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1 통계연구 (2014), 제 19 권제 2 호, 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 1) 김진호 2) 서병선 3) 요약 본연구는금과은가격을이용하여경제활동의예측에대하여분석하였다. 최근국제금융시장에서금과은의거래규모와가격변동성이증가하는추세이며, 국내에도 2014년 3월한국거래소금시장이개설된이후거래량이증가하고있다. 금융시장의상황과관련을보이는금-은가격스프레드는경제예측지표로사용된다. 하지만금과은가격은거시경제변수와갖는연계성이서로다르고거시경제상태에따라변동이커지므로금-은스프레드는비정상적시계열특성을갖고이를이용한경제예측은가성적회귀의위험을갖는다. 따라서본연구는금과은가격과함께경제활동변수와이자율을포함하여장기균형관계를분석하고여기서얻은균형관계로경제활동에대한예측력을측정하였다. 1990년 1월 2011년 12월월간자료로분석한결과, 산업생산은장기균형관계의이탈에대하여유의한반응을보이며산업생산이장기균형관계를초과하는경우산업생산이하락하는경향을발견하였다. 그리고경제활동의예측에서장기균형관계는예측력을향상시키는정보효과를찾을수있었다. 또한금과은가격을포함한장기균형관계는산업생산과함께개인소비에대하여도예측력을향상시키는결과를얻었다. JEL Classification: G15, G11 주요용어 : 경제활동, 금-은스프레드, 예측력, 장기균형관계 1. 서론 본연구는금과은가격을이용하여경제활동에대한예측가능성을분석하고자한다. 금과은은장식용귀금속, 또는각종공업에서활용되는원자재상품으로서의성격과함께금융투자자산으로서의특성을동시에갖고있다. 세계경제규모의확장에따라금속에대한수요가증가하고, 전통적인금융자산인주식이나채권의대체금융자산으로금의수요가늘면서최근국제금융시장에서금과은의거래규모와가격변동성이증가하는추세이다. 또한주요국가들이경쟁적으로통화정책의양적완화와저금리정책을수행하고이에연동하여금과은의수요와가격이변동하면서거시경제변수와의연계성이점차커지고있다. 특히금융위기와신용경색의시기에는금에대한수요의증가로금가격이급등하는현상으로인해금-은가격스프레드는금융시장의예측지표로흔히사용되고있다. 하지만금과은가격은거시경제변수와 1) 본논문은제 1 저자의석사학위논문일부를발전시켜완성되었다. 유익한논평을주신심사위원에게감사한다. 고려대학교특별연구비에의하여수행되었음. 2) 제 1 저자 : 한국개발연구원, 금융경제연구부전문연구원. 고려대학교대학원졸업. 3) 교신저자 : 고려대학교교수. 서울시성북구안암동고려대학교생명과학대학식품자원경제학과. Phone: 02) seomatteo@korea.ac.kr.

2 128 김진호 서병선 갖는연계성이서로다르고금-은스프레드는거시경제상태에따라변동하기때문에금-은가격스프레드를이용하여직접경제활동을예측하는데어려움이따른다. 그리고금-은스프레드는비정상적시계열특성을갖기때문에이를이용하여예측력을직접분석하는것은가성적회귀의위험을갖는다. 본연구는금과은가격과함께이들과관련된거시경제변수로산업생산지수와이자율을포함하여장기균형관계를분석하고여기서얻은균형관계로경제활동에대한예측가능성을분석하고자한다. 역사적으로금과은이갖는귀금속으로가치, 위험분산의기능, 상호대체적관계로인하여금과은가격은동조성을갖는것으로알려져있다. 금과은가격의관계를분석한많은연구에서가격동행성을발견하였다 (Shishko(1977), Money, Affleck-Graves and Money(1982), Sherman(1982), Aggarwal and Sonen(1988), Johnson and Soenen(1997), Adrangi, Chatrath and David(2000)). 또한 Solt and Swanson(1981) 에서는금과은가격의동조성을이용하여금과은가격에대한가격발견기능을제시하였다. Wahab, Cohn and Lashgari(1994) 는현물가격과선물가격간의공적분 (Cointegration) 관계에근거한예측치를활용하여금과은시장사이에서차익거래가능성을분석하였다. Ma(1995) 는금과은이서로밀접한대체재이며금과은의가격이각각의균형가격으로부터멀어질때상당한거래이익이발생하며금과은가격사이에장기적으로균형관계가존재함을밝혔다. Escribano and Granger(1998) 의연구에서는월간자료를사용하여 1971년과 1995 년사이의금과은가격사이의공적분관계가있음을확인했지만 1990년이후에는금과은사이의공적분관계가약화되고이는두시장간의분리가이뤄졌다고분석했다. Ciner(2001) 의연구에서 1992년부터 1998년사이의도쿄상품거래소의금과은선물가격일간자료를이용하여분석한결과기간내에서금과은가격의공적분관계를확인할수없었다. 따라서 1990년대이전에존재했던금과은사이의안정적인관계가 1990년대이후사라졌음을보이고있다. Ciner(2001) 의연구에따르면금과은은서로다른경제적용도로사용되고서로다른경제적기본요인에의해서영향을받기때문에금과은은유사한형태의위험을헤징하기위한대체재가아님을의미한다. Lucey and Tully(2006) 역시 1978년부터 2002년까지의금과은가격의공적분분석을통하여부분기간에서공적분관계가약화되거나존재하지않음을보였다. 최근경제위기와국제금융위기가발생하면서주요국가들이경쟁적으로양적완화와저금리정책을수행하여채권이나주식의대체금융자산으로금의수요가증가하였다. 세계각국의중앙은행역시안정적가치를갖는준비자산으로금의보유를늘리고있다. 반면세계경제의발전과함께국제상품시장에서산업용은의수요가증가하고있어은가격은상대적으로경제활동과밀접한관계를갖는다. 따라서경기변동과경제활동의변화는금과은가격에상반되거나비대칭적방향으로영향을미치므로이에따라금-은가격의동조성은약화되고있다. 거시경제변수와금, 은가격과의관계를분석한연구로 Dooley, Isard and Taylor(1995), Christie-David and Mukesh Koch(2000), Adrangi, Chatrath and Raffiee(2003) 가있다. 특히 Adrangi et al.(2003) 에서는금-은가격과거시경제변수로물가상승률을포함하여이들의관계를분석하였다. 금가격이기대인플레이션과정 (+) 의관계가있음으로보이고금에대한

