Microsoft Word - 07_충북대_안지희.doc

서브프라임위기에대한기업지배구조와주식수익률의관계 충북대학교대학원안지희 < 요약 > 세계는현재금융위기에놓여있으며금융강대국인미국은위기속에서쉽게헤어나오지못하고있다. 이번서브프라임세계금융위기를통해기업의투명성및건전성의중요함을깨우쳤다. 이시점에서기존의지배구조와주식수익률간의연관성분석에금융위기를반영하는거시적요소를투입시키는것은의미가있다. 본연구는한국지배구조개발지원센터 (CGS) 에서공표하는기업지배구조등급리스트를바탕으로누적평균초과수익률시계열을산출하여실증분석을실시하였다. 지배구조등급에따라주식수익률의차이여부를알아보기위해 T-test 를실시하였으며, 지배구조등급에따라주식수익률의변동성의특징을알아볼수있는 GARCH 및 TGARCH 모형을세워주식수익률의충격에따른변동성의지속성과비대칭성을살폈다. 마지막으로 VAR 모형을이용하여주식수익률과거시경제변수인환율, 금리, 미국증시와의관계가지배구조등급에따라어떠한차이가있는지계량분석을실시하였다. 이때사용한분석은 VAR 모형을기초로한 Granger 인과관계, 충격반응, 분산분해이다. 이러한분석을통해기업이투명성과건전성이높으면 ( 지배구조가건실하면 ) 금융위기및거시적충격에흔들리지않는다는유의한결과를도출했다. 1

Ⅰ. 서론 1. 기업지배구조에대한관심 이번서브프라임금융위기는미국금융기업의기업지배구조가얼마나취약한지드러냈다. 미금융경제의축중하나가뮤추얼펀드등을이용한자산운용이다. 그럼에도이들이대기업은행에대한지분권을행사하지않았다. 이때문에대규모투자은행의위험한전략을기업내부에서통제하지못했던구조적문제가있었다. 주요경영책임자들은기업의지배구조를방관한채무분별하게부채담보부증권 (CDO), 신용파산스와프 (CDS) 를발행했다. 또한월가나금융회사경영자들은천문학적인보수를받았고, 위기이후에도책임을회피한채엄청난퇴직금을챙겼다. 결국취약한이사회구조가위험한재무전략을방치했고, 이는금융위기를낳는원인중하나가되었다. 이렇듯기업지배구조의건실함은위기의충격을받았을때중요성이커진다. 기업지배구조 (Corporate Governance Structure) 란기업실체가지휘, 관리, 통제되는방식으로우리나라는외환위기 (IMF) 직후불투명한경영과기업지배구조의낙후성으로인해기업부실이초래되었다는지적이제기되면서기업지배구조에대한우리사회의관심이높아졌다. 이어정부는사외이사와가사위원회제도를도입하는등각종제도개혁을통해기업지배구조개선을위한제도적장치를마련하였다. 투자자들이기업지배구조에주목하기시작하면서기업들은투명성을높이고주주중시경영을실천하고있다는평가를받기위해노력하고있다. 사회적으로기업지배구조에대한관심이높아진것은효율적인지배구조를갖춰야경영진에대한견제와감시활동이제대로이루어지면서부실경영이나부정행위로부터투자자들을보호받을수있기때문이다. 동아경제신문에따르면미국다우존스의글로벌지속가능성지수 (DJSI) 는이달부터한국의삼성전자, 삼성전기, 롯대쇼핑등 3 개사를새로편입했다. 이지수에는이미포스코, 삼성 SDI, SK 텔레콤이포함되어있다. 글로벌 DJSI 는전세계시가총액상위 2500 개기업가운데지속가능경영평가에서상위 10% 에든기업들을뽑아등재하는지수다. 기업이 DJSI 에편입되면기업의위험도는낮은반면신뢰도가높은기업으로인정돼글로벌투자자들이나고객사와의장기계약에서유리한고지를선점하게되는등기업의품격과함께몸값도높여준다. 이평가에는경제성 ( 지배구조투명성 ) 및환경성 ( 친환경경영 ), 사회성 ( 지역사회공헌, 노동관리, 공정거래등 ) 이들어가있다. 여기서주목해봐야할점은지배구조의투명성이라는항목이포함되어있다는것이다. 이렇듯, 지배구조의투명성과건전함은세계적인관심의대상이다. 기업의지배구조에대한관심의근본원인은경영자와자본시장참여자사이의정보비대칭이다. 정보비대칭으로부터투자자를보호해야하기때문이다. 여러논문에서말했듯이지배구조지수편입종목의경영성과와재무구조가우월했다는점을 2

감안하면투자자들은지배구조가우수한기업의주가를그렇지않은기업의주가에비해높게평가할것이며, 투자자들이의사결정시기업의전반적특성을대표하는기업지배구조를중요시할것이다. 한국기업지배구조개선지원센터 (CGS) 가애널리스트및펀드매니저등 201 명을대상으로 2002 년 11 월 ~12 월에실시한기업지배구조개선을위한설문조사에서는기업에대한투자결정시 92% 가기업지배구조를고려한다고답하였다. LG 주간경제 는기업지배구조개선지원센터에서우수기업으로선정된기업을대상으로선정발표일전후의주가변화를살펴보았다. 그결과지배구조우수기업으로선정된기업들의주가는발표일이전부터꾸준히상승했음을확인할수있었다. 지배구조확정일과발표일간에거래일을기준으로 8 일정도시차가있었고지배구조우수기업으로확정되기 3 일전부터주가가상승세로돌아섰다는점에서지배구조평가결과에대한정보가주가에먼저반영되었다는사실을알수있다. 즉기업지배구조에대한투자자의관심이높아짐에따라기업지배구조평가에서우수기업으로판정된기업에대해투자자들이상당히긍정적으로평가했던것으로판단할수있다. 또한지배구조지수에편입되어있는기업의주가는그렇지않은기업에비해서월등히높은것으로나타났다. 2004 년 2 월 20 일기준지배구조지수편입종목의보통주평균주가는지배구조지수에편입되지않은 581 개종목의평균주가에비해서 2.6 배나높은수준이다. 지배구조지수편입종목은주가상승률도높았던것으로나타났다. 2. 서브프라임금융위기 1970 년이후세계경제는 1973 년 (1 차석유위기 ), 1979 년 (2 차석유위기 ), 1990 년 ( 선진국의신용수축과부동산가격하락으로인한세계동시불황 ), 2008 년 ( 글로벌위기 ) 의총 4 번의세계적인불황을경험했는데이번글로벌위기인서브프라임금융위기는부동산가격장기하락과신용경색이동반된경기침체로대공항 (1929) 년이후가장심각한양상을보이고있다. 우리나라는 1990 년이후외환위기 (IMF) 와금융위기 ( 서브프라임위기 ) 를겪었다. 외환위기는우리나라의달러화외환유동성부족과기업및금융기간의리스크관리미흡등국내적인요인에의해발생된반면최근의글로벌금융위기는미국을포함한주요선진국의금융시스템붕괴와같은해외요인에기인한것이다. 글로벌금융위기의발생원인을구체적로살펴보면미국, 영국등주요선진국주택시장의버블붕괴 ( 주택가격하락 ) 로인한금융시스템의손상이다. 미국의주택버블붕괴로주택가격이하락하면서저신용모기지 ( 저신용주택담보대출 ) 의연체율이상승했고주택연체율상승으로주택담보부증권가격이떨어지면서금융기간이보유하고있는주택담보부증권관련파생금융상품에서대규모손실이발생한것이다. 금융기간의손실이크게늘어나면서기업과가계에대한대출, 특히모기지담보관련대출이 3

급격히위축되었다. 금융기간의대출축소로신용경색이심화되면서금융시스템의불안정이야기되었다. 금융시스템불안으로미국주가가급락하면서세계주가와세계주택가격도동시에포락하였고이는글로벌신용경색으로전개되었다. 주택가격및주가등자산가격의하락으로역자산효과 ( 주택의양도차손확대로소비등이위축되는현상 ) 도심화되었다. 신용경색과역자산효과등으로소비가감소하면서생산, 고용, 설비투자등이연이어침체를보였다. 특히 2008 년 9 월중순리먼브라더스파산이후국제금융시장의신용경색이더욱심화되면서 2008 년 4/4 분기이후세계경제는수출, 생산, 소비, 고용등주요실물경제지표가동시적으로악화되었다 ( 신후식외 2 명 (2009)). 한국의금융위기는내부적요인도있지만외부충격변수가더컸다. 물론은행의단기차입급증에의한외화유동성부족이나과도한대출로예대율이상승한내적인결함도있었다. 그러나기본적으로는글로벌금융불안이여과없이외환시장에반영된측면이크다. 금융위기로타격이컸던나라는금융의존도, 수출의존도가높은국가들이었다. 한국역시수출의존도와금융의존도가높다. 하지만한국은이번금융위기 ( 서브프라임위기 ) 에따른환율효과로부터타격을적게받은예외적사례이다. 국내증시는금융위기 1 년을거치는동안상대적으로빠른회복세를보이고, KOSPI 지수는리먼브러더스파산사태이전수준이상으로올라섰다. 한국거래소에따르면금융위기이후 1 년의뜀박질은세계 49 개국증시중 9 번째로높았다. 전세계소비침체에도국내기업들이이익증가세를유지한것은기업의지배구조및생산기술에서우위를나타내는기업들의 승자독식 효과때문이다. 이번금융위기는대부분기업의지배구조가좋지않았던외환위기와다르게외부충격에대한회복이빠르며이는기업지배구조의건실함이얼마나중요한지알게해준다, 따라서본연구는세계적으로중요성이커진기업지배구조의건실정도에따른기업주식수익률에차이가있는지알아본다. 그리고서브프라임금융위기속에서주식수익률이기업지배구조의건실정도에따라거시경제변수로부터어떠한영향을받는지실증분석을실시한다. 4

