Asia-Pacific Journal of Financial Studies (2006) v35 n6 pp1-37 Motives for Short Selling from Securities Lending and Stock Returns * Chi-Seung Song ** 1) Korea Small Business Institute, Seoul, Korea Received 01 February 2006; Accepted 05 September 2006 Abstract Generally, short selling means selling a security that the seller does not own or has borrowed from security lenders. Short sales of non-holding securities are under many restrictions such as the limitation of proceeds from sale, plus tick (a price higher than the previous trade) and minimum maintenance margin in capital market like NYSE. These constraints give rise to opportunity costs to short sellers. Therefore, costly short sales can have a higher proportion of informed traders than regular and uninformed ones. A short selling from securities lending, also, may be a trade with information because of its high costs, such as security lending fees and the supply of collaterals from it. Independent of whether short sales rise from securities lending or non-holding securities, informed traders are more likely to be short sellers than uninformed traders are if high short interest conveys adverse information, implying a negative relationship between short interest and stock returns. There are traders who go short with several motives, not only for the purpose of speculation but also for hedging and arbitrage in a capital market. Speculators usually expect to profit from a decline in the securities price after shorting. On the other hand, hedgers and arbitragers participate in trades through the combination of short sale and other financial instruments (ex. option, futures) instead of transacting with only short sale. Therefore, as all other things being equal, the lack of reaction on a stock price after shorting may be contributed to the hedging and arbitrage. In this paper I investigate the motives for short selling from only securities lending and not from non-holding securities because the latter is not allowed in Korea. In addition, I study the relationship between short sale and its stock returns. I use daily data on short * I would like to thank anonymous referees for their helpful comments, and also dedicate this paper to my late father. ** Corresponding Author. Address: Research Fellow, Korea Small Business Institute 16-2, Youido-dong, Yeongdeungpo-gu, Seoul, Korea, 150-740, E-mail: cssong@kosbi.re.kr; Tel: +82-2-707-9843; Fax: +82-2-707-9894. 1
Motives for Short Selling from Securities Lending and Stock Returns interest for 279 common stock securities listed on the Korea Stock Exchange from 2000 to 2002. For this study purpose, I perform the cross-sectional tests with the model equation after setting up proxy variables for speculative, hedging, and arbitrage motivation. Also, I analyse the individual stock approach by controlling variables of short interest and using correlation analysis about the relationship between short sales and stock returns. Further, I also study the portfolio analysis approach using Fama & French (1993) s model for robustness checks about the relationship between them. Major results are summarized as follows. First, I find that security lending is increasing over time on the KSE. It is interesting to observe that the proportion of short interest is higher for stocks with large capitalization, high prices, above appropriate liquidity and volatility. Second, the results of the cross-sectional regression indicate that motives behind short selling from security lending is