1) 中東硏究 2017 년제 35 권 3 호, 49-74 유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 * 박진우 ** 김주환 *** 목 차 Ⅰ. 서론 Ⅱ. 자료및연구방법 Ⅲ. 실증분석결과 Ⅳ. 결론 * 본논문은 2016 년도한국외국어대학교교내연구비지원을받았음 ** 한국외국외대학교경영학부교수 *** 한국외국어대학교경영학부박사과정
50 중동연구제 35 권 3 호 <Abstract> Impact of Oil Price Changes on GCC Stock Markets Park, Jinwoo (Hankuk University of Foreign Studies) Kim, Joohwan (Hankuk University of Foreign Studies) This paper investigates the impact of the Dubai oil price changes on the stock markets of six GCC(Gulf Cooperation Council) countries. We use weekly data for the period from 2004. 11 to 2016. 10. Unlike Hammoudeh & Choi(2006) who find no direct impact of oil price changes on the GCC stock markets for the sample period from 1994. 2 to 2004. 12, we observe that the Dubai oil price changes have a significant influence on the stock market returns of the GCC countries except Bahrain. The results of correlation analysis show a significantly positive cross-correlation between the Dubai oil price changes and the GCC stock market returns. Also, the empirical analysis using GARCH model indicates a significant mean and volatility spillover from Dubai oil market to the stock markets of the GCC countries except Bahrain. High mean spillover effect exists for the stock markets of Qatar and Saudi Arabia, and UAE, Oman, and Kuwait form a next order. In addition, considering the negative relationship between the oil price and the U. S. dollar index, we reexamine the GARCH model by using the dollar-weighted oil price changes, and find a consistent result. These results, which are different from extant literature, seem to be resulted from the
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 51 improved efficiency of the GCC stock markets accompanied by their progressive openness and growing liquidity over time. Key Words: Oil Price, GCC Stock Markets, Spillover, Correlation Analysis, GARCH Model Ⅰ. 서론 중동산유국은공통적으로석유의존도가매우높은경제구조를가지고있다. < 그림 1> 에서보듯이지난 12년동안중동산유국의평균 GDP 성장률의변동은유가변동과거의유사한추이를보여주고있다. 특히, 2014년 6월부터 2년이상지속된유가하락은 1980년대이후최장기간의유가하락국면으로서중동산유국의경제성장률이대부분 2% 대로둔화되고있다. 1) 또한, 석유수출감소로인한경상수지적자와정부수입감소에따른재정수지적자가심각한수준으로악화되고있다. 2) 1) 본논문의분석대상인 GCC(Gulf Cooperation Council) 6 개국의 2016 년 GDP 성장률은사우디아라비아 1.2%, UAE 2.4%, 카타르 3.4%, 쿠웨이트 2.4%, 오만 1.8%, 바레인 2.2% 등으로전망되고있다 ( 황나영, 2016). 2) GCC 6 개국가운데 GDP 대비경상수지적자비율은오만과사우디아라비아가 10% 이상을상회하며매우높은수준이고, GDP 대비재정수지적자비율은카타르를제외한나머지 5 개국이 10% 이상으로예상되고있다 ( 황나영, 2016).
52 중동연구제 35 권 3 호 < 그림 1> 유가변화율과중동산유국 GDP 성장률변동추이 ( 연간기준 ) 자료 : IMF, Bloomberg 일반적으로국제유가는공급적측면과수요적요인의영향을받는것으로알려져있다 ( 김중관, 2015). 전쟁이나석유무기화등비경제적요인으로인해공급부문에충격이발생하여원유생산량이감소하고유가가급등하는경우를대표적인공급적측면으로볼수있다. 1970년대에있었던 1, 2차오일쇼크가그예이다. 하지만 1990년대이후에는세계경제상황에따른원유수요가유가의주된변동요인이되고있다. 물론, 아직도지정학적인요인이나석유수출국기구 (OPEC) 의감산정책에따라유가가변동하는경우가종종발생하지만, 이제는유가가세계경기상황과같은수요적요인의영향을훨씬더많이받고있다. 특히, 중국등 BRICs 와같은신흥공업국의경제성장이원유수요급증으로이어지면서유가상승의원인이되기도하고, 세계경제가침체에빠지면원유수요가감소하면서유가도하락하는현상이발생하고있다. 또한, 이러한원유수급불균형을틈타투기자본이풍부한글로벌유동성을바탕으로유가변동을더욱부추기기도한다. 더욱이최근에는미국을중심으로셰일가스개발이본격화하면서비전통적인석유의등장이유가에적지않은영향
