張 靜 宋福鐵

（華東理工大學商學院，上海 200237）

上證ETF50期權上市對標的股票的影響
——基于流動性和波動性的視角

張 靜 宋福鐵

（華東理工大學商學院，上海 200237）

隨著中國金融市場首只場內期權——上證ETF50期權于2015年2月9日上市，期權市場的作用及其對現(xiàn)貨市場的影響引起廣泛關注。本文利用流動性、波動性等指標和GARCH、TGARCH模型分別對比研究該期權的宣布和上市對其標的成分股流動性和波動性的影響。結果表明，在期權宣布日之后樣本股的波動性和流動性立即發(fā)生變化，期權的宣布和上市可提高樣本股的流動性、降低樣本股的波動性，且上市日對樣本股的影響顯著強于宣布日；在期權宣布后利空消息導致樣本股的波動更大。最后本文建議政府應當適當推動和促進衍生品市場的發(fā)展。

ETF50期權；標的股票；波動性；流動性

一、引言

金融衍生品作為規(guī)避市場風險、進行套期保值的工具，越來越受到廣大投資者的青睞。隨著金融衍生品市場的發(fā)展，股指期權也得到了迅速發(fā)展。股指期權起源于美國，1983年芝加哥期權交易所（CBOE）推出了首只股指期權標準普爾100股指期權，隨后標準普爾500期權、納斯達克100指數(shù)期權等60多個股指期權陸續(xù)出現(xiàn)；近幾年亞洲衍生品市場也迅速發(fā)展，韓國股指期權市場逐漸取代了美國在股指期權市場的核心地位，其中以KOSPI200股指期權表現(xiàn)最佳；隨后印度、新加坡、中國臺灣、中國香港都開始進行股指期權的交易。與其他國家和地區(qū)相比，中國境內的衍生品市場發(fā)展時間比較短、交易規(guī)模較小且品種不全面，監(jiān)管層缺乏相應的管理經驗。借鑒國外成熟的衍生品市場，一般在股指期貨推出一年以后會推出股指期權。我國于2010年4月推出滬深300股指期貨，為了金融市場的健康發(fā)展，于2015年2月9日推出了上證ETF50期權，國內首只場內指數(shù)期權誕生，同時ETF50期權的上市也為日后個股期權的推出做了鋪墊。然而從2015年6月12日開始，中國A股市場經歷了歷史上從未有過的斷崖式下跌，證監(jiān)會試圖通過限制部分衍生品的交易來穩(wěn)定股票市場的劇烈波動，此時部分衍生品的交易被看作是股票市場劇烈波動的根源。本文對2015年1月9日宣布、2月9日上市的上證ETF50指數(shù)期權對標的股票的流動性和波動性產生的影響進行對比研究，同時驗證ETF50期權的上市交易是否加劇標的股票市場的不穩(wěn)定。

更多的文獻研究期權交易對股票市場的影響，只有少數(shù)文獻研究指數(shù)期權的上市對指數(shù)成分股的影響。早期的研究集中于期權上市對股票市場質量的影響。庫馬爾等（Kumar等，1995）研究了日經225指數(shù)期權上市對標的股票產生的影響。其研究表明隨著指數(shù)期權的上市，標的股票的交易量、波動率和買賣價差均有所下降，并推測出現(xiàn)這種情況的原因是投機性的交易活動可能從標的股票市場轉移到期權市場。劉清華（Shinhua Liu，2009）采用控制變量方法研究標普100指數(shù)期權上市對標的股票產生的影響，得出期權上市會使得標的成分股的交易量、買賣價差、波動率降低，但對于價格和系統(tǒng)性風險并沒有大的影響，同時也證明市場出現(xiàn)不好的波動并不是由衍生品交易帶來的，關閉衍生品交易市場的行為不可取。馬祖斯（Khelifa Mazouz，2004）用時變方差的方法研究芝加哥期權交易所期權上市對股票波動率的影響，文中運用GARCH（1，1）模型對比樣本股票和控制樣本股票的波動性變化，發(fā)現(xiàn)期權上市并沒有對股票的波動性產生顯著影響。陳（Weipeng Chen，2011）研究了美國SPDR期權上市對SPDR市場質量的影響以及是否導致SPDR價格發(fā)現(xiàn)功能的提高，結果表明SPDR期權的上市提高了市場的流動性和價格發(fā)現(xiàn)功能。庫馬爾等（1998）研究了美國市場上的股票期權交易，他們發(fā)現(xiàn)期權引入提高了標的股票市場質量，個股期權的上市降低標的股票市場的波動性和買賣價差，另外研究表明個股期權的上市提高了市場深度、交易量、交易頻率和交易規(guī)模。哈桑（Hasan，2011）、維普爾（Vipul，2006）、楊（Yang J，2012）等對亞洲、印度、韓國市場也做了類似研究。