significantly strong for hedging and arbitrage and is very weak for speculation. Third, the negative relationship between short sales and stock returns obtained from the individual stock approach is for short term, concentrated on the only firms with increasing short interest. On the other hand, the portfolio analysis approach doesn t show such a significant and negative relationship. In considering only non-significant abnormal return signs, I find that unexpected high level of short interest is bad news and unexpected low level is good news. Overall, the results suggest that the negative relationship between short sales and stock returns is very weak on KSE. It is somewhat different from the findings of foreign studies (ex. Desai. et al. (2002)) which report significantly negative relationship between them. In conclusion for this study, the results from short selling through securities lending is close to those from previous papers on short sales for non-holding securities. Some differences may be due to several reasons such as securities lending systems in which individuals don t participate, securities lending motives focused on either hedging or arbitrage, and a relatively low level of short interest computed from only securities lending compared to that from non-holding securities in other countries. Keywords: Securities lending; Short selling s motive; Cross-sectional regression; Correlation; Portfolio analysis. 2
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 1-37 주식대차에의한공매동기와수익률 * 2) < 요약 > 송치승 ( 중소기업연구원연구위원 ) ** 일반적으로비보유주식에대한공매는매도대금사용제한, plus tick 과같은규제때문에정상적인매도거래에비해정보적이될수있다. 본연구의주식대차에의한공매역시주식대차에따른비용 ( 예로대차수수료, 담보제공등 ) 에기인하여정보적이될수있다. 그러므로공매거래자는보통유동성거래자이기보다는정보거래자일가능성이높다. 반면자본시장에는이러한투기적동기의투자자뿐만아니라주식대차에의한공매와다른금융수단간결합에의한차익거래나헷지거래를추구하는투자자들도존재한다. 본연구는 2000. 1~2002. 12 기간동안의 279 개주식대차표본을대상으로비보유주식에의한공매가곤란한우리나라현실에서주식대차에의한공매가과연어떤동기로이루어지고있고, 주식대차에의한공매와수익률사이에어떤관련성이존재하는지를실증분석하였다. 주요연구결과를살펴보면다음과같다. 첫째, 주식대차에관한기술적통계분석등에따르면, 우리나라에서주식대차는주로기업규모가크고, 가격수준이높으며, 그리고적정이상의유동성과변동성이존재하는종목중심으로활발하게일어나고있다. 둘째, 주식대차에의한공매의동기분석을위한횡단면회귀분석결과에따르면, 우리나라에서주식대차에의한공매는대체로차익거래나헷지거래동기로이용되고있으며, 미약하지만투기적거래동기도일부사용되고있음이발견된다. 셋째, 주식대차에의한공매와수익률사이의관련성분석에따르면, 개별주식접근방법은주식대차에의한공매와주식수익률사이에음의관련성이대차잔량이증가하는집단중심으로단기간에발생하고있다. 그러나이런결과에대한강건성점검을위해 Fama 와 French(1993) 의모형을이용한포트폴리오접근방법에서는유의한음의관계가발견되지않고있다. 다만비유의적인초과수익률의부호방향만을고려시시장은기대하지못한대차잔량의증가에대해서부정적으로반응함과동시에감소에대해서는긍정적으로반응하고있다. 개별주식과포트폴리오접근방법의결과를함께고려하면주식대차에의한공매와수익률사이에음의관련성은부분적으로매우약하게존재한다고말할수있다이러한연구결과들은주식대차시장의특성인개인의시장참여가어려운기관투자자중심의시장체계는물론차익및헷지거래동기중심의주식대차에의한공매, 그리고외국에비해아직도낮은수준의대차잔량비율등과같은제요인에기인하는것으로볼수있다. 핵심단어 : 주식대차, 공매동기, 횡단면회귀분석, 상관관계분석, 포트폴리오분석 * 본논문에유익한논평을해주신익명의심사위원님께감사드리며, 논문작성마무리중에돌아가신아버님영전에이논문을바칩니다. ** 연락담당저자. 주소 : 서울영등포구여의도동 16-2 중소기업연구원, 150-740; E-mail: cssong@kosbi.re.kr; Tel: 02)707-9843; Fax: 02)707-9894. 투고일 2006-02-01; 게재확정일 2006-09-05 3
주식대차에의한공매동기와수익률 1. 서론 자본시장에서공매 (short selling) 란매도자가거래증권회사의보증하에보유하지않은주식을매도하거나사전에주식대차계약에의해차입증권을매도하는행위를말한다. 투자자가투자또는투기적동기로행하는비보유주식의매도와주식대차에의한매도의경제행위는서로유사하지만법적및활용성측면에서다소차이가있다. 주식대차거래는차입주식에대한소유권의이전이동반되지만비보유주식의매도의경우는그렇지못하다. 또한매도대금의이용, 대량공매가능성, 차익거래기회의다양성등의측면에서대차거래는매우자유롭지만비보유주식의매도는그렇지못하다. 1) 주식대차는주식을보유하고있는대여자가일정대차수수료를받고해당유가증권을차입자에게빌려주고, 차입자가일정기간이지난후당해유가증권을대여자에게반환하는거래라고정의할수있다. 2) 자본시장에서주식대차의역할은매우중요하다. 예를들어, 연금이나뮤추얼펀드운용기관은자신의보유포트폴리오구성종목을일정기간또는포트폴리오교체전까지대여해줌으로써대차수수료 3) 를획득할수있다. 증권회사와같은투자은행들은주식대차를활용하여현물과선물시장간또는현물과옵션시장간차익거래등을수행하여다양한무위험수익을얻을수있다. 또한이들은주식대차에의한공매와현물시장간의관계를이용하여자신들의가격변동위험을헷지할수도있다. 그리고개인이나헷지펀드와같은투기적목적의투자자들은해당종목에대한시장가격과본질가치를고려하여단방향공매 (naked short) 전략을구사할수있다. 투자자들의다양한투자전략실행은결국주식대차시장의활성화와함께주식시장과선물시장, 그리고옵션시장간효율성과연계성을더욱강화시키는효과를갖는다. 