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 53 을미치고있다. 이와같이유가와세계경제의연관성이증가하고유가의변동성이커지는상황이지속되면서유가변동이주식시장에미치는영향에관한연구가미국, 서유럽, 일본등선진국시장을대상으로시작되었다. 먼저, Chen, Roll & Ross(1986), Hamao(1988), Ferson & Harvey(1993) 등은가격결정이론 (asset pricing theory) 의관점에서주가수익률에대한다요인모형 (multi-factor model) 을검증하면서유가변동이주가수익률의리스크요인이될수있다고주장하고있다. 그리고유가가주가에직접적으로부정적인영향을미친다고분석한연구로는 Jones & Kaul(1996), Hammoudeh, Dibooglu & Alesisa(2004), Samer(2005), Hammoudeh & Li(2005) 등이대표적이다. 반면에, Huang, Masulis & Stoll(1996) 은유가와주가지수간에유의한관계가없다고주장하고있고, Kaneko & Lee(1995) 는주가에대한유가의영향력이기간에따라차이가있다고주장한다. 한편, 국내주식시장을대상으로유가와주가간의관계를분석한연구로는서지용 (2007), 서지용 (2008), 임대봉 (2009) 등이대표적이다. 서지용 (2007) 은국제유가변동이주식수익률의결정요인이될수있지만업종별로차이가있음을보여주고있다. 또한, 서지용 (2008) 은유가는주가상승기보다하락기에주가에대한부정적인영향이더욱크다고보고하고있다. 그리고임대봉 (2009) 은국제유가안정기 (1993-1996) 와상승기 (2000-2007) 로나누어분석한결과에서유가안정기에는국제유가와국내주식시장이음 (-) 의관계에있으나, 2000년이후상승기에는국제유가와국내주식시장이양 (+) 의값을보이며동조화현상이나타난것으로분석하고있다. 이와같이각국의주식시장에서주가와유가의관계에관한연구가비교적활발하게진행되고있는반면에, 정작석유의존도가높은경제구조를가지고있는중동산유국을대상으로유가와주가의관계를분석한연구는미미한실정이다. 다만, 유일하게 Hammoudeh & Choi(2006) 가 1994년 2월부터 2004년 12월까지주별 (weekly) 자료를사용하여서부텍사스중질유 (WTI) 의가격변동이 GCC 6개국주식시장에미치는영향을분석했지만유의한영향을발견하지못하고있다. 이러한연구결과는
54 중동연구제 35 권 3 호 GCC 6개국의높은석유의존도를감안했을때의외의결과로서저자들은이들주식시장의폐쇄성과유동성부족, 그리고비합리적인투자행태로인해주식시장이유가변동을효율적으로반영하지못했기때문이라고해석하고있다. 그러나이러한분석결과는현재시점에서보면상당히시간이지난과거자료를근거로하고있다는점에서시의성의문제가있다. 앞서기존연구에서보듯이유가와주가의관계에관한분석결과는표본기간에따라서로다른경우가자주발생하고있다. 특히, 중동산유국의경우는 2000년이후유가의변동성확대와금융시장의구조적변화가있었다. 우선 Hammoudeh & Choi(2006) 의분석기간 (1994-2004) 은비교적유가가안정적이었던시기인반면에, 최근 10년동안에는유가의변동성이커지면서유가에대한중동산유국경제의민감도가증가하고있다. 또한, 최근들어중동산유국의주식시장도외국인투자자에대한개방도가커지고거래규모도증가하면서주식시장의효율성 (market efficiency) 이개선되고있다. 3) 따라서유가변동이 GCC 6개국주식시장에별다른영향을미치지못하고있다는기존연구결과가더이상유효하지않을가능성이크다. 이에본연구에서는 2004년 11월부터 2016년 10월까지최근 12년동안을표본기간으로하여유가변동이 GCC 6개국주식시장에미치는영향을분석하고자한다. 또한, 기존연구에서간과하고있는유가와환율사이의관계도함께고려하고자한다. 일반적으로원유거래의결제통화는기축통화인미국달러로이루어지기때문에원유가격은미국달러가치변동을반영하여결정되는경향이있다. 따라서미국달러가치와유가는서로음 (-) 의상관관계를갖는것으로알려져있다. 즉, 미국달러가치가하락하면유가가상승하고, 반대로미국달러가치가상승하면유가가하락하는현상이보편적으로발생하고있다. 따라서본연구에서는미국달러가치변동을고려한유가변동이 GCC 주식시장에미치는영향도함께 3) 2000 년이후 UAE, 바레인, 쿠웨이트, 카타르등이자국주식에대한외국인의투자제한을점차완화하기시작하였고, 외국인에게는뮤추얼펀드 (mutual fund) 를통한간접투자만을허용하며폐쇄적인정책을고수하던사우디아라비아도 2015 년 6 월부터자국주식에외국인직접투자를점진적으로허용하기시작하였다.
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 55 분석하고자한다. 4) 본논문은다음과같이구성된다. I장의서론에이어 Ⅱ장에서연구자료에대한설명과본연구에서주로사용되는연구방법인 GARCH (generalized autoregressive conditional heteroscedasticity) 모형에관해소개한다. Ⅲ장에서는기초통계량분석과상관관계분석에이어서 GARCH 모형에의해유가변동이 GCC 6개국주식시장에미치는영향을분석한결과를보여준다. 마지막으로 Ⅳ장에서연구결과를요약하고시사점을논의할것이다. Ⅱ. 자료및연구방법 1. 연구자료 본연구의분석자료는걸프협력기구 (Gulf Cooperation Council: GCC) 6개회원국인사우디아라비아 (Saudi Arabia), 아랍에미레이트 (UAE), 카타르 (Qatar), 쿠웨이트 (Kuwait), 오만 (Oman), 바레인 (Bahrain) 등 6개국가의주가지수와두바이 (Dubai) 유현물가격, 그리고미국달러인덱스 (U.S. Dollar index) 이다. 5) 주가지수로는각국주식시장의전반적인움직임을가장잘보여줄수있는대표적지수를선정하였다. 6) 원유가격 4) 사우디아라비아를비롯한대부분의 GCC 국가가자국통화의환율을미국달러가치와연동시키는달러페그 (peg) 제도채택하고있기때문에사실상미국달러대비자국통화의환율변동이매우제한적이다. 따라서본연구에서는각국의환율변동대신에미국달러가치변동을환율변동자료로사용한다. 5) 미국달러인덱스는세계주요 6 개국통화 ( 유로, 일본엔, 영국파운드, 캐나다달러, 스웨덴크로네, 스위스프랑 ) 대비미국달러평균적인가치를나타내는지표로서 1973 년 3 월을 100 으로하여미국연방준비제도이사회 (FRB) 가작성하여발표한다. 다만, 인덱스에포함된각통화의비중은그국가의경제규모에따라변동된다. 6) UAE 의경우는대표적인증권거래소가아부다비 (Abu Dhabi Securities Exchange) 와두바이 (Dubai Financial Market) 두곳이있는데, 뒤의 < 표 2> 에서보듯이아부다비거래소가규모면에서두바이거래소보다크고실제국제적으로도아부다비거래소가 UAE 의대표적거래소로자주인용이되기때문에본연구에서는아