Ⅱ. 주요선행연구및본연구의차별성 기업지배구조와주식수익률및기업의가치에대한주요논문중하나는 Lombarodo and Pagano(2002) 의논문이다. 1969 년 ~1997 년에걸친기간동안 21 개의선진국을대상으로기업지배구조와주식수익률에관한연구를실시했다. 이연구결과주식시장의수익률은법적효율성이나시장제도와양의관계를갖지만, 주주권리보호및위험통제의수단과는유의한관계를갖지않았다. 그리고주가배당률과주가수익률도법적효율성및법규와양의상관관계를보이지만주주권리보호와위험통제, 기대수익의성장에는음의관계를갖는것으로나타났다. 다음으로 Black, Jang and Kim(2003) 은 2000 년부터 2001 년동안한국의상장법인을대상으로실시한설문조사를이용하여지배구조지수를산출하고매입보유수익률을이용하여기업지배구조와주식수익률의관계를알아보았다. 그결과지수가 10 증가할때평균적으로연수익률이 4%p~6%p 정도증가하였다. 독일기업을대상으로한 Dorbertz, Schillhofer and Zimmermann (2004) 는기업지배구조와주가수익률간의관계를실증분석을하였다. 주가수익률과주가이익비율을종속변수로하고, CGR 베타, 기업성장률을설명변수로하여회귀분석을실시한결과기업지배구조등급이높을수록과거의평균주가수익률이높게나타났다. 또한오재영 (2006) 은한국증권거래소상장기업을대상으로 2003 년 2 월한국기업지배구조개선지원센터에서실시한설문자료를기초로기업고유의기업지배구조지수를산출하고, 이지수를설명변수로하여개별기업의경영성과와가치및시장수익률과의관계를검증하였다. 이결과, 금융기관을제외한주주권리보호와이사회운영이기업성과와가치및시장수익등에높은유의성을보였고, 금융기관더미변수를추가하여실시한분석에서도대체로비슷한결과를보여주었다. 황선웅, 김종상 (2007) 는한국기업지배구조개선지원센터 (CGS) 에서제공하는지배구조지수를이용하여산업별분석결과금융업의지배구조가가장높은점수를얻었으나, 제조업이나어업 광업등의업종은낮은점수가나왔다. 또한주식시장의신호효과에대한검증결과, 지배구조우수기업의발표가시장에서해당기업에게호재로작용했음에도불구하고주식수익률이발표일전후를기준으로유의한차이가없었다. 최근한국에서는기업지배구조와주식수익률간의관련성에대한연구들이활발하게진행되고있다. 대부분의연구에서주주권리보호및이사회운영등에대한기업지배구조가높으면주식수익률과기업가치가높다는결과를나타낸다. 본연구에서도지배구조등급이높으면주식수익률이높다는것을실증분석을통해증명할것이다. 본연구가기존기업지배구조연구와크게차별화된점은다음과같다. 첫째, 최근까지논문들은월별데이터를및연별데이터를사용하는반면본연구는일별데이터를사용하여주식수익률의섬세한변동성과움직임을분석한다. 5

두번째, 대부분연구의표본기간은 2005 년이전인반면, 본연구는 2007 년 9 월부터 2009 년 8 월까지가장최근의데이터를사용하며, 이표본기간에는최근큰이슈인서브프라임위기를포함하고있다. 따라서기업지배구조의상태에따라금융위기와같은큰충격에대한주식수익률의반응차이를분석한다. 세번째, 본논문은타논문에서다루지않은주식수익률의변동성에대해연구한다. 기업지배구조등급에따라주식수익률의예기치못한충격에대한변동성과변동성의비대치성을 GARCH 모형및 TGARCH 모형으로분석한다. 네번째, 최근까지연구된논문들은기업지배구조가좋고나쁨에따라주식수익률에차이가있는지를살펴봤다. 또는주식수익률을종속변수로하고기업지배구조를평가할수있는변수들 ( 주주의권리보호, 이사회운영, 공시, 감시기구, 경영과실배분등 ) 을독립변수로놓고회귀분석을하여기업지배구조정도가기업의주식수익률이나기업가치에영향을주는지분석하였다. 본논문은기업지배구조의상태에따라주식수익률에차이가있는지실증분석과함께기업지배구조상태에따른거시경제변수로받는영향에차이가있는지 VAR 모형을이용하여계량분석을한다. 이는한국이수출의존도나금융의존도가높기때문에타강대국으로부터의영향을배재할수없으며, 거시경제변수로부터의영향이지배구조가상태에따라차이가있음을증명하기때문에본연구의의미가크다. 다섯번째, 본논문은한국의한국기업지배구조개선지원센터 (CGS) 에서공표하는등급에따라기업을분류하여, 각기업의실질주식가격을수집한후실증분석을실시하여객관성을높였다. 6

Ⅲ. 실증분석 A. 기업지배구조등급과주식수익률분석 1. 기업지배구조평가 지배구조가우수한기업이우대받고, 기업의자발적인지배구조개선을유도하기위해서는기업의지배구조에대한평가가정확히이루어져야한다. 그리고평가된정보가투자자에게전달되어야한다. 우리나라에서지배구조우수기업에대한투자자의관심을높이기위해한국지배구조개선지원센터 (Corporate Governance Service : CGS) 를설립하여매년기업지배구조를평가하고우수기업을선정하여시상하고있다. 또한상장기업중에서기업지배구조가우수한 50 개종목으로구성된주가지수인 KOGI 를산출하여발표하고있다. CGS 는 1999 년제정되고 2003 년에개정된기업지배구조모범기준에따라작성된설문지를사용하여전상장기업을대상으로설문을실시한다. 이러한설문을통해얻은객관적자료에센터내부에서기본자격요건심사및사후검증을통한전문가의주관적인견해가더해져기업지배구조를평가한다. 지배구조평가항목은크게네가지로구성된다. 첫째, 주주및이사회에관한사항으로주주구성, 이사회활동성, 사외이사선임비율, 주주의결권행사제도, 감사기구, 이해관계자권리보호, 내부거래적정성등에기초하여상장기업의지배구조를평가한다. 둘째, 경영투명성지표로서 IR 실적, 공시의신속성, 자진공시건수, 조회공시건수, 영문공시, 공시담당자교육, 불성실성공시여부등에기초하여평가한다. 셋째, 경영과실배분지표는시가배당수익률, 배당성향, 주가관리정책, 중간배당등에기초하여평가한다. 마지막으로경영효율성지표는주가성장률, 자기자본경상이률, 주당 EVA 등에의해평가하고있다. < 그림 1> 은 2008 년, 2009 년의유가증권시장을대상으로한평가의부문별득점률그래프이다. 이사회, 감사기구, 경영과실배분부문에서는각각 27.19%, 43.29%, 26.98% 로 2008 년에대비각각 1.21%p, 3.33%p, 1.48%p 상승한반면주주권리보호, 공시부문에서는각각 54.61%, 32.61% 로나타나전년대비각각 0.83%p, 0.34%p 하락하였다. 특히 5 개부문중전년대비감사기구부문의득점률상승폭이두드러졌다. 이는지난한해동안유가증권시장상장법인들이감사기구의독립성과효율성재고에많은관심을가진것으로파악된다. 7

분석대상 : 유가증권시장에서신규상장법인, 상장폐지법인을제외한회계연도동안의계속상장법인을대상으로함. 2008 년도 669 개사, 2009 년도 685 개사. ( 데이터출처 : CGS ) < 그림 1> 유가증권시장평가대상상장법인의부문별평가득점률 2. 변수범위및설계 < 그림 2> 데이터수집도식화 8

본연구는 CGS 에서매년중순에공표하는기업지배구조등급을사용한다. 등급공표는평가점수에따라최우량, 우량 +, 우량, 양호 +, 양호, 보통, 취약, 매우취약등 8 등급으로분류하며이중 보통 이상의등급을부여받은기업만공표한다. 보통 이상등급을받은기업은전체조사기업중대략 30% 이며본논문에서는보통 이상등급의기업을분석한다. 그중최우량, 우량 +, 우량, 양호 +, 양호등급을받은기업의수가약 10% 로적어그룹 [ 우량 + 양호 ] 로, 보통등급을받은기업은그룹 [ 보통 ] 으로분류한다. 표본기간은서브프라임위기를전후로 2007 년 9 월부터 2009 년 8 월까지총 2 년으로정한다. 2 년동안같은등급에있는기업의주식수익률을이용하며, 금융업은제외한다. 제외한이유는금융업에속한기업들의경우영업상의특징, 소유지배구조에대한정부규제및재무제표구성항목에있어서일반기업과상이하기때문이다. 이를제외함으로써표본의동질성을확보한다. 이러한조건들을만족하는기업리스트는 < 부록 1> 을참고한다. 그룹 [ 우량 + 양호 ] 는 43 개기업이채택되고그룹 [ 보통 ] 는 50 개기업이채택된다. 그런후각그룹별누적평균초과수익률을계산하여일별시계열자료를생성한다. 이것이주식수익률이다. 누적평균초과수익률변수를구하는방법은다음과같다. 초과수익률 : 기업의수익률, : 종합주가지수 (KOSPI) 수익률 t 시점의평균초과수익률 n : 표본기업수 1 일부터 k 일까지의누적평균초과수익률 3. 지배구조등급별주식수익률차이 < 그림 3> 은등급별누적평균초과수익률 (CAAR) 을시계열그래프로나타냈다. [ 우량 + 보통 ] 등급은서브라임위기를포함한크고작은충격에따른수익률하락이 [ 보통 ] 등급에비해낮음을알수있다. < 표 1> 를보면 [ 우량 + 양호 ] 등급의주식수익률 10.396 이고 [ 보통 ] 등급의수익률은 -4.319 98 로 [ 우량 + 양호 ] 등급의누적평균초과수익률이 14.71598% 정도높다. [ 우량 + 양호 ] 의최저점은 -6.8942 이고 [ 보통 ] 은최저점은 -20.7427 로차이가크며, [ 우량 + 양호 ] 등급의주식수익률의최고점은 17.0435 로등급이낮은 [ 보통 ] 주식수익률의최고점 8.0887 에비해 2 배이상높다. 또한표준편차가 4.8579 로 [ 보통 ] 의표준편차 5.3110 에비해작다. 즉, 어떤충격에의한반응이 [ 우량 + 양호 ] 이안정적임을알수있다. 이는 CGS 연구논문에서기업지배구조가좋은기업일수록이들의주가는초과수익률이높고, 양의초과수익률을보인다는논문결과와같다 ( 단, 금융위기직후는음의초과수익률을보인다 ). < 그림 3> 누적평균초과수익률 (CAAR) 9