除了研究期貨、期權市場對現(xiàn)貨市場的單向影響，亦有學者研究期貨、期權市場和現(xiàn)貨市場間的相互影響。楊（Jian Yang，2012）利用高頻數(shù)據(jù)證明股指期貨和現(xiàn)貨市場之間的波動性是相互傳播的。熊熊和張宇（2011）以韓國KOSPI200股指期權為例，運用GARCH族模型研究KOSPI200股指期權上市對KOSPI200指數(shù)以及KOSPI200指數(shù)期貨市場產生的影響，結果顯示標的指數(shù)和指數(shù)期貨市場的波動性均加大，但現(xiàn)貨市場不對稱性的增大導致期貨市場的不對稱性降低。岳華（2014）利用CSI300股指期貨與指數(shù)的日收盤價建立誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)兩者之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系，再通過建立的EGARCH模型分析得出，股指期貨并沒有對現(xiàn)貨市場的波動起到穩(wěn)定作用。丹尼爾森、內斯和沃爾（Danielsen、Ness和Warr，2007）選取1993—2002年紐約證券交易所和納斯達克證券交易所交易的股票數(shù)據(jù)，研究股指期權的上市與股票市場的流動性變化的因果關系，結果表明在期權上市之前標的股票流動性已發(fā)生變化。林德斯特倫（Lundstrum，2015）選取LEAPS為期權標的，再度研究期權上市與標的成分股流動性的相互影響，發(fā)現(xiàn)流動性在期權上市后23天顯著提高。

二、樣本、數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計

上證ETF50是上海證券交易所最具有代表性的藍籌指數(shù)之一，也是境內首只交易型開放式指數(shù)基金的跟蹤標的，指數(shù)標的具有良好的市場代表性、流動性和藍籌性。上證ETF50于2015年1月9日獲證監(jiān)會批準作為股票期權試點標的，于2015年2月9日在上海證券交易所正式上市，所以本文樣本區(qū)間選擇2014年8月6日—2015年7月15日，其中包括期權上市日（宣布日）前的104天和期權上市日（宣布日）后104天。我們選擇的研究窗口為（-104，-14）和（+14，+104），與大多數(shù)文獻類似，剔除27天是為避免期權上市（宣布）事件本身對市場產生的沖擊。對于樣本股的選擇，要求必須是在期權上市（宣布）后連續(xù)作為成分股進行交易的股票，經過對ETF50的50只成分股的檢驗，發(fā)現(xiàn)50只成分股中有16只股票在期權上市之后一段時間發(fā)生過并購重組、拆股，為避免這16只股票對整個實證結果產生影響將其剔除，最終樣本只包括34只股票。

選取變量為上證ETF50期權標的樣本股和滬深300指數(shù)的日交易量、日收盤價、日均價，表1為變量的描述性統(tǒng)計。

關于交易量，由表1可知，在ETF50期權上市日（宣布日）之后，標的成分股交易量的均值和標準差均大于上市日（宣布日）之前的均值和標準差。由此可初步判斷，ETF50期權宣布和上市提高了標的成分股的流動性。

關于標的股票成分股的收益率序列，由于ETF50期權上市后一段時間，恰逢中國股市劇烈波動，所以需剔除大盤對標的股票收益率的影響。本文選擇滬深300指數(shù)作為市場指數(shù)，不僅可剔除市場影響，一定程度上也剔除了滬深市場上規(guī)模大、流動性好、具有代表性的股票對標的股票的影響，計算第t天經市場調整的收益率的公式如下：

其中rt,i為樣本股票i在第t天的日收益率，Pt,i、Pt-1,i分別為股票第t、t-1天的收盤價， Pt,M、 Pt-1,M分別為市場第t、t-1天的收盤價。期權上市對成分股收益率波動性的影響可從成分股收益率波動率變化圖上直觀地看出（見圖1）。