56 중동연구제 35 권 3 호 자료로는대표적으로서부텍사스중질유 (WTI), 브렌트 (Brent) 유, 두바이유등이있으나, 두바이유가중동지역을대표하는기준유종이고무엇보다도뉴욕과런던에서각각거래되는서부텍사스중질유나브렌트유에비해두바이유의거래시간대가 GCC 주식시장의거래시간과가장비슷하기때문에본연구의유가자료로사용하고있다. 자료빈도는주별 (weekly) 자료를사용한다. 7) 분석기간은 2004년 11월부터 2016년 10 월까지 12년동안이고, 기간별차이를확인하기위해 6년씩전반기 (2004.11-2010.10) 와후반기 (2010.11-2016.10) 로두개의하위기간으로나누어분석한결과도포함하고있다. 분석자료는 Bloomberg 가제공하는데이터베이스로부터구하였다. < 표 1> 은본연구의분석대상인 GCC 6개국의주식시장개요와비교대상으로우리나라자료를보여주고있다. 2015년말기준으로 GCC 6개국주식시장중에서는사우디아라비아주식시장이 171개의상장기업과 4,210 억달러의시가총액으로가장큰규모이지만, 1,961 개의상장기업과 1조 2,310 억원의시가총액을보여주는한국의주식시장과비교해서는크게못미치는것을알수있다. 다음으로는아부다비와두바이에거래소가있는 UAE가두거래소를합쳐 128개의상장기업과 1,960 억달러의시가총액을보여주고있고, 이어서카타르가 43개의상장기업과 1,420 억달러의시가총액을나타내고있다. 이에비해오만과바레인의주식시장은시가총액이각각 220억달러와 190억달러밖에안되는작은규모의시장임을알수있다. 부다비거래소의주가지수를사용한다. 7) 실제로는주별자료가제공되고있지않기때문에일별 (daily) 자료로부터전주수요일종가대비금주수요일종가에자연로그 (natural logarithm) 를취해주별자료로변환하는과정을거쳤다. 이때수요일이휴일등으로거래가격이없는경우는화요일자료, 이것도없으면목요일자료로대신하였다.
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 57 < 표 1 > GCC 6 개국주식시장개요 (2015 년말기준 ) 국가 Saudi UAE Qatar 대표적증권거래소시가총액 (bil.$) 상장기업수 Saudi Stock Exch. Abu Dhabi Sec. Exch. Dubai Fin'l Market Qatar Stock Exch. Ku wait Kuwait Stock Exch. Oman Muscat Sec. Market Bah rain Bah rain Stock Exch. Korea Korea Exch. 421 112 84 142 N/A 22 19 1,231 171 68 60 43 N/A 116 46 1,961 자료 : www.world-exchanges.org 한편, < 그림 2> 는본연구의표본기간 (2004.11-2016.10) 동안두바이유현물가격 ( 배럴당미국달러기준 ) 의변동추이를보여주고있다. 우선이기간동안상당히큰유가변동이있었음을알수있다. 2004년말배럴당 $40 이하였던두바이유가격이이후빠르게상승하면서글로벌금융위기가발생하기직전인 2008년 7월중순에는 $140 이상을기록했다가, 글로벌금융위기가본격화하면서급락하여 5개월만인 2008년 12 월중순에는 $30대중반으로떨어지기도하였다. 이후중국등신흥공업국의경제회복으로유가가다시상승하기시작하여 2011년초에 $100 을회복하고 2014년 8월까지는 $100 이상에서비교적안정적인움직임을보인다. 그러나이후수요감소와함께공급과잉이발생하면서유가는다시폭락하기시작하여 2016년초에는 $20대초반까지떨어지게된다. 이후에는조금씩회복이되어가장최근자료인 2016년 10월에는 $40대후반에서움직이고있다. 이처럼지난 12년동안국제유가는 1, 2 차오일쇼크를겪으며유가가급등했던 1970년대이후가장큰변동성을보여주고있다. 따라서이와같이큰유가변동은다른어느기간보다도중동산유국의경제에상당한영향을주었고, 전반적인경제상황을반영하여움직이는주식시장에도영향을미칠것으로예상된다.
58 중동연구제 35 권 3 호 < 그림 2> 두바이유현물가격변동추이 ( 주별 $/barrel 기준 ) 2. 연구방법 본연구에서주로사용하게될연구모형은기존의 GARCH (generalized autoregressive conditional heteroscedasticity) 모형을변형하여만든확장된 (expended) GARCH 모형이다. Engle(1982) 과 Bollerslev(1986) 에따르면주가수익률의시계열 (time series) 자료는꼬리부분이두꺼운 (fat-tail) 특성과시간에따라변화하는이분산성을지니고있고, 이러한특성을모형화하는데적합한모형으로 GARCH 모형을제안하였다. 이모형을확장시킨 GARCH(p,q) 모형은조건부분산식에서상수항 (constant) 과변동성에대한과거정보를나타내는 ARCH 항, 즉과거오차항제곱 ( ε 2 ) 및과거의예측치인 GARCH 항, 즉과거조 t- q 건부분산 ( h t - p ) 을포함시켜분석하고있다. 확장된 GARCH 모형은어느한시장의변화가다른시장에어떠한영향을미치고, 한시장의변동성충격이다른시장에얼마만큼전이되는가에관한연구에널리활용된다 (Hamao, Masulis, & Ng, 1990; Wei, Liu, Yang & Chaung, 1995). 본연구에서도 GARCH 모형을활용함으로써수익률, 즉 1차적률 (first