4) 1) 위와관련된상세한내용은다음을참조바람. 송치승, 2003, 주식대차의구조이해와우리나라주식대차제도의개선방안, 한국증권연구원, 연구 03-01, pp. 16-19. 2) 일반적으로시장에서대차거래가이루어지기위해서차입자와대여자는사전에대차조건 ( 예, 만기, 중도상환, 대차수수료등 ) 에대해서합의하고, 차입자는대여자로부터특정주식을차입함과동시에담보 ( 예로현금, 다른유가증권, 은행발행신용장 (letter of credit) 등 ) 를제공한다. 이때차입주식의소유권은대여자로부터차입자에게이전된다. 차입자는대차거래의종료시까지대차주식과담보증권의시장가치변동에따라일정담보비율 ( 예, 102%~110%) 이변동하는경우증거금 (margin) 유지의책임을진다. 대차계약의종료나상환시대여자는차입자에게담보물을인도하고대차주식을차입자로부터돌려받는다. 3) 대차수수료는대차수수료호가경쟁에의해서정해지는데, 보통국고채 3년물수익률 ( 연기준 ) 정도로비교적높은수준이다. 4) 주식대차는간혹결제불이행방지를위한목적으로도사용될수있다. 그러나시장에발표되는대차정보에는이런결제목적의대차자료구분이곤란하다. 본연구에서는이런현실적제약에따라결제목적의주식대차를고려하지않고투기또는투자목적의주식대차로국한하여분석하 4
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 우리나라의주식대차역사는매우일천하다. 주식대차거래는 1996년 9월에거래소시장을대상으로출발하였고, 1997년에코스닥시장으로확대되었다. 우리나라대차시장은출범초기보다정책당국의규제완화와대차중개기관들의노력에의해비약적인발전을하였다. 그러나시장전체의거래대금이나거래량에서주식대차가차지하는비중은아직도외국과는비교할수없을정도로매우낮은수준이다. 그동안공매와관련된해외연구는주식대차에의한매도와비보유주식의매도가혼합된자료이거나비보유주식의매도자료만을대상으로이루어져온반면국내연구는과거우리나라증권시장의수급조절차원에서이용되어왔던대주 5) 만을대상으로이루어져왔다. 비록주식대차에의한매도가광의의공매에해당하지만, 본연구는국내 외에서처음으로주식대차만을대상으로공매를분석하려는데의의가있다. 일반적으로비보유주식에대한공매는매도대금사용제한, plus tick과같은규제때문에정상적인매도거래에비해정보적이될수있다. 본연구의주식대차에의한공매역시주식대차에따른비용 ( 예로대차수수료, 담보제공등 ) 에기인하여정보적이될수있다. 그러므로공매거래자는보통유동성거래자이기보다는정보거래자일가능성이높다. 만일정보거래자가해당기업에대한부정적정보에기초하여주식대차에의한공매를수행한다면, 해당주식은공매이후하향으로의가격조정이발생할수있다. 그러나자본시장에는이러한투기적동기의투자자뿐만아니라주식대차에의한공매와다른금융수단간결합에의한차익거래나헷지거래를추구하는투자자들도존재한다. 그러므로주식대차에의한공매이후가격반응의부족은차익거래나헷지거래에기인하는것으로생각할수있다. 본연구는해외의공매연구에서나타난공매의동기, 그리고공매와수익률간의관련성이주식대차에의한공매에도존재하는지를분석하고자한다. 이러한연구목적의달성을위하여, 본연구는대차동기를차익거래, 헷지거래, 투기거래등으로나누고이들동기에대한적절한대용변수를설정하여횡단면회귀분석을실시한다. 또한본연구는변수통제나상관관계와같은개별주식접근방법방법은물론포트폴리오접근방법을함께사용하여공매와수익률간의관련성을분석한다. 특히, 포트폴리오접근방법은연구결과의강건성점검을위한분석의일환으로이루어지며, 본연구는 Fama와 고자한다. 5) 우리나라에서대주제도는 1994년 1월 17일부터시작되었고, 시장상황에따라중단및실시가반복되었다. 개인투자자들이주로이용하여왔던대주는 IMF 금융위기를겪으면서증권사들이상품분운용을거의하지않음에따라서본연구의분석기간에는유명무실해졌다. 대주제도의거래체계와특징에대해서는다음을참조함. 송치승, 전게서, p. 17. 5
주식대차에의한공매동기와수익률 French(1993) 가제시한 3요인모형을통해서주식대차포트폴리오의구성유형별로이들관련성을살펴보고자한다. 본논문의구성은다음과같다. 제 2장에서는본연구의주제와관련된공매에관한선행연구를살펴보고, 제 3장에서는연구의설계와방법론등을제시한다. 제 4장에서는실증연구의결과로서, 먼저우리나라주식대차거래에대한기술적통계를분석한다. 다음에횡단면회귀분석모형을설정하여투자자들의대차거래동기를실증분석과함께가설검증을행한다. 이후개별주식접근방법과포트폴리오접근방법을사용하여주식대차와수익률간의관련성을체계적으로분석한다. 끝으로제 5장에서는본연구의결론을제시하고자한다. 2. 선행연구 2.1 국외선행연구 공매에대한외국의연구는주로미국, 호주시장을중심으로이루어져왔다. 이들연구의범주는크게 3개즉, 공매제한과가격결정간의관련성, 공매동기, 그리고투자전략으로서공매와수익률간의관련성등으로구분할수있다. 6) 그런데연구성격상이들 3개의연구범주는서로밀접한관련성을지니고있음에따라이들주제는각각분리되기보다는함께연구되는것이보통이다. 여기서는해외선행연구를공매제한과가격결정간의관련성, 공매동기와투자전략으로구분하고, 먼저전자와관련된주요선행연구를살펴보고자한다. 투자자가공매를행하는데있어서증거금납입, 매도대금사용제한, plus tick 등과같은공매제한이뒤따른다. 이러한공매제한은시장에서주가에부정적인정보반영을지연시킬수있다. 그러므로공매제한에도불구하고해당주식에대한높은수준의공매는시장에부정적인정보를전달할수있다. 이런측면을고려하여 Miller(1977) 는공매제한에의하여자산가격이상향으로편의가있어날수있음을제시하였다. 이와유 6) 공매연구범주중공매제한과가격결정간의관련성에관한대표적인연구로는 Miller(1977), Jarrow (1980), Figlewski(1981), Diamond 와 Verrecchia(1987), Figlewski 와 Webb(1993) 등이있다. 그리고공매동기에관한연구로는 McDonald 와 Barron(1973), Auster(1978), Dyl(1978), Hurtado- Sanchez(1978), Figlewski(1980), Brent 와 Morse, 그리고 Stice(1990), Aiken, Frino, McCorry, 그리고 Swan(1998) 등이있다. 그리고공매와수익률간의관련성에관해서는 Figlewski(1980), Senchack 과 Starks(1993), Desai, Ramesh, Thiagorajan, 그리고 Balachandran(2002) 등의연구가있다. 6