從圖1可以看出，在剔除2015年1月9日期權宣布前后15天左右的時間（圖中用黑色實線在橫軸劃出剔除區(qū)域）后，樣本股的波動率有小幅下降；在剔除2015年2月9日期權上市前后15天左右的時間（圖中用黑色的雙箭頭線在橫軸100附近劃出該區(qū)域）后，標的股票收益率的波動性繼續(xù)下降，但上圖末端出現(xiàn)收益率波動性的激增，因為此時剛好是2015年6月12日中國股市遭遇的歷史大跌，個股收益率的變化強于市場收益率的變化，所以在本文所選的樣本區(qū)間內才表現(xiàn)出期權上市之后的收益率波動性的變化顯著大于期權上市前的收益率變化，而宣布日前后波動率的變化受樣本區(qū)間影響較小?？傊?，在期權上市日（宣布日）之后，標的股票收益率的波動率降低。

圖1：ETF50期權上市（宣布日）前后樣本股的收益率波動率變化圖

表1：ETF50樣本成分股交易量的描述性統(tǒng)計結果單位：百萬手

三、實證檢驗

選取上證ETF50期權作為研究對象，研究其上市日和宣布日對標的股票流動性和波動性的影響。流動性方面主要包括期權上市（宣布）以后對交易量以及市場深度等相關因素的影響；波動性方面主要運用GARCH（1，1）、TGARCH（1，1）模型進行研究。

（一）期權上市日（宣布日）對流動性的影響

1.交易量的變化。根據(jù)劉清華（2009）的研究，本文剔除大盤影響，用經市場調整的異常交易量（AVOL）來衡量交易量的變化，公式如式（2）：

其中Vi.post和Vi.pre分別是指數(shù)成分股i在期權上市日（宣布日）之后、之前的日平均交易量，Vm.post和Vm.pre則代表在期權上市日（宣布日）之后、之前市場的日平均交易量，期權上市日（宣布日）之后窗口為（+14，+104），期權上市日（宣布日）之前窗口為（-104，-14），i=1，…，34。原假設為期權上市（宣布）對交易量沒有影響，即AVOL=0。

統(tǒng)計結果如表2所示，在期權上市前后窗口分別為（-104，-14）、（+14，+104）時，計算所得到的異常交易量（AVOL）均值和中位數(shù)均顯著為正，表明ETF50期權的上市增加了標的股票的交易量，提高了整體流動性；同時，由異常交易量（AVOL）值小于零的比例來看，樣本股票當中有44.12%的股票交易量顯著下降，超過55%的樣本股票交易量在期權上市之后顯著上升。而關于宣布日的影響，結果顯示AVOL的均值和中位數(shù)均不顯著，所以從異常交易量的角度看，在宣布日前后樣本股流動性并沒有顯著變化。

2.交易深度的變化。單獨用期權上市（宣布）前后交易量的變化來說明流動性的變化是不全面的，之前大多數(shù)文獻都用買賣價差（bid-ask spread）的變動來衡量流動性變化，本文利用李（Lee）定義的交易深度，構造出新指標相對交易深度比率來衡量流動性。在檢驗期權上市（宣布）對標的股票交易深度的影響方面，也參考了斯金納（Skinner，1989）用于檢驗期權上市對收益率波動性影響的研究方法。首先從萬得數(shù)據(jù)庫獲得樣本標的股票在樣本區(qū)間內的流通股數(shù)量，計算出日相對交易深度，剔除大盤影響，第i只股票經市場調整的相對交易深度的表達式如式（3）：

其中，reldepthT,t,i為股票i在第t天的相對交易深度，depthT,t,i、depthT,t,M分別為股票i和市場在第t天的交易深度，depthT,i、depthT,M分別為股票i和市場在樣本區(qū)間內的平均交易深度。為更直觀地反映在期權上市之后交易深度的變化，定義股票i的相對交易深度比率（Depth Ratio）：

以期權上市日（宣布日）之后的日相對交易深度除以期權上市日（宣布日）之前的日相對交易深度；i=1，…，34；t為區(qū)間（-104，-14），（+14，+ 104），T=0，1。若該比率大于1則表明期權上市日（宣布日）之后標的股票的交易深度加大、流動性加強；若小于1則得出相反的結論。

統(tǒng)計結果如表3所示，在樣本區(qū)間內交易深度比率的均值和中位數(shù)均顯著大于1，說明期權的上市日（宣布日）增大了標的股票的交易深度，增強了標的股票的流動性，并且?guī)缀跛袠颖竟稍谄跈嗌鲜腥眨ㄐ既眨┲缶憩F(xiàn)出交易深度顯著增強的趨勢；對比上市日和宣布日對流動性的影響，上市日對樣本股流動性增強的影響強于宣布日。

