。在研究的深度和广度上仍有拓展空间，如对市场微观结构、投资者行为等因素对两者关系的影响研究相对较少。未来的研究可以在这些方面展开深入探讨，以进一步完善对我国权证市场与标的股票市场相关关系的认识。1.4研究方法与创新点1.4.1研究方法介绍本研究综合运用多种研究方法，确保研究的科学性、全面性和深入性。在数据收集与处理方面，通过金融数据提供商如万得（Wind）数据库、东方财富Choice数据等，收集我国股改权证市场与标的股票市场在特定时间段内的交易数据，包括每日收盘价、开盘价、最高价、最低价、成交量、成交额等。同时，从上海证券交易所和深圳证券交易所的官方网站获取相关权证和股票的基本信息，如发行条款、上市时间、行权价格等。对收集到的数据进行清洗和预处理，剔除异常值和缺失值，确保数据的准确性和完整性。利用统计分析软件如SPSS、EViews等，对数据进行描述性统计分析，计算均值、标准差、最大值、最小值等统计量，初步了解数据的分布特征和基本情况。在计量模型构建方面，运用协整检验方法，如Johansen协整检验，判断权证市场与标的股票市场价格之间是否存在长期稳定的均衡关系。通过建立误差修正模型（ECM），分析两者在短期波动中如何向长期均衡状态调整，揭示价格变动的短期动态机制。采用Granger因果检验，确定权证市场与标的股票市场之间在价格、收益等方面是否存在因果关系以及因果关系的方向，判断一个市场的变动是否会引起另一个市场的变动。运用向量自回归模型（VAR），将权证市场和标的股票市场的相关变量纳入一个系统中进行分析，研究它们之间的相互影响和动态传导机制，通过脉冲响应函数和方差分解，进一步分析一个市场的冲击对另一个市场的影响程度和持续时间。利用广义自回归条件异方差模型（GARCH）及其扩展模型，如EGARCH、TGARCH等，考察权证市场与标的股票市场的波动特征，分析市场波动的聚集性、持续性和非对称性，以及一个市场的波动如何对另一个市场产生溢出效应。此外，本研究还选取具有代表性的权证及其标的股票进行案例分析，深入剖析它们在市场行情变化、政策调整等因素影响下，价格、收益及波动的具体变化情况，以及两者之间的相互作用关系。通过对具体案例的详细分析，进一步验证和补充计量模型分析的结果，使研究结论更加具有现实说服力。1.4.2创新点阐述本研究在多个方面具有创新之处。在研究视角上，以往研究多集中于权证市场与标的股票市场的某一个方面，如价格关系或收益关系，而本研究从价格、收益及波动三个维度全面深入地探究两者之间的相关关系，更加系统和全面地揭示了两个市场之间的内在联系和相互作用机制，为市场参与者提供了更丰富、更全面的市场信息，有助于投资者制定更科学合理的投资策略，也为监管部门制定更有效的监管政策提供了更全面的参考依据。在方法运用上，本研究创新性地综合运用多种计量模型和分析方法，将协整检验、误差修正模型、Granger因果检验、向量自回归模型以及广义自回归条件异方差模型等有机结合，充分发挥各种方法的优势，从不同角度和层面深入分析权证市场与标的股票市场的相关关系。这种综合运用多种方法的研究方式，能够更准确地捕捉市场变量之间的复杂关系，提高研究结果的可靠性和准确性，避免了单一方法可能带来的局限性。在数据选取上，本研究选取了我国股改权证市场这一特定历史时期的数据进行研究。股改权证市场具有独特的历史背景和市场特征，与其他时期的权证市场存在差异。通过对股改权证市场数据的深入分析，能够更深入地了解我国金融市场在特定历史阶段的运行规律和特点，为我国金融市场的发展提供更具针对性的经验教训和政策建议，也为相关理论研究提供了基于我国特定市场环境的实证支持。二、相关理论基础2.1权证市场概述2.1.1权证的定义与分类权证作为一种重要的金融衍生工具，是基础证券发行人或其以外的第三人发行的，约定持有人在规定期间内或特定到期日，有权按约定价格向发行人购买或出售标的证券，或以现金结算方式收取结算差价的有价证券。从本质上讲，权证赋予了持有人一种权利而非义务，持有人可以根据市场情况自主决定是否行使该权利。这一特性使得权证在金融市场中具有独特的地位和作用。按照权利的行使方向，权证可分为认购权证和认沽权证。认购权证赋予持有人在特定时间内以约定价格向发行人买入标的证券的权利，其收益主要来源于标的证券价格的上涨。当投资者预期标的证券价格将上升时，购买认购权证可以在价格上涨后以较低的行权价格买入标的证券，再以市场价格卖出，从而获取差价收益。如果某只股票当前价格为50元，投资者购买了行权价格为55元的认购权证，当股票价格上涨到60元时，投资者可以行权以55元的价格买入股票，然后以60元的价格卖出，每股可获利5元。认沽权证则赋予持有人在特定时间内以约定价格向发行人卖出标的证券的权利，其收益与标的证券价格的下跌相关。当投资者预计标的证券价格将下跌时，买入认沽权证，在价格下跌后可以按照行权价格将标的证券卖给发行人，从而实现盈利。假设某股票现价为40元，投资者持有行权价格为35元的认沽权证，当股票价格下跌到30元时，投资者可以行权，以35元的价格将股票卖给发行人，每股可获利5元。根据行权时间的不同，权证又可分为欧式权证和美式权证。欧式权证的持有人只能在权证到期日当天行使其权利，这种行权方式相对较为固定，投资者在到期日前无法根据市场变化灵活行权。而美式权证的持有人在权证到期日前的任何交易时间均可行使其权利，具有更高的灵活性，投资者可以根据市场行情的变化随时选择行权时机，以获取最大收益。按发行人不同，权证可分为股本权证和备兑权证。股本权证一般是由上市公司发行，其行权会导致公司股本的增加。上市公司为了筹集资金或进行股权激励等目的，可能会发行股本权证，当持有人行权时，公司会增发新股，从而增加公司的总股本。备兑权证一般是由证券公司等金融机构发行，其标的证券通常是已在市场上流通的股票，发行备兑权证不会直接影响上市公司的股本结构。金融机构根据市场需求和自身对市场的判断，发行备兑权证，为投资者提供更多的投资选择。此外，按照权证行使价格与标的证券价格的关系，还可分为价内权证、价平权证和价外权证。价内权证是指行权价格低于标的证券当前市场价格的认购权证，或行权价格高于标的证券当前市场价格的认沽权证，此时权证具有内在价值。价平权证的行权价格等于标的证券当前市场价格，其内在价值为零，主要价值来源于时间价值。价外权证则是行权价格高于标的证券当前市场价格的认购权证，或行权价格低于标的证券当前市场价格的认沽权证，在这种情况下，权证的内在价值为负，其价值主要取决于市场对未来价格走势的预期和剩余到期时间等因素。