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 59 moment) 뿐아니라수익률의변동성 (volatility), 즉 2차적률 (second moment) 을포함하여시장간전이효과 (spillover effect) 를분석하게된다. 특히, 가격의변동성이정보의흐름과관련된다는 Ross(1989) 의주장에비추어볼때시장간변동성의전이효과를분석함으로써시장사이의정보흐름을유추할수있다. 본연구에서모형설정은다음과같은순서로진행되었다. 먼저기본 GARCH(p,q) 모형으로는 AIC(Akaike's Information Criterion) 와 SBC (Schwartz Bayesian Criterion) 값을고려하여 GARCH(1,1) 을가장적합한모형으로채택하였다. 한편, Ljung-Box 통계값에의한조건부평균식의자기상관을고려하여 MA(1) 과정을포함시켜다음식 (1) 과같은 MA(1)-GARCH(1,1) 모형을설정하였다., ~ (1) 위식에서 는시장의 i 주별수익률을나타내고, h t 는 t시점에서 의조건부분산 (conditional variance) 을의미한다. 특히, 변화율의자기상관 (autocorrelation) 을고려하여 MA(1) 과정이조건부평균 (conditional mean) 방정식에추가되고있다. 이어서모형설정의두번째단계로서시장간의수익률및변동성전이를측정할수있는모형을다음식 (2) 와같이설정하였다., ~ (2) 위식에서 와 는각각 t시점에서시장 i 및의 j 주별변화율이다. 그리고변동성전이효과를검증하기위해시장 i 및의 j 주별수익률의기 본 MA(1)-GARCH(1,1) 모형에서도출된변동성충격, 즉 및 을 각각조건부분산식에추가하였다. 따라서계수 β 와 δ 는각각수익률및
60 중동연구제 35 권 3 호 변동성의전이효과를측정하는값으로서만약이계수값이유의하다면 j 시장에서발생한정보가 i 시장에영향을미치고있음을의미한다. Ⅲ. 실증분석결과 1. 기초통계량분석 < 표 2> 는본연구의자료로사용된 GCC 6개국, 즉사우디아라비아 (Saudi Arabia), 아랍에미레이트 (UAE), 카타르 (Qatar), 쿠웨이트 (Kuwait), 오만 (Oman), 바레인 (Bahrain) 등 6개국가주가지수의주별 (weekly) 수익률, 그리고두바이 (Dubai) 유현물가격과미국달러인덱스 (U.S. Dollar index) 의주별변화율에대한전체표본기간 (2004.11-2016.10) 및 6 년씩두개의하위기간으로나뉜전반기 (2004.11-2010.10) 와후반기 (2010.11-2016.10) 동안의기초통계량을보여주고있다. Saudi UAE Qatar < 표 2 > 기초통계량 Ku wait Oman Bah rain Dubai Oil Dollar Index Panel A: 전체표본기간 (2004.11-2016.10) 평균 -0.0003 0.0010 0.0010-0.0002 0.0008-0.0007 0.0003 0.0002 중간 0.0039 0.0013 0.0016 0.0020 0.0014-0.0007 0.0015 0.0007 편차 0.0393 0.0330 0.0383 0.0210 0.0292 0.0151 0.0485 0.0119 최대 0.1376 0.1256 0.1429 0.0681 0.1511 0.0745 0.3018 0.0523 최소 -0.2590-0.2022-0.2773-0.1103-0.2450-0.0794-0.2334-0.0980 왜도 -1.2787-0.8604-1.0581-1.2406-1.4695-0.4291-0.0097-0.6391 첨도 5.9957 6.8606 8.4303 4.9276 17.2937 4.7317 4.1349 7.7485 Panel B: 전반기 (2004.11-2010.10) 평균 -0.0004 0.0007 0.0011 0.0005 0.0021-0.0006 0.0025-0.0003 중간 0.0062 0.0022 0.0025 0.0043 0.0027 0.0001 0.0068-0.0006 편차 0.0476 0.0410 0.0486 0.0249 0.0364 0.0183 0.0506 0.0133
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 61 최대 0.1118 0.1256 0.1429 0.0600 0.1488 0.0745 0.3018 0.0523 최소 -0.2590-0.2022-0.2773-0.1103-0.2450-0.0794-0.2334-0.0980 왜도 -1.3145-0.8117-1.0026-1.3299-1.6893-0.4486-0.1896-0.9606 첨도 4.1693 4.6996 5.5741 3.8051 12.8388 3.1758 5.5098 9.5193 Panel C: 후반기 (2010.11-2016.10) 평균 -0.0002 0.0014 0.0009-0.0009-0.0006-0.0008-0.0018 0.0008 중간 0.0027 0.0007 0.0013 0.0004 0.0007-0.0010-0.0019 0.0013 편차 0.0289 0.0222 0.0240 0.0160 0.0196 0.0109 0.0464 0.0103 최대 0.1376 0.1028 0.1000 0.0681 0.1511 0.0491 0.1836 0.0391 최소 -0.1627-0.1135-0.0986-0.0712-0.1000-0.0601-0.1674-0.0282 왜도 -0.5888-0.4196-0.3467-0.7359 0.5196-0.2037 0.1981 0.1846 첨도 6.5320 3.5596 2.5629 4.5095 14.7341 4.7430 2.2826 0.4583 전체표본기간동안 GCC 6개국의주별주가수익률의평균은 UAE, 카타르, 오만이양 (+) 의값을보이고사우디아라비아, 쿠웨이트, 바레인이음 (-) 의값을나타내고있지만, 그값이 0.10% 에서 -0.07% 사이로미미한수익률을보이며국가간의차이도크지않은편이다. 이러한현상은두개의하위기간으로나누어보아도유사하게나타나고있다. 하지만, 변동성을나타내는표준편차는전체표본기간동안사우디아라비아와카타르가 3% 후반의높은값을보이고있고, 이어서 UAE, 오만, 쿠웨이트, 바레인의순으로나타나고있다. 이중에바레인주식시장의표준편차는 1% 중반으로쿠웨이트를제외한다른 GCC 국가의절반에도못미치는낮은수준이다. 이러한 GCC 주식시장의표준편차를두개의하위기간으로나누어보면전반기의변동성이후반기에비해크다는것을알수있다. 다음으로주별두바이유가격변화율의기초통계량을살펴보면, 전체표본기간동안의평균은 0.03% 의미미한양 (+) 의값을나타내고있지만, 두개의하위기간으로나누어보면전반기는 0.25% 로서대체로유가상승기였던반면에, 후반기는 -0.18% 로서유가하락기였음을알수있다. 두하위기간의중간값을보아도전반기는양 (+) 의값을보이며두바이유가격이상승한주가하락한주보다많은반면에후반기는음 (-) 의값을보이며상승한주가하락한주보다적다는것을알수있다. 한편,