3 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 129 투자가장기와단기에안정적인인플레이션헤지기능이존재함을밝혔다. 본연구에서는금융시장에서전통적금융자산인주식과채권의대체투자자산으로금의역할이커지고있음에주목하여이자율을포함하고또한금과은가격이거시경제상태에따라변동하므로경제활동변수를포함하여금-은가격과거시경제변수와의관계를분석하고자한다. 금-은가격과다른시장의관계를분석한선행연구로 Chan and Faff(1998) 에서는호주의다양한산업군을대상으로금가격이주식수익률에미치는효과에대하여분석하였다. Chan and Faff(1998) 의연구에따르면금가격은자원및광산부분의주식수익률과정 (+) 의상관관계를갖지만소비재와금융, 산업부분에서는부 (-) 의관계를갖는것으로나타났다. 4) Tufano(1998) 에서는금채굴량은금가격과부 (-) 의관계를갖고광산산업의헤징활동이시간에따라증가하기때문에금채굴회사의채굴량은기간과회사에따라서매우다양하게나타난다고분석하였다. 실물경제활동에대한예측은기업과개인투자자등경제주체들이의사결정과정에서우선적으로고려해야할사항이다. 미래의실물경제활동에대한예측력있는정보지표로자주언급되는장단기금리스프레드에대한연구 5) 는국내외에서활발히이루어지는추세이다. 금과은가격은전통적으로금융자산으로의기능과함께경기변동과경제활동의변화에대하여신호기능을갖고있으므로이를이용한경제활동예측에대한연구가필요하다. 최근금과은이국제상품시장과금융시장에서차지하는비중과영향력이확대되고있음에도불구하고현재금-은가격을이용한경제활동예측에관한국내외연구는부족한상황이다. 특히국내에도 2014년 3월한국거래소금시장이개설된이후금거래량이증가하고있으며국내외금융시장과의연계성도높아질전망이다. 따라서본연구에서는최근거래규모와가격변동성이증가하는금과은가격을이용하여경제활동, 특히산업생산및소비에미치는영향과예측력을실증적으로분석하여이분야의부족한문헌을채우는데기여하고자한다. 2. 금 - 은시장과가격의동향 2.1 금시장의현황 금은주요귀금속 (precious metals) 으로분류되어금장식과산업용도, 그리고중앙 4) 금과다른금속산업에서의추정계수는 5% 유의수준에서통계적으로유의함을보였으며다음의열거된산업의추정계수값역시 5% 유의수준에서통계적유의성을확보하였다 ( 건축재, 담배, 주류, 식품, 엔지니어링, 소매품, 교통, 미디어, 은행, 보험, 투자및금융서비스, 부동산개발, 기타산업 ). 5) 장단기이자율스프레드가향후경기예측에중요변수라고주장한 Stock and Watson(1989) 의연구에따르면 55 개의거시경제변수중 7 개의변수로구성된조합을만든다음경기예측가능성을분석한결과두가지형태의금리스프레드 ( 만기 10 년국채수익률 - 만기 1 년국채수익률, 만기 6 개월 CP 수익률 -6 개월재무성증권수익률 ) 가경기예측력에중요한역할을한다는것을밝혔다.

