금융연구-21권-1호-2차수정.hwp

Transcription

1 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 * 윤종인 ** <요약 > 국내주식가격을관찰하다보면, 미국주식시장의영향이지대함을실감하게된다. 하지만보다장기적으로보면, 미국주식가격과국내주식가격의추이는그렇게비슷하지않았다. 이와같은의문은장기적추세와단기적순환을구분하였을때자연스럽게해소될수있다. 단기적으로동조화되어있더라도장기적으로는동조화되지않을수있다. 본연구는주식시장의수익률동조화를장기동조화와단기동조화로구분한다. 이개념은시계열자료가장기적추세와단기적순환을갖는다는시계열이론에기초한것이다. 장기동조화는공적분관계로정의하고단기동조화는그랜저인과관계로정의한다. 실증분석결과에따르면, 우리나라주가지수는미국주가지수와공적분관계를갖지않지만그랜저인과관계는갖는것으로나타났다. 또한, 공적분분석에서주가지수를환율에의해조정하는것은부적절한것임을보이기도하였다. 결론적으로, 우리나라주가지수와미국주가지수간의동조화는단기동조화의단계에있으며아직까지장기동조화에는이르지못한것으로나타났다. 이를평가하기위하여해외다른주식시장과의비교를수행하였다. 아시아 7개주식시장과유럽 6개주식시장의주가지수를이용한결과에따르면일본, 홍콩과유럽대부분의주식시장은적어도 2000년이후에는미국주식시장과장기동조화를갖는것으로나타났다. 우리나라와비슷한수준의동조화는대만등아시아주식시장에서관찰되었다. 핵심주제어 : 장기동조화와단기동조화, 추세, 순환, 공적분, 그랜저인과관계 JEL 분류기준 : G2, C59 * 남아있는오류는전적으로필자의것이며이를바로잡는데도움을주신여러분들, 특히익명의심사자께감사드린다. 투고일 ( , 수정논문접수일 ( , 게재확정일 ( ** 백석대학교경상학부 (Tel: , jiyoon@bu.ac.kr

2 56 金融硏究 2 권 호 Ⅰ. 서론 각국주식시장간의동조화는세계화 (globalization 의한영역으로서이미많은연구가진행되어왔다. 하지만아직도불명확한점이적지는않다. 예를들어다음과같은질문은여전히유효해보인다. 우리나라주식시장과미국주식시장의동조화는얼마나진전되어왔는가? 즉, 국내투자자들이느끼고있는만큼많이동조화되어있는가? 동조화의정도를평가하기위해서는몇가지필요한것이있다. 첫째, 평가의기준이있어야하고, 둘째, 평가의대상이있어야한다. 평가대상을결정하는일은그다지어렵지않다. 각국주식시장의동조화정도를비교하거나동조화의시기별차이를구하면된다. 본연구는 5개주식시장의주가지수를이용하여주식시장간차이및시기별변화를구함으로써우리나라주식시장의동조화정도를평가하고자한다. 반면에평가의기준을정하는것은쉽지않다. 이에본연구는시계열분석의방법을이용하기로하였다. 주식시장동조화에관한대부분의연구가시계열분석을이용하여왔고, 최근까지정리되어온시계열분석이론은동조화평가를위한유용한개념과수단을제공하고있기때문이다.. 동조화의개념정의 주식시장의동조화는수익률동조화와변동성동조화로구분하여다루어져왔다. 전자는 차적률 (first moment 을다루는것이고, 후자는 2차적률 (second moment 을다룬다. 일반적으로수익률연구에는공적분 (cointegration 과오차수정모형 (error correction model 을이용하고, 변동성연구에는 GARCH모형을이용한다. 본연구는시계열이론에따라수익률동조화의구분을제안한다. 시계열이론에따르면시계열자료, 예를들어주식가격은추세 (trend 와순환 (cycle 으로분해할수있다. 따라서이를동조화에적용한다면, 수익률동조화는추세에의한정의와순환에의한정의로분해할수있을것이다. 즉, 수익률동조화는추세가공유되는

3 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 57 장기동조화와순환이이전되는단기동조화로분해된다. 추세공유를장기동조화로정의하고, 순환이전을단기동조화로정의하는것은자연스러운일이다. 정의상추세란장기적인것이며순환은단기적인것이기때문이다. 주식가격은비정상 (nonstationary 시계열로알려져있으므로이경우에는확률적추세 (stochastic trend 와순환으로분해할수있다. 물론확률적추세도순환하는것처럼보이기는한다. 하지만이것과순환을구분하는이유는, 확률적추세란장기적으로지속되는성질의것이기때문이다. 수익률동조화에는여러가지유형이있을수있다. 첫째, 단기동조화만있고장기동조화는없는경우, 이경우는수익률동조화의정도가단기적인수준에그치고있다는것을의미한다. 둘째, 장기와단기에모두동조화되어있는경우, 이경우에는수익률동조화의정도가장기적인수준까지확대되고있다는것을의미한다. 물론장기및단기동조화가모두없었다면수익률동조화는장단기적으로없었던셈이다. 비정상시계열의경우 ( 확률적 추세의공유여부는공적분분석에의해수행한다. 또한, 순환의이전은오차수정모형에서차분변수의그랜저인과관계 (Granger causality 분석을통해수행한다. 물론분석의방법으로 Johansen모형을이용하면추세와순환에관한장단기분석을동시에수행할수있는장점이있다. 하지만순환분석에비해추세분석에는세심한주의가필요하다. 우선공적분분석에는공적분벡터의수뿐만아니라특정변수의포함여부도중요하다. 다음으로적절한오차수정모형의설정을위해서약외생성 (weak exogeneity 검정이필요하다. 이검정등을이용하면장기동조화에관하여보다풍부한시사점을얻을수있다. 이제동조화평가의기준을요약하면다음과같다. 수익률의경우단기동조화만있는가아니면장기및단기동조화가모두있는가를평가하여야한다. 단기동조화란단기적것을의미하므로장기및단기동조화가모두있는경우에비해동조화는상대적으로약한편일것이다. 본연구는이기준을이용하여우리나라주식시장과미국주식시장간의동조화정도를추정한다. 물론평가의대상도있어야하는데, 이미언급한바와같이해외주식시장의동조화정도와비교하게될것이다.

4 58 金融硏究 2 권 호 2. 선행연구에관한고찰 수익률동조화에대하여공적분및오차수정모형을이용한대표적인연구로 Campbell and Hamao(992 와 Arshanapalli and Doukas(993 를들수있다. 전자는미국과일본주식시장에서공적분관계를확인하였으며, 후자는일본주식시장을제외한다른주식시장들사이에서공적분관계를확인하였다. 개장시간의차이도중요하게다루어졌는데, Lin et al.(994 은뉴욕주식시장의거래시간중수익률이동경주식시장의밤수익률에유의한영향을미친다고주장하였다. 개별주식에관한연구도등장했다. 대표적으로 Karolyi and Stulz(996 는뉴욕증권거래소에서거래된일본기업의 ADR을이용하여국가간주식수익률상관관계에영향을미치는요인을분석하였다. 한국과미국주식시장간의동조화현상에대해서도많은연구가있었다. ADR 발행에따른주가동조화 ( 장호윤, 996, 한국과미국주가지수간의공적분검정 ( 유태우ㆍ김춘호, 997; 박임구ㆍ노상윤, 2000; 박준용ㆍ정규승, 2003; 문규현ㆍ홍정효, 2003; 윤종인ㆍ설원식, 2005, 변동성파급효과분석 ( 남주하ㆍ윤기향, 200, 비거래소시장에서의주가동조화분석 ( 김인무ㆍ김찬웅, 200; 김태혁ㆍ강석규, 2002; 김찬웅ㆍ문규현ㆍ홍정효, 2003, 경기동조화의문제 ( 김창수, 2002, 개장시간차이를고려한연구 ( 지청ㆍ조담ㆍ양채열, 200, 주가동조화와시장의효율성 ( 지청ㆍ조담ㆍ양채열, 200; 이한식ㆍ장병문, 2002, 변동성의이전에있어서의비대칭성검증 ( 장국현, 2002; 이한식ㆍ장병문, 2002; 남주하ㆍ김상봉, 2003, 주가동조화와투자주체별대응 ( 전상경ㆍ최종연, 2003, 기업차원에서미국주가지수의영향분석 ( 장하성ㆍ이가연, 2004 등다양한연구가수행되었다. 동조화와관련된다양한요인들이다루어졌지만대체로변동성이전효과에관하여는큰이견이나타나지않고있다. 하지만한국과미국주식가격의공적분관계에관하여는이견이적지않다. 기존연구의주요결과를요약하면다음과같다. 문규현ㆍ홍정효 (2003 는공적분관계가존재하지않는다는결과를보고하였고유태우ㆍ김춘호 (997 는외환위기이전부터공적분관계가있었음을주장하였다. 변동성동조화에관한연구도많은데, 대표적인것만언급하면 Hamao et al.(990, Engle and Susmel(994, Koutmos and Booth(995 등이있다.