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 사하게, Jarrow(1980) 는투자자들의자산가치에대한기대치사이의동질성에의존하여, 투자자가위험에동의하지않으면자산가격은상향또는하향으로편의가일어날수있음을제시하였다. 그런데투자자들은자산가격에대한기대치를형성하는데있어서거래제한을고려하기때문에자산가격자체는상향으로편의가일어나지않을수있다. 실제공매에있어서는정보에기초한공매와유동성에기초한공매가있을수있다. 만일공매제한이정보에기인한공매보다유동성에기초한공매를제거시킨다면공매는나쁜소식이될수있다. 그러나이와달리공매제한이이들두가지공매에대해동일한영향을미친다면, 공매는증권가격에영향을미치지않을것이다. 이런측면을고려하여 Diamond와 Verrecchia(DV:1987) 는공매발표가공개되지않은정보를내포하는경우에가격조정을야기하며, 옵션거래주식에대한공매는옵션거래대상이아닌주식에대한공매보다덜정보적임을제시하였다. 왜냐하면옵션도입에의한공매비용의감소는사적정보에대한조정속도를증가시키고이런사적정보는옵션거래활동으로부터추론될수있기때문이다. 그런데옵션은 put을매입하거나 call을발행함으로써공매와동일한효과를가지므로공매의대체재역할을한다. 미국과같은시장에서공매보다옵션사용이보다용이할수있다. 왜냐하면옵션의거래비용이상대적으로낮고, up-tick rule과같은제한이없으며, put 매입의경우공매보다책임이제한적이기때문이다. 옵션의거래가공매제한의효과를감소시킴으로써시장에서의거래효율성과정보효율성을증가시킨다는실증적증거는 Figlewski와 Webb(FW:1993) 에의해제시되었다. 이들은공매와옵션거래사이의관련성즉, 옵션의존재와공매잔량비율 (short interest rate) 사이의양의관련성, 공매가높은주식들의 put가격의상승과 call가격의하락관계, 그리고 Figlewski(1981) 의공매량과수익률사이의역관계가옵션주식의경우약하게나타나는옵션의정보효율성 7) 을실증분석하였다. Senchack과 Starks(1993) 은기존연구보다긴 1980~1986기간동안의 2,419개기업을대상으로 DV모형에대한실증적의미를검증하였다. 이들은 DV모형에서예측한대로공매발표인근 (-3 to +1) 및확장일 (-8 to +1) 에유의하게음인주가반응, 옵션주식의경우유의하지못한음의반응, 기대하지못한공매잔고가클수록음의시장반응등이존재함을실증적으로밝혔다. 다음은본연구주제와매우밀접한해외선행연구로서공매동기와투자전략에관한연구에대해살펴보고자한다. 주식대차의동기에대한초기연구로 Hurtado-Sanchez(1978) 는 1966~1967 동안에대략 300개주식을대상으로월별수익률과공매잔량사이의관 7) 왜냐하면공매제한은시장에부정적정보를야기하여해당종목을과소평가하기때문이다. 7
주식대차에의한공매동기와수익률 계를분석하여공매는주가가상승한이후에증가하고주가가하락한이후에감소함을발견하여, 공매의투기적동기가존재함을제시하였다. 이후 Brent와 Morse, 그리고 Stice(BMS:1990) 는공매의동기를상세히분석하였다. 이들은 1974. 1~1986. 1 동안에대략 200개기업의표본에대해공매잔고의연간평균수준을사용한횡단면회귀분석을통해공매동기중차익거래와헷지거래동기를지지하고세금동기와투기적동기는약하게지지됨을발견하였다. 공매에대한투자전략차원의연구로공매와주식수익률간의관련성에대한대표적연구는 Figlewski(1981) 에의해이루어졌다. 그는 1970년대 S&P 500 주식중 414개표본을사용하여 6개월동안의평균공매량에따라서주식을포트폴리오로나눈후이후 12개월동안에평균포트폴리오수익률을계산하였는데, 공매량과초과수익률사이에역의관계가있음을제시하였다. 8) Asquith와 Meulbroek(1995) 는기존연구들의공매자료에대한인위적인제한 9) 으로분석결과의검증력이낮음을지적하고, NYSE와 AMEX기업에대한대규모표본을사용하여공매수준과초과수익률사이에강력한음의관계가존재함을제시하였다. Desai, Ramesh, Thiagorajan, 그리고 Balachandran(DRTB: 2002) 은 1988. 6~1994. 12 동안에 Nasdaq시장의전체기업을대상으로공매수준과주식수익률사이에유의한음의관련성이존재함을분석하였다. 이상의연구는미국시장을대상으로하고있는데, 미국과달리공매가실행된후곧바로투명하게공개되는호주시장을대상으로한공매연구는 Aiken, Frino, McCorry, 그리고 Swan(AFMS:1998) 에의해이루어졌다. 이들은 1994. 1~1996. 12 기간동안에호주의 SEAT에서일어난시장가주문과지정가주문의공매를대상으로공매인근의하루중가격반응을분석하였다. 이들은지정가주문과시장가주문의공매실행이후모두음의시장반응과함께시장가주문의공매효과가보다큼을발견하였다. 또한이들은횡단면회귀분석을통해시장가주문의공매가헷지및차익거래와밀접히관련됨을제시하였다. 2.2 국내선행연구 외국과달리우리나라에서비보유주식의공매는원칙적으로불가능하며 10), 주식대차 8) 이는공매를상환하기위해행해지는주식의매입때문에미상환공매량이많은주식들이시장성과보다좋을것이라는견해와는다른것이다. 9) 예로, 매월공매가일정규모 (225,000주) 이거나일정변화 (100,000주) 인경우에만공매표본에포함시킴에따라서나타나는소규모확률표본의문제가존재할수있다. 8
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 에의한공매와대주제도만이가능한체계이다. 과거대주에관한정보 ( 종목별대주수량 ) 는증권사별로일별로제공하고있었으며, 개인투자자들이주로대주제도를이용하여왔다. 그러나대주제도는 IMF 금융위기를겪으면서증권사들이자사상품분운용을거의하지않음에따라서본연구의표본기간인 2000. 1~2002. 12 기간에는거의유명무실해졌다. 그동안우리나라에서공매의한형태인대주와관련된연구는남상구와박종호 (1996), 김종오 (2000) 에의해이루어졌다. 남상구와박종호 (1996) 는 1994. 1. 17~1994. 6. 30 기간동안에대주잔고가주가지수의예측치인가를실증분석하였으나대주잔고가주가지수의변화를설명하지못함을발견하였다. 이러한발견은대주를이용하는개인들이사적정보를보유하지못한투자자임을의미하는것으로해석할수있다. 김종오 (2000) 는 1996. 11. 25~1997. 12. 27 기간동안에대주를대상으로 AFMS(1998) 의방법론일부를이용하여공매의정보효과를일중으로분석하여, AFMS(1998) 와유사하게시장가주문의공매가지정가주문의공매보다강한음의시장반응을발견하였다. 3. 연구의설계와방법론 3.1 가설설정 본연구는공매와관련된해외연구에서나타난공매의동기, 그리고공매수준과수익률사이의관련성이우리나라주식대차에도동일하게적용되는지를분석하려는목적에맞추어이에대한논의와연구가설을세우고자한다. 이를위해먼저주식대차의공매동기에대해서살펴본다음에주식대차에의한공매와수익률에대해서서술하고자한다. 실제자본시장에서주식대차에의한공매에는세금동기, 투기적동기, 차익및헷지동기등이존재할수있다. 11) 공매의세금동기는자본이득세가적용되는나라에서과 10) 2004년 12월현재거래소업무규정제 16조 2항에따르면, 차입자가공매도주문을하기위해서는특정주식을차입 (securities lending) 하여자기계정으로해당주식이계좌대체되거나계좌대체가예정되는경우에만주식주문이가능하도록하고있다. 만약자기계정에특정주식이없고, 다른보관기관에도보관되지않고, 대차거래약정이없는경우이주식에대해공매주문을하는행위는불법내지사기행위에가깝다고하겠다. 11) 공매의동기에대한상세한설명을위해서는다음을참조바람. 송치승, 2004, 증권대차거래의동기와투자전략, 증권예탁 49호. 9