由于交易深度自身會受其他因素的影響，例如交易量（volume）、日均價（price）、波動性（volatility）等，一般情況下交易深度會隨著交易量的增加而增加，會隨著價格和收益率方差的增大而減小。所以僅用指標法檢驗還不夠，接下來利用多元回歸，在控制其他相關因素不變的情況下，研究股票交易深度的變化是否僅僅由期權上市日（宣布日）引起，回歸方程如下：

其中被解釋變量DepthRati是交易深度比率，解釋變量為交易量比率，價格比率和方差比率（注：交易量比率、價格比率、方差比率的計算方式和交易深度比率的計算方法一致）。另外關于收益率方差的計算，公式如式（6）：

表2：期權上市日（宣布日）對標的成分股的交易量的影響

表3：期權上市日（宣布日）對標的成分股交易深度的影響

其中rt,i為第t天股票的收益率，rˉ為樣本時間段內股票的平均收益率。

最小二乘回歸結果如表4所示，可發(fā)現(xiàn)在1%的顯著性水平下，控制其他影響交易深度比率變化的因素后，常數(shù)項的回歸結果顯著為正，說明隨著ETF50期權的上市、宣布，股票的交易深度比率表現(xiàn)出增大的趨勢，即期權的上市、宣布增強了標的股票的流動；最后，對比期權上市日、宣布日回歸結果的常數(shù)項，發(fā)現(xiàn)上市日對樣本股票流動性的影響強于宣布日。

表4：期權上市日（宣布日）對交易深度影響的多元回歸結果

在流動性變化方面，本文與庫爾馬等（1995，1998）、劉清華（2009）的研究結果存在差異。已有研究表明，在期權上市之后標的成分股的流動性會降低，因為基于金融衍生品本身具有的套利性質，股指期權上市會造成市場上股票交易者從股票市場轉移到期權市場，從而降低標的股票市場的流動性。但上證ETF50期權上市（宣布）后，標的股票的流動性卻是上升的，可能是由于我國目前處于衍生品市場發(fā)展初期，與國外市場相比，衍生品受關注程度不高。

（二）上證ETF50期權上市對標的成分股票波動性的影響

1.GARCH（1，1）模型的檢驗。為了確定指數(shù)期權上市（宣布）后收益率波動性的變化，本文應用GARCH（1，1）模型來解決波動性變化的問題。該模型已被證明是用于衡量時間序列條件方差的標準化模型，GARCH（1，1）模型如式（7）、（8）、（9）所示：

其中方程（7）為收益率rt的條件均值方程；方程（9）為條件方差方程；方程（8）中vt是獨立同分布過程，即E(vt)=0，E(vt2)=1。

利用GARCH（1，1）模型估計出ETF50期權上市日（宣布日）前、后兩個階段的α0、α1、 β1，由這三個參數(shù)的值來確定過去的信息是否對當前股票收益率的波動性產生顯著影響，同時，由α0、α1、β1計算出期權上市日（宣布日）前后的長期均衡波動率，并對比分析。

首先，對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文對34只樣本股票期權上市前、后的收益率的時間序列進行ADF檢驗，剔除5只存在單位根的樣本股，對余下29只平穩(wěn)的收益率時間序列做自回歸，發(fā)現(xiàn)殘差序列存在明顯的波動集聚性，因此判斷這些樣本股票的時間序列殘差存在條件異方差。同樣，宣布日前、后收益率時間序列也有相似結果。

對篩選過的29只樣本股票在ETF50期權上市前、后，23只樣本股在期權上市前、后分別做GARCH（1，1）檢驗①。在期權上市前ARCH項系數(shù)有26個顯著，但在上市后只剩4個顯著，說明期權上市降低了標的股的波動集聚性；在期權上市前GARCH項系數(shù)有24只股票是顯著的，上市后GARCH項系數(shù)顯著增大有11只、顯著下降有13只。從GARCH（1，1）模型的GARCH項來看，樣本股收益率波動性并未表現(xiàn)出長期趨勢性變化；樣本股的長期均衡波動率在期權上市之后全部降低，因此可判斷期權上市降低了標的成分股收益率的波動性。在期權宣布前ARCH項系數(shù)有17只顯著，宣布后僅7只顯著，也說明期權宣布降低了樣本股的波動集聚性；關于GARCH項的系數(shù)，宣布前有23只顯著，宣布后僅12只顯著，證實期權宣布對樣本股的波動率長期沒有顯著影響；72.7%的股票長期均衡波動率在期權宣布后降低，同樣得出期權宣布降低標的股票波動性的結論。本文與庫馬爾等（1995，1998）、劉清華（2009）的研究結果類似，均說明指數(shù)期權的上市交易降低了成分股收益率的波動性。