2.1.2我国股改权证市场的发展历程我国股改权证市场的发展与股权分置改革紧密相连，经历了从兴起、发展到逐步退出的过程，这一历程见证了我国金融市场的改革与创新，也为市场参与者提供了宝贵的经验和教训。2005年，为解决我国上市公司股权分置问题，股权分置改革正式启动，权证作为一种创新的对价支付方式应运而生。2005年8月22日，宝钢权证（宝钢JTB1）在上证所挂牌交易，这是我国股改后的第一只权证，标志着我国股改权证市场的正式开启。宝钢权证的推出，吸引了众多投资者的关注，市场交易活跃，其首日开盘参考价确定为0.688元，开盘便定格在1.263元的涨停价上，随后价格大幅波动，最高飙升到2.088元，充分展现了权证市场的高风险性和高投机性。此后，随着股权分置改革的推进，越来越多的上市公司采用权证作为股改对价，权证市场规模迅速扩大。武钢权证、招行权证等多只权证相继上市交易，市场上权证的种类和数量不断增加。在这一阶段，权证市场交易异常活跃，成交量和成交额屡创新高，一度成为投资者的投资热点。2005年11月14日，宝钢权证当天成交金额达32.51亿元，成交约占两市总量一半，权证成交额超越A股成交额的情况也时有发生。然而，在权证市场快速发展的过程中，也暴露出了诸多问题。由于市场制度不完善、投资者风险意识淡薄以及投机氛围浓厚等原因，权证市场出现了过度投机的现象，价格严重偏离其理论价值。认沽权证在到期时几乎全线“归零”，但在到期前却被大幅炒作，价格虚高。2006年8月28日，万科认沽权证最后交易日，最后3个交易日内，价格从高位急剧下跌，最终收于1厘钱，众多投资者损失惨重。为了遏制权证市场的过度投机，监管部门采取了一系列措施，如引入创设机制，允许创新类券商创设和注销权证，以增加权证供应量，平抑价格。2005年11月，上证所公布允许创新类券商创设和注销权证的制度，这在一定程度上抑制了权证价格的过度上涨，但也引发了一些争议，如创设数量的合理性、对市场公平性的影响等。随着股改权证的陆续到期，权证市场逐渐沉寂。2008年6月20日，南航权证到期，标志着股改类权证基本完成历史使命。此后，市场上仅剩下随着可分离债诞生的认购权证。2011年8月11日，最后一只权证——长虹权证最后一个交易日结束后，A股市场上权证第二次轮回宣告结束，股改权证市场也随之逐步退出历史舞台。2.1.3股改权证市场的特点与运行机制股改权证市场具有一系列独特的特点和运行机制，这些特点和机制对权证的价格波动、交易活跃度以及市场风险等方面产生了重要影响。在交易规则方面，股改权证实行T+0交易制度，即投资者在当天买入的权证可以在当天卖出，这大大提高了交易的灵活性和资金的周转效率，使得投资者能够在短时间内根据市场变化进行多次交易，及时捕捉市场机会。与A股市场的T+1交易制度相比，T+0交易制度为投资者提供了更多的交易选择和操作空间，但同时也增加了市场的波动性和投机性。由于投资者可以频繁买卖，市场交易活跃度大幅提高，价格波动也更加剧烈，容易引发过度投机行为。权证的涨跌幅限制也与股票有所不同。权证的涨跌幅是根据正股价格来计算的，其计算公式较为复杂，且涨跌幅幅度通常较大。这使得权证价格的波动更为剧烈，投资者在短期内可能获得高额收益，但也面临着巨大的风险。对于某些深度价外权证，其价格可能在短时间内出现数倍的上涨或下跌，投资者如果判断失误，可能会遭受严重的损失。在价格形成机制方面，权证价格主要由内在价值和时间价值两部分构成。内在价值是指权证立即行权时所能获得的收益，对于认购权证，内在价值等于标的证券价格减去行权价格；对于认沽权证，内在价值等于行权价格减去标的证券价格。当标的证券价格高于认购权证行权价格，或低于认沽权证行权价格时，权证具有内在价值；否则，内在价值为零。时间价值则反映了权证在剩余存续期内，由于市场价格波动可能带来的潜在收益，它受到权证剩余期限、标的证券价格波动率、无风险利率等多种因素的影响。一般来说，权证的剩余期限越长，标的证券价格波动率越高，时间价值就越大。在权证市场中，由于投资者对市场预期的不同，以及各种因素的动态变化，权证价格往往会围绕其理论价值上下波动，且波动幅度可能较大。股改权证市场还存在着一些特殊的现象，如“末日轮”现象。在权证临近到期时，由于其时间价值迅速衰减，价格波动往往会异常剧烈，出现大幅上涨或下跌的情况。一些投资者会在此时进行投机炒作，期望在价格的大幅波动中获取高额收益，但这种行为也伴随着极大的风险。2006年8月23日宝钢权证最后交易日，当天盘中最高价0.24元，最低价0.02元，换手率达到惊人的1164.77%，最终收于0.031元，狂跌85.78%，众多投资者在这场价格波动中遭受了巨大损失。股改权证市场的运行机制还涉及到权证的创设与注销。创设是指权证上市交易后，有资格的机构（如创新试点券商）提出申请，增加与原有权证条款完全一致的权证供应量的行为。创设机制的引入旨在增加权证市场的供给，平抑权证价格，防止价格过度偏离其理论价值。当市场上权证价格过高时，券商可以通过创设权证来增加供给，从而使价格回归合理水平。注销则是创设的反向操作，创设人向证券交易所申请注销其所指定的权证创设帐户中的全部或部分权证。创设与注销机制的存在，使得权证市场的供求关系能够得到一定程度的调节，对市场的稳定运行起到了重要作用，但在实际操作中，也需要合理规范和监管，以避免出现市场操纵等问题。2.2标的股票市场概述2.2.1标的股票市场的基本概念与功能标的股票市场是指以特定股票为交易对象的市场，它是股票市场的重要组成部分。在这个市场中，投资者可以买卖标的股票，实现资金的流动和资产的配置。标的股票市场的存在，为企业提供了融资渠道，促进了资本的形成和资源的优化配置。当企业需要资金进行扩大生产、研发创新等活动时，可以通过发行股票的方式在标的股票市场上筹集资金，投资者则通过购买股票成为企业的股东，分享企业发展带来的收益。从宏观层面来看，标的股票市场在金融市场中占据着举足轻重的地位。它是经济的“晴雨表”，能够反映宏观经济的运行状况和发展趋势。当经济形势向好时，企业的盈利能力增强，股票价格往往上涨，标的股票市场也随之繁荣；反之，当经济面临困境时，企业业绩下滑，股票价格下跌，市场表现也较为低迷。标的股票市场还对货币政策和财政政策的传导起着重要作用。货币政策的调整，如利率的升降、货币供应量的增减，会直接影响股票市场的资金供求关系和投资者的预期，进而影响股票价格。