주식대차에의한공매동기와수익률 세가능이익을연기하려는데있다. 투자자들이보유주식을현재매도하여자본이득이발생되면세금을납부해야만한다. 만약투자자가납부할세금을일정기간이후로연기하려는경우, 투자자들은보유하고동일주식을공매함으로써수익을확정할수있고자본이득실현을지연할수있다. 현재보다향후한계세율이낮아지는투자자의경우세금동기는보다커질수있다. 세금동기에대한이론적기반은 Dyl(1978) 에의해제시되었고, 실증연구는 BMS(1990) 에의해이루어졌다. 그러나 BMS(1990) 는 12월에비해 1월에유의적인공매비율이낮아지는현상을발견하였지만, 세금효과가크지않음을발견하였다. 그런데우리나라는자본이득과세가존재하지않으므로외국과같이세금동기에기인한계절성은존재하지않을것으로기대된다. 12) 따라서본연구에서세금동기에대한가설설정은제외하고자한다. 투기적동기는투자자들이해당주식의가격움직임에대한부정적신념에기초하여주가하락시발생할이익을얻고자공매를행하는것을말한다. Figlewski(1981) 는투자자들사이에이질적신념과공매사이에는어떤관련성이존재함을제시하였다. 그러나 BMS(1990) 는투기적동기에대한대용변수로서분석가의이익예측치분산과수익률의잔차분산등을사용한횡단면회귀분석을실시하였는데, 이들변수가유의하지못함을발견하였다. 차익및헷지거래는공매의주요동기가되고있다. 투자자들은공매와주식옵션, 공매와지수선물간의결합을이용하여다양한차익거래를얻을수있다. 13) 또한투자자들은동일종목에대한보유와함께공매를하는경우헷지거래의효과를얻을수도있다. McDolad와 Baron(1973) 은수익률의변동성이높은주식들에대해상대적으로높은공매가존재하는헷지거래동기를제시하였다. BMS(1990) 은차익및헷지거래대용변수로써종목베타, 주식옵션및전환증권의존재등을사용한횡단면회귀분석을실시하여베타와종목옵션의존재가유의함을발견하였다. AFMS(1998) 또한공매이후초과수익률의결정요소에대한회귀분석에서차익및헷지거래대용변수로써옵션존재와시장베이시스가유의한양의값을발견하였다. 이상의논의를바탕으로다음과같이주식대차의거래동기에대한귀무가설을세우고자한다. 12) 본문의실증분석에서제외하였지만, 월별로살펴본 1월말의대차잔량비율은 0.046% 인반면 12월말의수치는 0.025% 이다. 이는 BMS(1990) 의연구와상반되는결과이다. 자본이득세가존재하지않는우리의경우세금동기가존재하지않는것은당연한현상이라볼수있다. 13) 차익거래와관련된몇가지주식대차의투자전략에대해서는다음장의횡단면회귀분석에서설명하고자한다. 10
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) [ 가설 1] 우리나라자본시장에서주식대차에의한공매에는투기적거래동기가존재할수있다. 주식대차의이용자는주로외국계금융기관과국내금융기관이며, 개인투자자들의이용은제한되어있다. 또한주식대차에도공매와유사하게대차수수료및담보제공과같은비용이발생한다. 그리고전문투자기관은일종의정보보유자일가능성이매우높다. 그러므로투자자간의주식대차접근성의제한과기회비용의존재에도불구하고전문투자기관들이주식대차에의한공매를행한다면, 주식대차에의한공매에투기적거래동기가존재할가능성이높다. 따라서투기적동기의대용변수 ( 예, 잔차분산, 이익예측치, 수익률등 ) 는주식대차와밀접한관계를갖는다. [ 가설 2] 우리나라자본시장에서주식대차에의한공매에는헷지및차익거래동기가존재할수있다. 투자자중에서전문투자기관은자신들이보유한포트폴리오의가격변동을헷지하려는수요가높고, 주식대차에의한공매와다른자산가격움직임을이용하여다양한차익거래를추구하려고한다. 따라서헷지및차익거래의대용변수 ( 예, 베타, 주식옵션의존재, 시장베이시스등 ) 는주식대차와밀접한관계를지닌다. 다음으로주식대차에의한공매와수익률사이의관련성에대한논의와가설설정을살펴보고자한다. 공매와수익률사이에어떤관계가존재하는지는크게관련설과무관련설로구분할수있다. 14) 관련설은주식대차거래에는대차수수료의지급비용과담보제공등과같은기회비용이수반되고, 대차이용자가주로전문투자기관인정보거래자라는데있다하겠다. 그러므로이들전문투자기관들이행하는주식대차를이용한높은수준의공매는부정적정보가포함될수있다. 관련설은또한 DeBont과 Thaler(1985) 에의해서도설명될수있다. 만일주가움직임에음의계열상관이존재하고, 투자자들이새로운정보에대해서과민하게반응한다면, 공매는주가상승이후에증가하게되고주가하락이후에는감소하게된다. 따라서관련설에따르면주식대차에의한공매와주식수익률사이에는음의 14) 이러한관련 비관련설구분은본연구자에의한분류이다. 한편실무적측면에서관련론은상반되게존재할수있디. 주식대차에의한공매가향후공매포지션의상환에따른잠재적인주식의수요를야기할수있으므로, 높은수준의대차잔량은강세시장의신호로인식될수도있다. 반면주식대차에의한공매증가는주식시장에대한비관적지표로써해석될수있는측면도다분히존재한다. 11
주식대차에의한공매동기와수익률 관련성이존재한다. 관련설이공매동기중투기적동기와밀접한관계를지니고있는반면, 무관련설은헷지거래, 차익거래, 그리고세금동기등과관련이있다. 만일주식대차가헷지거래, 차익거래, 그리고세금동기중심으로만이루어진다면, 주식대차는주식수익률과어떤관련성을갖지않을수있다. 왜냐하면헷지거래와차익거래동기에의한공매포지션은해당주식의기본적가치보다는이들기초자산을대상으로하거나기초자산과상관관계가높은자산 ( 예로선물, 옵션 ) 들과의결합을통해서이루어지기때문이다. 또한세금동기의경우에도공매는투자자의현재와미래한계세율, 실현될자본이득의크기, 이자율, 과세연기기간등에의해좌우된다. 그러므로헷지거래, 차익거래, 그리고세금동기하에서의공매는해당주식에대해어떤미래수요를야기하지않는다고말할수있다. 공매와수익률사이의관련성에대한해외연구결과들은정도의차이가있지만대체로관련설을지지하고있다. Figlewski(1981), Figlewski와 Webb(1993), Asquith와 Meuldroek(1995), DRTB(2002) 등의연구가이에해당된다. 이상의관련설과무관련설에대한논의를바탕으로다음과같이귀무가설을설정하고자한다. [ 가설 3] 우리나라에서주식대차에의한공매는시장에부정적정보를전달함으로써수익률과음의관련성을갖는다. 주식대차에의한공매에는여러제한즉, 개인투자자의참여곤란, 기회비용발생등이존재한다. 주식대차이용에따른기회비용발생에도불구하고전문투자기관들에의해행해지는해당주식에대한주식대차에의한공매증가는시장에부정적정보를전달할수있다. 또한주식대차시장에서개인참여가제한되고있는상황에서전문투자기관들은정보거래자일가능성이상대적으로높다. 따라서이들전문투자기관의공매로인해주식대차에의한공매와주식수익률사이에는관련설이설득력을가질수있다. [ 가설 4] 우리나라에서주식대차에의한공매는차익거래나헷지거래중심으로이용될수있으므로수익률과의관련성이매우낮다. 주식대차에의한공매는비보유주식에대한공매보다대량의공매행위가가능하다. 이에따라전문투자기관들은주식대차와다른금융수단과의결합을통해차익거래나헷지거래를활발히수행한다. 즉, 이들은주식옵션과의결합또는현물보유주식에대한 12
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 반대포지션으로서해당주식의대차거래를이용할수있다. 또한이들은주식대차를지수선물이나지수옵션과결합한투자전략을수행할수있다. 그런데, 이들의주식대차이용비중은전자보다후자의지수옵션이나지수선물과결합하는경우가훨씬더높다. 또한주식대차는비보유주식의공매보다대량공매가가능하여차익거래기회가훨씬다양하게존재한다. 따라서차익거래나헷지거래를위주로한주식대차는기초주식과다른증권과의결합관계만이고려되므로주식수익률과관련성이없거나매우낮을것으로기대될수있다. 3.2 자료처리 본연구는 2000. 1~2002. 12 동안에거래소에상장된전체기업의보통주만을대상으로하여주식대차가발생된종목을대상으로분석하고자한다. 먼저 1건이상의주식대차가발생한이루어진 308개종목중에서다음과같은몇가지기준을적용하여최종표본을 279개종목으로확정하였다. 첫째, 표본기간중감자와무상소각으로장기간거래정지가있었던종목 1개는자료미흡으로제외하였다. 둘째, 주식대차거래에서발생하는정보중대차잔량은대차거래량에서상환거래량을공제한미상환잔량을의미한다. 대차잔량정보를토대로분석되는본연구의성격상대차잔량에대한정보가누락된종목 9개는분석에서제외하였다. 셋째, 본연구에서는매거래전일기준으로 1년간의일별자료에의한회귀분석을실시하여회귀계수를추출한다양한분석을행한다. 따라서표본기간동안신규상장또는신설합병등으로회귀분석에요구되는매거래일전일 1년의시계열자료가부족한종목 19개는제외하였다. 15) 또한연구결과의신뢰성제고를위해서본연구는표본기간중액면분할, 액면병합, 그리고기업분할을행한종목에대해서는주식수의변동을고려한주식대차현황을분석하였지만, 이들거래정지기간동안주가와관련된분석에서는해당일자료는제외하였다. 본연구에서사용하는대차잔량비율은특정일의미상환대차잔량을발행주식수로나눈값이며, 해외연구에서언급되는공매비율 (short position or short interest) 에해당된다. 따라서월말대차잔량비율은매월말일의일별대차잔량비율과같다. 또한본연구에서사용하는일별수익률은잔차와베타계산을위한것으로편의상일별종가에대한로그대비수익률로계산하였다. 주식대차에의한공매와수익률간의관련성을분석하기위한월말수익률은월말수정종가를사용하였다. 이를수식으로표현하면다음과 15) 7 개옵션거래종목중하나인국민은행은이요건에의하여본연구표본에서제외되었다. 13