4 130 김진호 서병선 은행의금보유와같은가치저장수단뿐만아니라경제적혼란시기에는물가상승위험에대한중요한헤징수단으로여겨져왔다. < 표 2.1> 을보면금의수요와공급을나타내는데금에대한총수요중보석류에대한수요가대부분을차지하고있음을알수있다. 공급 수요 용도 < 표 2.1> 금의수요와공급 2002 년 2003 년 2004 년 2005 년 2006 년 2007 년 2008 년 2009 년 2010 년 2011 년 총광산생산량 2,206 2,332 2,055 2,457 2,074 2,029 2,058 2,353 2,689 2,822 공식부문판매량 스크랩 ( 재생금 ) , ,316 1,695 1,645 1,612 보석류 2,662 2,484 2,616 2,719 2,300 2,423 2,304 1,814 2,017 1,963 산업및치과용 주화및소매투자 ,200 1,487 ETFs 및파생상품 주 : 단위 ( 톤 ) 자료 : Thomson Reuters GFMS, 세계금위원회 ( 그러나 2000년대중반이후금융투자상품으로수요가증가하고있다. 특히금융위기이후전세계적인저금리현상으로인해풍부해진유동성과달러가치의하락으로인해상품시장에대한대체투자가증가하였다. 경기불황일때투자자들의안전자산선호현상이강해지면서금에대한투자수요가높아져 < 그림 2.1> 에서와같이금의가격이오르는경향이있으며전세계의중앙은행들도금을확보해놓으려는움직임이늘어나고있다. 6) 아시아주요국가를중심으로중앙은행들이미국재무부의달러표시채권혹은유로화준비자산의비율을조정하고금의보유비율을제고하려는전략 7) 을취하면서금에대한수요가증가한것으로보인다. 6) 세계금위원회 ( 의통계에따르면 2012 년 3 월기준으로미국중앙은행의금보유량은약 8,134 톤에달하며다음으로독일 3,396.3t, 국제통화기금 (IMF) 2,814.1t, 이탈리아 2,451.8t 이고, 프랑스는 2,435.4t 을보유한것으로나타났다. 아시아권에서는중국 (1,054t) 이가장많았고일본은 765.2t 금을보유해세계 8 위에올랐고한국은 54.5t 으로세계 43 위를기록했다. 7) 상품으로서금의국제거래가이루어지면국제수지항목의경상계정에처리되지만공적기관에의해이동되면화폐용금으로금융계정에처리된다. 이와같은금은상품과화폐역할을동시에갖기때문에이를금의이중적역할 (dual role) 이라고한다.

5 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 131 자료 : Bloomberg < 그림 2.1> 금가격추이 2.2 은시장의현황 은의수요와공급을나타낸 < 표 2.2> 를보면 2011년기준으로총수요량 10억 3,900만온스중산업용이 47%(4억 8,800만온스 ), 장신구용이 18%(1억 8,700만온스 ), 필름제조용이 6%(6,600만온스 ) 였다. 그밖에생산자헤징과순투자에해당하는기타항목이 13%(1억 3,200만온스 ) 를차지하였다. 대부분의은이산업용과장신구용으로이용되고있는것을확인할수있다. < 표 2.2> 은의수요와공급 공급 수요 용도 2002년 2003년 2004년 2005년 2006년 2007년 2008년 2009년 2010년 2011년 광산생산량 정부순판매 재생은 기타 산업용 사진 보석 식기류 주화, 금속류 기타 주 : 단위 ( 백만온스 ) 자료 : World Silver Survey 2011( 이처럼산업생산과밀접한관계가있는은은경기침체때수요부진으로가격이

6 132 김진호 서병선 하락하는반면경기회복기에는강한상승을보인다. < 그림 2.2> 를보면 2011년말은의가격상승세가다소주춤한모습으로보이고있지만글로벌자산가격이저점이었던 2008년 10월말과사상최고가격을기록한 2011년 4월을비교하면은의가격상승률은 310% 를나타냈다. 동기간금의가격상승률은 82% 로나타났다. 은또한금과함께귀금속 (precious metal) 이라는점에서공통점이있으며대체적관계로인하여금과은의가격추이는매우밀접한상관성을갖고움직인다. 그러나금과비교해서은은귀금속에속하지만금처럼금융상품이나통화로사용되는비중은크지않으며오히려산업적인용도로광범위하게사용된다. 8) 따라서은의가격은경제활동과밀접한관계를갖고거시경제상태와동조하여변동하는경향을보인다. 자료 : Bloomberg < 그림 2.2> 은가격동향 2.3 금 - 은가격스프레드의동향 Wahab et al.(1994) 의연구에서와같이금-은스프레드 ( 이하 GS) 는다음과같이정의한다. log log (2.1) 여기서 GOLD는금가격, SILV는은가격을의미한다. 대체적으로금융시장이회복될경우은의가격이강하게상승한다. 하지만경제위기또는금융시장이침체에빠질경우금가격이상승하므로금-은가격스프레드는금융시장의주요예측지표로활용되고있다. < 그림 2.3> 은금-은스프레드의동향을나타낸다. 2000년대금가격의변동은상 8) Solt and Swanson(1981) 의연구에따르면기업들이여러분야에서핵심산업원자재로서은을사용하고있으며비록많은정부들이은화 (silver coin) 를주조하고있지만은화 (silver coin) 의주조규모는금화 (gold coin) 의주조량보다훨씬적다고밝히고있다.