< 표 1> 누적평균초과수익률 우량 + 양호 보통 누적평균초과수익률 (%) 10.396-4.31998 최저점 (%) -6.8942-20.7427 최고점 (%) 17.0435 8.0887 표준편차 ( 초과수익률변동성 ) 4.8579 5.3110 위에서살펴본바와같이높은등급이대체로높은주식수익률을가짐을명확히하기위해 t 검정을실시한다. < 표 2> 는기간을등급발표를위한 DATA 수집을끝낸매년 4 월을기점으로 3 기간으로나누어 t-검정을실시한결과이다. 기간 1(2007.9~2008.3) 은등급에따른누적평균초과수익률의차이가없다는귀무가설을기각하여등급에따라누적평균초과수익률에차이가있음을알수있으나기간 2(2008.4~2009.3) 와기간 3(2009.4~2009.8) 은귀무가설을기각하지못하여유의한차이를보이지못한다. 이는기간 2 와기간 3 에서서브라임금융위기에의해기업마다일별초과수익률이개별로다르게움직이고, 이를평균한 CAAR 은등급별로유의한차이를이끌어내지못한것으로짐작한다. < 표 2> 기업지배구조등급과주식수익률간의 t-test t 통계량 유의확률 ( 양쪽 ) 기간 1(2007.9~2008.3) 2.6854 0.0086 기간 2(2008.4~2009.3) -0.4151 0.6791 기간 3(2009.4~2009.8) 0.9985 0.3207 전체 (2007.9~2009.8) 1.5910 0.1151 10

단, *, **, 는각각 10%, 5%, 1% 에서통계적유의성이있음을나타낸다. 4. 주식수익률의변동성분석 시계열의모형에서주가와같은경제시계열자료에서는시간의추이에따라변동성이매우급하게변하므로이분산성을고려할필요가있다. 전통적인회귀모형 ( ) 에서는 ( 오차항 ) 의분산이라는등분산을가정하고있다. 그러나실제로는시간의흐름에따라변동성이변하는것이일반적이다. 이것을이분산이라한다. 즉, 과거의정보가미래의움직임에영향을주기때문에이번기의변동이다음기에여파가지속되는변동성집중 (Volatility clustering) 현상이나타난다. 다른말로하면큰변동뒤엔다른큰변동이뒤따르고작은변동뒤에는작은변동이뒤따른다고할수있다. Enlge(1982) 는변동성을갖는시계열을조건부분산의관점에서모형화하였다. 바로자기회귀조건부분산모형 (Autoregressive Conditional Heteroscedasticity Model : ARCH) 이다. 하지만 ARCH(p) 모형을추정시시차 p 를크게설정해야하는경향이있어 Bollerslev (1986) 은 ARCH 모형을일반화한 GARCH 모형을제안했다. GARCH 는반복적대입과정을통해작은수의패러미터를사용함에도불구하고시차가긴 ARCH 모형을추정하는것과유사한결과를가져온다. GARCH(p,q) 모형 단, >0 ( 분산의비음성때문 ), 0< <1 ( 안정성조건 ) 여기서는분석대상변수로조건부정규분포를따른다. 는설명변수또는경우에따라의시차변수로이루어진벡터이며, 는오차항로 t 기에예측하지못한경제충격또는뉴스로서이노베이션 (innovation) 을의미한다. 는조건부분산이며현재정보를이용하여를예측함에있어서발생하는오차로인한위험을의미한다. 는 변동성이얼마나지속적인가 또는 변동성이미래에어떻게소멸되는가 를보여준다. 이값이 1 에가까울수록다음을의미한다. 변동푹 ( 분산 ) 에대한충격지속성이높다. 시간에따라분산이변하는지속성이길다. 변수의충격이분산에미치는영향의지속성이크다. 변수에양이나음의충격이가해지면분산 ( 변동성 ) 을예측하는경우그충격의영향을받는기간이길다. 11

본논문에서는분석의편의상 GARCH(p.q) 모형에서 P 와 q 는과도한계산시간문제를피하고대부분의금융시계열의변동성은단순한 GARCH(1,1) 모형으로도대부분잘모형화할수있기때문에 P 와 q 를각각 1 로산정하였다. 한편, 일반적으로시장이하락세에있을때시장에서부 (-) 의충격이같은크기의정 (+) 의충격에비해변동성에훨씬큰영향을미친다. 그러나위의 GARCH 모형은조건부분산의값이항상양의값을갖게하기위하여패러미터에필요이상의일정한제약조건을가하고있는데, 현재의변동성과미래의변동성간의음 (-) 의상관관계를고려하고있지않다. Golsten, Jaganathan and Runkle (1994) 는뉴스충격에따른비대칭적효과를고려하여 TGARCH(threshold GARCH) 를개발하였다. 구본일 (2000) 의연구에서대체적으로 TGARCH 모형의적합성이높은것으로나타났으며또한장경천 김현석 (2005) 의연구에서도 TGARCH 모형의해석이비교적용이하고변동성의지속성을측정하는데다소도움이된다고밝힘에따라본연구에서는 TGARCH 모형을적용해보았다. TGARCH(1,1) 이모형은좋은뉴스 ( ) 와나쁜뉴스 ( ) 는조건부분산에상이한효과를가져다준다. 좋은뉴스는 ( ) 의충격효과를주고, 나쁜뉴스는 ( ) 의충격을준다. 즉이면레버리지효과 ( 지렛대효과 ) 를갖고이면뉴스충격이비대칭적이다. 한편는지속적파라미터 (persistence parameter) 로서비조건부분산으로부터변동성의이탈이발생했을때다시비조건부분산으로회귀하는시간을측정한다. 1 보다작은경우조건부분산의충격은영속적이지않으며평균수준인비조건부분산으로회귀함을의미한다. 그럼 GARCH 모형과 TGARCH 모형을통해기업지배구조등급에따라누적평균초과수익률의변동성에어떠한차이가있는지살펴보자. < 표 3> 는 GARCH 모형에누적평균초과수익률을적용한결과이다. 우선 [ 우량 + 양호 ] 등급을보면인 ARCH 계수는 0.1052 이고인 GARCH 계수는 0.8151 로유의수준 1% 에서모두유의하다. 따라서가 0.9203 으로유의하다. [ 보통 ] 등급의주식수익률에대한 (ARCH 계수 ) 는 0.0794 이고 (GARCH) 는 0.9105 로유의수준 1% 에서유의하다. 따라서 [ 우량 + 상위 ] 와마찬가지로는 0.9899 로유의하다. 는 1 에가까울수록주식수익률에대한충격이분산에미치는영향의 12

지속성이크다는것을의미하며 [ 보통 ] 이 [ 우량 + 양호 ] 보다 0.0396 높음을알수있다. 따라서등급이낮을수록기업의주식수익률의충격이분산에미치는영향의지속력이큰것으로나타났다. 이는등급이낮으면미시적변수나거시적변수에의해기업의주식수익률에충격이가해지면수익률변동이오래지속됨을알수있다. < 표 3> GARCH(1,1) 모형분석결과 우량 + 양호 보통 계수 0.0000 0.1052 0.8151 Z-stat 2.5155 3.3626 3.3626 P-value 0.0119 0.0008 0.0000 계수 0.0000 0.0794 0.9105 Z-stat 1.6034 4.6752 39.0780 P-value 0.1088 0.0000 0.0000 0.9203 0.9899 기업지배구조등급으로구별한각각의주식수익률의변동성이비대칭성이있는지여부는 < 표 4> 의 TGARCH 모형을통해알수있다. [ 우량 + 양호 ] 의주식수익률의 (GARCH 계수 ) 를제외하고 (ARCH 계수 ) 와 ( 비대칭계수 ) 는유의수준 10% 에서도유의하지않다. 따라서 ( 지속성파라미터 ) 의해석이모호하다. [ 보통 ] 등급의주식수익률의모든계수는유의수준 1% 에서유의하다. (ARCH 계수 ) 는 0.1830 이고 (GARCH 계수 ) 는 0.8845 이다. ( 비대칭계수 ) 는 -0.1527 로좋은뉴스 ( >0) 와나쁜뉴스 ( <0) 는조건부분산에상이한효과를줌을알수있다. 즉뉴스충격에따른주가수익률의변동성이비대칭적이다. [ 우량 + 양호 ] 등급의주가수익률은비대칭적모형인 TGARCH 가적합하지않으나 [ 보통 ] 의주가수익률은계수가유의하여비대칭모형이적합하다. 이는경기가하락세에있을때등급이낮은기업의주가수익률은나쁜미시적 거시적뉴스 ( <0) 에비대칭적반응을보인다고해석할수있다. 기업은표본기간인 2 년동안서브프라임위기와같은큰위기뿐만아니라작은충격을받아왔다. 이러한크고작은위기충격을등급이낮은기업이받았을시높은기업에비해더욱불안정하다는것을증명한다. < 표 4> TGARCH(1,1) 모형분석결과 13