通過GARCH（1，1）模型對標的成分股收益率波動性的衡量，可以發(fā)現(xiàn)期權上市日（宣布日）降低了樣本股收益率的波動性，但長期并未對樣本股收益率的波動性產生趨勢性影響，對比上市日、宣布日對波動性的影響，上市日對樣本股收益率波動的影響比宣布日更加顯著。

2.TGARCH（1，1）模型的檢驗。由于GARCH模型只考慮對稱分布，并未考慮利好、利空消息對波動率的影響，且TGARCH模型已被廣泛應用于各國市場以檢驗市場是否存在非對稱性，所以本文利用TGARCH（1，1）模型擬合期權上市日（宣布日）前、后收益率的時間序列，驗證期權上市日（宣布日）前、后樣本股收益率的波動性是否存在非對稱現(xiàn)象。

TGARCH模型是由扎科安(Zakoian，1990）等人提出的用于驗證股市是否存在非對稱現(xiàn)象的模型。TGARCH模型在GARCH模型的基礎上，以區(qū)分均值方程擾動項為條件，在波動方程中加入虛擬變量來檢驗波動非對稱性。

方程（10）中，dt-1是一個虛擬變量，當εt-1＜0時，dt-1=1；當εt-1≥0時，dt-1=0。只要γ不顯著為0，就存在非對稱性；方程（10）為條件方差方程，其中 εt-12項為ARCH項、ht-1為GARCH項、γεt-12dt-1為TGARCH項（非對稱項）。方程中εt-1≥0表示利好的消息，εt-1＜0表示利空的消息。對于TGARCH模型，利好和利空消息的影響是有差異的，利好消息對波動有α1倍的沖擊，而利空消息對波動有α1+γ倍的沖擊。若γ不顯著為0，則存在杠桿效應，若γ顯著大于0，說明利空消息將加大波動性；若γ顯著小于0，說明利空消息將減小波動性。

利用TGARCH（1，1）模型估計ETF50期權上市日（宣布日）前、后樣本股收益率序列的TGARCH項，由TGARCH項系數(shù)來研究利好、利空消息是否對樣本股在期權上市日（宣布日）前、后的收益率波動產生不對稱的影響。首先將34只樣本股在期權上市日（宣布日）前、后的收益率序列做處理，取34只樣本股各階段收益率的均值，形成新的時間序列，以便更好地擬合TGARCH（1，1）模型。對新的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)均為平穩(wěn)的時間序列，且分別對四個時間序列做收益率的自回歸，發(fā)現(xiàn)其殘差序列均存在明顯的波動集聚性，表明其殘差序列存在條件異方差性。

表5：期權上市日（宣布日）前、后TGARCH（1，1）模型模擬系數(shù)統(tǒng)計

表5為期權上市日（宣布日）前、后樣本股四個收益率時間序列擬合的TGARCH（1，1）模型的系數(shù)統(tǒng)計。結果顯示，期權上市日（宣布日）前、后ARCH項和GARCH項系數(shù)的變化與GARCH（1，1）所得結論并不矛盾。TGARCH項在期權宣布日前后均顯著不為0，表明收益率的波動存在非對稱性。由系數(shù)的變化可知，在期權宣布日后，樣本股收益率波動對負面信息的反應增強。關于期權上市日之后的TGARCH（1，1）模型，TGARCH項系數(shù)在10%的顯著性水平下不顯著，說明在期權上市之后，樣本股收益率的波動對利好、利空消息不存在非對稱性。本文與熊熊（2011）研究的結論類似，均說明指數(shù)衍生品宣布后現(xiàn)貨市場不對稱性增加；本文與岳華（2014）的研究結果稍有偏差，在一定程度上說明衍生品的上市穩(wěn)定了現(xiàn)貨市場的波動。

綜上，在期權宣布日之后樣本股波動性的集聚性降低，樣本股收益率的長期波動可能表現(xiàn)出先上升后下降的趨勢。對于利空的消息，樣本股的收益率表現(xiàn)出更大的波動性，存在顯著的杠桿效應；針對期權上市日后的TGARCH模型，并不存在杠桿效應，即無論出現(xiàn)利好或利空消息對樣本股收益率波動性的影響都是對稱的。