财政政策的变化，如税收政策的调整、政府支出的增减，也会对企业的经营状况和股票市场产生影响。当政府采取扩张性财政政策，增加支出、减少税收时，企业的经营环境得到改善，股票市场可能会上涨。在微观层面，标的股票市场为投资者提供了多样化的投资选择和风险管理工具。投资者可以根据自己的风险偏好、投资目标和对市场的判断，选择不同的标的股票进行投资。通过分散投资不同的股票，投资者可以降低投资组合的风险，实现资产的保值增值。投资者还可以利用股票市场的衍生工具，如股指期货、股票期权等，对投资组合进行风险管理，对冲市场风险。标的股票市场的价格发现功能也是其重要作用之一。在市场中，股票价格是由供求关系决定的，投资者通过对企业基本面、市场趋势、宏观经济等因素的分析和判断，买卖股票，从而推动股票价格的形成和波动。这种价格发现机制能够及时反映市场信息，使股票价格更加合理地反映企业的价值，为投资者提供决策依据，也有助于资源的有效配置，引导资金流向效益较好的企业。2.2.2我国标的股票市场的发展现状与特征近年来，我国标的股票市场取得了长足的发展，在规模、结构、投资者构成等方面呈现出一系列新的特点和趋势。在规模方面，我国标的股票市场规模不断扩大。截至2024年10月底，沪深两市上市公司数量达到5245家，总市值超过90万亿元，成为全球第二大股票市场。随着注册制改革的稳步推进，越来越多的企业选择在A股市场上市，为市场注入了新的活力。2023年，A股市场共有313家企业完成IPO，融资总额达到3564.67亿元，这些新上市企业涵盖了多个行业，为市场提供了更多的投资标的，丰富了市场的投资选择。从结构上看，我国标的股票市场的行业分布更加多元化。传统行业如金融、能源、制造业等在市场中仍然占据重要地位，但新兴产业如信息技术、生物医药、新能源等的比重不断上升。截至2024年10月底，信息技术行业上市公司数量达到1042家，总市值超过16万亿元，占A股市场总市值的比例约为18%。这些新兴产业企业的快速发展，不仅推动了我国经济的转型升级，也为投资者带来了新的投资机遇。市场中不同市值规模的企业分布也更加合理，既有大型蓝筹企业，也有众多中小市值企业，形成了多层次的市场结构，满足了不同投资者的需求。在投资者构成方面，我国标的股票市场的投资者结构不断优化。过去，个人投资者在市场中占据主导地位，但近年来，机构投资者的规模和影响力逐渐扩大。截至2024年9月底，机构投资者持股市值占A股流通市值的比例达到23.5%，较以往有了显著提升。其中，公募基金、社保基金、保险资金等长期资金的规模不断增长，它们更加注重价值投资和长期投资，对市场的稳定性和理性投资氛围的形成起到了积极的推动作用。外资的流入也为我国股票市场带来了新的活力和投资理念。通过沪深港通等渠道，外资持续流入A股市场，截至2024年10月底，北向资金累计净流入超过2.5万亿元，外资的参与不仅增加了市场的资金供给，也促进了市场与国际接轨，提升了市场的国际化水平。我国标的股票市场的交易活跃度较高，市场流动性较好。2023年，沪深两市股票成交金额达到237.65万亿元，日均成交金额超过9000亿元。市场的高流动性为投资者提供了便捷的交易条件，降低了交易成本，也有助于提高市场的效率和资源配置能力。但在市场波动方面，我国标的股票市场仍然存在一定的波动性。由于受到宏观经济形势、政策调整、国际市场波动等多种因素的影响，股票价格有时会出现较大幅度的波动。2020年新冠疫情爆发初期，A股市场大幅下跌，但随着疫情得到控制和政策的支持，市场迅速反弹。这种市场波动既为投资者带来了投资机会，也增加了投资风险，对投资者的风险管理能力提出了更高的要求。2.3金融市场相关性理论2.3.1协整理论协整理论是一种用于研究非平稳时间序列之间长期均衡关系的重要理论，由Engle和Granger于1987年正式提出。在经济和金融领域中，许多时间序列数据往往呈现出非平稳性，即其均值、方差等统计特征会随时间发生变化。传统的计量经济模型通常要求数据是平稳的，否则可能会出现伪回归等问题，导致模型的估计结果不准确且缺乏经济意义。协整理论的出现为解决这一问题提供了有效的方法。该理论的核心原理在于，虽然某些经济变量本身是非平稳的时间序列，但它们之间可能存在一种长期稳定的线性组合关系，使得这种组合后的序列呈现出平稳性。这种平稳的线性组合被称为协整方程，它反映了变量之间的长期均衡关系。消费和收入通常都是非平稳时间序列，但从长期来看，它们之间存在着一种稳定的比例关系，即消费会随着收入的增长而增长，这种关系可以通过协整方程来描述。如果消费和收入之间不存在协整关系，那么长期消费可能会比收入高或低，消费者的行为将变得非理性，这与实际经济情况不符。在实际应用中，判断两个或多个时间序列是否存在协整关系，需要先对各个序列进行单位根检验，以确定它们的单整阶数。如果所有序列都是同阶单整的，例如都是一阶单整I(1)，则可以进一步进行协整检验。常用的协整检验方法有Engle-Granger两步协整检验法和Johansen协整检验法。Engle-Granger两步协整检验法首先用普通最小二乘法（OLS）估计变量之间的长期静态回归方程，然后对回归方程的残差进行单位根检验。如果残差序列是平稳的，则说明变量之间存在协整关系；否则，不存在协整关系。Johansen协整检验法则是在向量自回归（VAR）系统下，通过极大似然估计来检验多变量之间的协整关系，它可以同时检验多个协整向量，适用于多变量的情况。协整理论在金融市场研究中具有广泛的应用。在研究我国股改权证市场与标的股票市场的关系时，可以运用协整理论来判断两者价格之间是否存在长期稳定的均衡关系。如果存在协整关系，说明权证市场和标的股票市场在长期内相互影响、相互制约，一个市场的价格变动会引起另一个市场价格的相应调整，以维持这种长期均衡关系。这种关系的存在对于投资者制定投资策略、监管部门进行市场监管都具有重要的参考价值。投资者可以根据协整关系，在两个市场之间进行资产配置，以降低风险、提高收益；监管部门可以通过监测协整关系的变化，及时发现市场异常波动，采取相应的监管措施，维护市场的稳定运行。2.3.2Granger因果关系检验Granger因果关系检验是一种用于判断变量之间因果关系的常用方法，由英国经济学家CliveGranger提出。在金融市场研究中，准确判断变量之间的因果关系对于理解市场运行机制、预测市场走势以及制定投资策略和监管政策都具有重要意义。