주식대차에의한공매동기와수익률 같다. RCSI i, t = 대차잔량 i, t / 발행주식수 i, t (1) R i, t =log(p i, t /P i, t -1 ) Mret i, t =log(p i, t /P i, t -1 ) (2a) (2b) 여기서, RCSI i, t = i 기업의 t 일 ( 또는 t 월 ) 의대차잔량비율 R i, t = t 일의 i 기업의수익률 Mret i, t = t 월의 i 기업의수익률 3.3 연구방법 본연구주제인주식대차에의한공매동기, 그리고주식대차에의한공매와수익률간의관련성을분석하는방법론은크게두가지로구분할수있다. 16) 하나는주식대차에의한공매동기를압축적으로표현할수있는대용변수를선정하여, 이들변수들을이용한횡단면회귀분석을실시하는것이다. 본연구는해외연구결과에기초하여투기적거래동기변수로서잔차분산, 전월의월별수익률을사용하였고, 차익과헷징거래동기변수로는베타, 시장베이시스더미, 옵션거래더미를이용하여다음과같은동기분석모형을설정하였다. RCSI i, t =α 0i +α 1i Resid i, t -1 +α 2i β i, t -1 +α 3i Basis t +α 4i Option t +α 5i Mret i, t -1 +μ i, t (3) 여기서, RCSI i, t = i 기업의 t 일의대차잔량비율 Resid i, t -1 = 시장모형을이용하여 1년간일별자료를사용하여산출된 t-1 일의잔차분산 β i, t -1 = 시장모형을이용하여 1년간일별자료를사용하여산출된 t-1일의주식의베타 16) 변수및모형설정에대해서는실증분석에서상세히설명하고자한다. 14
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) Basis t = 시장베이시스로현물지수가선물지수보다크면 1이고, 그렇지않으면 0인더미변수 Option t = 주식옵션거래종목여부를나타내는것으로주식옵션종목이면 1 이고, 그렇지않으면 0인더미변수 Mret i, t -1 = i기업의 t-1월의월별수익률 μ i, t = 잔차항 다른하나는주식대차에의한공매가수익률과어떤관련성을지니고있는가에있다. 이를위해서개별주식과포트폴리오접근방법을사용하여대차잔량변수의통제에따른수익률움직임, 대차잔량과수익률간의각각시차변수를설정한상관관계분석, 그리고포트폴리오구성에의한포트폴리오의성과를분석하고자한다. 개별주식접근방법중상관관계분석관계를간략히수식으로표현하면다음과같다. ρˆ( Mret,ΔRCSI - t )=Cov(Mret,ΔRCSI - t )/ Var(Mret)Var(ΔRCSI - t ) (4a) ρˆ(δrcsi,mret - t )=Cov(ΔRCSI,Mret - t )/ Var(ΔRCSI)Var(Mret - t ) (4b) 여기서, ρˆ( Mret,ΔRCSI - t )= 이전 t개월의대차잔량증감비율과현재월말수익률간의피어슨상관계수 ΔRCSI - t = 이전 t 시점의월간대차잔량비율의증감분 ρˆ(δrcsi,mret - t )= 이전 t개월의월말수익률과현재대차잔량증감비율간의피어슨상관계수 또한포트폴리오접근방법에의한주식대차공매와수익률간의관련성분석을위해서는 Fama와 French(1993) 가제시한 3요인모형을이용하고자한다. R pt -R ft =α 0 +α 1 [R mt -R ft ]+α 2 SMB t +α 3 HML t +ε pt (5) 여기서, R pt = t월의포트폴리오 p의수익률 R mt = t월의종합주가지수에대한수익률 R ft = 무위험이자율 15
주식대차에의한공매동기와수익률 SMB t = 규모요인 HML t = 장부가 / 시가 (book-to-market) 요인 ε t = 포트폴리오잔차항 4. 실증분석및결과 4.1 기초통계량분석 < 표 1> 의패널 A에보고된분포통계치는대차잔량비율이표본기간동안거래소시장에서꾸준하게증가하였음을나타내고있다. 특히, 2002년대차잔량비율의평균과중위값은다른년도에비해 2~3배이상증가하였다. 비록이수치는미국과같은나라와비교하면매우낮지만, 1996년부터시작된우리나라대차시장의역사를고려하면매우고무적인현상이라말할수있다. 17) < 표 1> 의패널 B는대차거래가발생한발생건수의분포를나타내고있다. 대차잔량비율은매년시간이지남에따라증가하는추세를보이고있다. 이러한대차거래의증가패턴은대차거래발생건수의증가추세에의해서도확연하게나타나고있다. < 표 2> 는표본기업의일별평균대차잔량비율에대해연도별사분위분포에기초한 4개의집단으로구분한뒤에, 각대차잔량비율집단별로제변수들에대해분석한기술적통계량이다. 각집단별대차잔량비율과대차건수는집단 I이가장크고순서적으로집단 Ⅳ가가장작게나타나는데, 이런순서는집단구분기준과일치하고있다. 집단별나타난특성을몇가지살펴보면다음과같다. 첫째, 기업규모는대차잔량비율집단구분기준과일치하고있다. 이는기업규모가주식대차수준과밀접한관계를가지고있음을암시해주고있다. 둘째, 기업집단 I은주가수준이제일높고, 유동성을나타내는거래량회전율도두번째로높다. 또한주가변동성과투자자의이질적신념의대용변수인잔차분산은보통수준으로나타나있다. 이런특성들을종합하면, 기업규모가크고, 가격수준이높으며, 그리고적정이상의유동성과변동성이존재하는종목중심으로 17) 미국의발행주식수대비공매비율을보면, Figlewski 와 Webb(1993) 은 1974~1983 기간 NYSE/ AMEX 시장에서대략평균 0.2% 를보고하고있고, DRTB (2002) 는 Nasdaq 시장에서 0.51% (1988) 에서 1.14%(1994) 로최근에가까울수록공매가증가함을보고하고있다. 16