62 중동연구제 35 권 3 호 주별두바이유가격변화율의표준편차는전체표본기간동안 4.85% 의높은값을나타내고있고, 최대값 30.18%, 최소값 -23.34% 로서두바이유가격의주간변동폭도상당히컸던것을알수있다. 주별두바이유가격변화율의표준편차를두개의하위기간으로나누어보면전반기는 5.06% 로서 4.64% 였던후반기에비해크다는것을알수있다. 이어서주별달러인덱스변화율의기초통계량을살펴보면, 전체표본기간동안의평균은 0.02% 의미미한양 (+) 의값을나타내고있고, 두개의하위기간으로나누어보아도전반기는 -0.03%, 후반기는 0.08% 로각각미미한음 (-) 의값과양 (+) 의값을보여주고있다. 주별달러인덱스변화율의표준편차는전체표본기간동안 1.19% 로유가변동성이비해서는훨씬작은값을나타내고있고, 두개의하위기간으로나누어보아도유사한패턴을보여주고있다. 끝으로왜도 (skewness) 와첨도 (kurtosis) 를살펴보면, 전체표본기간동안본연구의자료로사용된 GCC 6개국주식시장의주별수익률과두바이유가격및미국달러인덱스의주별변화율모두에서음 (-) 의왜도값과 3보다큰첨도값을나타내고있다. 이러한결과는이들자료의분포가정규분포보다첨예한정점과두꺼운꼬리 (fat-tail) 를갖고있고왼쪽에긴꼬리가있는비대칭적인모양을나타내고있음을암시한다. 따라서본연구의시계열자료분석에있어서는자기상관과조건부이분산성을고려한 GARCH 모형을이용하는것이바람직한것으로판단된다. 2. 상관관계분석 일반적으로변수사이의관계를분석하는기본적인연구방법이상관관계분석이다. 이에본연구에서도일차적인분석방법으로 GCC 6개국주가지수의주별수익률과두바이유현물가격및미국달러인덱스의주별변화율사이의상관계수 (correlation coefficient) 를계산한결과를 < 표 3> 에서보여주고있다. 먼저두바이유가격변화율과 GCC 6개국주가지수수익률사이의상관관계를보면, 전체표본기간동안오만 0.3813, 카타르 0.3616, 사우디
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 63 아라비아 0.3554, UAE 0.3391 의높은양 (+) 의상관계수값을보여주고있고이어서쿠웨이트 0.2711 이고바레인은 0.1767 로다른 GCC 국가에비해상대적으로낮은상관관계를보여주고있다. 이러한결과를두개의하위기간으로나누어살펴보면, 전반기에비해후반기에사우디아라비아와카타르주식시장은유가와의상관관계가증가한반면에 UAE와쿠웨이트는별차이가없고오만과바레인은오히려감소한것으로나타나국가별로차이를보여주고있다. 특히, 바레인주식시장은전반기에유가와유의한상관관계를보이다가후반기에는상관계수값이크게감소하며비유의적 (not significant) 로바뀌었다. < 표 3 > 상관관계 Dubai Oil $ Index Saudi UAE Qatar Kuwait Oman Panel A: 전체표본기간 (2004.11-2016.10) $Index -0.314*** Saudi 0.355*** -0.095** UAE 0.339*** -0.136*** 0.513*** Qatar 0.362*** -0.214*** 0.440*** 0.516*** Kuwait 0.271*** -0.130*** 0.458*** 0.505*** 0.463*** Oman 0.381*** -0.172*** 0.469*** 0.589*** 0.562*** 0.510*** Bahrain 0.177*** -0.074 0.289*** 0.413*** 0.409*** 0.477*** 0.454*** Panel B: 전반기 (2004.11-2010.10) $Index -0.420*** Saudi 0.341*** -0.142** UAE 0.351*** -0.176*** 0.503*** Qatar 0.366*** -0.298*** 0.396*** 0.479*** Kuwait 0.275*** -0.158*** 0.433*** 0.509*** 0.460*** Oman 0.421*** -0.239*** 0.439*** 0.587*** 0.563*** 0.496*** Bahrain 0.238*** -0.090 0.304*** 0.449*** 0.434*** 0.518*** 0.497*** Panel C: 후반기 (2010.11-2016.10) $Index -0.163*** Saudi 0.402*** 0.002 UAE 0.349*** -0.051 0.546*** Qatar 0.401*** -0.011 0.592*** 0.655*** Kuwait 0.273*** -0.069 0.525*** 0.503*** 0.485*** Oman 0.334*** -0.013 0.567*** 0.601*** 0.563*** 0.553*** Bahrain 0.075-0.040 0.250*** 0.304*** 0.327*** 0.371*** 0.322*** 주 ) *** 1% 유의수준, ** 5% 유의수준, * 10% 유의수준
64 중동연구제 35 권 3 호 다음으로미국달러인덱스변화율과 GCC 6개국주가지수수익률사이의상관관계를보면, 전체표본기간동안바레인을제외한나머지 5개국에서유의한음 (-) 의상관관계를나타내고있지만, 두개의하위기간으로나누어살펴보면전반기에만유의한값을보여주고있다. 하지만이러한주가와환율의음 (-) 의상관관계는직접적인관계가아니라유가와환율의관계로부터파생된간접적인관계로보인다. 앞서언급한바와같이일반적으로국제적인원유거래는미국달러로결제가이루어지기때문에달러가치와원유가격변화율사이에는음 (-) 의관계에있는것으로알려져있다. 이러한관계를입증하며 < 표 3> 에서도미국달러인덱스와두바이유가격주별변화율사이에전체표본기간동안 -0.3137 의높은음 (-) 의상관계수값을보여주고있다. 특히, 두개의하위기간으로나누어살펴보면전반기에는 -0.4199 로후반기의 -0.1634 에비해훨씬큰음 (-) 의값을나타내고있다. 결과적으로환율과유가사이의음 (-) 의관계와유가와주식시장사이의양 (+) 의관계가합쳐져서환율과주식시장사이의음 (-) 의관계로나타난것으로해석할수있다. 한편, GCC 6개국주가지수수익률사이의교차상관관계를보면, 바레인을제외한나머지 5개국사이에는전체표본기간동안 0.5 전후의매우높은상관계수값을나타내고있고, 두개의하위기간으로나누어살펴보면대체로전반기에비해후반기에상관계수값이커지고있다. 이와같이높은 GCC 주식시장의동조화 (comovement) 현상은공통적으로석유의존도가높은경제구조하에서유가변동이이들주식시장수익률에동시에영향을미친결과로볼수있다. 3. GARCH 모형분석 위에서살펴본상관관계분석은시장간의정보전이에따른동적연관성을보여주지못하는한계점이있다. 특히, 자료의자기상관과이분산성이존재하는상황에서시장간의수익률및변동성전이효과를분석하기위해서는새로운연구모형이필요하다. 이에본연구에서는 Ⅱ장에서언급한확장된-GARCH 모형을이용하여유가변동이주식시장에미치는