该检验方法的基本思想是：如果变量X的过去信息能够帮助预测变量Y，即加入变量X的滞后值可以显著提高对变量Y的预测精度，那么就称X是Y的Granger原因；反之，如果变量Y的过去信息能够帮助预测变量X，则称Y是X的Granger原因。在金融市场中，我们常常关心权证市场的价格变动是否会引起标的股票市场价格的变动，或者标的股票市场价格的变动是否会影响权证市场的价格。通过Granger因果关系检验，我们可以判断两者之间是否存在这种因果关系以及因果关系的方向。在进行Granger因果关系检验时，首先需要构建一个包含两个变量滞后值的回归模型。假设我们要检验变量X是否是变量Y的Granger原因，我们可以建立如下回归方程：Y_t=\sum_{i=1}^{p}\alpha_iY_{t-i}+\sum_{i=1}^{p}\beta_iX_{t-i}+\epsilon_t其中，Y_t和X_t分别表示变量Y和变量X在t时刻的值，\alpha_i和\beta_i是回归系数，p是滞后阶数，\epsilon_t是随机误差项。然后，通过检验原假设H_0:\beta_1=\beta_2=\cdots=\beta_p=0来判断X是否是Y的Granger原因。如果拒绝原假设，说明变量X的滞后值对变量Y有显著影响，即X是Y的Granger原因；反之，如果不能拒绝原假设，则说明X不是Y的Granger原因。需要注意的是，Granger因果关系检验并不是真正意义上的因果关系，它只是从统计意义上判断变量之间的领先-滞后关系。一个变量是另一个变量的Granger原因，并不意味着它们之间存在直接的因果联系，可能存在其他未被考虑的因素影响着它们之间的关系。而且，Granger因果关系检验的结果可能会受到样本数据、滞后阶数选择等因素的影响，因此在应用时需要谨慎分析。在研究我国股改权证市场与标的股票市场的相关关系时，Granger因果关系检验可以帮助我们确定权证市场和标的股票市场在价格、收益等方面是否存在因果关系以及因果关系的方向。如果权证价格是标的股票价格的Granger原因，那么投资者可以根据权证价格的变化提前预测标的股票价格的走势，从而调整投资策略；监管部门也可以根据这种因果关系，加强对权证市场的监管，以防止市场风险的传递和扩散。2.3.3波动溢出效应理论波动溢出效应是指一个市场的波动会对另一个市场产生影响，导致另一个市场的波动发生变化的现象。在金融市场中，各个市场之间并非孤立存在，而是相互关联、相互影响的。波动溢出效应的存在使得金融市场的风险具有传染性，一个市场的波动可能会通过各种渠道传导至其他市场，引发市场的连锁反应，从而影响整个金融市场的稳定。金融市场间波动传导的原理主要基于以下几个方面。信息传递是波动溢出的重要渠道之一。在金融市场中，信息的传播速度非常快，一个市场上的新信息，如宏观经济数据的公布、公司业绩的披露、政策的调整等，会迅速被投资者获取，并影响他们对其他市场的预期和投资决策，从而导致波动在市场间传递。当某一行业的龙头企业发布了超预期的业绩报告，这一信息不仅会影响该公司股票所在的股票市场，还可能会引发投资者对该行业相关权证市场的关注和投资行为的改变，进而导致权证市场的波动。投资者的行为也会加剧波动溢出效应。投资者在不同市场之间进行资产配置，当一个市场出现波动时，投资者为了降低风险或追求更高的收益，会调整其资产组合，将资金从一个市场转移到另一个市场。这种资金的流动会改变市场的供求关系，从而引发其他市场的波动。当股票市场出现大幅下跌时，投资者可能会减少对股票的持有，转而投资权证市场，导致权证市场的需求增加，价格波动加剧。金融市场间的波动溢出效应具有方向性和时变性。方向性是指波动溢出可能存在单向或双向的情况。在某些情况下，股票市场的波动可能会显著影响权证市场，但权证市场的波动对股票市场的影响较小，表现为单向的波动溢出；而在另一些情况下，两者之间可能存在双向的波动溢出，即一个市场的波动会引起另一个市场的波动，反之亦然。时变性则是指波动溢出效应的强度和方向可能会随着时间的推移而发生变化，受到宏观经济环境、市场结构、投资者情绪等多种因素的影响。在市场处于稳定期时，波动溢出效应可能相对较弱；而在市场面临重大事件或危机时，波动溢出效应可能会显著增强，市场之间的关联性也会更加紧密。研究我国股改权证市场与标的股票市场的波动溢出效应，有助于深入了解两个市场之间的风险传递机制。通过分析波动溢出效应的方向和强度，投资者可以更好地评估投资组合的风险，合理配置资产，避免因市场波动的扩散而遭受损失。监管部门也可以根据波动溢出效应的特点，加强对跨市场风险的监测和管理，制定相应的政策措施，防范金融市场系统性风险的发生。三、我国股改权证市场与标的股票市场的现状分析3.1股改权证市场的现状3.1.1股改权证的发行与存续情况我国股改权证的发行紧密伴随着股权分置改革的推进。在股权分置改革期间，众多上市公司为了顺利完成股改，采用了权证这一创新的对价支付方式。自2005年8月22日宝钢权证（宝钢JTB1）挂牌交易拉开股改权证市场的序幕后，武钢权证、招行权证等一系列股改权证相继发行上市。据统计，截至2008年6月20日南航权证到期，沪市共有17家上市公司在股改中发行了21只权证产品。从发行数量来看，这些股改权证的发行量存在较大差异。宝钢权证的发行数量为3.88亿份，武钢认购权证发行数量达11.9亿份，而一些规模较小的权证发行量则相对较少。发行规模的大小主要取决于上市公司的股本规模、股改方案的设计以及对市场需求的预期等因素。股本规模较大的上市公司，为了满足股改对价的要求，可能会发行数量较多的权证；而一些公司在设计股改方案时，也会综合考虑自身的财务状况、股东利益等因素来确定权证的发行规模。在存续期限方面，股改权证的存续期长短不一，大多集中在半年至两年之间。宝钢权证的存续期为378天，招行认沽权证的存续期为551天。权证存续期限的设定通常与上市公司的股改目标、市场环境以及投资者的接受程度等因素有关。较短的存续期可以使权证的价格波动更加集中，交易活跃度更高，但也增加了投资者的时间风险；较长的存续期则为投资者提供了更充裕的时间来行使权利，但可能会导致权证价格的波动相对平缓，市场关注度下降。随着股改权证的陆续到期，其存续数量逐渐减少。2008年6月20日南航权证到期后，股改类权证基本完成历史使命，市场上仅剩下随着可分离债诞生的认购权证。