5 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 59 한편, 박준용ㆍ정규승 (2003 은외환위기이후에야공적분관계가확인된다고보고 한다. 윤종인ㆍ설원식 (2005 은공적분분석과 GARCH 분석을결합하였고, 한국과 미국주식시장간에는공적분관계가취약하다고보고한바있다. 3. 연구내용 국내연구의결과를요약해보면, 외환위기이후변동성의동조화는빠르게진행되었다고공감하고있지만수익률동조화를검정하기위한공적분관계에대해서는다소상이한결과를제시한편이다. 따라서우리나라주식시장과미국주식시장간의동조화에관한연구에서관심을갖게되는것은수익률동조화에관한문제이다. 기존의연구는단기동조화와장기동조화를구분하여주목하지않았다. 의외로단기동조화를중시하지않았는데, 관심은주로공적분관계, 즉추세의공유현상에만집중되었다. 물론장기적추세가더중요한문제라고하더라도이것이동조화의전부는아님을분명하게인식해야한다. 즉공적분관계가없었다고해서수익률동조화가없었다고결론짓는것은과도한단순화가아닐수없다. 2 아마도미국주식시장의영향을실감하는투자자라면이렇게생각할것이다. 매일매일주식가격을관찰하다보면, 미국주식시장의움직임은국내주식시장에지대한영향을미치는듯하다. 하지만보다장기적으로지난 2~3년간의움직임을보면, 미국주식가격과국내주식가격의추이는왜이렇게달랐을까? 이와같은의문은장기적추세와단기적순환을구분하였을때자연스럽게해소될수있다. 단기적으로동조화되어있더라도장기적으로는동조화되지않을수있다는것을이해해야한다. 또한, 국내연구에서공적분관계에관한다른결과가제시되었던데에는환율이큰요인이었던것같다. 즉, 환율에의해조정한경우와그렇지않은경우의결과가크게달랐던것이다. 이에관한대표적인연구로는박준용ㆍ정규승 (2003 을들수 2 이런의미에서보면, 공적분모형을도입하기이전의 (VAR 을이용한 연구는단기적순환의이전 을동조화로해석하는방식이다. 그나름대로의의는충분히있지만공적분관계를검정하지않았 다는점에서는 specification error 를범하고있는셈이다.

6 60 金融硏究 2 권 호 있다. 종합해보면, 전자의경우공적분관계가지지되었지만후자의경우그렇지못했던것으로보인다. 하지만환율에의해조정하는문제는엄연히하나의제약 (restriction 이다. 따라서이문제를검정의대상으로삼고접근할필요가있다. 이에본연구는이를검정하기위하여 3변량모형을이용하였으며필요한여러가지의가설검정을시도하였다. 이를통하여기존연구에서왜다른결과가제시되었는가에관한하나의답변을찾기로한다. < 표 > 자료의설명 자 료 기간 표본수 KOSPI 200 KOSPI ~ ,702 DJIA DOW JONES INDUSTRIAL AVERAGE ~ ,988 NIKKEI225 NIKKEI ~ ,988 항셍지수 HANG SENG INDEX ~ ,829 TSEC지수 TSEC weighted index(taiwan ~ ,985 KLSE지수 Composite Index(Kuala Lumpur ~ ,389 JKSE지수 Composite Index(Jakarta ~2005..,35 BSESN지수 BSE SENSITIVE(Bombay ~ ,43 TA00 TEL-AV TASE-00 IND ~ ,03 FTSE00 FTSE ~ ,352 CAC40 CAC 40(Paris ~ ,92 DAXI DAX IND(XETRA ~ ,680 AEX지수 AEX INDEX(Amsterdam ~ ,243 MBITEL MIBTEL(Milan ~ ,466 KFX지수 KFX-INDEX(Copenhagen ~ ,26

7 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 6 Ⅱ. 연구방법과예비적검정. 자료의설명 모든분석은미국의주요주가지수, Standard & Poors 500과 Dow Jones Industrial Average( 이하 S&P500과 DJIA로약칭 의일별자료를중심으로진행한다. 즉, 각국주가지수와미국주가지수와의동조화를분석하는방식이다. 한국의주가지수로는 KOSPI200 을이용하고원화의대미환율은한국은행이제공하는기준환율을이용한다. KOSPI200 과미국주가지수의동조화분석은 3변량모형을이용하고자하는데, 이를위해원화의대미환율이필요하다. 한국의주가지수로 KOSPI200 을선택한것은상대적으로외국인의투자비중이높은종목으로이루어진지수이기때문이며, 미국주가지수로 S&P500과 DJIA를선택한것은그것이지니고있는대표성때문이다. 해외주식시장의자료로는모두 3개를이용하였다. 이들은 에서 2000년이후일별자료를구할수있는주요시장의주가지수이다. 이들은아시아의 7개주식시장과유럽의 6개주식시장의주가지수이다. 가급적최대한과거자료까지이용하였는데, 가장오랜자료는 990년 월 4일의것이다. 물론주가지수별로이용가능한기간이달랐는데, 이는 < 표 > 에설명되어있다. 한편, 각국주식시장의개장일이다를수있기때문에양국시장자료중하나만있는경우가있을것이다. 기존연구가취한방식에따라이런일자의자료는제외하였는데, 결국표본은양국의자료가모두있는일자의것만을포함한다. 또한, 동일일자의자료라고하더라도국가별로개장시간의차이가크다는문제가남는다. 즉, 동일일자의자료를이용할경우개장시간으로만보면유럽시장, 아시아시장, 미국시장의순서대로된다. 개장시간의차이는박준용ㆍ정규승 (2003 이지적한바와같이공적분관계분석에서는무시할수있지만단기효과분석에서는그렇지않을것이다. 이하에서는동일일자의자료를이용하되, 아시아주가지수에관한결과와유럽주가지수에관한결과를분리하여비교하는방식을취하기로하였다. 이방법을이용할경우자

8 62 金融硏究 2 권 호 료의손실을줄일수있을뿐만아니라개장시간이비슷한주가지수만의결과를비교할수있다. 잘알려진바와같이주식가격과환율은비정상 (nonstationary 시계열로이른바 I( 이다. 환율과 KOSPI200, 미국주가지수에대한 Augmented Dickey - Fuller 검정결과가 < 표 2> 에제시되어있다. 가격변수는로그를취하였는데그차분변수는수익률에해당하는것이다. 결과에따르면, 수준변수인가격은 I( 이지만차분변수인수익률은 I(0 임을알수있다. 검정에는상수항만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion에따라시차변수를포함시켰다. < 표 2> 환율, KOSPI200, 미국지수에관한 ADF 검정결과 변수수준차분 환율 KOSPI S&P DJIA 주 : 검정에는상수항만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 에따라시차변수를포함시켰음. 2 임계치는 % = , 5% = , 0% = 임. 물론, 다른제약을부과하더라도결과의차이는없었다. 또한, 단위근검정방법으로다양한방법이개발되어있지만이외의다른방법으로검정하더라도단위근검정결과가달라지지는않았다. 물론, 이외의주가지수 3개에대해서도같은방식으로단위근검정을수행하였으며모두같은결과를얻었다. 지면의절약을위해이결과는생략한다. 2. 실증분석방법 첫째, 실증분석은 KOSPI200 과미국주가지수의동조화를분석하는것이고둘째, 실증분석은해외주가지수와미국주가지수의동조화를분석하여이를 KOSPI200 에의한결과와비교하는것이다.

