期权平价关系在中国市场的实证检验..docVIP

期权平价关系在中国市场的实证检验 冯雪微 金融工程二班 2008301200030 数据的搜集和整理 选取包钢JTB1和包钢JTP1两个权证，代码分别为580002和580995，标的股票为包钢股份，代码600010，两只权证的存续期为2006年3月31日到2007年3月23日，由于在2006年7月11日，股票有除权，执行价格有变动，所以我选取2006年7月11日之后的共167个数据。认购期权的执行价格K1=1.94，认沽期权的价格K2=2.37，波动率σ=0.3994，无风险利率r=0.0252，期限T=256，包钢股票现价S0=2.41。 二、Eviews实验结果及分析 （一）用OLS回归模型的结果 根据实验教材上OLS模型建立步骤，做出的结果如下： 图1 OLS回归结果 写成方程式为： Callt = -1.110509+0.548879Pt+0.844030St-0.002237t+μt t (-22.28757)(8.211087)(70.26389)(-9.099092) p (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) 调整的复判定系数（Adjusted R-squared）很显著，F统计量值很大，说明该方程对样本点的整体拟合效果是较好的。这里Pt和St的系数都接近于1，较显著，t的系数显著地小于零，但常数项显著地不等于零。 这说明回归模型参数估计较准确，但与期权评价关系还有很大出入的。 用ARCH-LM的检验残差项，结果如下： 图2 残差的ARCH效应检验结果 结果显示F统计量和LM统计量都是显著的，说明方程残差项具有ARCH效应。 （二）用GARCH模型分析序列call\p\s间的关系 带截距项GARCH方程估计 图3 带截距项GARCH方程估计结果 结果显示GARCH模型中的均值方程和方差方程中的系数都很显著，调整的复判定系数比较大，整体回归方程结果较好。 均值方程如下： Callt=-1.121352+0.597194Pt+0.834960St-0.001924t+μt t (-32.63280)(12.80655)(112.8595)(-13.56158) p (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) 当显著性水平等于0.01时，常数项、Pt、St、t在统计上均显著。这里Pt和St系数都接近于1 ，t的系数显著地小于零，但常数项显著地不等于零，与OLS回归结果一致。 2.无截距项GARCH模型 图4 无截距项GARCH方程估计结果 结果显示无截距项GARCH模型中的均值方程和方差方程中的系数也都很显著，调整的复判定系数比较大，整体回归方程结果较好。 写成方程如下：Callt=-0.378674Pt+0.521008St+0.001762t+μt t(-19.34249)(65.29889)(8.487913) p (0.0000) (0.0000) (0.0000) 这里Pt的系数接近于1但St的系数与比1小很多，不能验证期权平价关系。 在1%的显著性水平下，时间t的估计系数显著地小，且Pt及St在统计上显著地异于零，表明回归方程估计得较好。 回归结果P的系数为-0.378674，标准差是0.019577，对其进行H0:α=1的显著性检验，z=(0. 378674+1)/ 0.019577=70.4231,z值远大于二，说明看跌期权价格序列P的回归系数非常显著的异于1，不符合期权评价要求α=1的结果。回归结果S的系数为0.521008，标准差是0.007979，对其进行H0: β=1的显著性检验，z=(1-0.521008)/ 0.007979=60.0316,z值远大于二，说明看跌期权价格序列S的回归系数非常显著的异于1，不符合期权评价要求β=1的结果。这表明期权平价关系在中国权证市场不成立。 三、回归结果的分析和期权平价关系的论证 前面实证的结果表明期权平价关系很难成立，都与平价关系方程有出入，通过下面的步骤试找出其中的原因。 看涨权证序列Call，它的统计性描述结果如下： 图5 看涨期权价格序列的统计性描述 从结果中看到Call的标准差为0.778766，标准差很大。 看跌权证序列Pt,它的统计性描述结果如下： 图6 看跌期权价格序列的统计性描述 从结果中看到Pt的标准差为0.098572. 股票价格序列St,得到它的统计性描述结果如下： 图7 股票价格序列的统计性描述 从结果中得到S的标准差为1.050197，数值最大。 比较这三个序列的标准差可发现，