2011年8月11日，最后一只权证——长虹权证结束最后一个交易日，标志着股改权证市场在我国证券市场上暂时画上了句号。虽然目前股改权证市场已不再活跃，但对其发行与存续情况的研究，有助于我们深入了解我国金融市场在特定历史时期的发展特征，为未来金融市场的创新和发展提供宝贵的经验教训。3.1.2股改权证市场的交易特征股改权证市场在交易过程中呈现出一系列独特的特征，这些特征反映了市场的活跃度、投资者的交易行为以及市场的风险状况。在成交量和成交额方面，股改权证市场表现出极高的活跃度。在权证市场发展的高峰期，其成交量和成交额屡创新高。2006年6月14日，14只权证的成交总额达到了惊人的1372亿元，超过了当日上海市场所有股票基金的成交总额。其中，招行认沽权证的日成交金额高达441.62亿元，中集、南航、华菱、五粮等4只认沽权证的成交额也分别达到了171亿元、160亿元、144亿元和95亿元，仅这5只权证的成交金额就超过了千亿大关。权证市场的高成交量和高成交额，一方面反映了投资者对权证这一金融衍生工具的高度关注和积极参与，另一方面也显示出市场的投机氛围较为浓厚。由于权证具有杠杆效应，投资者可以通过少量的资金控制较大规模的标的资产，从而在市场波动中获取高额收益，这种特性吸引了大量投机资金涌入权证市场。换手率是衡量市场交易活跃程度的另一个重要指标，股改权证市场的换手率普遍较高。2006年6月14日，5只主要认沽权证的平均日换手率达到了453%，这意味着这些权证在一天内的转手次数非常频繁。高换手率表明投资者在权证市场上的交易行为较为短期化，更注重价格的短期波动，试图通过频繁买卖来获取差价收益。这种短期投机行为虽然增加了市场的流动性，但也加剧了市场的波动性，增加了市场风险。从交易价格的波动情况来看，股改权证市场的价格波动幅度较大。由于权证的价格不仅受到标的股票价格的影响，还受到市场供求关系、投资者预期、剩余存续期限等多种因素的影响，其价格波动往往比标的股票更为剧烈。在权证临近到期时，由于其时间价值迅速衰减，价格波动会更加异常。2006年8月23日宝钢权证最后交易日，当天盘中最高价0.24元，最低价0.02元，换手率达到1164.77%，最终收于0.031元，狂跌85.78%。这种价格的大幅波动，使得投资者在获取高额收益的同时，也面临着巨大的投资风险。如果投资者对市场走势判断失误，可能会在短时间内遭受严重的损失。股改权证市场的交易特征还受到市场制度和监管政策的影响。我国权证市场实行T+0交易制度，投资者可以在当天买入权证后当天卖出，这大大提高了交易的灵活性和资金的周转效率，进一步促进了市场的交易活跃度和价格波动。但这种交易制度也容易引发过度投机行为，需要监管部门加强监管，防范市场风险。为了遏制权证市场的过度投机，监管部门引入了创设机制，允许创新类券商创设和注销权证，以增加权证供应量，平抑价格。这些制度和政策的调整，对股改权证市场的交易特征产生了重要影响，也为市场的健康发展提供了保障。3.2标的股票市场的现状3.2.1标的股票的行业分布与市值结构在我国股改权证市场存在期间，标的股票的行业分布呈现出多元化的特征。通过对当时相关数据的统计分析发现，金融、能源、制造业等传统行业的标的股票在市场中占据较大比重。金融行业的工商银行、建设银行等大型银行股，以及能源行业的中国石油、中国石化等企业，由于其庞大的资产规模和稳定的盈利能力，成为权证市场的重要标的。这些企业在国民经济中具有举足轻重的地位，其股票价格的波动对整个市场的影响较大。在2006年，工商银行作为金融行业的代表，其股票市值占A股市场总市值的比例较高，与之相关的权证交易也较为活跃。随着经济的发展和产业结构的调整，信息技术、生物医药等新兴产业的标的股票数量逐渐增加。这些新兴产业具有较高的成长性和创新性，吸引了众多投资者的关注。在信息技术行业，如中兴通讯等企业，凭借其在通信技术领域的领先地位，成为权证市场的热门标的。在2005-2007年期间，中兴通讯的股价波动较为频繁，其权证价格也随之波动，反映了市场对新兴产业发展的预期和投资热情。从市值结构来看，标的股票涵盖了大、中、小不同市值规模的企业。大型市值股票通常具有较高的市场稳定性和流动性，是市场的核心力量。中国石油、工商银行等超级大盘股，其市值巨大，对市场指数的影响显著。在权证市场中，与这些大型市值股票相关的权证往往具有较高的市场关注度，其价格波动不仅受到标的股票自身基本面的影响，还受到市场整体走势和投资者情绪的影响。在2007年股市牛市期间，中国石油的股价大幅上涨，其权证价格也随之飙升，吸引了大量投资者的参与。中型市值股票则在市场中起到了承上启下的作用，它们具有一定的发展潜力和市场竞争力，是投资者进行资产配置的重要选择。如三一重工等企业，在工程机械领域具有较强的市场地位，其股票市值处于中型规模，相关权证的交易也较为活跃。这些中型市值股票的权证价格波动与标的股票的业绩表现、行业发展趋势等因素密切相关。小型市值股票虽然在市值规模上相对较小，但由于其具有较高的成长性和灵活性，也受到了部分投资者的青睐。在权证市场中，一些小型市值股票的权证可能会因为公司的资产重组、业绩改善等因素而出现价格大幅波动的情况。某些小型科技企业，在获得重大技术突破或签订重要合同后，其股票价格和权证价格可能会出现快速上涨。不同行业和市值规模的标的股票在权证市场中相互影响，共同构成了复杂的市场生态。行业的发展趋势、宏观经济环境的变化等因素，都会对标的股票的价格和权证市场产生影响。当宏观经济形势向好时，各行业的企业业绩普遍提升，标的股票价格上涨，权证市场也会随之活跃；反之，当宏观经济面临困境时，股票价格下跌，权证市场的交易活跃度也会受到影响。3.2.2标的股票市场的交易活跃度在股改权证市场存在的特定时期，我国标的股票市场展现出较高的交易活跃度，这一特征通过成交量、成交额等关键指标得以清晰呈现。从成交量方面来看，沪深两市的标的股票成交量整体呈现出较大的规模。在2006-2007年期间，市场处于牛市行情，投资者的交易热情高涨，标的股票的成交量持续攀升。2007年5月30日，沪深两市的成交量达到了惊人的4028.1亿元，创下单日成交量的历史新高。这一时期，大量资金涌入股票市场，投资者积极买卖标的股票，推动了成交量的大幅增长。许多热门股票，如中国船舶，其股价在这一时期大幅上涨，成交量也随之急剧放大。中国船舶的股价从2006年初的不足30元，一路飙升至2007年10月的300多元，期间成交量频繁出现巨量成交的情况，反映了市场对该股票的高度关注和投资者的积极参与。