우량 + 양호 보통 계수 0.0000 0.0621 0.0638 0.8254 Z-stat 2.4319 1.3024 1.3046 14.3973 P- value 0.0150 0.1928 0.1920 0.0000 계수 0.0000 0.1830-0.1527 0.8845 Z-stat 1.7165 5.1968-3.5275 29.1420 P- value 0.0861 0.0000 0.0004 0.0000 0.9002 0.9912 B. 거시경제변수와주가수익률의동태적관계 1. 주요거시경제변수선택 2009 년 7 월 1 일기획재정부등에따르면 IMF 는최근 선진국이신흥국에미치는 금융스트레스 보고서에서 18 개신흥경제국을조사한결과한국은선진국금융스트레스에따른동행성지수가 0.706 으로신흥경제국평균 0.4 ~0.5 보다훨씬높았다. 즉국내증시는거시경제변수의영향을많이받으며, 본연구는이를반영하여기업지배구조와주식수익률의관계에거시경제변수를함께분석한다. 본연구에서사용하고있는자료는 2007 년 9 월부터 2009 년 8 월까지기업들의누적평균초과수익률의일별자료를사용한다. 주식수익률에영향을주는많은거시경제변수중일별자료가존재하는변수는흔하지않다. 따라서일별자료가존재하는거시경제변수중주요변수 3 개를선택한다. 먼저해외부문을나타내는변수로서가장대표적인환율인대미환율변수를사용하였다. 환율의평가절상은수출은줄이고수입은늘어경상수지가나빠지고주가를하락시키는측면이있으나, 다른한편으로는수입물가가떨어져국내물가가하락하여주가를상승시키는측면도있다. 반면환율의평가절하는수출을늘고수입은늘어경상수지개선으로주가를상승시키는측면이있는반면, 다른한편으로는수입물가가상승하여국내물가를상승시키게되어주가를하락시키는영향이있을수있다. 따라서환율과주가와의관계는단정지어설명할수없지만환율이주가에영향을주는주요거시변수임은자명하다. 금융부문에서금리변수로서는 3 년만기회사채유통수익률을선택하였다. 금리의변동은본질가치및주식수요의변화를통해주가를변동시키는주요요인으로작용한다. 기업측면에서금리의하락 ( 상승 ) 은투자를촉진 ( 위축 ) 시키고금융비용을 14

절감 ( 증대 ) 시켜기업수익성을향상 ( 악화 ) 시키므로재무구조를건실 ( 부실 ) 하게하여주식의본질적가치를상승 ( 하락 ) 시킨다. 투자자측면에서는금리의하락 ( 상승 ) 이대체투자수단인예금 채권등의기대수익률을하락 ( 상승 ) 시킴으로써상대적으로주식수요를증대 ( 감소 ) 시킨다. 따라서주식가격과금리와는음의관계가성립하는것으로기대된다. Chen, Roll and Ross(1986) 의연구에서주식가격에영향을미치는이자율관련변수로서채무불이행위험프리미엄과기간위험프리미엄변수등을활용하였으나, 우리나라의경우에는미국의 T-Bond 와같은장기국채나 T-Bill 과같은단기국채, 그리고투기적등급의채권 ( 정크본드 ) 시장등이발달하지않은관계로이러한변수의사용이거의불가능하다. 따라서우리나라에서가장대표적인금리라고할수있는 3 년만기회사채유통수익률을금리변수로활용하였다. 마지막으로국내경제의대미의존도가높은데기인하여국내증시는미국증시의단기적변동에지나치게영향을받으며미국이경기전망에딸라장기적으로동반이동해가는경향이있는것으로알려져있다국내주식시장에서미국계자금이차지하는비중이높은상황에서미국증시나미국경제에변화가발생하면외국인들의투자행위에직접영향을미쳐국내주가에반영된다. 우리나라증시에서주로인용되는미국의대표적주가지수는다우존스와 S&P 500 이있다. 전자는미국국내에서경기동향이나증시변동의척도로이용되며. 후자가우리의종합주가지수에적절하게대응되므로미국의대표적주가지수로국내연구에이용되었다. 따라서종합주가지수의표본이라할수있는 S&P500 를사용한다. 3 년만기회사채수익률과대미환율은 fn 가이드및한국은행경제통계시스템에서제공하며, S&P500 은한국거래소에서제공한다. 누적평균초과수익률 (CAAR) 과자료의동질성을위해금리, 환율, S&P500 를로그차분변수를수준변수로사용한다. 2. 단위근검정 전통적인경제시계열분석은안정적인시계열자료를가정하고있는데이것은자료의평균이시간에관계없이일정하고분산은유한한값을가지고있으며외부적인충격에도평균을중심으로일정한분산하에변동폭을유지하다가결국다시평균으로회귀하는것을말한다. 그러나현실적으로대부분의시계열자료들은불안정적인시계열자료이다. 불안정한시계열자료에전통적인계량분석기법을적용하면두변수사이에아무런상관관계가없지만표본수가높아짐에따라값이 1 에가깝게나타나고 Durbin-Watson(DW) 통계량이작게나타나외견상으로상관관계가의미있는것처럼보이는가성회귀문제가발생한다. 따라서경제시계열자료를이용하여실증분석을할경우자료의정상성여부에대한단위근검정이선행되어야한다. 거시경제변수들의정상성을검증하기위하여모든수준변수에대해가장대표적인단위근검정인 ADF(Augmented Dickey-fuller) 단위근검정과 PP (Phillips - Perron) 단위근검정을실시한다. 전체기간에대한다섯수준변수의단위근 15

검증결과는 < 표 5> 에제시되어있다. 검정모형은상수와추세가없는경우, 상수만포함하는경우, 또상수와추세가모두포함되는경우의세가지를모두고려한다. ADF 단위근검정과 PP 단위근검정에서모든수준변수 ( 로그차분변수 ) 는단위근이존재한다는귀무가설을유의수준 1% 에서기각하여안정적임을알수있다. < 표 5> 단위근검정 ADF PP 상수 상수 상수 상수 상수 상수 추세없음 포함 추세있음 추세없음 포함 추세있음 우량 + 양호 -20.6787-20.6683-20.6498-20.7206-20.7098-20.6914 보통 -21.5430-21.5212-21.5094-21.9503-21.9236-21.9451 환율 -14.3717-14.4044-14.4063-16.4559-16.4545-16.4409 S&P500-19.2090-19.2335-19.2501-25.0834-25.1142-25.1707 금리 -20.3820-20.3616-20.4472-20.5938-20.5751-20.6294 단. *, **, 는각각 10%, 5%, 1% 에서통계적유의성이있음을나타낸다 3. 구조변화 안정적인시계열이라하더라도표본기간중구조변화가발생한경우에는회귀방정식의회귀계수가급격히변하므로잘못된추론을초래한다. 구조변화분석기법에는다양한방법이있으나, 본논문에서는구조변화의진단검정으로 CUSUMQ 검정과비표본정보를활용한 Chow(1960) 검정을실시한다. Brown, Durbin and Evans(1975) 는대립가설로서시간가변적계수들을가진회귀모형을명확히설정할필요가없는검정방법을제시하였다. 이는구조변화가발생하고그시점이알려지지않은경우회귀방정식이반복잔차 (recursive residuals) 를이용하여회귀계수의체계적움직임을감지하면서회귀계수의추정을지속적으로시행하여얻어지는반복잔차들의변화추이를이용하는 CUSUMQ(Cumulative sum of Squares) 검정을통해구조변화에대한유의도를측정하는방법이다. Chow 검정은전체자료를가지고추정한회귀계수와부분집합자료에대한회귀계수가같다는가설을통계적으로검정하는것이다. 하지만모형의구조변화시점을사전에정확히알수있는경우유용한검정방법이다. 따라서 CUSUMQ 검정결과에따라구조변화시점을파악하고, CUSUMQ 검정결과를사전적인정보로활용하여 16

구조변화를 CHOW 검정으로확인하는순으로분석하겠다. 아래 < 그림 4> 는 [ 우량 + 양호 ] 등급의 CUSUMQ 검정과회귀방정식의반복잔차를나타낸다. < 그림 4> [ 우량 + 양호 ] 등급의 CUSUMQ 검정과반복잔차 이검정은회귀계수에돌발적인변화가나타날경우에반복잔차제곱의합에근거한 CUSUM squares 검정의통계량의경로를나타내고이경로가검정의유의수준에따른특정범위를벗어날경우귀무가설을기각하게된다. 왼쪽의그림은통계량이유의수준범위를벗어나고있어구조변화가발생하지않는다는귀무가설을기각하게된다. 따라서 [ 우량 + 양호 ] 등급의주식수익률과거시경제변수 ( 금리, 환율, S&P500) 와의회귀모형에서구조변화가있음을짐작할수있다. 한편구조변화시점에대한정보를얻기위해 CUSUMQ squares 검정에서사용한회귀방정식의반복잔차를구하여오른쪽그림에나타내었다. 반복잔차는실선으로나타나있으며, 반복잔차의약 95% 신뢰구간이점선으로표시되어있다. 신뢰구간을급격하게벗어난구간이표본시작점으로부터 286 번째 (2008 년 11 월 12 일 ) 임을알수있다. 따라서구조변화시점을 2008 년 11 월 12 일임을추론할수있다. 신뢰구간을벗어난구간은서브프라임위기와같다. CUSUMQ 검정을뒷받침하기위해 Chow 검정을실시한다. < 표 6> 에보면구조변화시점을 286 번째로지정한결과 F 통계량이 3.1064 로유의수준 5% 에서구조변화가발생하지않는다는귀무가설을기각함을알수있다. 따라서 2008 년 11 월 12 일에구조변화가있음을명확히한다. < 표 6>[ 우량 + 양호 ] 주식수익률의 Chow 검정 Chow Breakpoint Test : 286(2008.11.12) F-statistic : 3.1064 Probability :0.0153 17

한편, [ 보통 ] 등급의누적평균초과수익률과거시경제변수간의상호관계에대한구조변화의여부를검정해보면 < 그림 5> 와같은결과가나온다. 왼쪽그림의 CUSUMQ 검정에서 [ 우량 + 양호 ] 와마찬가지로통계량의경로가유의수준에따른특정범위를벗어나귀무가설을기각하게된다. 벗어난정도는 [ 우량 + 양호 ] 에비해크다. 한편구조변화시점에대한정보를얻기위해 CUSUMQ squares 검정에서사용한회귀방정식의반복잔차를구하여오른쪽그림에나타내었다. 신뢰구간을급격하게벗어난구간이 [ 우량 + 양호 ] 의구조변화시점과동일한 286 번째 (2008 년 11 월 12 일 ) 임을알수있다. 반복잔차가신뢰구간을급격히벗어난정도가 [ 우량 + 양호 ] 에비해음의방향 (-) 에서 4 배이상큼을알수있다. 이는지배구조등급이낮은기업은주식수익률과거시경제변수와의관계에서지배구조등급이높은기업에비해금융위기와같은충격에대한변동이큼을알수있다. < 그림 5> [ 보통 ] 등급의 CUSUMQ 검정과반복잔차 CUSUMQ 검정을뒷받침하기위해 Chow 검정을실시한다. < 표 7> 에보면구조변화시점을 286 번째로지정한결과 F 통계량이 2.4379 로유의수준 5% 에서구조변화가발생하지않는다는귀무가설을기각함을알수있다. [ 우량 + 양호 ] 등급결과와마찬가지로 2008 년 11 월 12 일에구조변화가있음을확실히할수있다. < 표 7> [ 보통 ] 주식수익률의 Chow 검정 Chow Breakpoint Test : 286(2008.11.12) F-statistic : 2.4379 Probability : 0.0463 4. 백터자기회귀 (VAR) 모형 18