四、結論

隨著全球金融衍生品市場的迅速發(fā)展，很多學者就衍生品市場的發(fā)展對股市的影響做了各方面的研究，不同的地域背景得出不同的結論。本文主要研究2015年1月9日宣布、2015年2月9日上市的ETF50期權對標的成分股股票的流動性和波動性的影響，并對比上市日和宣布日對樣本流動性和波動性影響程度的大小以及不同消息對收益率波動的影響是否對稱，得出以下結論：

第一，期權的上市日（宣布日）增強了樣本股的流動性，且上市日對流動性的影響強于宣布日。本文利用異常交易量和創(chuàng)新指標相對交易深度比率來檢驗流動性的變化，結果表明ETF50期權宣布日后樣本股票的流動性增強，期權上市增強了標的成分股的流動性；在控制可能影響交易深度的其他因素之后，結果仍表明，期權上市日（宣布日）導致交易深度增加，且上市日的影響更大。

第二，期權的上市日（宣布日）降低了標的股票收益率的波動性，且期權宣布日后波動性立即發(fā)生變化，但上市日的影響整體強于宣布日。本文首先對收益率進行描述性統(tǒng)計，結果表明在期權宣布上市后，收益率的波動性發(fā)生小幅降低；隨著期權正式上市收益率的波動性再次降低并維持，直至2015 年6月中旬，此時中國股市出現(xiàn)大跌，由于個股收益率的變化強于市場收益率的變化，才表現(xiàn)出在樣本區(qū)間末端收益率波動性增大。最后，利用GARCH （1，1）模型對標的股票的收益率進行分析，得出期權上市日（宣布日）后標的股票收益率的波動率降低，且上市日的影響顯著強于宣布日。

第三，期權宣布日后股票收益率對利空消息表現(xiàn)出更大的波動，而上市日后不存在非對稱性。本文利用TGARCH（1，1）模型檢驗出宣布日后樣本股的收益率對利好、利空消息出現(xiàn)非對稱性波動，且在期權宣布日后樣本股的收益率對利空消息表現(xiàn)出更大的波動性。

綜上所述，上證ETF50期權上市（宣布）導致標的成分股流動性增強、收益率波動率降低，且在期權宣布日后，股票收益率波動性存在非對稱性。同時，結合中國金融市場的發(fā)展和近期ETF50期權交易的不活躍，建議政府在穩(wěn)定市場的前提下，積極鼓勵扶持衍生品市場的發(fā)展，不能將在股市上出現(xiàn)的不正常波動原因全部歸結于衍生品市場，以此來促進中國金融市場的進一步健康全面發(fā)展。

注：

①受限于文章篇幅，故GARCH模型估計結果表略去，文中只說明其估計結論。

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[14]岳華，潘圣輝.股指期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性影響的實證研究——基于滬深300股指期貨[J].山東社會科學，2014，（12）.

[15]王琦.股指期權對標的指數(shù)波動性影響研究——以韓國為例[D].遼寧大學，2013.

The Impact of 50ETF Option Listed on the Underlying Stocks——Based on the Perspective of Liquidity and Volatility

Zhang Jing Song Futie
（Business School of East China University of Science and Technology，Shanghai 200237）

The SSE 50ETF Option，the first exchange traded option in China′s financial market，has been listed on February 9，2015.The role of the option market and its influence on the spot market are worth exploring.By using the liquidity，volatility，GARCH model，TGARCH model and other indicators，we make a comparative study on the influences of the announcement and listing of the 50ETF Option on the liquidity and volatility of its underlying constituent stocks respectively.The results show that the liquidity and volatility of the sample stock change immediately after the announcement date of the option.The announcement and listing of option can increase the liquidity of the sample stocks and decrease their volatility，and their influences on the listing date are significantly greater than those on the announcement date.Bad news result in the greater volatility of the sample stocks after the announcement of option.Finally，we suggest that the China′s government should vigorously promote and facilitate the development of the derivatives market.

50ETF option，underlying stock，volatility，liquidity

F830.91

A

1674-2265（2016）03-0059-07

（特約編輯 齊稚平；校對 GQ，SJ）

2016-2-15

張靜，女，華東理工大學，研究方向為金融計量；宋福鐵，男，華東理工大學商學院教授，博士生導師，研究方向為資產定價、金融計量。