9 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 63 첫째, KOSPI200 과미국주가지수의동조화분석에는환율을포함한 3변량모형을이용한다. 이는기존연구에서환율에의해조정할경우외환위기이후에는공적분관계가관찰된다는주장이제시된바있기때문이다. 하지만본연구의결과에따르면, 환율에의한조정은적절하지않은것으로나타났다. 따라서둘째실증분석에서는각국주가지수와미국주가지수만을이용한 2변량모형을이용하기로한다. 본연구는 Johansen(988 의방법을이용한다. 첫째, 실증분석에서 3변량모형을이용하게되므로공적분벡터가 2개일가능성을배제할수없기때문이다. 물론둘째, 실증분석에서는 2변량모형을이용할것이지만역시 Johansen 방법을이용하였다. 여기에서는 3변량모형을중심으로논의하며 2변량모형은같은맥락에서설명할수있을것이다. Johansen 방법은잘알려진편이므로공적분벡터에관한검정및약외생성검정위주로간단하게설명한다. 우선아래와같은 Vector Autoregresion 모형을생각해보자. z t = µ + A z + + z + Ak t k ε t ( 여기에서 z t 는 (3 벡터로 ( e t k t d t 이다. et 는원화의대미환율이며 kt 와 dt 는각각 KOSPI200 과미국주가지수이고모두로그를취한값을이용하였다. µ 과 ε t 도 (3 벡터이며 zt i 은시차변수이므로그계수인 A i 은 (3 3 행렬이다. 식 ( 을오차수정모형 (error correction model 의형태로정리하면다음과같다. z t = µ + Π z + Γ t z + + Γ k t k+ z + ε t (2 여기에서 Π zt 이오차수정항인데주의할것은 Π 의계수 (rank 이다. Π 의계수가 3이면 z t 가 I(0 이라는것을의미하며, 0이면 z t 에는공적분관계가없다는것을의 미한다. 이미확인한바와같이 z t 는 I( 이므로공적분관계가존재한다면 Π 의계 수는 또는 2 일것이다. Π 의계수는공적분벡터의수를의미하며이에관한검정

10 = (5 64 金融硏究 2 권 호이바로 Johansen 방법의핵심이다. Π 의계수를 r 이라고할때이행렬은아래와같이쓸수있다. Π = ' β α (3 α 와 β 는모두 (3 r 행렬이며이행렬들의계수는 r 이다. 바로 r 이공적분벡터의수를의미한다. β 는공적분벡터로이루어진행렬이며 α 는오차수정계수 (factor loading 를나타내는벡터들로이루어져있다. Johansen 은공적분벡터를검정하기위한방법을 2 가지제시하였는데 trace 검정과 maximum eigenvalue 검정이다. 두검정통계량은아래와같다. 2 ( * 0 * L L A = (4a 2 ( * 0 * L L A = ˆ log( i T λ (4b * A L 와 * 0 L 는대립가설과귀무가설하에구한우도값 (likelihood value 이고 T 는표본의수이며 i λˆ 는고유치 (eigenvalue 이다. 두검정통계량이다른것은가설의설정이다르기때문이다. trace 검정의귀무가설은 h 개의공적분벡터 이며대립가설은 n(=3 개의공적분벡터 이다. 한편, maximum eigenvalue 검정의귀무가설은 h 개의공적분벡터 이며대립가설은 h+ 개의공적분벡터 이다. 이하의검정결과에따르면, 공적분벡터는 개가존재하는것으로나타났다. 또한, Schwartz Bayesian Information Criterion 에따르면, 시차변수는 개까지포함하는것이적절한것으로나타났기때문에이에따라식 (2 를풀어쓰면다음과같다. t t t d k e 3 2 µ µ µ 3 2 α α α ( 3 2 β β β t t t d k e t t t d k e t t t 3 2 ε ε ε + = n h i i T ˆ log( λ

11 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 65 본연구의첫째관심사는 ( β 2 β3 β 중 0 인값이있는가하는점이다. 만약 이중에 0인값이있다면그변수는공적분벡터에포함되지않는다는것을의미하므로다른변수들과장기적균형관계를갖는다고볼수없을것이다. 이를검정하기위해서는우도비검정을이용하는데그검정통계량은아래와같다. h h * * 2 ( L A L0 = T ˆ ~ log( λi + T log( λi (6 i= i= 여기에서 λˆ i 는제약이없는모형으로부터구한고유치이며 ~ λ i 는제약된모형으로 부터구한고유치이다. 이검정통계량은제약의수를자유도의값으로갖는 분 포를따른다. 이하에서제시될것이지만검정결과에따르면 β 3 는 0이아니라고볼수없었다. 즉, 미국주가지수는 KOSPI200 및환율과공적분관계를갖지않는것으로나타났 으며공적분관계는 KOSPI200 과환율간에만존재하였다. 이결과는한 미주식 시장의동조화와관련하여중요한시사점을갖는것으로의미있게받아들여야할 것이다. 또한, 둘째관심사는 ( α α 2 ' 중 0인값이있는가하는점이다. 만약이중에 0인 값이있다면그변수는공적분관계에대해약외생성을갖는다고말한다. 약외생성 의개념은 Engle, Hendry and Richard(983 에의해정교하게논의되었는데공적분 관계에대한적용은 Johansen(992 에의해제시되었다. Engle, Hendry and Richard(983 는외생성의개념을정확하게사용할것을주장 하였다. 즉, 어떤변수가외생적이다 라는표현은틀리다고본다. 정확하게표현하 자면 어떤변수는어떤계수의통계적추론 (statistical inference 에대해외생적이 다 라고해야한다는것이다. 따라서어떤변수가특정계수의추론에대해서는외 생적이라고하더라도다른계수의추론에대해서는외생적이아닐수도있다. 이 때어떤계수의추론에대해외생적이면이변수를약외생적이라고부른다. 그리 고이변수가특정계수의통계적추론에대해약외생적일때그변수의한계적 분포 (marginal distribution 는특정계수의통계적추론에도움이되지않으므로이 용할필요가없을것이다. 3

12 66 金融硏究 2 권 호 이하실증분석결과에서제시될것이기는하지만, 식 (5 에서 dt 는공적분관계를 갖지않는다는것을이미언급하였다. 이제부터우리가관심을가져야하는모형은 et 와 kt 로이루어진오차수정모형이다. 그런데만약 공적분관계의추론에도움이되지않는다. 바꾸어말하면, kt 가약외생적이라면 kt 는 kt 의한계모형 (marginal model 을하나의시스템내에포함하여같이추정한다고해서도움이되지는않는 다는뜻이다. 즉, 공적분관계의추론을위해서는조건부모형 (conditional model 의 추정만으로충분하게된다. 오차수정모형에서특정변수가약외생적이기위한조건은 Johansen(992 에의 해제시되었다. 즉, α 2 = 0이면 하에서는 α 2 = 0이라는가설을검정함으로써 k t 는공적분관계에대해약외생적이다. 따라서이 kt 의약외생성을검정하고자한다. 실제로이하의검정결과에따르면 α 2 = 0는기각할수없었다. 이는 kt 와 et 가공 적분관계를갖는다고하더라도이를추정하기위하여 kt 의한계모형이반드시필 요한것은아니며 et 의조건부모형만으로도효율적인 (efficient 임을의미한다. 이결과의시사점은적지않다. 왜냐하면 KOSPI200 과환율이공적분관계를갖는다고하더라도이관계로부터이탈하였을때이를회복하려는움직임이 KOSPI 200에서는나타나지않았다는것을의미하기때문이다. 즉, KOSPI200 의경우오차수정은이루어지지않았다. 하지만그럼에도불구하고두변수간에공적분관계가존재하였던것은환율에서오차수정이나타났기때문이다. 따라서두변수간의장기적균형관계를의미하는공적분관계는환율에의해회복되고유지되어왔음을알수있다. 요컨대, 두변수간의장기적균형관계는환율의움직임에의해유지될수있었을뿐이며 KOSPI200 은이를위해유의한움직임을보이지못하였던것이다. Johansen(992 은어떤변수가공적분관계에대해약외생적일때부분시스템 (partial system 만으로공적분관계를추정할수있음을보였다. 즉, 아래의식 (7 이부분시스템인데, 이방정식하나만으로도공적분벡터를추정할수있다는것이다. 이에관한간단한설명은부록에정리하였다. 3 또한, 약외생적인변수로그랜저인과관계가없을경우그변수는강외생성 (strong exogeneity 을갖 는다고말한다.

13 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 67 e t = ~µ + δ kt + α ( β β 2 e k + ( ~ ~ 2 e k ~ ε (7 + t 식 (7 의오차수정항에는 et 와 kt 만이포함되어있는데, 이는 dt 가공적분관계를 갖지않기때문이다. 또한, et 만으로이루어진단일방정식 (single equation 을추정 하고있는데, 이는공적분관계에대해 kt 가약외생적이기때문이다. 이방정식이 바로공적분관계추정을위한조건부모형이다. 지금까지장기적균형관계를분석하기위한공적분모형에대해논의하였다. 하지만한 미양국의주가지수와환율간에는장기적관계만이있는것은아니다. 수익률동조화의측면에서보면단기적관계도있을수있다. 오차수정모형에서단기적관계의분석이란시차변수의역할을살펴본다는의미이다. 4 시차변수의추정계수가유의한경우그랜저인과관계를갖는다고말한다. 표현을조금달리하면, 이런변수들은단기적순환이이전되는특성을갖는다. 그런데본연구는순환의이전을단기동조화로정의한바있으므로특정변수가그랜저인과관계를갖는다면단기동조화가있었다고해석한다. 다만, 단기동조화의개념에대해서는주의할필요가있다. 장기동조화를공적분관계에의해분석한다면이는추세의공유 (common trend 를의미한다. 같은맥락에서단기동조화도순환의공유 (common cycle 라고정의한다면 Engle and Kozicki(993 의 common features 분석이더적절할것이다. 다만, 기존연구에서변동성의이전을변동성동조화의개념으로다루었기때문에본연구는순환의이전을단기동조화로간주하기로한다. 물론, 순환의공유는그랜저인과관계보다훨씬더강한개념이므로본연구의단기동조화는상대적으로약한개념에해당된다. 말하자면단기동조화는강한동조화 (common cycle 와약한동조화 ( 그랜저인과관계 로구분할수있으며본연구는후자를선택하기로하였다. 사실여기에는또다른어려움이있었다. 각국주식시장의개장시간차이에따른문제이다. 5 따라서, 본연구는미국주가지수로부 4 오차수정모형에서시차차분변수에관한이러한해석은 VAR 모형에서와같은것이다. 흔히현물시장 과선물시장간의관계를분석할때많이이용하는데, 이에관한유용한예로는 Pizzi, Economopoulos and O Neill(998 을참고할수있다.