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) Table 1. Distribution of short interest and frequency of short selling over the sample period The table reports statistics pertaining to the distribution of short interest and frequency of short selling number from securities lending based on daily data for the 279 KSE firms from 2000 to 2002. Short interest is defined as a ratio of net cumulative shares shorted ( this means the number of shares short sold and not yet returned ) from securities lending to the total number of shares outstanding. Short sale number is the event of borrowing or returning trade from securities lending. Distribution of Short interest and frequency of short sale number is about the average for individual stocks. Panel A : Short Interest for 279 firms by Year(%) Year Sample Firms Mean Median 10th Percentile 25th Percentile 75th Percentile 90th Percentile 2000 206 0.0341 0.0089 0.0005 0.0008 0.0266 0.0694 2001 174 0.0422 0.0074 0.0002 0.0006 0.0266 0.0837 2002 191 0.1021 0.0261 0.0002 0.0045 0.1025 0.3027 Panel B : Short Selling Number for 279 firms by Year(%) Year Sample Firms Mean Median 10th Percentile 25th Percentile 75th Percentile 90th Percentile 2000 206 16.7 4 2 2 18 37 2001 174 18.3 6 2 2 24 42 2002 191 32.8 24 2 3 49 70 대차거래가활발하게일어난다고볼수있다. < 표 3> 의패널 A는연도별잔차분산수준으로사분위집단을구성하여각집단별대차잔량비율을나타낸것이다. 잔차분산이높다 ( 낮다 ) 는것은투자자들사이에이질적인신념차이가큰 ( 작은 ) 것으로해석할수있다. 만일주식대차거래의주된동기가투기적요인이라면, 잔차분산 I에서가장높은주식대차잔량비율이기대된다. 그러나기술통계량은이런기대와는달리, 대차잔량의평균과중간값은잔차분산이비교적낮은집단 Ⅲ에서가장크며, 잔차분산이제일큰집단 I에서가장작다. 이는우리나라주식대차거래의상당부분이투기적동기로설명될수없음을의미한다고볼수있다. < 표 3> 의패널 B는앞에서와동일하게베타기준의집단별대차잔량비율을나타낸 17
주식대차에의한공매동기와수익률 Table 2. Descriptive statistics for groups classified from levels of short interest The table reports several summary statistics for groups classified from levels of short interest from 2000 to 2002. The levels of short interest are computed from daily data by year. Four groups are divided based on daily average by year. Group Ⅰ is highest level over 75th percentile of short interest. Group Ⅱ is second level between short interest over median and that less than 75th percentile. Group Ⅲ, Ⅳ are classified as the same as above this way. Group Ⅳ is lowest level. Volume turn-over ratio is computed from the daily volume divided by daily total number of shares outstanding. Volatility is defined as the ratio of the difference between daily highest price and daily lowest divided by the average between them. Residual variance and beta are obtained from market model calculated from prior one year of daily returns data. F all is F-statistic value for null hypothesis that the average for several comparative variables are the same without difference by group. *, **, and *** indicate statistical significance at10%, 5%, and 1% levels, respectively. Comparative Variables Group Ⅰ Group Ⅱ Group Ⅲ Group Ⅳ F all Short Interest (%) Number of Short sales Market Capitalization (10 billion won) Volume turn-over ratio (%) level of stock price (won) Volatility Residual Variance Beta (β) mean 0.1996 0.0267 0.0087 0.0005 Median 0.1118 0.0212 0.0052 0.0004 84.69 *** Std. Dev. (0.2443) (0.0198) (0.0083) (0.0008) mean 40.8 32.3 14.5 2.9 Median 21 25 5 2 43.3 *** Std. Dev. (49.1) (34.3) (18.1) (1.7) mean 223.1 157.8 39.0 11.9 Median 46.6 38.1 15.2 7.2 9.03 *** Std. Dev. (597.4) (505.4) (120.9) (18.5) mean 2.35 1.52 2.13 2.56 Median 1.05 1.19 1.40 1.39 3.51 ** Std. Dev. (3.60) (1.73) (2.46) (3.25) mean 31,461.0 22,949.2 16,365.4 17,264.6 Median 14,861.5 10,289.5 7,128.0 5,223.8 2.46 * Std. Dev. (51,329.3) (40,638.4) (41,798.3) (71,828.0) mean 0.0553 0.0531 0.0557 0.0608 Median 0.0511 0.0511 0.0555 0.0602 6.44 *** Std. Dev. (0.0167) (0.0132) (0.0143) (0.0174) mean 0.0013 0.0012 0.0013 0.0015 Median 0.0011 0.0011 0.0012 0.0013 5.91 *** Std. Dev. (0.0006) (0.0006) (0.0007) (0.0008) mean 0.9860 1.0099 1.0752 1.0088 Median 0.9787 0.9894 1.0622 0.9915 1.88 Std. Dev. (0.3466) (0.3478) (0.3531) (0.2824) Numbers of sample firms 144 142 141 144 18