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 65 영향을분석하고자한다. 먼저두바이유가격변동이 GCC 6개국의주가지수변동에미친영향을분석한결과를 < 표 4> 에서보여주고있다. < 표 4 > 유가변동이 GCC 주가변동에미치는영향, ~ Saudi UAE Qatar Kuwait Oman Bahrain Panel A: 전체표본기간 (2004.11-2016.10) α 0.0016 0.0011 0.0012 0.0016* 0.0016** -0.0003 β 0.2089*** 0.1463*** 0.2295*** 0.0716*** 0.0903*** 0.0268 θ 0.1303*** 0.0889* 0.0449 0.2471*** 0.1247*** 0.1306** a 0.0000*** 0.0000** 0.0000** 0.0001*** 0.0001*** 0.0001*** b 0.3544*** 0.1769*** 0.1507*** 0.3262*** 0.2273*** 0.0958*** c 0.5922*** 0.7705*** 0.8309*** 0.4536*** 0.4458*** 0.7982*** δ 0.0397*** 0.0138*** 0.0081** 0.0150*** 0.0487*** 0.0028 R 2 0.1191 0.0928 0.1189 0.0802 0.0532 0.0243 Panel B: 전반기 (2004.11-2010.10) α 0.0009 0.0001 0.0025 0.0047*** 0.0030** 0.0008 β 0.2112*** 0.1974*** 0.2893*** 0.0705*** 0.1201*** 0.0312 θ 0.2117*** 0.1177* 0.0658 0.2154*** 0.1164* 0.1201 a 0.0001** 0.0002** 0.0001* 0.0002** 0.0001* 0.0001* b 0.3353*** 0.1352*** 0.1714*** 0.3185*** 0.1198** 0.0760 c 0.6009*** 0.6638*** 0.6812*** 0.5066*** 0.5775*** 0.6093*** δ 0.0217* 0.0388** 0.0602** 0.0257*** 0.0712*** 0.0076 R 2 0.1140 0.0975 0.1134 0.0502 0.0611 0.0271 Panel C: 후반기 (2010.11-2016.10) α 0.0032** 0.0021* 0.0004-0.0006 0.0012-0.0009 β 0.1985*** 0.1326*** 0.2083*** 0.0661*** 0.0665*** 0.0121 θ 0.0263 0.0783-0.0034 0.2487*** 0.0894 0.0948** a 0.0001*** 0.0002** 0.0000 0.0001*** 0.0001*** 0.0001*** b 0.4325*** 0.1113** 0.1158*** 0.3057*** 0.3111*** -0.0312** c 0.2099** 0.3460 0.8671*** 0.3524*** -0.0407 0.9553*** δ 0.0729*** 0.0300*** 0.0017 0.0067* 0.0447*** -0.0001 R 2 0.1350 0.1086 0.1533 0.1189 0.0807 0.0082 주 ) *** 1% 유의수준, ** 5% 유의수준, * 10% 유의수준 < 표 4> 에보고된결과가운데주목해야할부분은두바이유의주별
66 중동연구제 35 권 3 호 가격변화율이같은주 GCC 주식시장의주가수익률에미치는영향을나타내는계수값 β이다. 이 β값이바레인을제외한나머지 GCC 국가의주식시장에서전체표본기간뿐아니라하위기간에도모두 1% 수준에서통계적으로유의한양 (+) 의값을보여주고있다. 즉, 두바이유의주별가격변화율이사우디아라비아, 아랍에미레이트, 카타르, 쿠웨이트, 오만주식시장의주가수익률에상당한영향을미치고있는것이다. 한편, 유가변동에대한각주식시장의민감도를의미하는 β값의크기를국가별로살펴보면, 카타르와사우디아라비아가전체표본기간동안각각 0.2295 와 0.2089 로높은수준을보여주고, 다음으로 UAE 0.1463, 오만 0.0930, 쿠웨이트 0.0716 의순으로나타나고있다. 이러한민감도를두개의하위기간으로나누어살펴보면, 후반기에비해전반기의 β값이다소높지만국가간의민감도순위는변하지않고있다. 따라서 Hammoudeh & Choi(2006) 의연구결과와는달리최근 12년동안의자료를분석한본연구에서는바레인을제외한나머지 GCC 국가의주식시장이유가변동에민감하게반응하고있음을보여주고있다. 또한, < 표 4> 에서는두바이유시장으로부터 GCC 6개국주식시장으로의변동성전이효과를나타내는계수값 δ가보고되고있다. 이결과는가격의변동성이시장간정보의흐름과관련이있다는 Ross(1989) 의주장과연관시켜보면시장간정보의흐름을추론하는데활용될수있다. 우선전체표본기간동안에는앞서살펴본수익률전이효과와일관되게변동성전이효과를나타내는 δ값도바레인을제외한나머지 GCC 국가의주식시장에서모두통계적으로유의한양 (+) 의값을보여주고있다. 다만, 두개의하위기간으로나누어살펴보면국가별로기간에따라 δ값의크기가변하고있지만, 바레인을제외한대부분의 GCC 국가에서유의한양 (+) 의값을보여주고있다. 즉, 두바이유시장의변동성에영향을미쳤던정보들이바레인을제외한나머지 GCC 국가주식시장의변동성에도영향을주고있는것이다. 결과적으로두바이유가격변화율뿐아니라변동성도바레인을제외한나머지 GCC 5개국주식시장의수익률과변동성에각각영향을미치며정보전이효과가발생하고있는것이다.