7 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 133 승의기간이나상승의폭으로볼때일시적현상이라기보다는세계경제의구조적변화에기인하며금-은스프레드는이러한변화를반영하고있다. 금융위기이전유동성과잉으로인해금융시장의버블현상이발생하고국제유가등상품가격이상승하였다. 글로벌불균형에서비롯된 2008년국제금융위기이후주가급락, 각국환율의급등락, 유럽발재정위기등세계경제가침체와회복을거듭하는가운데불확실성이크게증가하면서금에대한투자가증가하기시작했다. 실제금에대한수요나투자측면에서금에대한선호도가높아져금가격이전반적으로상승세를보이고글로벌경제위기이후에는이러한경향이더강해지고있는추세이다. 반면은에대한수요는주로산업적인용도로사용되는데 2000년대까지는 5 $/ 온스수준을유지하다증가하는추세를보이는데 2008년글로벌금융위기때는세계경제침체를반영하여은가격이급격히하락하였다. 이러한금과은의가격추이를반영하여 < 그림 2.3> 에서와같이 2008년금-은스프레드가급속도로증가하였다 년이후세계경기회복에따라은가격이상승하면서금-은가격스프레드는급격히감소하여금-은스프레드는거시경제상태에따라변동을보이는것으로나타났다. < 그림 2.3> 금 - 은가격스프레드 3. 분석모형 분석모형에사용되는금, 은가격과경제활동변수, 주식및채권시장의변수들은기본적으로단위근을갖고비정상적시계열특성을갖기때문에단순한회귀분석에의존할경우가성적회귀로인하여타당한결과로보기어렵다. 실증분석에서는금, 은가격과이자율그리고경제활동변수에대한공적분검정을통하여장기균형관계를보이고이를이용하여경제활동에대한예측력을분석하고자한다. 실증분석에서는식 (3.1) 부터식 (3.3) 까지 3가지예측모형을고려한다. 예측을위한모형 1과모형 2는각각임의보행 (Random Walk) 모형과 AR 예측모형을의미하며,

8 134 김진호 서병선 예측변수 는경제활동과거시경제상태를나타내는산업생산지수 (m=1), 실질개인소비 (m=2), 주가지수 (m=3), 소비자물가지수 (m=4) 를각각의미한다. 모형 1 ( 임의보행 ) (3.1) 모형 2 (AR) (3.2) 모형 3 (VECM) (3.3) 모형 3은 VECM(Vector Error Correction Model) 예측모형으로식 (3.3) 에서 는공통적으로 (,, ) 3개의변수를포함하며예측변수 (m=1), (m=2), (m=3), (m=4) 를각각추가하여총 4개의변수로구성된다. 또한 는예측구간, 는상수항을의미하고 는오차이다. 여기에서 는 t 시점에서 (,, ) 와함께각각 사이의장기균형관계로정의한다. 금과은의가격은단위근을갖는비정상적시계열이고두변수간의장기균형관계가존재하지않기때문에예측력분석에있어서는위에서각각 4개의변수로정의한장기균형관계, 를이용한다. 4. 분석결과 4.1 분석자료 실증분석에서는런던귀금속거래소에서거래되는금 (GOLD) 과은 (SILV) 의현물가격과함께 S&P500주가지수 (SP500) 와 1년만기미국재무성채권수익률 (TB) 을각각주식시장과채권시장의변수로이용하였다. 경제활동과관련된변수로는미국산업생산지수 (IND) 와소비자물가지수 (CPI), 그리고실질개인소비지출 (RPC) 자료를사용하였다. 분석모형에서사용된금과은가격, 주가지수, 채권수익률은모두 Bloomberg 에서받은일일데이터를평균하여월 (month) 단위로환산하여특이관측이나관측주기의차이에의한영향을최소화하였다. 국채수익률 (TB) 을제외한모든변수에는자

9 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 135 연로그를취하여분석에사용하였다. 분석기간은 1990년 1월부터 2011년 12월까지이며실질개인소비지출 9) 의경우에는자료제공이 1995년이후이므로 1995년 1월부터 2011년 12월까지의자료를사용하였다. 4.2 주요분석결과 단위근검정단위근검정을실시하여얻은검정결과를 < 표 4.1> 에정리하였다. 단위근검정은 Augmented Dickey-Fuller(ADF) 검정과 Phillips-Perron(PP) 검정을이용하였다. 모형에상수항을포함하고금-은스프레드와이자율을제외하면모두선형추세를고려하였다. 검정결과 GOLD, SILV, GS, TB, IND, RPC, SP500 등주요변수에대한단위근가설을기각시킬수없었다. 소비자물가지수의경우 ADF 검정에는단위근이기각되었으나 PP 검정은단위근을갖는것으로나타났다. 각각의차분변수에대해서는단위근이존재한다는가설을기각하였다. 단위근검정에있어적정시차의선정은 ADF 검정의경우 BIC 기준을적용하였다. < 표 4.1> 단위근검정 구분 ADF 검정 PP 검정 검정통계량 p-value 최적시차검정통계량 p-value 대역폭 GOLD SILV GS 수준차분 TB IND RPC SP CPI GOLD SILV GS TB IND RPC SP CPI ) 산업생산지수, 실질개인소비지출, 소비자물가지수자료는미국 FRB 데이터베이스 ( stlouisfed.org/fred2) 에서얻음.

