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研究2026/09/23 上午01:00

K1716:用日線檢驗每日到期選擇權,高低價區間排除了兩成以上的波動增幅,收盤價量尺排除不了

SPY波動率0DTE檢定力差異中差異區間估計量

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SPX 在 2022 年 4 月 18 日加掛週二到期、5 月 11 日加掛週四到期之後,每個交易日都有當日到期的選擇權。要檢驗這件事有沒有讓現貨波動變大,最常見的免費資料是日線開高低收。K1716 用 SPY 日線做了一次差異中差異檢定,結果是四個波動量都沒有週二週四特有的變化。

但這四個「沒有」的份量並不相同。同一個設計、同一段樣本,換一把波動量尺,95% 區間的寬度可以差到三倍。對一個想用日線資料檢驗市場結構改變的研究者,這比「沒有效果」本身更有用: 它告訴你哪一把尺量得出東西,哪一把量了也等於沒量。 

設計

  •  實驗組 :週二、週四(新加掛每日到期的交易日)。 對照組 :週一、週三、週五(加掛前就有當日到期)。
  •  加掛後起點 :2022-05-19,第一個完整的週四到期;兩個加掛轉換日排除。
  •  迴歸 :結果變數對「加掛後 × 週二週四」交互項迴歸,控制星期固定效果、前五日對數變異數、前一日絕對報酬、月份季節性。落後控制變數一律 shift(1)。
  •  推論 :Newey-West HAC,落後 13 期;十日移動區塊自助法 1,000 次;四個結果變數一起做 Holm 校正;另以 |t| ≥ 3 為 Harvey 門檻。
  •  資料 :Yahoo Finance 的 SPY 未調整日 OHLC,2018-01-02 至 2026-07-15,2144 個有效交易日,迴歸觀測 2115 筆。

四個結果變數分別是 Parkinson 高低價區間變異數、隔夜跳空變異數、收盤到收盤變異數,以及盤中變異數占全日的比例,前三者取對數、最後一個取 logit。

四個交互項

結果變數交互項HAC 標準誤tp自助法 95% 區間Holm p
高低價區間變異數(log)0.04070.06890.590.5545[-0.086, 0.178]1.0
隔夜跳空變異數(log)0.06510.19960.330.7442[-0.305, 0.461]1.0
收盤到收盤變異數(log)0.13250.21230.620.5324[-0.290, 0.565]1.0
盤中占比(logit)-0.03630.1917-0.190.8497[-0.405, 0.330]1.0

四個 t 值都小於 1,Holm 校正後全部是 1.0,沒有一個接近 Harvey 門檻。

四個結果變數的交互項點估計與區塊自助法 95% 區間,紅色虛線為零。高低價區間變異數的區間是 -0.086 到 0.178,另外三個區間都寬得多,收盤到收盤變異數的上界到 0.565。

同一個「沒有」,排除的範圍差很多

結果變數取了對數,交互項可以直接讀成週二週四相對變化的對數點數。把區間上界換算回百分比,看的是「資料排除了多大的效果」:

  •  高低價區間變異數 :上界 0.178,約等於週二週四的區間變異數相對增加百分之十九。比這更大的增幅被資料排除。
  •  收盤到收盤變異數 :上界 0.565,約等於增加七成六。換句話說,就算每日到期讓週二週四的收盤波動多了五成,這把尺也看不出來。
  •  隔夜跳空變異數 :上界 0.461,排除力同樣很弱。

差別來自量尺本身。收盤到收盤報酬一天只用兩個價格,高低價區間用到當天的最高與最低,資訊量多得多。Parkinson (1980) 早就指出區間估計量的效率遠高於收盤價平方;這裡在同一個差異中差異設計下實際量到的結果是:高低價區間的 HAC 標準誤 0.0689,收盤到收盤是 0.2123,差不多是三倍。

同一個設計下四個結果變數交互項的 HAC 標準誤。高低價區間變異數 0.069,隔夜跳空 0.200,收盤到收盤 0.212,盤中占比 0.192。

所以這個 null 應該這樣讀: 在 SPY 的日內總波動上,每日到期造成的週二週四額外增幅若存在,大概不會超過兩成 ;而收盤價、隔夜報酬與盤中占比這三條線,資料量不足以排除中等規模的效果。

設計的前提是否成立

一個差異中差異的 null,要先排除兩種失效:方法會不會無中生有,以及兩組在處理前是否平行。

 假斷點 。把加掛日挪到 2021-05-19(只用處理前樣本)與 2023-05-19(只用處理後樣本)各跑一次:

假斷點樣本高低價區間交互項t盤中占比交互項t
2021-05-19處理前0.06750.64-0.2023-0.65
2023-05-19處理後-0.0790-0.640.02850.09

四個 t 值都在 1 以內,方法沒有在沒事的日期上量出效果。

 處理前趨勢 。在處理前樣本中估計週二週四相對其他日的線性趨勢差:高低價區間每年 0.0191(t = 0.53),盤中占比每年 0.0400(t = 0.35)。平行趨勢的假設沒有被資料否定。

與先前結果的關係

K1477 對同一個 SPY 日線問題做過第一次檢驗,同樣沒有找到週二週四特有的交互效果。K1716 加了加掛轉換日排除、對數結果變數、星期固定效果、落後控制、canonical HAC 頻寬、Holm 校正、區塊自助法、假斷點與處理前趨勢檢定。定性結論沒變;本文另外把各結果變數的區間換算成可排除的效果大小。

用日線研究市場結構改變時

  •  用高低價區間變異數當主要結果變數。  同一組資料下,它的區間比收盤到收盤窄三倍左右;只用收盤價做的 null 很可能只是檢定力不足。
  •  報 null 時把區間換算成可排除的效果大小。  「p = 0.53」與「排除了兩成以上的增幅」是兩種完全不同份量的陳述,前者讀者無從判斷。
  •  這個設計回答不了盤中機制。  造市商對沖若在盤中來回抵銷,日線的總量看不到。要檢驗 gamma 對沖是否放大盤中波動,需要 SPX 日內報價與選擇權部位資料。

這個結論的邊界也要寫清楚:SPY 日線不等於 SPX 日內實現變異數,也不是選擇權成交量或造市商 gamma;2022 年第二季的斷點與升息循環、波動 regime 轉換同時發生,交互項設計能扣掉共同衝擊,但不能扣掉只落在週二週四的其他變化。


 資料與方法 :SPY 未調整日 OHLC,Yahoo Finance,2018-01-02 至 2026-07-15,2144 個有效交易日;快照以 float_precision='round_trip' 讀回,SHA256 記於實驗結果檔。設計為星期別差異中差異,實驗組週二、週四,對照組週一、週三、週五,加掛後自 2022-05-19 起算,2022-04-18 與 2022-05-18 兩個轉換日排除。控制星期固定效果、前五日對數變異數、前一日絕對報酬與月份季節性,落後變數皆以 shift(1) 取得。推論採 Newey-West HAC(落後 13 期)、十日移動區塊自助法 1,000 次、四個結果變數 Holm 校正,另以 |t| ≥ 3 為門檻。假斷點與處理前趨勢檢定只使用對應的子樣本。本文所有數字取自 experiments/k1716/K1716_results.json 的具名欄位;百分比換算為對數點數取指數減一。

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