14 68 金融硏究 2 권 호 터각국주가지수로의그랜저인과관계가있다면이를단기동조화로해석하고자 한다. 3. 예비적검정결과 본연구가 3 변량모형을시도한것은 2 변량모형으로는파악할수없는현상이있 기때문이다. 2 변량모형은한 미주가지수만으로이루어진모형이며환율에의해 주가지수를조정할수도있다. 하지만환율에의해조정하든또는조정하지않든 간에이는어디까지나공적분관계에관한제약을부과하는것이라는점을이해해야 한다. 우선환율에의해조정하지않는경우는식 (5 에서 β = 0이라고제약하는모 형이다. 그리고환율에의해조정하는경우는 β = β 3 라고제약하는모형이다. 따라 < 표 3>KOSPI200 과미국주가지수의 2 변량모형에대한 Johansen 검정결과 (2000 년이후 귀무가설 환율에의해조정하지않은경우 λtrace S&P500 λmax λmax DJIA λtrace r r = 환율에의해조정한경우 r r = 임계치 r r = 주 : 검정에는상수항만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan - Quinn Information Criterion 에따라시차차분변수를 개까지포함시켰음. 2 검정통계량의임계치는 5% 유의수준의값으로 Hamilton(994 를이용하였음. 5 공적분분석과달리순환분석에는자료의시차가중요하다. 하지만, 한국등각국의자료와미국자 료의시차를제거할수는없으므로순환분석에는어떻게하더라도한계가있을수밖에없다.

15 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 69 서 2 변량모형은어떤형태로든공적분관계에대해제약을부과한모형임을알수 있다. < 표 3> 에는환율에의해조정하지않은경우와조정한경우 2 변량모형에대한 Johansen 검정결과가제시되어있다 년이후의자료만을이용한것인데, 이는 기존연구와표본기간을일치시키기위한것이다. 결과에따르면, 공적분벡터가 개 있는경우는 DJIA 를환율에의해조정한경우뿐이었다. 따라서이결과를단순하 게받아들인다면환율에의해조정하는방법이더타당하며한 미양국의주가지 수간에는공적분관계가존재하였다고생각할수도있다. 하지만이결과만으로 KOSPI200 과 DJIA 간에공적분관계가존재하였다고볼수있을까? 그렇지는않다. 왜냐하면앞에서언급한바와같이이모형에는 β = β 3 라는제약이부과되고있을 뿐만아니라이제약을당연한것으로받아들일만한이유도없기때문이다. 이에 본연구는 KOSPI200 과미국주가지수의공적분관계에대하여 3 변량모형을이용하 여가설을검정하고자한다. Ⅲ. KOSPI200 은미국주가지수와동조화되었는가?. 제약이없는공적분모형의추정 Ⅲ장의목표는 2000년이후환율에의해조정한다면 KOSPI200 은미국주가지수와동조화되어있었는가를분석하는일이다. 따라서표본기간은 2000년이후로국한하였고, 초점은환율에의한조정이타당한것인가를검정하는데있다. 환율, KOSPI200, 미국주가지수로이루어진 3변량모형을이용하고 Johansen 의방법에따라오차수정모형을추정한다. 검정에는상수항만을포함하고있으며시차차분변수는 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan - Quinn Information Criterion에따라 개까지포함하였다. 첫째, 방정식 (2 를이용하여공적분벡터의수를검정한결과가 < 표 4> 에제시되어있다. 검정결과에따르면, 5% 유의수준에서공적분벡터가없다는귀무가설은

16 70 金融硏究 2 권 호 기각되었으며공적분벡터가 개있다는귀무가설은기각할수없었다. 따라서공 적분벡터의수는 개있는것으로판단된다. 이결과의의미는이러하다. 3 개의변수가있을때공적분벡터의수가 개있다 면, 이는공동의확률추세가 2 개있음을의미한다. 즉, KOSPI200 과대미환율, 미국 주가지수에는 2 개의확률적추세가있다. 물론 2 개의공동추세를 3 개의변수가공 유하는지, 아니면 2 개의변수가 개의공동추세를갖고나머지 개의변수는공유 되지않는추세를가지고있을지는검정해보아야할문제이다. 이는다음절의 공적분벡터에관한검정에서다루기로한다. 둘째, < 표 5> 에는공적분벡터를제외한다른계수의추정치가제시되어있다. 주요 관심사중하나는오차수정계수인 α, α 2, α 3 의추정치이다. 결과에따르면, α 은 유의한 (- 의값을갖는것으로나타났지만 α 2 와 α 3 는유의하지않았다. 이문제 는이른바약외생성검정과관련되어있으므로이하에서다시다루기로한다. 셋째, 시차차분변수의추정계수인 ij 의결과를보기로하자. 시차변수를 개까 지포함하였기때문에이로부터그랜저인과관계를직접살펴볼수있다. 6 환율의 경우모든시차변수가유의한것으로나타났으므로 KOSPI200 및미국주가지수로 부터의그랜저인과관계가확인된셈이다. 2 와 3 은모두 (- 의값을갖는것으 로나타났는데, KOSPI200 이환율에 (- 의영향을미친다는것은자연스럽게해석 할수있지만미국주가지수가환율에 (- 의영향을미친다는것은특이한것이다. KOSPI200 의경우 23 만이유의한 (+ 의값을갖는것으로나타났는데, 이는미국 주가지수로부터의그랜저인과관계가 (+ 의방향으로작용하여왔음을의미한다. 하지만미국주가지수의경우시차변수중유의한것은없었다. 환율과 KOSPI200 중어느변수도미국주가지수로의그랜저인과관계를갖지는않았다. 6 본논문에서차분변수의시차는정보기준에의해결정하였다. 대부분의경우시차는최대 개까지필요하였다. 물론, 그랜저인과관계를검정하기위하여시차를그이상으로늘리기도하였지만결과의차이는없다. 정보기준에서유의하게판단되지않았던시차의변수가그랜저인과관계에서유의하게나타나지는않았던것이다.

17 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 7 < 표 4> 환율, KOSPI200, 미국주가지수의 3 변량모형에대한 Johansen 검정결과 (2000 년이후 귀무가설 임계치 λtrace S&P500 λmax λmax DJIA λtrace r r r = r r r = 주 : 검정에는상수항만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan - Quinn Information Criterion 에따라시차차분변수를 개까지포함시켰음. 2 검정통계량의임계치는 5% 유의수준의값으로 Hamilton(994 를이용하였음. < 표 5> 환율, KOSPI200, 미국주가지수의 3 변량오차수정모형의추정결과 (2000 년이후 환율, KOSPI200, S&P500 환율 KOSPI200 S&P500 µ (3.2 *** µ (0.08 *** µ (.44 α (4.25 *** α (0.63 *** α ( (2.49 *** (0.7 *** ( (4.75 *** (.26 *** ( (3.65 *** (2.60 *** (.84 환율, KOSPI200, DJIA *** 환율 KOSPI200 DJIA µ (4.7 *** µ (0.59 *** µ (.75 α (4.8 *** α (0.58 *** α ( (2.46 *** (0.77 *** ( (5.35 *** (.04 *** ( (2.48 *** (2.23 *** (.34 주 : ( 안은 t - value 의절대값으로 *** 는 %, ** 는 5%, * 는 0% 유의수준에서유의함을나타냄.