10 136 김진호 서병선 장기균형검정금-은스프레드가예측력을갖는지검증하기위해서는금과은가격의장기균형관계를우선확인하여야한다. 본연구에서는금, 은가격으로구성된두변수에대한경우와함께이자율과경제활동변수를포함한경우장기균형관계가존재하는지검정하려고한다. 단위근 (Unit Root) 을갖고있는비정상적시계열로구성된선형결합이정상성을만족하는경우공통의확률적추세를갖고이들은장기균형관계를갖는다. 그러나정상성을만족하지않는선형결합에대한회귀분석은가성적회귀로인하여추정량이일치성을충족하지못하고잘못된추론을유도한다. 주요경제변수로고려하는이자율, 주가, 산업생산, 소비변수들은단위근을갖기때문에이들변수들사이에공통의확률적추세가존재하는지를 Johansen 장기균형검정으로분석하였다. Engle-Granger(1987) 의공적분검정의경우회귀분석에기초하므로하나의균형관계를가정하며, 변수간인과관계의임의적설정이나 2단계추정으로인하여점근적편의가발생한다. Johansen(1988) 의공적분검정방법은 VAR 모형에기초하기때문에이러한문제를해결하며추정과검정이동시에이루어지고하나이상의균형관계검정이가능하다. < 표 4.2> 장기균형검정 변수가설고유값통계량임계값 p-value (GOLD, SILV) (GOLD, SILV, IND, TB) (GOLD, SILV, RPC, TB) (GOLD, SILV, SP500, TB) (GOLD, SILV, CPI, TB) rank= rank rank= rank rank rank rank= rank rank rank rank= rank rank rank rank= rank rank rank < 표 4.2> 에서장기균형검정을위한 Trace 통계량과유의도를보여준다. 금과은에대하여는장기균형관계를찾을수없었다. 이는 90년대이전에존재했던금과은사

11 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 137 이의안정적인관계가 90년대이후사라졌음을밝힌 Ciner(2001) 의연구결과와일치한다. 반면에금과은, 이자율과함께 IND( 산업생산지수 ), RPC( 실질개인소비 ), SP500, CPI를추가적으로고려했을때이들 4개의변수들사이에서공통의확률적추세가존재함을확인할수있었다. 장기균형검정에는 VECM에주요변수들이공통의확정적추세를갖도록상수항을포함하였다. Engle-Granger(1987) 의공적분검정에서도이들네개의변수에서장기균형관계를얻었으며여기서얻은결과와다르지않았다. < 표 4.3> VECM 장기균형관계 추정 변수 경제활동변수 IND RPC SP500 CPI 금 (GOLD) 은 (SILV) *** *** *** *** (0.0408) (0.0789) (0.0317) (0.1280) 경제활동변수 *** *** *** *** (0.1402) (0.3875) (0.0353) (0.5505) 이자율 (TB) *** (0.0106) (0.0220) (0.0082) (2.8760) 상수항 주 : 괄호안은표준오차임. ***,**,* 은각각 1%, 5%, 10% 에서유의함을나타냄. < 표 4.2> 의공적분검정결과를바탕으로금, 은, 채권수익률을공통변수로포함하고산업생산지수, 소비, 주가, 물가에대한각각의 VECM에대하여장기균형관계를추정한결과를 < 표 4.3> 에서보여주고있다. VECM 추정에있어서 BIC(Bayesian Information Criterion) 기준에따라각모형의최적시차를선택하였으며사후검정으로모형의적정성을검토하고예측에사용하였다. < 표 4.3> 에서얻은 VECM 추정결과에따라예측력분석모형에서사용되는장기균형관계는다음과같이추정되었다. (4.1) (4.2) (4.3) (4.4) 장기균형관계에서금과은가격은정 (+) 의관계를보이며은가격의계수는 1에가깝게추정되었다. 하지만경제활동변수로사용한소비자물가지수 (CPI) 를제외하면은가격의계수가 1과같다는귀무가설은기각되었다. 그리고금가격은경제활동변수와부 (-) 의관계를갖는것으로추정되었다. 이는경제활동이침체상태로위축될경우금가격은상승하는경향이있음을의미한다. 산업생산, 개인소비, 주가를경제활동변수로할경우금가격은이자율과부 (-) 의관계를갖는것으로추정되었다. 그