VAR 모형을이용하여다음에대한해답을얻을수있다. (1) Granger 인과관계 (granger causality): 환율 ( 대미환율 ), 금리 ( 회사채 ), 미국증시 (S&P 500) 가기업의주식수익률에대하여예측력을갖는가. (2) 충격반응함수 (impulse response): 어느정도지속적으로영향을미치는가. (3) 분산분해 (variance decompositon) : 얼마나큰영향을미치는가. VAR 모형은변수들간의구조적관계를특정경제이론에따라제약을가하지않아현실적으로유용한정보를상실하지않는벡터자기회귀 (Vector Auto Regression) 모형이다. VAR 은 Sims(1980) 에의해처음소개되었다. 이모형은여러개의시계열자료에대한분석을위해변수상호간에영향을주는동적연립방정식모형이다. 대부분의경우동태적인시스템내에서변수간관계는단일방정식형태로나타낼수없다. 이러한이유로적당한데이터생성프로세스를표현하기위해서여러동태적인식들이필요하다. VAR 에서내생변수의벡터를그들자신과다른변수의시차선형함수로써표현하며, 시스템내에동시점의외생변수또는시차를갖는외생변수가포함될수있다. 아래의식은변수가 3 개일경우의 VAR 모형이다. y t p p p = 1 i y t i+ β1 i x t i + γ 1i z t i i= 1 i= 1 i= 1 α + ε t x t p p p = + 2 i x t i + α 2i y t i+ γ 2i z t i i= 1 i= 1 i= 1 β + ε t z t p p p = 3 i z t i+ β 3i x t i + α 3i y t i i= 1 i= 1 i= 1 γ + + ε t 여기서,, 는동적연립방정식모형이기때문에내생변수이면서외생변수이며,,, 는모형의계수이다 (j=1, 2, 3). 는오차항이다. VAR 모형에서자기회귀구조를갖는벡터시계열은내생변수나외생변수의구분없이모든변수를내생변수로보고자기자신의시차뿐만아니라다른변수들의시차들도포함하고있어외생변수를따로선정하여생기는문제점을없애는장점이있다. 또한분산분해와충격반응과같은동태적효과를보여줄수있는장점이있다. 본논문에서적정시차 p 는 AIC(Akaike Information Criterion) 정보기준에의해구하였다. 지배구조등급인 [ 우량 + 양호 ] 과 [ 보통 ] 에따른구조변화이전과이후의 VAR 모형과적정시차는 < 부록 2>, < 부록 3>, < 부록 4>, < 부록 5> 에있다. 19

VAR 모형에서추정한모형을통해서두변수상호간의인과관계를검정하는 Granger 인과관계를실시하였다. Granger 인과관계는모형은아래와같다. x p p t = 1 i x t i + α1i y t i i= 1 i= 1 β + ε t y t p p = 2 i y t i+ β 2i x t i i= 1 i= 1 α + ε t 이고, 이면 x 가 y 에영향을준다고한다 (x y). 그리고이고, 이면 y 가 y 에영향을준다고한다 (y x). 이두조건을모두만족하면 x 와 y 가서로영향을준다고한다 ( x y). < 그림 6> Granger 인과관계 < 부록 6> 에 Ganger 인과관계결과표가수록되어있으며, < 그림 6> 은등급별주식수익률과거시경제변수가의 Granger 인과관계표현한그림이다. 그중 < 그림 6(1)> 은구조변화이전지배구조등급이 [ 우량 + 양호 ] 인주식수익률과거시경제변수의인과관계를나타낸다. 주식수익률은환율에영향을주지않는다는귀무가설을유의수준 1% 에서기각하고, 환율은주식수익률에영향을주지않는다는귀무가설을유의수준 1% 에서기각하여주식수익률과환율은서로영향을준다. S&P500 은 20

주식수익률에영향을주지않는다는귀무가설을유의수준 5% 에서기각하여 S&P500 는주식수익률을선행함을알수있다. < 그림 6(2)> 는구조변화이전지배구조등급이 [ 보통 ] 인주식수익률과거시경제변수의인과관계를나타낸다. 주식수익률과환율은 [ 우량 + 양호 ] 등급의결과와같아서로쌍방향인과관계를갖는다. 주식수익률은 S&P500 과유의수준 1% 에서서로인과관계를보여, 등급이높은 [ 우량 + 양호 ] 에비해미국증시인 S&P500 과인과관계가더유의하고양방향을이뤄관계가높음을알수있다. < 그림 6(3)> 은구조변화이후지배구조등급이 [ 우량 + 양호 ] 인주식수익률과거시경제변수의인과관계를보여준다. 주식수익률과환율의관계는구조변화이전과같고, S&P500 은주식수익률에영향을주지않는다는귀무가설을 10% 에서기각하여 S&P500 은주식수익률에영향을주지만구조변화이전에비해유의성이적다. < 그림 6(4)> 는구조변화이후지배구조등급이 [ 보통 ] 인주식수익률과거시경제변수의인과관계를보여준다. S&P500 이주식수익률에영향을주지않는다는귀무가설을유의수준이 1% 로기각하여유의성이 < 그림 6(3)> 인 [ 우량 + 양호 ] 보다크다. 즉, 지배구조등급이낮은주식수익률은미국증시 (S&P500) 의영향을받을가능성이크다고할수있다. 또한등급이높은기업과는달리 [ 보통 ] 등급의주식수익률은금리 ( 회사채 ) 와의인과관계가구조변화이후나타났다. 즉, 이번서브프라임위기이후지배구조등급이낮은기업의주식수익률은금리 ( 회사채 ) 의영향을받으며, 등급이높은기업의주식수익률은금리의움직임에대해반응이독립적이라고할수있다. Granger 인과관계는변수상호간에정보의선행성에관한의미있는정보를주지만상대적인중요도와양 (+) 의영향을주는지음 (-) 의영향을주는지알수없다. 또한그영향이어느정도의기간에걸쳐진행되는지설명될수없다. 충격반응함수는이러한궁금증을해결해준다. 충격함수는각변수의표준편차가한단위증가했을때, 다른변수들이어느정도영향을받는가를분석한다. 주의해야할점은어느변수를제일먼저두는가하는변수배열이다. VAR 모형의특성상변수배열에민감하여보편적으로외생성이강한변수를앞에둔다. 따라서본연구에서는환율, S&P500, 주식수익률, 금리 ( 회사채 ) 순으로배열한다 ( 배열을달리해도결과는비슷하다 ). 다음의 < 그림 7>, < 그림 8> < 그림 9>, < 그림 10> 는충격반응그래프로각변수에한단위충격을가했을때 10 일에걸친주식수익률의반응을나타낸다. 그리고충격반응분석으로부터얻은결과표는 < 부록 7>, < 부록 8> 에있다. 21

< 그림 7> 등급별주식수익률한단위충격 ( 확대 ) 에대한자체주식수익률의반응 지배구조등급이 [ 우량 + 양호 ] 인주식수익률에단위표준편차만큼충격을주었을때자체적으로 0.0058 크기로즉시반응을한다. 2 일이지난후음의방향으로 - 0.0010 만큼반응하며 3 일후 0.007 로반응을하다가 6 일후소멸한다. 지배구조등급이 [ 보통 ] 인주식수익률에단위표준편차만큼충격을주었을때자체적으로 0.0083 크기로즉시반응한다. [ 우량 + 양호 ] 등급의주식수익률의자체반응보다 1.5 배크다. 이는지배구조등급이낮으면기업의주식수익률에예상치못한충격이가해질시자체충격반응이크다는것을의미한다. 또한등급이상대적으로높은 [ 우량 + 양호 ] 의주식수익률은충격에의해음 (-) 과양 (-) 의방향으로번갈아가며충격을조정하는반면 [ 보통 ] 의주식수익률은즉각적으로큰양의반응을보이다가 2 일이후대체적으로지속적인음의반응을보인다. [ 우량 + 보통 ] 등급에비해오랜기간동안충격에의한반응이지속된다. 이는지배구조등급이낮은기업의주식수익률은자체충격에의해오랜기간동안지속적인반응을한다고해석할수있다. < 그림 8> 환율한단위충격 ( 확대 ) 에대한등급별주식수익률의반응 22

환율을단위표준편차만큼충격을주었을때지배구조등급이 [ 우량 + 양호 ] 인주식수익률은즉각적으로음 (-) 의방향으로 0.001 반응한다. 지배구조등급이 [ 보통 ] 인주식수익률은즉각적으로 -0.0014 만큼반응을한다. 등급이낮은 [ 보통 ] 의주식수익률이환율에충격이가해졌을경우반응이큰것으로나타났다. 그리고등급이높은 [ 우량 + 양호 ] 의주식수익률은 6 기간이후거의소멸하지만등급이낮은 [ 보통 ] 의주식수익률은 9 기간에도어느정도반응이지속됨을볼수있다. < 그림 9> S&P500 한단위충격 ( 확대 ) 에대한등급별주식수익률의반응 S&P500 미국증시의예상치못한충격으로인한주식수익률의반응은지배구조등급에따라차이가크다. 지배구조등급이높은 [ 우량 + 양호 ] 의경우처음엔약한양의반응을보이다가 2 일후음 (-) 의방향으로 0.0014 정도의반응을보이다가 7 일이후소멸한다. 반면지배구조등급이낮은 [ 보통 ] 의주식수익률은처음엔음 (-) 의반응보이다가 2 일후 -0.0021 로 [ 우량 + 양호 ] 보다큰반응을보인다. 그후환율에따른영향은음 (-) 의반향으로계속적으로크게받다가 5 일쯤엔양의방향으로 0.002 만큼반응을한다. 충격반응은 9 일이후에도지속된다. 이를통해지배구조등급이낮은주식수익률은등급이높은기업에비해미국증시에미시적이나거시적으로충격을받았을경우반응이음과양의방향으로크고지속적임을알수있다. 반면등급이높으면다소제한적인영향을받는다. 23