18 72 金融硏究 2 권 호 시차변수의추정계수는단기적관계에관한해석을제공한다. 이에따르면, 각변수별로다음과같은단기적관계가있어왔음을알수있다. 우선환율의경우 KOSPI200 및미국주가지수에영향을미치지않았다. 다음으로 KOSPI200은환율에대해서만영향을미쳐왔으며미국주가지수에대한영향은없었다. 끝으로미국주가지수는환율과 KOSPI200 모두에영향을미쳐왔다. 이를한 미주가지수의동조화와관련시켜정리한다면이렇게말할수있을것이다. 단기적인측면에서볼때미국주가지수는 KOSPI200 에대해같은방향으로수익률이이전되는효과가있었지만그반대방향으로의이전효과는없었다. 이미언급한바와같이미국주가지수로부터의수익률이전을단기동조화로보기로하였으므로본논문은한 미주가지수간에단기동조화가있었다고해석하기로한다. 물론이는단기적순환과관련된문제임에주의해야한다. 장기적추세의공유문제는어디까지나별개의것으로공적분관계에대한이하의검정에서다루어져야한다. 하지만단기적순환이이전된다는의미에서동조화의근거를찾을수는있다. 적어도미국주식시장의단기적인움직임이한국주식시장으로이전되었다는것은확인한셈이다. 2. 공적분벡터에관한검정 Johansen 모형의추정결과에서중요하게다루어야하는것은공적분벡터에관한 검정이다. 공적분벡터가 개있다는것은확인되었지만이벡터 ( β2 β3 β 에서 0 인값이있는가하는문제가남아있다. 이에대해식 (6 의우도비검정을이용하여 얻은결과가 < 표 6> 에제시되어있다. 이에따르면, β 과 β 2 가 0이라는귀무가설은 기각되었지만 β 3 가 0이라는귀무가설은기각할수없었다. 이는환율과 KOSPI200 간에는공적분관계가있어왔지만미국주가지수는이들과공적분관계를갖고있 지못하다는것을의미한다. 3 개의변수가있으며공적분벡터가 개있을때공적분관계에포함되지않는변 수가있다는것은다음과같이해석한다. 우선공적분벡터가 개있으므로확률적 추세는 2 개있다. 문제는 2 개의확률적추세를 3 개의변수가공유하는가여부이다.

19 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 73 그런데공적분관계에포함되지않는변수가있다는것은이변수가공유되지않는하나의확률적추세를갖고있다는뜻이다. 그리고또다른확률적추세 개는공적분관계에포함된 2개의변수가공유한다. 이를 KOSPI200 과환율, 미국주가지수의결과에대해표현하면다음과같다. KOSPI200 과환율은 개의확률적추세를공유하고, 미국주가지수는이와는다른확률적추세를 개갖는다. 즉, KOSPI200 및대미환율이갖고있는확률적추세는미국주가지수가갖고있는확률적추세와는다른것이다. 앞의 < 표 3> 에서 KOSPI 200과미국주가지수가공적분관계를갖지않는다고했던것의의미도이러하다. KOSPI200 과미국주가지수는각각의확률적추세를가지고있으며이확률적추세는공유되지않는것이었다. KOSPI200 과미국주가지수는서로다른장기적움직임, 즉추세를가지고있었다. 이결과는동조화에대하여다음을의미하는것이다. 장기적관점에서보면추세를공유하지않으므로양국주가지수는장기적으로동조화되어있지않았다고보아야한다. < 표 6> 환율, KOSPI200, 미국주가지수의공적분벡터에대한검정결과 (2000 년이후 귀무가설 S&P500 DJIA β = ( (0.00 β 2 = ( (0.00 β 3 = ( (0.47 주 : 우도비검정통계량의분포는자유도가 인 분포이며 ( 안은 p - value 임. 하지만 < 표 5> 의결과에따르면, 단기적차원에서는수익률이전효과가있었던것으로나타났다. 이를 < 표 6> 의결과와종합하면다음과같이정리할수있다. 장기적관점에서보면, KOSPI200 과미국주가지수는공적분관계를갖지않으며따라서추세를공유하지도않았다. 즉, 장기동조화는없었다. 하지만단기적관점에서보면그렇지않았다. 미국주가지수에서 KOSPI200 으로의수익률이전효과는있었던것이다. 7 즉, 단기동조화는있었다.

20 74 金融硏究 2 권 호 종합하면, 한 미주식시장간에장기동조화가있었다고보기는어렵지만단기동조화는있었다. 추세는공유되지않았지만순환은이전되었기때문이다. 어쨌든본연구에서얻은중요한결과는한 미주식시장의동조화를단순하게묘사할수없다는데있다. 즉, 동조화를수익률의측면에서살펴본다고하더라도문제가그렇게단순한것은아니다. 다음으로 KOSPI200 과환율이공적분관계를갖는다는점에주목하기로하자. 앞의 < 표 3> 에서제시된 2변량모형의결과에따르면, 환율에대해조정한경우 KOSPI 200과 DJIA는공적분관계를갖는것으로나타났다. 하지만이결과에대해의문을제기한바있는데, 이의문이타당한것이었음을 < 표 6> 의결과는확인하여준다. 첫째로, KOSPI200 과미국주가지수는공적분관계를갖지않는다는점, 둘째로, KOSPI 200과환율은공적분관계를갖는다는점, 셋째로, 그렇기때문에 DJIA를환율에의해조정한다면마치공적분관계가있는것처럼보일수도있다는점을알수있다. 8 < 표 3> 에서환율에의해조정된 DJIA가 KOSPI200 과공적분관계를갖는것처럼나타났던것은어디까지나환율이 KOSPI200 과공적분관계를갖고있기때문이다. 하지만 3변량모형을이용하였을경우 DJIA가 KOSPI200 과공적분관계를갖지않는다는것은명확해진다. < 표 7> 부분모형 에대한추정결과 (2000 년이후 S&P500 DJIA β.00 α ( *** β.00 α ( *** β α ( *** β α ( -.42 *** 주 : 부분모형 은 DJIA가공적분관계를갖지않는다는제약이부과된모형임. 2 공적분벡터는 β 에대하여정규화하였으며오차수정계수의 ( 안은 t - value 로 *** 는 %, ** 는 5%, * 는 0% 유의수준에서유의함을나타냄. 7 물론그반대방향으로의단기적이전효과는관찰되지않았다. 수익률이전의방향이미국시장에서한국시장으로향하고있다는것은자연스러운것이라고생각했기때문에이미언급한바와같이이하에서도단기적순환의이전이란미국주가지수에서각국주식시장으로향하고있는것을의미하는것으로한다. 8 이해석에반론을제기할수도있다. 하지만이렇게생각해보면명확해진다. 만약주가지수 200과아무런동조화를보이지않는자료도대미환율에의해조정하고하면그결과주가지수 200과공적분관계를갖는것처럼나타나게될것이다. 이런경우에도동조화를주장할수는없을것이다.

21 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 75 끝으로 < 표 7> 에는 β 3 = 0이라는제약하에추정된공적분벡터와오차수정계수 의추정치가제시되어있다. 부분모형 (partial system 이라고표현되어있는데, 미국주가지수가공적분관계를갖지않음을확인한이상이모형에포함할필요는 없다. 따라서이모형은환율과 KOSPI200 만으로이루어진 2 변량모형이된다. 이에 따르면, KOSPI200 의경우오차수정계수는유의하지않은것으로보이는데, 이는 약외생성검정과관련되어있으므로이하에서다루기로한다. 다만, 환율의경우오 차수정계수는유의한 (- 의값을갖는것으로나타났는데타당하게해석할수있는 결과이다. 즉, 환율이장기적균형보다큰값이면오차수정을통해하락움직임이 나타난다는것을의미하기때문이다. 3. KOSPI200 의약외생성검정 이제다루어야할문제는 KOSPI200 과환율의경우약외생성의문제이다. 즉, 공 적분관계에대해서약외생적인변수가있는가하는점이다. 이에대해서는이미 < 표 7> 에대한설명에서언급한바있다. 즉, α 2 의 t값이작은 것으로나타났으므로 0 이아니라고볼수는없었다. 여기에서는 Johansen 의방법에 따라식 (6 의우도비검정을이용하여다시한번더검정하기로한다. 이결과는 < 표 8> 에제시되어있다. 이에따르면, α = 0이라는귀무가설은기각하지만 α 2 = 0 이라는귀무가설은기각할수없었다. 이는 KOSPI200 이공적분관계를추정하는 데있어약외생적이라는것을의미한다. 이는공적분관계를알고자할때 KOSPI200 의한계모형은도움이되지않는다는 뜻이다. 실제로이하의 < 표 9> 에는 KOSPI200 의한계모형을배제하고환율만으로 설정된조건부모형, 즉 부분모형 2 를추정한결과가제시되어있는데, 이결과는 < 표 7> 의결과와큰차이가없음을알수있다. Johansen(992 에따르면, 이모형만 으로도 KOSPI200 과환율의공적분관계는효율적 (efficient 으로추정할수있다.