12 138 김진호 서병선 러나소비자물가지수를경제활동변수로사용한경우금가격은이자율과정 (+) 의관계를갖는것으로나타났으나유의하지는않았다. < 그림 4.1> 은식 (4.1) 식(4.4) 에서얻은장기균형관계 의추이를보여준다. 1997년동아시아위기와 2008년국제금융위기가발생하면서금가격의상승에따라일시적으로증가하지만경제활동변수들이위축되고이에따라장기균형관계도균형이하로하락한것으로나타났다. < 그림 4.1> 장기균형관계 예측력분석결과 VECM 예측모형은공통변수 (GOLD, SILV, TB) 와함께 IND, RPC, SP500, CPI 변수를각각추가하여구성된다. 이들이갖는장기균형관계 ( ) 가 시점에서정보력을갖는지추정한결과를 < 표 4.4> 에정리하였다. 산업생산지수와개인소비의경우장기균형관계의계수는 1% 유의수준에서통계적유의성을보였다. 따라서산업생산지수는경제변수 (GOLD, SILV, TB, IND) 로구성된장기균형관계 에대하여유의한반응을나타낸다. 개인소비지출역시경제변수 (GOLD, SILV, TB, RPC) 로구성된장기균형관계 에대하여유의한반응을보인다. 계수 예측변수 < 표 4.4> VECM 모형의단기조정계수 IND RPC SP500 CPI *** (0.0038) *** (0.0014) (0.0277) (0.0002) 주 : ***, **, * 은각각 1%, 5%, 10% 에서유의함을나타내고괄호안은표준오차를의미함.

13 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 139 단기조정계수가유의한값을갖는경우경제활동에대한예측에서금과은가격, 이자율, 경제활동변수로구성된장기균형관계의변화에대하여경제활동변수가유의한반응을나타내고이는예측에유용한정보로활용될수있음을의미한다. 주가의경우장기균형에대하여유의한반응을나타내지않으며이는효율적시장가설에따른주가의외생성 (exogeneity) 을반영한것으로보인다. 소비자물가지수역시장기균형에대하여유의한반응을보이지않았다. < 표 4.5> 는 Random Walk 모형과 AR 예측모형, 그리고 VECM 예측모형에대한예측력분석결과를나타낸다. 각모형의예측력은 RMSE(Root Mean Squared Erro r) 10) 과 MAE(Mean Absolute Error) 11) 를통하여측정하였다. 그리고예측구간 h=1로하여얻은결과이다. 장기균형관계를고려한 VECM 예측모형 3의 RMSE와 MAE 값은 Random Walk 모형 1과 AR 모형 2와비교했을때가장낮은값을나타낸다. AR 모형의예측은 Random Walk 모형의예측과비교하여 RMSE와 MAE 값이작지만차이는크지않은것으로보인다. 하지만 VECM 모형의예측은 Random Walk 모형의예측과비교하여 RMSE와 MAE 값이작고차이는크게나타난다. 따라서 VECM 예측모형 3의장기균형관계를고려하였을때각각 IND( 산업생산지수 ), RPC( 실질개인소비 ), SP500 ( 주가 ), CPI( 소비자물가지수 ) 예측에대해추가적인정보력이존재함을확인할수있었다. MAE 기준에의하면주가와소비자물가지수에대한 VECM 예측은 AR 예측에비교하여큰차이를보이지않는다. 하지만산업생산지수와실질개인소비의경우 RMSE와 MAE 모두 VECM 예측이 AR 예측에비교하여예측력향상을보여준다. < 표 4.5> 예측력분석 예측변수 모형 VECM AR Random Walk RMSE MAE RMSE MAE RMSE MAE IND RPC SP500 CPI (0.9224) (0.9198) (0.9681) (0.9027) (0.9303) (0.9115) (0.9705) (0.9685) (0.9651) (0.9865) (0.9708) (0.9219) (0.9756) (0.9898) (0.9739) (0.9632) 주 : 괄호안은임의보행모형의 RMSE 와 MAE 를기준으로각각나눠준숫자를의미함. 예측구간, h=1 을적용함. 10) RMSE 11) MAE

14 140 김진호 서병선 다음은 Diebold and Mariano(1995) 검정을이용하여두모형의예측력을비교분석하였다. Diebold-Mariano 검정은식 (4.5) 와같이비교모형 A와기준모형 B의정확성을비교하기위한예측오차제곱의격차 (difference in loss) 를기초로한다. (4.5) Diebold-Mariano 검정의귀무가설과대립가설은다음과같다. (4.6) Diebold-Mariano 검정에서의예측력검정통계량은식 (4.7) 과같이정의할수있다. 예측오차에이분산성과계열상관이존재할수있으므로이들을조정하기위하여 Newey-West 방식으로얻은표준오차를적용하였다. (4.7) 식 (4.7) 에서 는다음과같이정의한다. (4.8) < 표 4.6> 은 Diebold-Mariano 검정을수행한결과를나타낸다. 임의보행에의한모형 1을비교모형으로하고 AR 모형에의한모형 2를기준모형으로할경우네개의경제활동변수에대한예측력향상은 5% 유의수준에서유의하지않다. 임의보행에의한모형 1을비교모형으로하고 VECM 모형에의한모형 3을기준모형으로할경우개인소비에대한예측력향상은 5% 유의수준에서유의한것으로나타났다. 산업생산지수와다른경제활동변수에대한예측력은 10% 유의수준에서유의하게나타났다. AR 모형에의한모형 2를비교모형으로하고 VECM 모형에의한모형 3을기준모형으로할경우개인소비에대한예측력향상은 5% 유의수준에서유의한것으로나타났다. 산업생산지수에대한예측력은 10% 유의수준에서유의하게나타났다. 다른경제활동변수들에대한예측력은유의하지않았다. 따라서 Diebold-Mariano 검정으로예측력을측정한결과금과은가격, 이자율과경제활동변수로구성된장기균형관계를이용하여산업생산지수 (IND) 와실질개인소비 (RPC) 에대해예측력이향상되는결과를얻었다.