< 그림 10> 금리한단위충격 ( 확대 ) 에대한등급별주식수익률의반응 마지막으로금리 ( 회사채수익률 ) 에단위표준편차만큼확대시켰을경우등급별주식수익률을살펴보자. 금리에충격을주었을시지배구조등급이높은 [ 우량 + 양호 ] 의주식수익률은처음에는반응이없다가 2 일이후 0.0003 으로약한음 (- ) 반응을보인다. 그후점점약해져 5 일후거의반응은소멸한다. 반면금리가충격을받았을때지배구조등급이낮은 [ 보통 ] 의주식수익률은처음에는반응이없다가 2 기간후 -0.0013 반응을한다. 이는등급이높은기업의주식수익률보다거의 4 배높게반응이다. 그후 [ 보통 ] 의주식수익률은 4 일후에는양의방향으로반응을하다가 8 일후약해진다. 반응은음 (-) 과양 (+) 의방향으로번갈아가며등급이높은 [ 우량 + 양호 ] 기업의주식수익률보다큰반응을보인다. 충격함수분석에서계수의크기는작지만외생변수의분산이큰경우내생변수에미치는영향은크게나타나므로단순히계수의크기만으로변수들이중요성을파악하기는힘들다. 이러한점을고려하여내생변수의예측기간별예측오차의분산에서각변수들의교란요인이차지하는비중을백분율로나타내어한변수의변동이차체또는다른변수에서어느정도설명되는가를파악할수있는분석방법이바로예측오차의분산분해이다. 즉기업의주식수익률의변화에대하여거시경제변수가어느정도크기로영향을주는지중요성을판단할수있으며, 주식수익률의변화에대해거시경제변수들이차지하는비중을퍼센트로알수있다. 다음은주식수익률의오차항분산이기간이변함에따라거시경제변수오차항분산에의해어느정도설명되는지나타낸표이다. 우선분산분해결과에대해지배구조등급이높은 [ 우량 + 양호 ] 의주식수익률의구조변화이전과이후를 < 표 8> 을통해비교해보자. 서브프라임금융위기를맞기이전주식수익률의변화는 1 기간에는 91.16% 가자체에의한것이며충격이완전히소멸되는것으로판단되는 10 기간에는 80.1% 로감소했다. 구조변화이후주식수익률의변화에대해자체적으로영향을미치는정도는 10 기간에서 85.56% 로구조변화이전에비해증가하였다. 구조변화전에는 1 기간에서거시경제변수중 24

환율이차지하는비중이 6.62% 로가장크고 S&P500 은 2.22% 이고금리에의한변화는거의없다. 10 기간후거시경제변수들의비중은커지는데 S&500 는급격히증가하여기간 1 에비해 4 배이상커져 9.87% 로가장큰비중을차지한다. 그리고환율과금리는서서히증가하여각각 8.57% 와 1.44% 를차지한다. 분산분해에서한변수의변화에대해다른변수에의해차지하는비중이 5% 만넘어도상당히크게영향을미친다고한다. 따라서환율과 S&P500 은주식수익률의변화에큰영향을줌을알수있다. 주식수익률의변화에대한거시경제변수의기여정도는구조변화이후조금씩약해져 10 기간에서환율, S&P500, 금리는각각 7.02%, 6.78%, 0.64% 를차지한다. < 표 8>[ 우량 + 양호 ] 등급의주식수익률에대한분산분해우량 + 양호기간주식수익률환율 S&P500 금리 S.E 구조변화전 1 91.16 6.62 2.22 0.00 0.0060 5 80.67 8.40 9.50 1.42 0.0065 10 80.12 8.57 9.87 1.44 0.0065 구조변화후 1 96.41 2.67 0.92 0.00 0.0059 5 86.48 6.79 6.16 0.57 0.0064 10 85.56 7.02 6.78 0.64 0.0065 다음으로 < 표 9> 를보며지배구조등급이낮은 [ 보통 ] 의주식수익률의분산분해에대해구조변화이전과이후를비교해보자. 구조변화이전에주식수익률의변화는 1 일직후 100% 가자기자신에의한변화이며충격이완전히소멸되는것으로판단되는 10 기간에는 82.1% 로감소했다. 10 기간에는거시경제변수인 S&P500 이 9.26%, 환율 7.44%, 금리 1.30% 순으로지배구조등급이 [ 보통 ] 인주식수익률의변화에영향을주었다. 이는등급이상대적으로높은 [ 우량 + 양호 ] 의주식수익률과크게다르지않다. 하지만서브프라임위기를맞은후주식수익률이예상치못한충격을받았을경우등급이낮은 [ 보통 ] 의주식수익률의변화에주목할만하다. 어느충격에대한주식수익률의변화에 1 기간후는등급이상대적으로높은 [ 우량 + 양호 ] 와크게다르지않다. 하지만 10 기간후 [ 보통 ] 의주식수익률의변화에대한자체적으로차지하는비중이 96.23% 에서 77.18% 로급격히줄어들었다. 반면 S&P500 의변화가주식수익률의변화를 14.44% 로매우높게설명하는것으로나타났다. [ 보통 ] 등급의주식수익률은등급이높은 [ 우량 + 양호 ] 에비해 2 배이상미국증시인 S&P500 에영향을받는다. 그리고 [ 우량 + 양호 ] 이경우구조변화전과후금리의비중은 1.44% 25

0.64% 로반이줄어들었지만등급이낮은 [ 보통 ] 의주식수익률의변화에대한금리의비중은 1.30% 3.40% 로거의 3 배증가했다. 즉예상치못한충격으로지배구조등급이낮은기업의주식수익률변화는등급이높은기업에비해상대적으로금리의비중이크고, 서브프라임같은위기후주식수익률의변화에대한영향정도는커진다. < 표 9>[ 보통 ] 등급의주식수익률에대한분산분해보통기간주식수익률환율 S&P500 금리 S.E 구조변화전 1 100.00 0.00 0.00 0.00 0.0084 5 85.12 6.49 7.29 1.11 0.0092 10 82.00 7.44 9.26 1.30 0.0094 구조변화후 1 96.23 2.93 0.84 0.00 0.0085 5 78.52 4.48 13.96 3.04 0.0094 10 77.18 4.98 14.44 3.40 0.0095 26

Ⅳ. 결론 서브프라임금융위기이후전세계는기업의튼실함과투명성그리고건전성에대한관심이집중되고있다. 이에맞춰본연구는기업의지배구조등급에따라주식의누적평균초과수익률에차이가있는지, 또한금융위기속에서주식수익률과거시경제변수의관계가기업지배구조등급에따라어떠한차이가있는지실증분석을실시하여연구하였다. 한국기업지배구조개선지원센터 (CGS) 는설문지와전문가의심사를통해기업지배구조를평가하고있으며, 이를최우량, 우량 +, 우량, 양호 +, 양호, 보통, 취약, 매우취약등 8 등급으로나누어등급이 보통 이상인기업명을공표해왔다. 모든지배구조등급에따른비교분석은보다의미가있겠으나하위등급리스트의보안성문제에따른제한된기업명공표로본연구에서는 [ 우량 + 양호 ] 등급과 [ 보통 ] 등급등두그룹으로나누어차이분석을하였다. 그리고두등급의비교결과를통해지배구조등급이더낮은기업의분석결과는본연구에비해더큰차이가있을거라는추측을해볼수있다. 우선기업지배구조등급이 [ 우량 + 양호 ] 인 43 개기업과 [ 보통 ] 등급인 50 개기업을대상으로누적평균초과수익률을산출하여시계열흐름을분석하였다. 지배구조등급이높은 [ 우량 + 양호 ] 의누적평균초과수익률은등급인낮은 [ 보통 ] 의누적평균초과수익률에비해 14.7159% 정도높았으며, 최고점과최저점도 2 배이상높다. 그리고지배구조등급이낮은기업은누적평균초과수익률의변동성이크게나왔다. 이를통해금융위기속에서지배구조등급이낮은기업의주식수익률이더욱불안정함을알수있다. 높은지배구조등급의기업이높은주식수익률을가짐을명확히하기위해 T-test 를해본결과금융위기이전인기간 1(2007 년 9 월 ~2008 년 3 월 ) 에서유의한차이가있다. 반면나머지기간 (2008 년 4 월 ~2009 년 8 월 ) 에대한 t 검정은유의하지않아등급에따라주식수익률에차이가없다고할수있다. 이기간은서브프라임금융위기에의해기업마다조정해가는단계이며, 충격에대한반응차이가있어, 이를평균한누적평균초과수익률은등급별로유의한차이를이끌어내지못한것으로짐작한다. 다음은누적평균초과수익률의변동성 ( 분산 ) 이등급에따라차이가있는지 GARCH 모형으로분석하고, 등급별로주식수익률변동성에비대칭성이존재하는지 TGARCH 모형을통해알아보았다. (ARCH 계수 ) + (GARCH 계수 ) 의수치를통해변동성의충격지속성을알수있다. 분석결과등급이낮은기업의주식수익률은이값이크게나왔으며이는등급이낮은기업주식수익률의충격이분산에미치는영향지속력이크다는것을의미한다. 한편, 지배구조등급이높은주식수익률은 TGARCH 모형이유의하지않고등급이낮은주식수익률은모형이유의하여등급이낮은기업의주식수익률은뉴스충격에따라변동성이비대칭적이라고해석할수있다. 즉경기가하락세에있을때등급이낮은기업의주식수익률은나쁜미시적 거시적뉴스에비대칭적반응을보인다. 27