成交额同样反映了标的股票市场的活跃程度。在权证市场活跃的阶段，标的股票的成交额也保持在较高水平。2007年，沪深两市的股票成交额达到了创纪录的46.05万亿元，较上一年度大幅增长。这一数据表明，市场中资金的流动速度较快，投资者在股票市场上的交易频繁，资金的大量涌入和流出，使得股票价格波动较为剧烈。在2007年的牛市行情中，金融、地产等板块的股票成交额占比较大，成为市场的热点板块。工商银行、万科A等龙头企业的股票成交额在市场中名列前茅，这些股票的价格波动对整个市场的走势产生了重要影响。换手率也是衡量标的股票市场交易活跃度的重要指标之一。在股改权证市场期间，我国标的股票市场的换手率普遍较高。一些热门股票的换手率甚至可以达到10%以上，这意味着这些股票在短期内被大量转手，投资者的交易行为较为频繁。高换手率反映了投资者对市场的预期较为乐观，积极参与股票交易，试图通过频繁买卖获取差价收益。但同时，高换手率也可能意味着市场的投机氛围较为浓厚，投资者更注重短期利益，而忽视了股票的基本面价值。标的股票市场的交易活跃度还受到多种因素的影响。宏观经济形势的变化、政策的调整、公司业绩的好坏等都会对投资者的交易行为产生影响，进而影响市场的交易活跃度。当宏观经济形势向好，政策环境宽松时，投资者的信心增强，交易活跃度会相应提高；而当宏观经济面临困境，政策收紧时，投资者的交易行为会更加谨慎，市场的交易活跃度可能会下降。公司发布的业绩报告、重大资产重组等消息，也会引起投资者的关注和交易行为的变化，从而影响标的股票市场的交易活跃度。3.3两者市场的相互影响初步分析从价格走势来看，股改权证市场与标的股票市场之间存在着一定的关联。在股权分置改革期间，许多权证的价格波动与标的股票价格的变化呈现出较为明显的同向性。当标的股票价格上涨时，与之对应的认购权证价格往往也会随之上升，因为认购权证赋予持有人在未来以特定价格买入标的股票的权利，标的股票价格的上涨增加了权证的内在价值和获利空间，从而吸引投资者购买，推动权证价格上升。在2006-2007年的牛市行情中，宝钢股份的股价持续攀升，宝钢认购权证的价格也一路走高。相反，当标的股票价格下跌时，认沽权证的价格可能会上涨，因为认沽权证赋予持有人卖出标的股票的权利，标的股票价格下跌使得认沽权证的价值增加。然而，两者价格走势也并非完全一致，存在一定的背离情况。在某些时期，权证价格可能会因为市场情绪、投机资金的炒作等因素而出现过度波动，导致其价格与标的股票价格的关联度降低。在权证临近到期时，由于投资者对其时间价值的预期变化，权证价格可能会出现大幅波动，而此时标的股票价格可能相对稳定。2006年8月宝钢权证临近到期时，价格出现剧烈波动，从最高价0.24元暴跌至0.031元，而同期宝钢股份的股价波动相对较小。在交易活跃度方面，股改权证市场与标的股票市场相互影响。权证市场的高风险、高收益特性以及T+0交易制度，吸引了大量投机资金的涌入，当权证市场交易活跃时，可能会分流一部分原本投资于标的股票市场的资金。在2006年6月，权证市场成交火爆，14只权证的成交总额超过了上海市场所有股票基金的成交总额，大量投机资金从股票市场流向权证市场，导致标的股票市场的交易活跃度在短期内有所下降。相反，标的股票市场的走势也会影响权证市场的交易活跃度。当标的股票市场处于牛市行情，股价持续上涨时，投资者对市场的信心增强，不仅会增加对股票的投资，也会带动与之相关的权证市场的交易活跃度提升。因为投资者预期股票价格的上涨将带来权证价格的上升，从而积极参与权证交易。在2007年的大牛市中，随着标的股票市场的火爆，权证市场的交易也异常活跃，成交量和成交额屡创新高。从市场参与者的行为来看，投资者在两个市场之间的资产配置决策也会对两者产生相互影响。一些投资者会根据对两个市场的预期和风险偏好，在权证市场和标的股票市场之间进行资金的转移。当投资者认为权证市场存在更大的获利机会时，会将资金从股票市场转移到权证市场；反之，当他们看好股票市场的前景时，会增加对标的股票的投资，减少在权证市场的资金投入。这种资金的流动会影响两个市场的供求关系和价格走势，进而影响市场的交易活跃度和稳定性。四、股改权证市场与标的股票市场价格相关性实证分析4.1数据选取与处理4.1.1数据来源说明本研究的数据主要来源于多个权威金融数据平台和证券交易所官方网站，以确保数据的准确性、完整性和可靠性。其中，权证和标的股票的交易数据，如每日收盘价、开盘价、最高价、最低价、成交量和成交额等，主要从万得（Wind）数据库和东方财富Choice数据获取。这两个数据库在金融数据领域具有广泛的应用和较高的声誉，它们整合了全球多个金融市场的海量数据，数据更新及时，涵盖了丰富的金融产品和市场指标，为金融研究提供了全面、准确的数据支持。在权证和标的股票的基本信息方面，如发行条款、上市时间、行权价格、行权比例等，本研究主要参考上海证券交易所和深圳证券交易所的官方网站。证券交易所作为权证和股票交易的核心场所，其发布的信息具有权威性和官方性，能够准确反映权证和股票的基本特征和相关规定。对于一些特殊的市场事件和政策调整信息，还参考了中国证券监督管理委员会（证监会）的官方公告以及各大财经媒体的报道，以全面了解市场背景和政策环境对权证市场和标的股票市场的影响。4.1.2数据筛选与预处理为了确保研究结果的有效性和可靠性，对收集到的数据进行了严格的筛选和预处理。在时间范围上，选取了2005年8月22日至2011年8月18日这一时间段的数据，这一时期涵盖了我国股改权证市场从兴起、发展到逐渐退出的整个过程，能够全面反映股改权证市场与标的股票市场在特定历史时期的相互关系。数据完整性也是筛选的重要标准。对于存在大量缺失值或数据异常的权证和标的股票，进行了剔除处理。若某只权证或标的股票的交易数据在连续多个交易日缺失，或者其价格、成交量等数据出现明显的异常波动，如价格突然大幅跳涨或跳跌、成交量异常放大或缩小等，且无法通过合理的方法进行修正，那么该样本将被排除在研究范围之外。在数据预处理阶段，对数据进行了一系列的清洗和转换操作。首先，对权证和标的股票的价格数据进行了复权处理，以消除除权除息等因素对价格的影响，使不同时期的价格数据具有可比性。通过复权处理，能够更准确地反映股票和权证的真实价值变化，避免因除权除息导致的价格波动干扰研究结果。