15 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 141 변수 추정결과 < 표 4.6> Diebold-Mariano 검정 표준오차 t- 통계량 p-value 모형 1 & 모형 2 모형 1 & 모형 3 모형 2 & 모형 3 IND RPC SP CPI IND RPC SP CPI IND RPC SP CPI 주 : 추정계수의표준오차의추정은 Newey-West 방법을사용함 표본외예측결과 본연구에서는경제활동에대한예측을위하여금, 은가격을포함한 VECM 예측모형으로금과은가격이제공하는새로운정보를얻고자하였다. 표본내예측과함께여기서는추정기간과예측기간을분리하여예측모형의표본외 (out-of-sample) 예측력을측정하고자한다. 표본외예측을위하여축차적예측 (recursive forecasting) 방법을사용하였다. 1990년 1월부터 1999년 12월을처음추정기간으로설정하여 1개월씩추가하면서모형을추정하고 2000년 1월부터 2011년 12월산업생산등주요경제활동변수에대한예측을구하였다. 개인소비에대한예측에는자료가제공되는기간인 1995년 1월부터 1999년 12월을최초추정기간으로하였다. < 표 4.7> 에는축차적예측에의한예측력비교를보이고있다. 예측구간을 1로하였을때, 장기균형관계를사용한 VECM 예측모형이산업생산과개인소비를예측할때가장우수한예측력을보였다. 예측구간을 2로하였을때에도동일한결과를보여준다. 따라서표본내예측과함께표본외예측에서도금과은가격은산업생산과개인소비를예측하는데있어추가적인정보를제공한다. 그러나주가와소비자물가지수에대한표본외예측에서는 AR 모형에의한예측이가장낮은 RMSE와 MAE 값을보였다.

16 142 김진호 서병선 < 표 4.7> 표본외예측 예측변수 모형 VECM AR Random Walk RMSE MAE MSE MAE RMSE MAE h = 1 IND (0.9445) (0.9627) (0.9664) (0.9759) RPC (0.9550) (0.9846) (1.0069) (1.0245) SP (0.9890) (0.9840) (0.9699) (0.9727) CPI (0.9240) (0.9618) (0.9221) (0.9367) h = 2 IND (0.9357) (0.9572) (0.9632) (0.9744) RPC (0.9603) (0.9932) (1.0165) (1.0316) SP (0.9957) (0.9837) (0.9700) (0.9711) CPI (0.9392) (0.9746) (0.9279) (0.9413) 주 : 괄호안은임의보행모형의 RMSE와 MAE를기준으로각각나눠준숫자를의미함. 예측구간 h=1, h=2을적용함. 5. 결론 본연구에서는금과은가격을이용하여경제활동에대한예측을수행하였다. 금- 은가격스프레드를사용하여경제예측을한다면이들이거시경제상황에따라변동하기때문에자체적으로장기균형관계를갖지않고예측력분석은가성적회귀로인하여타당한결과를얻지못한다. 따라서금과은가격과함께거시경제변수로채권수익률 (TB) 과경제활동변수를고려한장기균형관계로경제활동에대한예측력을측정하였다. 경제활동에대한예측모형에장기균형관계를포함할경우산업생산과개인소비에대한예측에서유의한예측력의향상을발견하였다. 금과은가격두변수에는장기균형관계를찾을수없고금-은스프레드는비정상적시계열특성을갖기때문에경제활동변수와이자율을추가하여가성적회귀의문

17 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 143 제를해결하고장기균형관계에의한경제활동예측가능성을발견한점에서본연구의기여를찾을수있다. 또한경제활동에관련하여주요한변수인산업생산, 개인소비, 주가지수, 소비자물가지수에대하여장기균형관계의예측가능성을측정하였으며 Diebold-Mariano 검정을통하여장기균형관계가갖는경제활동예측을위한정보력을평가하였다. 본연구는국제상품시장과금융시장에서관심이높아지는금-은가격을이용하여경제활동에대한예측가능성을실증적으로분석하였다. 최근금과은에대한국내외금융시장의연계성이높아지고있는상황에비추어정교한이론적모형으로이러한결과를뒷받침하는연구가필요하며이는추후과제로남긴다. (2014 년 7 월 23 일접수, 2014 년 8 월 26 일수정, 2014 년 9 월 24 일채택 )