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 67 < 표 5 > 달러가중유가변동이 GCC 주가변동에미치는영향, ~ Saudi UAE Qatar Kuwait Oman Bahrain Panel A: 전체표본기간 (2004.11-2016.10) α 0.0017* 0.0010 0.0013 0.0016** 0.0017** -0.0003 β 0.1920*** 0.1353*** 0.2231*** 0.0675*** 0.0873*** 0.0247 θ 0.1309*** 0.0831 0.0428 0.2439*** 0.1224*** 0.1291** a 0.0000** 0.0000** 0.0000** 0.0001*** 0.0001*** 0.0001*** b 0.3647*** 0.1784*** 0.1611*** 0.3379*** 0.2362*** 0.0969*** c 0.5791*** 0.7703*** 0.8198*** 0.4525*** 0.4396*** 0.8077*** δ 0.0593*** 0.0160*** 0.0076* 0.0156*** 0.0627*** 0.0020 R 2 0.1071 0.0786 0.0957 0.0709 0.0400 0.0209 Panel B: 전반기 (2004.11-2010.10) α 0.0011 0.0002 0.0026 0.0050*** 0.0031** 0.0007 β 0.1862*** 0.1902*** 0.2783*** 0.0808*** 0.1135** 0.0383 θ 0.2098*** 0.1170* 0.0760 0.2100*** 0.1140* 0.1220 a 0.0001* 0.0002** 0.0001* 0.0002*** 0.0001 0.0000 b 0.3305*** 0.1298*** 0.1600*** 0.3577*** 0.1407** 0.0814* c 0.5997*** 0.6477*** 0.6975*** 0.4642*** 0.5594*** 0.7568*** δ 0.0398** 0.0732** 0.0730** 0.0315** 0.0949*** 0.0109 R 2 0.0952 0.0799 0.0771 0.0436 0.0394 0.0288 Panel C: 후반기 (2010.11-2016.10) α 0.0029** 0.0018 0.0003-0.0006 0.0008-0.0009 β 0.1818*** 0.1266*** 0.2044*** 0.0556** 0.0747*** 0.0107 θ 0.0245 0.0650-0.0117 0.2387*** 0.0956 0.0949** a 0.0001*** 0.0002** 0.0000 0.0001*** 0.0001*** 0.0001*** b 0.3934*** 0.1021** 0.1141*** 0.3041*** 0.3071*** -0.0316** c 0.2866*** 0.3931** 0.8590*** 0.3522*** -0.0490 0.9568*** δ 0.0808*** 0.0297*** 0.0027 0.0087** 0.0417*** -0.0001 R 2 0.1331 0.1032 0.1552 0.1057 0.0892 0.0069 주 ) *** 1% 유의수준, ** 5% 유의수준, * 10% 유의수준
68 중동연구제 35 권 3 호 이상살펴본결과는달러가치변동을고려하지않고두바이유가격변동만을분석한것이다. 하지만앞서언급한바와같이원유거래의결제통화가주로기축통화인미국달러로이루어지기때문에원유가격은미국달러가치변동을반영하여결정되는경향이있다. 이러한관계를입증하며앞서상관관계분석에서는미국달러인덱스와두바이유가격주별변화율사이에전체표본기간동안 -0.3137 의높은음 (-) 의상관계수값을보여준바있다. 따라서달러가치변동은유가를통해 GCC 국가의주식시장에영향을미칠수있다. 실제로앞서상관관계분석에서도미국달러인덱스변화율은바레인을제외한 GCC 주식시장의주가지수수익률과유의한음 (-) 의상관관계를보여주었다. 그러나이러한달러가치변동과 GCC 주식시장수익률간의관계는서로직접적인관계가아니라유가와환율의관계로부터파생된간접적인관계이다. 즉, 미국달러가치변동을반영하여결정되는두바이유가격변동이 GCC 주식시장에영향을미치고있기때문이다. 이에본연구에서는단순한유가변화율대신에두바이유가격에미국달러인덱스를곱한값으로부터계산한변화율 ( 즉, 달러가중유가변화율 ) 을사용하여 GCC 주식시장에미치는영향을확장된-GARCH 모형을통해분석한결과를 < 표 5> 에서보여주고있다. 가장먼저눈에띠는것은대부분의결과가 < 표 4> 와비교하여크게변하지않고있다는것이다. 달러가중두바이유가격변화율이 GCC 주식시장의주가수익률에미치는영향을나타내는 β값을보면, 바레인을제외한나머지 GCC 국가의주식시장에서전체표본기간뿐아니라하위기간에도모두통계적으로유의한양 (+) 의값을나타내며일치하는결과를보여주고있다. 또한, β값크기의국가별순위도그대로유지되고있다. 다만, < 표 4> 와비교해서모든 β값의크기가조금씩작아졌다는공통점이있는데, 이는미국달러인덱스변화율과 GCC 주식시장의주가지수수익률사이의음 (-) 의상관관계가반영된결과로볼수있다. 한편, 변동성전이효과를나타내는 δ값도바레인을제외한나머지 GCC 국가의주식시장에서대부분통계적으로유의한양 (+) 의값을보여주고있다. 다만, δ값의크기가 < 표 4> 와비교해서약간씩커지는경향을나타내고있는데, 이는유가의변동성뿐아니라달러가치의변동성이함께주식시장의변동성에전이되었기때문으로볼수있다. 결과적으로단순한유가