22 76 金融硏究 2 권 호 < 표 8> KOSPI200 과환율의약외생성에대한검정결과 (2000 년이후 귀무가설 S&P500 DJIA α = ( (0.00 α 2 = ( (0.20 주 : 검정통계량의분포는자유도가 인 분포이며 ( 안은 p - value 임. < 표 9> 부분모형 2 에대한추정결과 (2000 년이후 S&P500 DJIA β.000 α ( *** β.000 α ( *** β β 주 : 부분모형 2는 DJIA가공적분관계를갖지않으며 KOSPI200 은공적분벡터에대해약외생적이라는제약이부과된모형임. 2 공적분벡터는 β 에대하여정규화하였으며오차수정계수의 ( 안은 t - value 로 *** 는 %, ** 는 5%, * 는 0% 유의수준에서유의함을나타냄. 이결과가갖는시사점은중요하다. 간단하게요약하면, KOSPI200 과환율의움직임이공적분관계에서이탈하였을때, 환율의경우에는오차수정이이루어지지만 KOSPI200 의경우에는오차수정이이루어지지않았다는것을의미하기때문이다. 즉, 장기적균형관계에서이탈하였을때이를회복하려는움직임이 KOSPI200 에서는나타나지않았다는것이다. 그럼에도불구하고두변수간에장기적균형관계가존재하였던것은환율에서오차수정이발생하여장기적균형관계가회복되고유지되어왔기때문이다. 요컨대, 두변수간의장기적균형관계는환율의움직임에의해유지될수있었을뿐이며 KOSPI200 은이를위해유의한움직임을보이지못하였던것이다. 4. 시기별변화와강건성검정 장기동조화부재와단기동조화라는결과에대해세가지방법으로강건성검정 을시도하였다. 첫째, 한국주가지수로종합주가지수나코스닥지수, 미국주가지수

23 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 77 로 NASDAQ지수를이용하였지만결과는달라지지않았다. 둘째, 2000년이후주별자료와월별자료를이용하였지만역시결과는달라지지않았다. 셋째, 990년대의자료를이용하였는데장기동조화는역시없었던것으로나타났다. 주목할만한것은단기동조화도없었던것으로나타났다는점이다. 이결과에대해서는조금더언급하기로한다. < 표 0> KOSPI200 과미국주가지수에대한검정결과 귀무가설 λtrace KOSPI200(990..4~ S&P500 λ max log ( US λtrace r r = ( DJIA λ max log ( US 0.06 (.8 KOSPI200(990..4~ r r = ( KOSPI200( ~ r r = ( 임계치 λtrace λmax r r = ( (2.23 주 : 검정에는 drift 만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan - Quinn Information Criterion 에따라시차차분변수를 개까지포함시켰음. 2 검정통계량의임계치는 5% 유의수준의값으로 Hamilton(994 를이용하였음. < 표 0> 에는표본기간을 990~2005 년으로한경우와 990~999 년과 2000~ 2005년으로구분한경우의검정결과가제시되어있다. 모든경우에공적분관계는검증되지않았으므로장기동조화는관찰되지않았다. 하지만단기동조화를의미하는그랜저인과관계에는시기별로차이가있었다. 990~999 년에는미국주가지수로부터 KOSPI200 으로의인과관계가나타나지않았지만 2000~2005 년에는인과관계가나타났다. 따라서 990년대에는단기동조화도없었다는뜻이다. 단기동조화

24 78 金融硏究 2 권 호 도 2000년대이후에나타나는현상이었던셈이다. 이런의미에서한 미주식시장의동조화는분명히진전되어왔던것으로볼수있다. 990년대는단기동조화조차도없었지만 2000년대에는단기동조화가관찰되었기때문이다. 이것이바로국내투자자들이최근몇년전부터실감하여왔던미국주식시장의영향이다. 하지만여전히한계는있다. 2000년대에도장기동조화는관찰되지않았기때문이다. 따라서국내투자자들이미국주식시장의영향을장기적으로도실감하지는않았을것이다. 결국동조화의관점에서볼때, 미국주식시장의영향은최근에와서야, 그것도단기적인차원에서나나타난현상이다. Ⅳ. 해외주가지수의동조화와의비교 Ⅲ장에서는한국주가지수와미국주가지수의동조화를분석한바있다. 주요결과를요약하면, 장기동조화는이루어지지않았고단기동조화도 2000년이후에야나타났다는점이다. 이와같은한 미주식시장의동조화가어느정도의수준인가를평가하기위해국제비교를수행하기로한다. 즉, 한 미주식시장에대한 < 표 0> 의분석을해외주가지수에도적용하고그결과를비교한다. 검정의초점은 Johansen 검정과그랜저인과관계검정이다. < 표 0> 에서와같이 Johansen검정에는 drift만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan - Quinn Information Criterion에따라시차차분변수를 개까지포함시켰다. < 표 > 은 990년~2005 년동안표본을구할수있었던주식시장에대한분석결과가제시되어있다. 아시아 3개주가지수와유럽 5개주가지수를대상으로하였으며, < 표 > 에언급된바와같이일부주가지수의경우 990년이후부터자료를구할수있었다. 한편, < 표 2> 는 990년~999 년, < 표 3> 은 2000년~2005 년의자료를이용하였다. < 표 2> 는아시아 3개주가지수와유럽 5개주가지수를대상으로하였으며 < 표 3> 은아시아 7개주가지수와유럽 6개주가지수를대상으로하였다. 따라서두하위기간모두자료가있는주식시장에대해서는시기별변화를살펴볼수있을것이다.

25 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 79 전기간의자료를이용한 < 표 > 의결과에따르면, 대부분의주가지수는미국주가지수와공적분관계를갖고있지않은것으로나타났다. 공적분관계가관찰된것은프랑스 CAC40과독일 DAXI뿐이었다. 물론이들주가지수도 DJIA과는공적분관계를갖지않았던것으로나타났으며공적분관계는 S&P500 과갖는것으로나타났다. 따라서이기간동안장기동조화를보였던주가지수는제한되어있는데, 미국 S&P500과프랑스 CAC40 및독일 DAXI 정도였던것으로보인다. 반면에 log ( USt 의추정계수는모든경우에유의하였다. 이는미국주가지수로부터각국주가지수로그랜저인과관계가있다는것을의미한다. 즉, 단기동조화는있었던것으로볼수있다. 주목할것은추정계수의값이 0.29~0.59 에이르고있다는점이다. 이는한 미주가지수에대한 < 표 0> 의추정치 0.06과 0.07에비하면상당히큰값이다. 이들주식시장과비교할때한 미주식시장의단기동조화가그리높은수준은아니었음을시사한다. 한편, < 표 2> 에는 990년~999 년의결과가제시되어있다. 결과에따르면, 미국주가지수와공적분관계를갖는주가지수는일본 NIKKEI225, 홍콩항셍지수, 영국 FTSE00이었다. < 표 > 의결과와차이가있는데, 이는표본기간의선정에따른차이가있음을시사하는것이다. 즉, 공적분관계에는시기별로차이가있었던셈이다. 한편, log ( USt 의추정계수는모든경우에유의하였고그값은 0.23~0.69 에이르고있다. 이는미국주가지수로부터각국주가지수로의그랜저인과관계를지지하며단기동조화가있었음을의미한다. 같은기간한 미주가지수간에는그랜저인과관계가나타나지않았으므로주목할만한결과이다. 흥미로운것은 2000년이후를대상으로한 < 표 3> 의결과이다. 여기에는보다많은나라의주가지수를이용한결과가제시되어있다. 결과에따르면, 우선아시아주가지수의경우미국주가지수와공적분관계를갖는경우는일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수뿐이었다. 반면, 유럽주가지수의대부분에서미국주가지수와의공적분관계가관찰되었다. 유럽주가지수의경우공적분관계가관찰되지않은것은영국 FTSE00, 네덜란드 AEX지수뿐이었다.

26 80 金融硏究 2 권 호 < 표 > 각국주가지수와미국주가지수에대한 Johansen 검정결과 ( 전기간 귀무가설 λtrace 일본 NIKKEI225(990..4~ S&P500 λ max log ( US λtrace r r = ( DJIA λ max log ( US 0.4 (7.30 홍콩항셍지수 (990..2~ r r = ( 대만 TSEC 지수 ( ~ r r = ( 영국 FTSE00(990..2~ r r = ( 프랑스 CAC40(990.3.~ r r = ( 독일 DAXI( ~ r r = ( 네덜란드 AEX 지수 ( ~ r r = ( 덴마크 KFX 지수 ( ~ r r = ( 임계치 λtrace λmax r r = ( ( ( ( ( ( (5.7 주 : 검정에는 drift 만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan - Quinn Information Criterion 에따라시차차분변수를 개까지포함시켰음. 2 검정통계량의임계치는 5% 유의수준의값으로 Hamilton(994 를이용하였음.