마지막으로거시경제변수 ( 환율, 금리, S&P500) 와주식수익률의관계를서브프라임금융위기를전후로등급에따라반응차이가있는지거시적계량분석을실시하였다. 이때동태적 VAR 모형을기초로한 Granger 인과관계, 충격반응, 분산분해분석을이용하였다. CUSUMQ 및반복잔차를통해주식수익률과거시경제변수의회귀모형에서두등급모두 2008 월 11 월 12 에구조변화가있음을파악한뒤 Chow 검정을통해이를뒷받침하였다. 구조변화시점을기점으로구조변화전후로나누어 VAR 모형을설정하였다. 이모형을바탕으로 Granger 인과관계를실시한결과구조변화이후지배구조등급이낮은기업은등급이높은기업에비해미국증시 (S&P500) 가주식수익률에영향을준다는것에유의성이크며, 등급이낮은기업은금융위기이후금리의영향을받게됨을알수있다. 충격반응에서는종합적으로지배구조등급이낮으면거시경제변수에충격을가했을때주식수익률은더지속적이고큰반응을한다. 그리고분산분해를통해예상치못한충격에대한주식수익률의변화에거시경제변수가어느정도기여하는지를알아보았다. 대체적으로지배구조등급이높은기업에비해지배구조등급이낮은기업의주식수익률의변화에거시경제변수가더크게작용함을알수있다. 또한지배구조등급이낮은기업은구조변화전에비해구조변화후는거시경제변수중미국증시 (S&P500) 와금리의영향이 2 배이상커진다. 반면지배구조등급이높은기업의주식수익률은구조변화이후거시경제변수의영향력이작아진다. 거시적분석을종합하면기업의투명성과건전성이높을수록그기업의주식수익률은서브프라임같은금융위기에속에서예상치못한충격에강하며변동성이적다. 이러한연구결과는위기속에서더욱강해지는원천은기업의건실한지배구조이며모든기업이지배구조를개선하고자노력하는동기를제공했다는데의의가있다고하겠다. 28

참고문헌 구본일 (2000), 주식시장에서의주가변동성의비대칭성에관한연구, 재무연구, 13, p. 129-159. 김도현 (2006), 기업지배구조와경영성과에관한연구 : KOGI 를중심으로, 고려대학교학위논문. 김미령 (2006), AR(1)-GARCH(1,1) 모형을이용한미국주식시장과한국주식시장간의상호작용효과분석, 공공정책연구, 20, p.1-16. 김삼용, 김진아 (2009), 일반자기회귀이분산모형을이용한시계열자료분석, 한국데이터정보과학회지, 20(3), p475-483. 김성아, 김영재 (2008), KOSPI200 선물의수익률변동성과거래량의관계 : TGARCH 모형을이용하여, 산업경제연구, 21(3), p. 1161-1181. 김연화 (2007), 기업지배구조가주식수익률에미치는영향, 충북대학교학위논문. 김인무, 김찬웅 (2001), 한국, 일본, 미국주식시장의정보전달 : KOSDAQ, JASDAQ, NASDAQ 과거래소시장을중심으로, 증권학회지, 28(), p.481-513. 김종권 (1999), 주식수익률에대한거시경제변수의영향분석, 재무관리연구, 16(1), p. 155-170. 김진희 (2003), 주요거시경제변수들간의장 단기동태적균형관계분석, 충북대학교학위논문. 김태호, 황성혜, 이영훈 (2005), 실업률변동구조의분석과전환점진단, 응용통계연구, 18(2), p. 253-269. 남주하, 김상봉 (2003), 미국주식시장의동아시아주식시장으로의비대칭적변동성이전효과분석, 국제경제연구, 9(2), p. 119-148. 문상혁 (2006), 기업지배구조가보고이익의질, 경영성과및기업가치에미치는영향, 한국국제회계학회추계공동국제학술발표회, p. 411-440. 신후식, 유승선, 연훈수 (2009), 경제우기의전개와대응 : 외환위기와최근의금융위기를중심으로, 국회예산정책처경제현안분석, 38 호. 오재영 (2006), 기업지배구조가기업성과와기업가치및주식수익률에미치는영향, 중앙대학교학위논문. 윤본한, 오재영 (2005), 기업지배구조와기업성과및기업가치 : 한국상장기업에대한실증연구, 증권학회지, 34(1), p. 227-263. 윤옥자, 강규호 (2004), 외환위기전후금리 환율 주가변동성에관한분석, 금융경제학연구, 10(1), p.54-81. 이재득 (2003), 한국의선물가격변동성과비대칭성분석 : GARCH, EGARCH, TARCH 분석, 경제연구, 21(3), p.145-170. 29

장경천, 김현석 (2005), 주가지수선물도입과비대칭적변동성에관한실증연구, 대한경영학회지, 50, p.1307-1327. 장병기, 금융시장발전에따른금융변수간의관계변화, 재무관리연구, 21(2), p.153-181. 장하성, 박경서 (2001), 코스닥등록기업의기업지배구조개선방안, 한국증권학회및 ( 주 ) 코스닥증권시장공동주최심포지엄. 정성창, 정석영 (2002), 구조적변화를고려한주가지수와거시경제변수와의장기균형관계, 재무연구, 15(2), p. 205-235. 최승은 (2000), KOSPI 200 주가지수선물시장의효율성에관한연구, 서울여자대학교학위논문황선웅, 김종상 (2007), 주식가치와기업지배구조간의상호관련성에관한실증연구, 재무관리연구, 13(1), p. 19-46. 홍선영, 최성미, 박진아백지선, 황선영 (2009) 지속-변동성을가진비대칭 TGARCH 모형을이용한국내금융시계열분석, 한국통계학회논문집, 16(4), P605-614. Baek, Jaesung, Kyung Suh Park, J. Kang, "Corporate Governance and Firm Value : Evidence from the Korean Financial Crisis", forthcoming in Journal of Financial Economics, 2003. Black, Jang, and Kim " Does Corporate Governance Affect Firms' Market Values? Evidence from Korea" Journal of Law, Economics and Organization, 2005, U of Texas Law, Law Econ Research paper, 26. Chen, N, Roll, R. and S. Ross, "Economic Forces and the Stock Market", Journal of Business, 1986, p.384-403. Dorbetz, Schillhofer, Zimmermann, " Corporate Governance and Expected Stock Return : Evidence from Germany", European Financial Management, 2004, 10(2), p.267-293. Lombardo, D. and Pagano, M. "Legal Determinants of the Return on Equity", Stanford Law School Working paper, 193. Lester Hadsell, "A TARCH Examination of the Return Volatility-Volume Relationship in Electricity Futures", Applied financial Economics, 2006, 16, p. 893-901. 30

부록 여기서 A : [ 우량 + 양호 ] 주식수익률, B : [ 보통 ] 주식수익률, ER : 환율, SP : S&P500, CB : 금리 ( 회사채수익률 ) 를의미한다. < 부록 1> 등급별분석대상기업 등급우량 +, 우량양호 +, 양호보통 기업명 KT, KT&G, 포스코, SK 텔레콤, 대교, GS 건설, 풀무원홀딩스, SK, 대우조선해양, 하이닉스, 강원랜드, 대림산업, 두산, 대우건설, 대우인터네셔널, 미래산업, 삼성물산, 삼성전기, 신세계, 제일모직, 한국가스공사, 한화, 한화석유화학, 현대상선, 현대제철, 현대중공업, 현대하이스코, 화성산업, CJ, LG 생명과학, LG 화학, LS 산전, SK 네트워크, SK 케미칼, S-Oil, SKC, 두산중공업, LG 디스플레이 한국전력공사, LG 생활건강, 두산인프라코어, LG 데이콤, 삼성전자. 경동가스, 고려개발, 광주신세계, 금호석유화학, 금호타이어, 대한제당, 대한항공, 동방, 동부제철, 동아에스텍, 미래와사람, 부산주공, 빙그레, 삼성중공업, 삼성테크원, 삼호, 삼화페인트, 성지건설, 세방, 세아베스틸, CJ CGV, 아모레퍼시픽, 엔씨소프트, 예스코우성사료, 우진시스템, 웅진코웨이, 유엔젤, 유한양행, 태양금속공업, 텔코웨어 풍림산업, 한국화장품, 한독약품, 한미반도체, 한미약품, 한샘, 한섬, 현대미포조선, 현대 엘리베이터, 호남석유화학, 환인제약, 효성, LG, LG 상사, LG 패션, LS 전선, SK 가스, STX, STX 조선, 4 개 39 개 50 개 < 부록 2> 구조변화이전 [ 우량 + 양호 ] 등급의 VAR 모형 31

적정시차 : 3 A ER SP CB A(-1) 0.170-0.128 0.340 0.076 [2.690] [-1.100] [1.517] [0.678] A(-2) 0.041-0.374 0.116-0.031 [0.670] [-3.299] [0.531] [-0.281] A(-3) -0.121 0.269-0.569-0.038 [-1.941] [2.347] [-2.575] [-0.343] ER(-1) -0.033 0.209 0.108 0.062 [-0.967] [ 3.323] [ 0.891] [ 1.011] ER(-2) -0.055-0.208 0.018-0.090 [-1.791] [-3.671] [ 0.169] [-1.639] ER(-3) 0.020-0.147-0.072 0.123 [ 0.666] [-2.621] [-0.667] [ 2.276] SP(-1) -0.003-0.189-0.141 0.042 [-0.174] [-5.754] [-2.218] [ 1.323] SP(-2) -0.020-0.237-0.160-0.029 [-1.054] [-6.763] [-2.377] [-0.845] SP(-3) 0.070-0.075 0.108 0.064 [ 3.411] [-1.970] [ 1.477] [ 1.731] CB(-1) 0.019 0.042 0.055-0.020 [ 0.552] [ 0.677] [ 0.452] [-0.322] CB(-2) -0.067 0.067-0.063-0.058 [-1.965] [ 1.066] [-0.526] [-0.952] CB(-3) 0.042-0.006-0.026-0.028 [ 1.222] [-0.103] [-0.214] [-0.469] C 0.000 0.000-0.002 0.001 [ 0.669] [ 0.721] [-1.724] [ 2.163] 단, [ ] 는 t 통계량이다. 32