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 69 변동대신에달러가치변동을함께고려한유가변동자료를사용하더라도 GCC 주식시장에미치는영향은크게달라지고있지않다. Ⅳ. 결론 본연구에서는 2004년 11월부터 2016년 10월까지최근 12년동안을표본기간으로하여유가변동이 GCC 6개국주식시장에미치는영향을분석하고있다. 분석결과, Hammoudeh & Choi(2006) 의연구결과와는달리바레인을제외한나머지 GCC 국가의주식시장은유가변동에민감하게반응하고있다. 그리고미국달러가치변동을함께고려한유가변동자료를사용하더라도 GCC 주식시장에미치는영향은크게달라지고있지않다. 이러한분석결과의차이는서로다른표본기간과이기간동안에발생한자본시장의구조적변화에기인하는것으로판단된다. 즉, Hammoudeh & Choi(2006) 는 1994년 2월부터 2004년 12월까지를표본기간으로하여유가변동이 GCC 6개국주식시장에미치는영향을분석했지만유의한영향을발견하지못하고, 그이유를이들주식시장의폐쇄성과유동성부족, 그리고비합리적인투자행태로인해주식시장이유가변동을효율적으로반영하지못했기때문이라고해석하고있다. 반면에, 최근자료를사용본연구에서바레인을제외한나머지 GCC 주식시장이유가변동에민감하게반응하는결과가나타난것은 2000년이후나타나고있는 GCC 금융시장의구조적변화에기인한것으로보인다. 즉, GCC 주식시장에대한외국인투자자의제약이점진적으로완화되고시장의거래규모도증가하면서주식시장의주가가유가및환율변동과같은정보를적절하게반영하기시작한것이다. 특히, 앞서분석에서 GCC 6개국가운데유일하게바레인만 GCC의나머지 5개국과는다른결과를보여주고있다는사실도이와같은추론을뒷받침한다. 즉, 바레인주식시장은유난히낮은변동성을보여주고있고, 원유가격및달러가치변화율과의상관관계도다른 GCC 시장에비해
70 중동연구제 35 권 3 호 낮은수준이며, 나머지 GCC 주식시장과의상관관계도상대적으로낮은수준을보여주고있다. 또한, 다른 GCC 주식시장과는달리유가변동이바레인주식시장에는유의한영향을미치고있지못하다. 이러한결과가바레인의경제구조가다른 GCC 국가와근본적으로다르기때문에발생했기보다는바레인주식시장의매우낮은유동성에기인하는것으로보인다. 예를들면, 바레인주식시장의시가총액은 193억달러 (2015 년말기준 ) 로 GCC 주식시장가운데가장작을뿐아니라거래규모는이보다훨씬작아총거래대금이 2.93억달러 (2015 년연간기준 ) 밖에되지않는다. 같은기간사우디아라비아주식시장이 4,211 억달러의시가총액에 4,369 억달러의거래대금을기록한것에비하면극히작은규모라아니할수없다. 주식시장에전달되는모든정보는결국거래를통해주가에반영된다는점을감안할때, 극도로낮은유동성을갖는주식시장의주가는정보를제대로반영하기어렵게된다. 결과적으로바레인주식시장이나머지 GCC 나머지 5개국의주식시장과다른패턴을보인가장큰이유는매우낮은유동성에기인한것으로판단된다. 결론적으로앞으로 GCC 주식시장에대한개방이확대되고상장기업수와거래규모가증가하여시장의효율성 (market efficiency) 이지속적으로개선된다면, 유가변동이주식시장에미치는영향이더욱명확하게나타날수있다. 다만, GCC 국가들이석유의존경제탈피를위해현재시도하고있는경제다변화정책이성공한다면, 장기적으로는주식시장에대한유가변동의영향력이점진적으로약화될가능성도있다. 따라서향후 GCC 국가의경제구조및자본시장의변화에따라유가와주가사이의관계에관한연구는지속될필요성이있다. 주제어 : 원유가격, GCC 주식시장, 전이효과, 상관관계분석, GARCH 모형
유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 71 참고문헌 김중관 (2015), 석유시장구조의국제정치역학연계성 : 2015년유가변동의요인분석, 중동연구 제34권 1호, 1-22. 서지용 (2007), 한국주식시장에서파급되는국제유가의위험에관한연구, 재무관리연구 제24권 4호, 75-106. 서지용 (2008), 한국주가수익률과글로벌영향요인과의관계변화에관한연구 : 미국주가, 금리, 환율, 유가를대상으로, 산업경제연구 제21권 5호, 2041-2062. 임대봉 (2009), 국제유가와주가의관계분석, 산업경제연구 제22권 5호, 2421-2436. 황나영 (2016). 저유가지속에따른중동산유국경제현황평가, 월간금융경제동향 제6권 5호, 8-14. Chen, N., Roll, R. & Ross, S.(1986), Economic forces and the stock market, Journal of Business, 59, 383-403. Bollerslev, T.(1986), "Generalized autoregressive conditional heteroskedasticity," Journal of Econometrics, 31, 307-327. Engle, R.(1982), "Autoregressive conditional heteroskedasticity with estimates of the variance of United Kingdom inflation", Econometrica, 50, 987-1007. Ferson, W. & Harvey, C.(1993), The risk and predictability of international equity returns, Review of Financial Studies, 6, 527-566. Hamao, Y.(1988), An empirical examination of arbitrage pricing theory: Using Japanese data, Japan and the World Economy, 1, 45-61. Hamao, Y., Masulis, R. W. & Ng, V.(1990), Correlations in price changes and volatility across international stock markets, Review of Financial Studies, 3, 281-307. Hammoudeh, S. & Choi, K.(2006). "Behavior of GCC stock markets
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유가변동이 GCC 국가주식시장에미치는영향 73 박진우소속 : 한국외국어대학교경영학부이메일 : jwp@hufs.ac.kr 김주환소속 : 한국외국어대학교경영학부이메일 : kjh9004@korea.com 투고일 : 2016. 12. 21 심사일 : 2017. 01. 17 02. 13 게재확정일 : 2017. 02. 13