27 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 8 < 표 2> 각국주가지수와미국주가지수에대한 Johansen 검정결과 귀무가설 λtrace S&P500 일본 NIKKEI225(990..4~ (2000 년이전 λ max log ( US λtrace r r = ( DJIA λ max log ( US 0.42 (2.24 홍콩항셍지수 (990..2~ r r = ( 대만 TSEC지수 ( ~ r r = ( 영국 FTSE00(990..2~ r r = ( 프랑스 CAC40(990.3.~ r r = ( 독일 DAXI( ~ r r = ( 네덜란드 AEX지수 ( ~ r r = ( ( ( ( ( ( (2.96 덴마크 KFX 지수 ( ~ r r = ( λtrace λmax 임계치 r r = (8.98 주 : 검정에는 drift 만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan - Quinn Information Criterion 에따라시차차분변수를 개까지포함시켰음. 2 검정통계량의임계치는 5% 유의수준의값으로 Hamilton(994 를이용하였음.

28 82 金融硏究 2 권 호 < 표 3a> 각국주가지수와미국주가지수에대한 Johansen 검정결과 (2000 년이후 귀무가설 λtrace S&P500 λ max log ( US λtrace DJIA λ max log ( US 일본 NIKKEI225( ~ r r = ( 홍콩항셍지수 ( ~ r r = ( 대만 TSEC지수 ( ~ r r = ( 인도네시아 JKSE지수 ( ~ r r = ( 말레이지아 KLSE지수 ( ~ r r = ( 이스라엘 TA00( ~ r r = ( 인도 BSESN( ~ r r = ( ( ( ( ( ( ( (3.76 임계치 λtrace λmax r r = 주 : 검정에는 drift 만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan - Quinn Information Criterion 에따라시차차분변수를 개까지포함시켰음. 2 검정통계량의임계치는 5% 유의수준의값으로 Hamilton(994 를이용하였음.

29 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 83 < 표 3b> 각국주가지수와미국주가지수에대한 Johansen 검정결과 (2000 년이후 귀무가설 λtrace S&P500 λ max log ( US λtrace DJIA λ max log ( US 영국 FTSE00( ~ r (4.02 r = (3.02 프랑스 CAC40( ~ r (2.99 r = (.54 독일 DAXI( ~ r (7.54 r = (7.06 네덜란드 AEX 지수 ( ~ r (3.57 r = (2.57 이탈리아 MBITEL( ~ r (8.34 r = (7.78 덴마크 KFX 지수 ( ~ r (2.80 r = (2.7 임계치 λtrace λmax r r = 주 : 검정에는 drift 만을포함하고있으며 Schwartz Bayesian Information Criterion 및 Hannan -Quinn Information Criterion 에따라시차차분변수를 개까지포함시켰음. 2 검정통계량의임계치는 5% 유의수준의값으로 Hamilton(994 를이용하였음.

30 84 金融硏究 2 권 호 한편, log ( USt 의추정계수는모든주가지수에서유의한것으로나타났다. 다만, 추정계수의크기는주식시장별로차이가있었다. 일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수, 대만의 TSEC와유럽주가지수의경우 0.23~0.52 의값을갖는것으로나타났다. 반면에그이외의아시아주식시장의경우 0.2~0.8 의값을갖는것으로나타났다. 물론이차이에는각국주식시장의개장시간이다르다는점이작용하였을것이다. 공적분관계의추정과달리시차변수를추정할때에는개장시간의차이로인한효과를무시할수없기때문이다. 따라서우리나라시장과유럽시장의결과를직접비교하는데에는무리가있다. 따라서주목해야할것은개장시간이비슷하다고판단되는아시아주가지수의결과이다. < 표 0> 에제시된한 미주가지수에의한결과에따르면, log ( USt 의추정계수는 0.2와 0.4였다. 이값은일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수, 대만의 TSEC를제외한아시아주식시장에서얻은결과와비슷한크기이다. 즉, 한 미주식시장의단기동조화정도는이들아시아주식시장과비슷한수준임을시사하는것이다. 이상의결과를정리하면다음과같다. 첫째, 미국주식시장과의공적분관계로정의되는장기동조화는표본기간에따라큰차이를보였다. 주식시장별로특징을요약하면다음과같다. 일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수의경우표본기간을구분할경우각하위기간에는공적분관계가관찰되었지만전기간을대상으로한경우에는그렇지않았다. 영국 FTSE00의경우 990년대에는공적분관계가관찰되었지만 2000년대에는그렇지못했고전기간을대상으로한경우에도공적분관계는관찰되지않았다. 프랑스 CAC40과독일 DAXI의경우 990년대에는공적분관계가나타나지않았지만 2000년대에는공적분관계가관찰되었으며이는전기간을대상으로한결과에서도관찰되었다. 이외의유럽주식시장에서는 2000년대이후부터공적분관계가나타났던것으로보인다. 끝으로일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수를제외한아시아주가지수에서는공적분관계가관찰되지않았다. 물론이결과는 2000년대이후자료만을이용한결과이다. 둘째, 미국주식시장으로부터의그랜저인과관계로정의되는단기동조화는모든주가지수와모든기간에관찰되었다. 물론일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수, 대만의 TSEC를제외한아시아주가지수와이탈리아 MBITEL의경우표본기간이

31 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 년대이후였으므로이들주식시장에대해서는이기간에단기동조화가있었다고해석해야할것이다. 주목할것은미국주가지수와의단기동조화에도정도의차이가있었다는점이다. 유럽주식시장과의개장시간차이를고려하여아시아주식시장의결과만을이용한다고하더라도한 미주식시장의단기동조화정도는그다지높은편이아니었다. 즉, 일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수, 대만의 TSEC 의경우유럽주가지수정도의단기동조화를보여주었지만그이외의아시아주가지수의경우상대적으로낮은단기동조화를보여주었고, 이는우리나라주식시장의단기동조화수준과비슷한편이었다. 따라서한 미주식시장의동조화수준을평가하면다음과같이요약할수있을것이다. 장기동조화의관점에서보면, 우리나라의동조화수준은높은편이아니었다. 즉, 유럽주가지수의대부분과일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수의경우표본기간에따라장기동조화가관찰되었지만우리나라의 KOSPI200 에서는그렇지않았기때문이다. 비교하자면, 한 미주식시장의장기동조화는대부분의아시아주식시장과비슷한수준에있었다. 또한, 단기동조화의관점에서보더라도우리나라의동조화수준은그다지높은편이아니었다. 990년대에는단기동조화가아예관찰되지않았을뿐만아니라 2000년대에도일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수, 대만의 TSEC보다는약한편이었다. 역시비교하자면, 이들주식시장을제외한대부분의아시아주식시장과비슷한수준에있었다. Ⅴ. 결론 본연구는우리나라 KOSPI200 과미국주가지수를대상으로동조화현상을분석하고평가하였다. 이를위하여주식시장의수익률동조화를장기동조화와단기동조화로구분하였다. 장기동조화및단기동조화의관점에서한 미주식시장의동조화정도를추정할수있었는데, 이를객관적으로평가하기위하여세계주요시장의동조화정도와비교하는방법을이용하였다. 주요결과를요약하면다음과같다. 첫째 KOSPI200 과대미환율, 미국주가지수를이용한 3변량모형에서공적분관계

32 86 金融硏究 2 권 호 를추정하였을때미국주가지수는공적분관계를갖지않는것으로나타났지만 KOSPI200 과대미환율간에는공적분관계가있었다. 이는환율에의해조정된자료를이용하는경우관찰되었던 KOSPI200 과미국주가지수간의공적분관계가사실은환율의역할때문이었음을의미하는것이다. 또한, KOSPI200 과대미환율간공적분관계에서도 KOSPI200 은약외생적임을알수있었다. 이는환율의오차수정이공적분관계를유지하였음을의미하는것으로 KOSPI200 이외환시장과장기적관계를갖고있었다고하더라도 KOSPI200 의역할은제한적인것이었음을시사한다. 둘째, 공적분관계로정의한바있는장기동조화의관점에서볼때, 우리나라의동조화수준은높은편이아니었다. 즉, 우리나라의 KOSPI200 은미국주가지수와공적분관계를갖지않았기때문에장기동조화는없었던것으로보아야한다. 하지만유럽주가지수의대부분과일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수의경우표본기간에따라공적분관계가관찰되었다. 따라서이들주식시장과비교할때우리나라주식시장의장기동조화수준은높은편이아니었던셈이다. 굳이비교하자면, 한 미주식시장의장기동조화수준은미국주가지수와공적분관계를갖지않았던대만등대부분의아시아주식시장과비슷한수준에있었다. 셋째, 미국주가지수로부터의그랜저인과관계로정의한바있는단기동조화의관점에서볼때에도우리나라의동조화수준은그다지높은편이아니었다. 990년대에는미국주가지수로부터의그랜저인과관계가관찰되지않았고, 2000년대에도낮은정도의그랜저인과관계가관찰되었다. 해외주식시장의단기동조화수준과비교하면, 일본의 NIKKEI225, 홍콩항셍지수, 대만의 TSEC보다는약하고, 그이외의아시아주식시장과비슷한정도였을뿐이다. 어쨌든, 한 미주식시장의동조화는그성격을보다더드러낸셈이다. 장기적추세를공유하지않는다는의미에서장기적으로동조화되어있지않았고, 단기적순환이이전된다는의미에서단기적으로는동조화되어있었다. 어쨌든, 국내의투자자들이미국주식시장의영향을중요한것으로받아들이는것은일리있는현상이다. 다만, 그성격이단기적인것에그치고있음을알아야한다. 그리고해외주식시장과비교할때우리나라주식시장의동조화는그다지높은수준이아님도알아야한다. 굳이비교하면, 일본및홍콩주식시장을제외한아시아시장과비슷한수준일뿐이다.