< 부록 3> 구조변화이후 [ 우량 + 양호 ] 등급의 VAR 모형 적정시차 : 4 A ER SP CB A(-1) -0.171 0.386 0.138 0.157 [-2.218] [2.932] [0.463] [0.977] A(-2) 0.153-0.187 0.234-0.060 [ 1.959] [-1.402] [ 0.773] [-0.366] A(-3) -0.010-0.106-0.401-0.120 [-0.128] [-0.767] [-1.278] [-0.713] A(-4) 0.036-0.078-0.636-0.059 [ 0.445] [-0.569] [-2.056] [-0.357] ER(-1) -0.138 0.139 0.167-0.003 [-3.184] [1.879] [0.993] [-0.031] ER(-2) -0.055-0.017-0.154 0.219 [-1.263] [-0.224] [-0.905] [ 2.400] ER(-3) -0.040-0.136 0.001-0.025 [-1.041] [-2.060] [0.005] [-0.307] ER(-4) 0.025 0.118-0.383 0.122 [0.658] [ 1.851] [-2.657] [1.572] SP(-1) -0.055-0.085-0.085 0.084 [-2.911] [-2.625] [-1.151] [2.133] SP(-2) -0.003-0.225-0.104 0.041 [-0.141] [-6.610] [-1.340] [0.976] SP(-3) -0.032 0.008 0.134 0.050 [-1.485] [0.221] [1.607] [1.120] SP(-4) 0.000-0.121-0.133 0.046 [-0.007] [-3.289] [-1.594] [1.019] CB(-1) -0.027 0.152 0.079 0.107 [-0.740] [2.493] [0.572] [1.426] CB(-2) 0.009-0.094 0.002 0.127 [0.240] [-1.525] [0.015] [1.682] CB(-3) -0.021-0.026-0.035 0.050 [-0.594] [-0.432] [-0.262] [0.693] CB(-4) -0.002 0.029-0.192-0.015 [-0.065] [0.495] [-1.458] [-0.214] C 0.000 0.000 0.001-0.002 33

[0.247] [-0.093] [0.412] [-1.842] < 부록 4> 구조변화이전 [ 보통 ] 등급의 VAR 모형 적정시차 : 5 B ER SP CB B(-1) -0.134 0.032-0.270-0.053 [-2.106] [ 0.423] [-1.748] [-0.656] B(-2) -0.082-0.238 0.053-0.104 [-1.289] [-3.090] [ 0.340] [-1.278] B(-3) -0.136 0.268-0.386 0.013 [-2.133] [ 3.468] [-2.491] [ 0.156] B(-4) -0.084 0.305-0.312-0.039 [-1.2945] [ 3.906] [-1.986] [-0.471] B(-5) -0.042-0.050-0.302-0.044 [-0.652] [-0.653] [-1.946] [-0.539] ER(-1) -0.165 0.249 0.180 0.074 [-3.115] [ 3.887] [ 1.400] [ 1.092] ER(-2) -0.060-0.110-0.082-0.095 [-1.139] [-1.740] [-0.644] [-1.430] ER(-3) -0.113-0.223-0.154 0.073 [-2.212] [-3.633] [-1.250] [1.127] ER(-4) 0.012 0.150 0.396 0.072 [ 0.241] [ 2.524] [ 3.313] [ 1.143] ER(-5) -0.028-0.149-0.388-0.027 [-0.582] [-2.591] [-3.369] [-0.442] SP(-1) -0.016-0.186-0.084 0.044 [-0.615] [-6.057] [-1.354] [ 1.367] SP(-2) -0.042-0.218-0.194-0.023 [-1.503] [-6.502] [-2.867] [-0.661] SP(-3) 0.036-0.034 0.078 0.052 [ 1.164] [-0.894] [ 1.039] [ 1.308] SP(-4) 0.044 0.070 0.033 0.006 [ 1.468] [1.905] [0.452] [0.163] SP(-5) -0.031-0.004 0.147 0.003 [-1.035] [-0.125] [2.035] [0.071] CB(-1) -0.025 0.037 0.088-0.022 34

[-0.502] [0.631] [0.7403] [-0.353] CB(-2) -0.030 0.140-0.051-0.036 [-0.604] [2.367] [-0.429] [-0.573] CB(-3) 0.076-0.040-0.076-0.043 [1.546] [-0.671] [-0.637] [-0.691] CB(-4) 0.061 0.066 0.006 0.073 [1.248] [1.122] [0.048] [1.183] CB(-5) -0.008-0.046-0.084 0.066 [-0.164] [-0.777] [-0.707] [1.050] C 0.000 0.001-0.002 0.001 [-0.218] [1.021] [-1.662] [1.775] < 부록 5> 구조변화이후 [ 보통 ] 등급의 VAR 모형 적정시차 : 4 B ER_LD SP_LD CB_LD B(-1) -0.037 0.131-0.402 0.093 [-0.482] [1.417] [-1.953] [0.847] B(-2) -0.035 0.101-0.014-0.171 [-0.473 [1.128] [-0.069] [-1.607] B(-3) -0.069 0.003 0.119-0.039 [-0.949] [0.034] [0.604] [-0.369] B(-4) -0.104 0.105-0.280 0.042 [-1.431] [1.177] [-1.422] [ 0.397] ER(-1) -0.149 0.092 0.145 0.020 [-2.421] [1.225] [0.868] [0.230] ER(-2) -0.054-0.026-0.248 0.176 [-0.883 [-0.349] [-1.500] [1.984] ER(-3) 0.014-0.130-0.086-0.031 [0.261] [-2.013] [-0.601] [-0.405] ER(-4) -0.021 0.142-0.326 0.118 [-0.402] 2.249] [-2.329] [1.584] SP(-1) -0.091-0.075-0.088 0.083 [-3.320] [-2.242] [-1.193] [2.103] SP(-2) -0.062-0.242-0.153 0.025 35

[-2.141] [-6.820] [-1.944] [0.584] SP(-3) -0.088 0.025 0.066 0.046 [-2.720] 0.639] [0.753] [0.985] SP(-4) 0.076-0.109-0.182 0.028 [2.348] [-2.778] [-2.082] [0.610] CB(-1) -0.103 0.142 0.112 0.106 [-1.995] [2.246] [ 0.798] [1.417] CB(-2) -0.022-0.066-0.062 0.135 [-0.427] [-1.038] [-0.434] [1.772] CB(-3) 0.078-0.012-0.021 0.058 [1.581] [-0.196] [-0.157] [0.804] CB(-4) -0.015 0.015-0.130-0.032 [-0.315] [0.253] [-0.984] [-0.453] C 0.000 0.000 0.001-0.002 [0.321] [-0.218] [0.576] [-1.807] < 부록 6> Granger 인과관계 우량 + 양호 보통 구조변화이전 귀무가설 F-통계량 유의확률 F-통계량 유의확률 ER A(B) 4.651 0.001 10.921 0.000 A(B) ER 9.429 0.000 13.278 0.000 SP A(B) 7.537 0.000 8.612 0.000 A(B) SP 2.848 0.024 3.548 0.008 CB A (B) 1.095 0.359 1.458 0.215 A(B) CB 0.256 0.906 1.184 0.318 SP ER 21.128 0.000 21.128 0.000 ER SP 2.829 0.025 2.829 0.025 CB ER 0.864 0.486 0.864 0.486 ER CB 1.999 0.095 1.999 0.095 CB SP 0.323 0.863 0.323 0.863 SP CB 1.435 0.222 1.435 0.222 구조변화이후 CB A(B) 0.197 0.940 2.174 0.074 A(B) CB 0.540 0.707 1.943 0.105 36

ER A(B) 3.749 0.006 1.023 0.397 A(B) ER 5.534 0.000 3.686 0.007 SP A(B) 2.205 0.070 6.785 0.000 A(B) SP 1.540 0.192 1.632 0.168 ER CB 2.270 0.063 2.270 0.063 CB ER 0.380 0.823 0.380 0.823 SP CB 1.531 0.195 1.531 0.195 CB e SP 0.521 0.721 0.521 0.721 SP ER 17.764 0.000 17.764 0.000 ER SP 2.656 0.034 2.656 0.034 < 부록 7> 구조변화이후 [ 우량 + 양호 ] 등급의충격반응표 우량 + 양호 환율 S&P500 금리 1 0.0058-0.0010 0.0006 0.0000 (0.0003) (0.0004) (0.0004) 0.0000 2-0.0010-0.0010-0.0014-0.0003 (0.0005) (0.0005) (0.0004) (0.0004) 3 0.0007-0.0008 0.0005-0.0002 (0.0005) (0.0005) (0.0005) (0.0005) 4-0.0004-0.0004 0.0000-0.0003 (0.0005) (0.0004) (0.0004) (0.0005) 5 0.0006 0.0003 0.0003 0.0000 (0.0005) (0.0004) (0.0004) (0.0004) 6 0.0002-0.0002 0.0005 0.0001 (0.0003) (0.0002) (0.0003) (0.0002) 7 0.0001-0.0001-0.0002-0.0001 (0.0002) (0.0002) (0.0003) (0.0002) 8 (0.0000) (0.0003) 0.0001 (0.0001) (0.0002) (0.0002) (0.0002) (0.0001) 9-0.0001 0.0000 0.0000-0.0001 (0.0001) (0.0002) (0.0002) (0.0001) 10 0.0000 0.0000 0.0001 0.0000 37

(0.0001) (0.0001) (0.0001) (0.0001) 38

< 부록 8> 구조변화이후 [ 보통 ] 등급의충격반응표 보통 ER SP CB 1 0.0083-0.0014-0.0008 0.0000 (0.0004) (0.0006) (0.0006) 0.0000 2-0.0003-0.0012-0.0021-0.0013 (0.0006) (0.0006) (0.0006) (0.0006) 3-0.0002-0.0006-0.0011-0.0007 (0.0006) (0.0006) (0.0007) (0.0007) 4-0.0005 0.0003-0.0006 0.0007 (0.0006) (0.0006) (0.0006) (0.0006) 5-0.0007 0.0001 0.0024-0.0001 (0.0006) (0.0006) (0.0006) (0.0006) 6-0.0003 0.0006 0.0006 0.0005 (0.0004) (0.0004) (0.0005) (0.0004) 7 0.0001-0.0002 0.0001 0.0002 (0.0003) (0.0003) (0.0005) (0.0003) 8 0.0003 0.0000 0.0000-0.0001 (0.0003) (0.0003) (0.0004) (0.0002) 9-0.0002-0.0004-0.0005-0.0002 (0.0002) (0.0002) (0.0003) (0.0002) 10 0.0001 0.0000-0.0003-0.0001 (0.0001) (0.0001) (0.0002) (0.0001) 39