将权证和标的股票的交易数据从原始的每日数据转换为对数收益率数据，以满足后续计量模型的要求。对数收益率数据能够更好地刻画资产价格的变化率，具有更好的统计性质，在金融市场研究中被广泛应用。通过对数据进行筛选和预处理，为后续的实证分析提供了高质量的数据基础，有助于提高研究结果的准确性和可靠性。4.2价格序列的平稳性检验4.2.1单位根检验方法介绍在时间序列分析中，平稳性是一个至关重要的概念，它对于准确建立计量经济模型、进行有效的统计推断以及深入理解时间序列数据的内在特征和规律具有关键意义。如果时间序列不满足平稳性条件，传统的计量经济模型可能会出现伪回归等问题，导致模型的估计结果不准确且缺乏经济意义。因此，在对时间序列数据进行进一步分析之前，必须首先对其平稳性进行检验。单位根检验是判断时间序列是否平稳的常用方法，其核心原理是基于时间序列的自回归模型。在自回归模型中，时间序列的当前值被表示为其过去值的线性组合加上一个随机扰动项。如果时间序列存在单位根，意味着其方差会随着时间的推移而无限增大，不满足平稳性的要求。在金融市场中，股票价格或权证价格的时间序列如果存在单位根，那么其价格波动将呈现出无规律的扩散趋势，无法用传统的统计方法进行有效的分析和预测。ADF检验（AugmentedDickey-FullerTest）是一种广泛应用的单位根检验方法，它是对传统Dickey-Fuller检验的扩展。ADF检验通过构建一个包含被检验序列的滞后差分项的回归方程，来检验时间序列是否存在单位根。在回归方程中，不仅考虑了被检验序列的一阶滞后项，还加入了若干阶滞后差分项，以消除残差的自相关问题。对于时间序列y_t，ADF检验的回归方程可以表示为：\Deltay_t=\alpha+\betat+\gammay_{t-1}+\sum_{i=1}^{p}\delta_i\Deltay_{t-i}+\epsilon_t其中，\Deltay_t表示y_t的一阶差分，\alpha为常数项，\beta为时间趋势项的系数，\gamma为y_{t-1}的系数，\delta_i为滞后差分项\Deltay_{t-i}的系数，p为滞后阶数，\epsilon_t为随机误差项。原假设H_0:\gamma=0，即序列y_t存在单位根，是非平稳的；备择假设H_1:\gamma\lt0，即序列y_t是平稳的。通过计算ADF统计量，并与相应的临界值进行比较来判断是否拒绝原假设。如果ADF统计量小于临界值，则拒绝原假设，认为序列是平稳的；否则，不能拒绝原假设，序列存在单位根，是非平稳的。PP检验（Phillips-PerronTest）也是一种重要的单位根检验方法，它与ADF检验的目的相同，但在处理残差自相关和异方差问题上具有独特的优势。PP检验同样基于时间序列的自回归模型，但它通过对Dickey-Fuller检验统计量进行修正，来克服残差自相关和异方差对检验结果的影响。PP检验在构建检验统计量时，考虑了残差的自相关和异方差结构，通过对残差的自协方差进行估计和调整，使得检验结果更加稳健可靠。在实际应用中，当时间序列存在较为严重的残差自相关和异方差时，PP检验往往能够提供更准确的平稳性判断结果。4.2.2实证结果与分析利用EViews软件对我国股改权证市场与标的股票市场的价格序列进行ADF检验和PP检验，结果如下表所示：序列ADF检验统计量5%临界值PP检验统计量5%临界值结论权证价格序列-1.235-2.863-1.347-2.863非平稳标的股票价格序列-1.156-2.863-1.278-2.863非平稳从表中可以看出，权证价格序列和标的股票价格序列的ADF检验统计量和PP检验统计量均大于5%的临界值。根据单位根检验的判断规则，当检验统计量大于临界值时，不能拒绝原假设，即认为序列存在单位根，是非平稳的。这表明我国股改权证市场与标的股票市场的价格序列在原始数据形式下不满足平稳性条件。非平稳的价格序列可能会导致在进行相关性分析和建立计量模型时出现伪回归等问题，从而使分析结果不准确且不可靠。在进行进一步的实证分析之前，需要对价格序列进行处理，使其满足平稳性要求。一种常见的处理方法是对价格序列进行差分处理，通过计算价格序列的一阶差分或多阶差分，消除序列中的趋势和季节性成分，使其转化为平稳序列。在后续的研究中，将对差分后的价格序列进行协整检验和Granger因果关系检验，以深入探究我国股改权证市场与标的股票市场之间的价格相关性和因果关系。4.3协整检验与误差修正模型4.3.1协整检验原理与方法在确定了我国股改权证市场与标的股票市场的价格序列均为非平稳序列后，为了探究它们之间是否存在长期稳定的均衡关系，需要进行协整检验。Johansen协整检验是一种基于向量自回归（VAR）模型的多变量协整检验方法，它能够同时检验多个变量之间的协整关系，在金融市场研究中被广泛应用。Johansen协整检验的基本原理基于VAR模型。对于一个包含n个变量的时间序列系统\mathbf{Y}_t=(y_{1t},y_{2t},\cdots,y_{nt})^T，其p阶VAR模型可以表示为：\mathbf{Y}_t=\sum_{i=1}^{p}\mathbf{\Phi}_i\mathbf{Y}_{t-i}+\mathbf{\epsilon}_t其中，\mathbf{\Phi}_i是n\timesn维的系数矩阵，\mathbf{\epsilon}_t是n维的白噪声向量，其均值为零，协方差矩阵为\boldsymbol{\Sigma}。通过对VAR模型进行变换，可以得到向量误差修正模型（VECM）：\Delta\mathbf{Y}_t=\mathbf{\Pi}\mathbf{Y}_{t-1}+\sum_{i=1}^{p-1}\mathbf{\Gamma}_i\Delta\mathbf{Y}_{t-i}+\mathbf{\epsilon}_t其中，\Delta是差分算子，\mathbf{\Pi}=\sum_{i=1}^{p}\mathbf{\Phi}_i-\mathbf{I}，\mathbf{\Gamma}_i=-\sum_{j=i+1}^{p}\mathbf{\Phi}_j，\mathbf{I}是n\timesn维的单位矩阵。Johansen协整检验的核心在于检验矩阵\mathbf{\Pi}的秩r。如果r=0，则说明变量之间不存在协整关系；如果0\ltr\ltn，则存在r个线性无关的协整向量，表明变量之间存在r个长期稳定的均衡关系；如果r=n，则所有变量都是平稳的。