33 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 87 장기적인움직임이공유되지못하였다는것은동조화가지닌분명한한계인지도모른다. 우리나라주식시장이가진기본적성격과결부될수있다면해외주식시장과의동조화에관한연구는국내주식시장의연구에힌트를제공할지도모른다. 이는향후의과제로남겨두기로한다.

34 88 金融硏究 2 권 호 참고문헌 김인무 김찬웅, 한국, 일본, 미국주식시장의정보전달 : KOSDAQ, JASDAQ, NASDAQ 과거래소시장을중심으로, 증권학회지 제 28집, 200, pp 김찬웅 문규현 홍정효, 나스닥시장의코스닥및자스닥시장에대한정보이전효과에관한연구, 재무관리연구 제 20권제호, 2003, pp 김창수, 각국의경기동조화와자본시장, 증권학회지 제 3집, 2002, pp 김태혁 강석규, 나스닥증권시장이한국증시의가격변동성에미치는영향, 증권학회지 제 30집, 2002, pp 남주하 김상봉, 미국주식시장의동아시아주식시장으로의비대칭적변동성이전효과분석, 국제경제연구 제 9권제2호, 2003, pp 윤기향, 미국주식시장에서한국주식시장으로의변동성이전효과분석, 국제경제연구 제 7권제3호, 200, pp 문규현 홍정효, 아시아 - 태평양지역국가들의상호의존성, 재무관리연구 제 20권제2호, 2003, pp 박임구 노상윤, 나스닥시장과한국증권거래소시장지수간의동조화에관한검증, 산업경제연구소논문집 제 3집, 전북대학교, 2000, pp 박준용 정규승, 한국과미국주식시장의동조화에관한연구, 한국경제의분석 제9권 호, 2003, pp.-94. 유태우 김춘호, 미일주가의한국주가에미치는영향에대한실증분석, 증권금융연구 제 3권 호, 997, pp.-20. 윤종인 설원식, 미국과한국, 미국과일본주식시장간의동조화에관한실증연구, 국제경영연구 제 6권제2호, 2005, pp 이한식 장병문, 한국과미국의주가동조화현상및국내주식시장의효율성분석, 금융연구 제 6권 호, 2002, pp 장국현, 주식시장동조화와다운사이드리스크, 재무연구 제 5권제호, 2002, pp 장하성 이가연, 우리나라기업주가의미국주식시장수익률과의연계성 : 외국

35 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 89 인투자자의거래비중에따른차이, 경영학연구 제33 권제2호, 2004, pp 장호윤, 한국주식의 New York 증시상장과주식가격정보의이전, 증권금융연구 제2 권 호, 996, pp 전상경 최종연, 투자주체별투자행태분석 : 한미주가동조화를중심으로, 재무관리연구 제 20권제2호, 2003, pp 지청 조담 양채열, 우리나라주가변동에대한미국주가의영향, 증권학회지 제28집, 200, pp.-9. Arshanapalli, B. and Doukas, J., International Stock Market Linkages: Evidence from the pre and post October 987 Period, Journal of Banking and Finance, 7, 993, pp Cambell, J.Y. and Hamao, Y., Predictable Stock Returns in United States and Japan: A Study of Long - term Capital Market Integration, Journal of Finance, 47, 992, pp Engle, R., Dynamic Conditional Correlation: A Simple Class of Multivariate Generalized Autoregressive Conditional Heteroschedasticity Models, Journal of Business and Economic Statistics, 20(3, 2002, pp Engle, R.F., Hendry, D.F. and Richard, J.F., Exogeneity, Econometrica 50, 983, pp and Kozicki, S., Testing for Common Features, Journal of Business and Economic Statistics, 993, pp and Susmel, R., Hourly Volatility Spillovers between International Equity Markets, Journal of International Money and Finance, 3, 994, pp Hamao, Y., Masulis, R.W. and Ng, V., Correlations in Price Changes and Volatility across International Stock Markets, Review of Financial Studies, 3(2, 990, pp Hamilton, J.D., Time Series Analysis, New Jersey: Princeton University Press, 994. Johansen, S., Statistical Analysis of Cointegrating Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control 2, 988, pp

36 90 金融硏究 2 권 호, Cointegration in Partial Systems and the Efficiency of Single equation Analysis, Journal of Econometrics 52, 992, pp Karolyi, G. and Stultz, R., Why Do Market Move Together?: An Investigation of US Japan Stock Return Comovements, Journal of Finance, 5, 996, pp Koutmos, G. and Booth, G.G., Asymmetric Volatility Transmission in International Stock Markets, Journal of International Money and Finance, 4, 995, pp Lin, W.L., Engle, R. and Ito, T., Do Bulls and Bears Move across Borders?: International Transmission of Stock Returns and Volatility, Review of Financial Studies, 7(3, 994, pp Nelson, D.B., Conditional Heteroschedasticity in Asset Returns: A New Approach, Econometrica 59, 99, pp Pizzi, M.A., Economopoulos, A.J. and O Neill, H.M., An Examination of the Relationship between Stock Index Cash and Futures Markets: A Co integration Approach, Journal of Futures Markets 9, 998. Tse, Y.K, A Test for Constant Correlation in a Multivariate GARCH model, Journal of Econometrics, 98(, 2000, pp

37 국제비교를통한한 미주식시장동조화의평가 9 부록 식 (7 의유도 환율과 KOSPI200 으로이루어진 2 변량오차수정모형을정리하면다음과같다. e t = µ + k t = µ α ( β β 2 α ( β β 2 e k e k + ( 2 + ( 2 22 e k e k + ε t + ε 2t (Aa (Ab 식 (Ab 에 δ = cov( ε t, ε 2t / var( ε 2t 를곱하고이를식 (Aa 에서빼면다음을 얻게된다. e t = [ µ δ µ 2 ] + δ kt + [ α δ 2 e ] k + [( 2 δ ( 2 22 α ]( β β 2 e k + [ ε t δ ε 2t ] (A2 Engle, Hendry and Richard(983 에따르면, 식 (A2 가조건부모형 (conditional model 이 고, (Ab 이 k t 의한계모형 (marginal model 이다. 따라서, α 2 = 0 일때 ( 즉, KOSPI200이공적분관계에대해약외생적일때 추정계 수를재정의 (reparametrize 하면아래의방정식을얻게된다. e t = ~µ + δ kt + α ( β β 2 e k + ( ~ ~ 2 e k ~ ε (7 + t 이방정식을 Johansen(992 은부분시스템 (partial system 이라불렀다. 여기에서약외 생성이의미하는것은이방정식의추정만으로공적분계수 ( β β 2 를식별 (identify 할수있다는점이다. 결국, 공적분관계를분석하기위해서는한계모형인 (Ab 식이 불필요하고, 이에따라 2 변량모형의추정도불필요해진다.

38 92 金融硏究 2 권 호 The Evaluations and the International Comparisons of the Integration with U.S. Stock Market Abstract Jong-In Yoon It is well - known that U.S. stock market has a considerable influence on Korean stock market. But it does not seem that the long - term trend in Korean market is similar to that in U.S. market. We should know the difference between the long - term trend and the short - term cycle. Two stock markets may be integrated in the short - term, but not in the long - term. This study divides inter - market return integration into the long - term integration and the short - term integration. These concepts are based on the notion about the trend - cycle decomposition in the time series literature. The long - term integration is defined as the cointegration and the short - term integration as the Granger causality. The empirical evidences show that Korean stock indices are not cointegrated with the U.S. stock indices, but are Granger - caused by them. Also it is shown that it is not appropriate to adjust the stock indices by the exchange rate. We conclude that Korean stock market is integrated in the short - term but not in the long - term with U.S. stock markets. This study also investigates the inter - market integration between the U.S. and the other countries (Asian 7 stock markets and European 6 stock markets. The results are as follows. After 2000 years, the stock markets in Japan, Hong Kong, and most of European countries are integrated in the long - term and in the short - term with the U.S. stock market. But those of the rest of Asian countries are integrated in the short - term but not in the long - term with the U.S. markets. Keywords: Long - Term Market Integration, Short - Term Market Integration, Trend, Cycle, Cointegration, Granger Causality JEL Classification: G2, C59