18 144 김진호 서병선 참고문헌 Adrangi, B., Chatrath, A. and David, R. C. (2000). Price Discovery in Strategicallylinked Markets: The Case of The Gold-Silver Spread. Applied Financial Economics, 10, Adrangi, B., Chatrath, A. and Raffiee, K. (2003). Economic Activity, Inflation, and Hedging : The Case of Gold and Silver Investments. Journal of Wealth Management, 6(2), Aggarwal, R. and Sonen, L. (1988). The Nature and Efficiency of the Gold Market. Journal of Portfolio Management, 14(3), Chan, H. and Faff, R. (1998). The Sensitivity of Australian Industry Equity Returns to a Gold Price Factor. Accounting and Finance, 38, Ciner, C. (2001). On the long run relationship between gold and silver prices. Global Finance Journal, 12(2), Christie-David, R. C. and Mukesh Koch, T. W. (2000). Do Macroeconomics News Releases Affect Gold and Silver Prices?. Journal of Economics and Business, 52(5), Diebold, F. X. and Mariano, R. S. (1995). Comparing Predictive Accuracy. Journal of Business and Economic Statistics, 13, Dooley, M. P., Isard, P. and Taylor, M. K. (1995). Exchange Rates, Country-Specific Shocks, and Gold. Applied Financial Economics, 5(3), Engle, R. and Granger, C. (1987). Cointegration and Error Correction: Representation, Estimation and Testing. Econometrica, 55(2), Escribano, A. and Granger, C. (1998). Investigating the Relationship between Gold and Silver Prices. Journal of Forecasting, 17, Johansen, S. (1988). Statistical Analysis of Cointegration Vectors. Journal of Economic Dynamics and Control, 12, Johnson, R. and Soenen, L. (1997). Gold as an Investment Asset - Perspectives from Different Coutries. Journal of Investing, 6(3), Lucey, B. and Tully, E. (2006). Seasonality, risk and return in daily COMEX gold and silver data Applied Financial Economics, 16(4), Ma, C. (1985) Spreading between the gold and silver markets: Is there a parity?. Journal of Futures Markets, 5(4), Money, A., Affleck-Graves, J. and Money, Arthur H. (1982). Are Gold Shares Better Than Gold for Diversification?. Journal of Portfolio Management, 9(1), Sherman, E. (1982). Gold: A Conservative, Prudent Diversifier. Journal of Portfolio Management, 8(2), Shishko, I. (1977). Why Gold?. Journal of Portfolio Management, 3(3),

19 금 - 은가격을이용한경제활동의예측에대한연구 145 Solt, Michael E. and Swanson, Paul J. (1981). On the efficiency of the markets for gold and silver. Journal of Business, 54(3), Stock, James H. and Watson, Mark W. (1989). New Indexes of Coincident and Leading Indicators, NBER Macroeconomic Annual, 4, Tufano, P. (1998) The Determinants of Stock Price Exposure: Financial Engineering and the Gold Mining Industry, Journal of Finance, 53(3), Wahab, M., Cohn, R. and Lashgari, M. (1994). The Gold-Silver Spread, Cointegration, Predictability and Ex-Ante Arbitrage. Journal of Futures Markets, 14,

20 146 김진호 서병선 Forecasting Economic Activity using the Gold and Silver Price Information Jinho Kim 1) Byeongseon Seo 2) Abstract This paper provides an assessment of the predictive information contained in the gold and silver prices in forecasting economic activity. The gold-silver spread has been used as an indicator of forecasting economic variables. However, the gold and silver prices have different market drivers and determinants, and thus the cointegrating relationship cannot be found. In this paper, we include interest rate and economic activity variables along with the gold and silver prices, and we find one stable cointegrating relationship. The forecasting ability of the long-run cointegrating relationship is found significant, which evidences the predictive ability of the long-run relationship based on the gold and silver prices in forecasting economic activity such as industrial production and personal consumption. JEL Classification: G15, G11 Key words : Cointegration, Economic Activity, Forecasting, Gold-Silver Spread 1) Senior Research Associate, Korea Development Institute, Dept. of Financial Policy, jinhokim@kdi.re.kr. 2) (Corresponding author) Korea University, Professor, Dept. of Food and Resource Economics, Anam Dong, Seongbuk Ku, Seoul, Phone: 02) , seomatteo@korea.ac.kr.

에너지경제연구 Korean Energy Economic Review Volume 17, Number 2, September 2018 : pp. 1~29 정책 용도별특성을고려한도시가스수요함수의 추정 :, ARDL,,, C4, Q4-1 -

에너지경제연구 Korean Energy Economic Review Volume 17, Number 2, September 2018 : pp. 1~29 정책 용도별특성을고려한도시가스수요함수의 추정 :, ARDL,,, C4, Q4-1 - . - 2 - . 1. - 3 - [ 그림 1] 도시가스수요와실질 GDP 추이 - 4 - - 5 - - 6 - < 표 1>