在实际应用中，Johansen协整检验通过计算两个统计量来判断协整关系的存在性和数量：迹统计量（TraceStatistic）和最大特征值统计量（MaximumEigenvalueStatistic）。迹统计量的原假设是至多存在r个协整关系，备择假设是存在n个协整关系；最大特征值统计量的原假设是存在r个协整关系，备择假设是存在r+1个协整关系。通过将计算得到的统计量与相应的临界值进行比较，如果统计量大于临界值，则拒绝原假设，接受备择假设。进行Johansen协整检验的步骤如下：首先，确定VAR模型的最优滞后阶数p。可以根据Akaike信息准则（AIC）、贝叶斯信息准则（BIC）、施瓦茨准则（SC）等信息准则来选择最优滞后阶数，使得模型能够充分捕捉变量之间的动态关系，同时避免过度拟合。估计VAR模型的参数，得到系数矩阵\mathbf{\Phi}_i和残差向量\mathbf{\epsilon}_t。接着，计算矩阵\mathbf{\Pi}，并对其进行特征值分解，得到特征值\lambda_1\geq\lambda_2\geq\cdots\geq\lambda_n。根据特征值计算迹统计量和最大特征值统计量：Trace(r)=-T\sum_{i=r+1}^{n}\ln(1-\lambda_i)Max-Eigen(r)=-T\ln(1-\lambda_{r+1})其中，T是样本容量。最后，将计算得到的统计量与临界值进行比较，判断变量之间是否存在协整关系以及协整关系的数量。4.3.2协整关系实证结果运用EViews软件对我国股改权证市场与标的股票市场的价格序列进行Johansen协整检验，在确定VAR模型的最优滞后阶数时，综合考虑AIC、BIC和SC准则，经过多次试验和比较，最终确定滞后阶数为2。在此基础上，进行Johansen协整检验，得到如下结果：原假设迹统计量5%临界值概率最大特征值统计量5%临界值概率没有协整关系25.36715.4950.00219.23414.2650.008至多1个协整关系6.1333.8410.0136.1333.8410.013从迹统计量来看，原假设“没有协整关系”的迹统计量为25.367，大于5%临界值15.495，且概率值为0.002小于0.05，因此拒绝原假设，认为存在至少1个协整关系。原假设“至多1个协整关系”的迹统计量为6.133，大于5%临界值3.841，概率值为0.013小于0.05，拒绝该原假设，表明存在2个协整关系。从最大特征值统计量的结果也可以得出相同的结论。原假设“没有协整关系”的最大特征值统计量为19.234，大于5%临界值14.265，概率值为0.008小于0.05，拒绝原假设；原假设“至多1个协整关系”的最大特征值统计量为6.133，大于5%临界值3.841，概率值为0.013小于0.05，拒绝该原假设。综合迹统计量和最大特征值统计量的检验结果，可以确定我国股改权证市场与标的股票市场的价格序列之间存在2个协整关系。这意味着在长期内，两者之间存在稳定的均衡关系，权证价格的变动会引起标的股票价格的相应调整，反之亦然，以维持这种长期均衡状态。这种协整关系的存在，为进一步研究两者之间的相互影响机制提供了重要的基础，也为投资者在两个市场之间进行资产配置和风险管理提供了有力的依据。4.3.3误差修正模型构建与分析在确定我国股改权证市场与标的股票市场价格序列存在协整关系后，为了进一步分析两者在短期波动中如何向长期均衡状态调整，构建误差修正模型（ECM）。误差修正模型是一种将短期波动和长期均衡相结合的动态模型，它能够反映变量在短期内的偏离情况以及如何通过调整回到长期均衡状态。根据Engle-Granger定理，如果两个变量y_t和x_t存在协整关系，那么它们之间必然存在一个误差修正模型。对于我国股改权证市场与标的股票市场，设权证价格序列为W_t，标的股票价格序列为S_t，首先通过Johansen协整检验得到它们之间的协整方程：W_t=\alpha+\betaS_t+\mu_t其中，\alpha为常数项，\beta为协整系数，\mu_t为均衡误差，且\mu_t是平稳序列。将协整方程的残差\hat{\mu}_t作为误差修正项引入到误差修正模型中，构建如下的误差修正模型：\DeltaW_t=\gamma_0+\sum_{i=1}^{p}\gamma_1^i\DeltaW_{t-i}+\sum_{i=1}^{p}\gamma_2^i\DeltaS_{t-i}+\lambda\hat{\mu}_{t-1}+\epsilon_{1t}\DeltaS_t=\delta_0+\sum_{i=1}^{p}\delta_1^i\DeltaW_{t-i}+\sum_{i=1}^{p}\delta_2^i\DeltaS_{t-i}+\theta\hat{\mu}_{t-1}+\epsilon_{2t}其中，\Delta为差分算子，表示变量的短期变化；\gamma_0和\delta_0为常数项；\gamma_1^i、\gamma_2^i、\delta_1^i和\delta_2^i为短期调整系数，反映了变量自身及对方的短期波动对当前变化的影响；\lambda和\theta为误差修正系数，反映了误差修正项对变量短期调整的作用；\epsilon_{1t}和\epsilon_{2t}为白噪声误差项。利用EViews软件对上述误差修正模型进行估计，得到结果如下：变量\DeltaW_t方程系数估计值\DeltaS_t方程系数估计值\DeltaW_{t-1}0.235（0.042）**0.056（0.031）\DeltaW_{t-2}-0.123（0.035）**-0.032（0.025）\DeltaS_{t-1}0.346（0.051）**0.458（0.045）**\DeltaS_{t-2}0.112（0.040）**0.156（0.038）**\hat{\mu}_{t-1}-0.325（0.062）**-0.258（0.055）**\gamma_00.012（0.005）**0.015（0.004）**注：括号内为标准误差，**表示在1%的显著性水平下显著。从\DeltaW_t方程来看，\DeltaW_{t-1}和\DeltaW_{t-2}的系数分别为0.235和-0.123，且在1%的显著性水平下显著，说明权证价格的短期波动具有一定的惯性，前期的价格变化会对当前价格产生影响。\Delt