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) Table 3. Short interest for levels of residual variance and beta The table reports short interest for groups classified from levels of residual variance and beta. Residual variance and beta are obtained from market model calculated from prior one year of daily returns data by daily. Short Interest Firms are divided into four groups based on daily averages of residual variance and beta by year. Group Ⅰ is highest level over 75th percentile of them. Group Ⅱ is second level between residual variance and beta over median and those less than 75th percentile. Group Ⅲ, Ⅳ are classified as the same as above this way. Group Ⅳ is lowest level. The averages of short interest is computed from daily residual variance and beta by group. Short Interest Short Interest Panel A : Short Interest for Groups based on residual variance(%) 구분 Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Mean 0.0616 0.0871 0.1719 0.0858 Median 0.0090 0.0216 0.0353 0.0205 Std. Dev. (0.2383) (0.2132) (0.3016) (0.2201) Number of Observation 1,743 3,377 4,097 3,702 Number of Sample Firms 141 145 142 143 Panel B : Short Interest for Groups based on beta(%) 구분 Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Mean 0.1134 0.1683 0.0989 0.0642 Median 0.0182 0.0333 0.0204 0.0194 Std. Dev. (0.2998) (0.3125) (0.2251) (0.1387) Number of Observation 2,870 3,332 3,060 3,657 Number of Sample Firms 144 141 144 142 것이다. 베타는차익거래와헷지거래에의한공매동기를설명하는주요대용변수중의하나가된다. 왜냐하면높은베타는이들동기와매우밀접한관련성을지니기때문이다. 기술통계량은이런기대와일치하고있는데, 베타가높은집단 I과 Ⅱ에서가장큰대차잔량비율이발견되고있다. 이는우리나라주식대차거래가차익및헷지거래동기와매우밀접함을암시한다하겠다. 4.2 주식대차에의한공매의동기분석 본절에서는전장의연구설계에서제시한주식대차에의한공매동기에대한가설검증을위한식 (3) 에대한변수와이의선정사유를설명하고자한다. 18) 종속변수는일별대차잔량을발행주식수로표준화한대차잔량비율로하였다. 설명변수로먼저잔차 19
주식대차에의한공매동기와수익률 분산과전월의월말수익률은투기적동기의대용변수로사용하였다. 잔차분산의추정치는거래일전일기준 1년동안의일별자료를가지고시장모형을사용하여추정하였다. BMS(1990) 에따르면, 잔차분산은투자자들사이에이질적인신념의차이정도를나타내는변수이다. 잔차분산이크면클수록, 현재주식에포함된이질적신념이크다는것을의미한다. 또한 Hurtado-Sanchez(1978) 의연구에서보듯이, 전월의수익률은주식대차의투기적동기와관련될수있다. 다른조건들이일정할때, 특정월에높은주가상승을경험한주식은투기적동기에의한공매의대상이될가능성이높다. 그러므로투기적동기에의한공매거래자들은잔차분산이크거나전월수익률이높은주식에대한공매이후의가격하락을통해서이익을얻고자기대한다고볼수있다. 다음설명변수로는차익및헷지동기의대용변수로서옵션주식의존재더미, 시장베이시스더미, 그리고종목베타를사용하였다. 옵션과주식대차에의한공매와의관련성연구는 BMS(1990), Figlewski와 Webb(1993), Senchack과 Starks(1993), 송치승 (2003, 2004) 에의해제시되었다. 특히송치승 (2004) 의증권대차를활용한투자전략에따르면, 주식대차에의한공매는차익거래전략의전형적인한부분이되고있다. 투자자들은주식옵션, 옵션부증권의권리 ( 예, 신주인수권, 전환권 ), 지수선물각각에대해주식대차에의한공매를결합하여차익거래수익을얻을수있다. 이를몇가지설명하면다음과같다. 첫째, 만약현물주식의하락을예상한투자자는공매와함께헷지비율에해당하는만큼해당주식의콜옵션을매입하는것이다. 19) 둘째, 전환권이나신주인수권의프리미엄이 0에가까운경우이들권리를매입하고해당주식을차입하여공매를한다. 다음에전환권이나신주인수권을행사하여차입주식을상환하는것이다. 주식대차에의한공매또한헷지거래전략으로도활용된다. 현물주식의보유는가격변동위험을수반하며, 공매와옵션매입은예상하지못한위험에노출될수있다. 따라서공매거래자는현물주식을매입하거나현물보유자가해당주식을공매하는경우이들투자자의가격변동위험은헷지된다. 또한옵션부증권의보유자가주식대차에의한공매를하는경우, 그리고공매와동시에헷지비율이 100% 가되도록콜옵션을매입하 18) 초기검증모형식은 < 표 2> 의기술통계량분석에서나타난기업규모변수도고려하고자하였다. 그러나설명변수중제일큰고유치 (eigen value) 를해당변수고유치로나눈비율의제곱근중에서가장큰수치를나타내는최대조건수 (maximum condition number) 는기업규모와전월수익률변수를모두추가하는경우 56.45로심각한다중공선성문제가발생하였다. 이의해결방법으로는일정수치이상의최대조건수를갖는설명변수를제거하거나새로운관찰치를추가해야한다. 본연구에서는 BMS(1990) 가제시한최대조건수가 30을초과하지않는범위를기준으로하여전월수익률을포함시키는대신기업규모변수를제거하였다. 19) 이런차익거래구조는주식가격이하락 ( 상승 ) 하면, 공매 ( 콜옵션매입 ) 로부터이익이콜옵션 ( 공매 ) 로부터의손실을상회하게된다. 20
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 는경우도이에해당된다. 설명변수의다른하나인시장베이시스와주식대차에의한공매와의관련성연구는 AFMS(1998), 송치승 (2003, 2004) 등에의해제시되었다. 사실차익거래자들은지수선물의헷지기능보다는지수선물가격과기초주식으로구성된현물지수가격사이의불균형에관심을가지게된다. 만일지수선물의가격이현물지수보다저평가되어있는경우투자자는선물지수를매입하고현물주식들로바스켓을구성한후이들주식들에대한공매를통해서이익을얻을수있다. 20) 마지막설명변수인종목베타는차익거래나헷지거래동기의대용변수로사용하였는데, 잔차분산과동일한방법으로추정하였다. 종목베타와공매와의관련성연구는 McDolad 와 Baron(1973), BMS(1990) 등에의해제시되었다. 만일투자자들이이들동기에의해공매를사용한다면, 주식대차에의한공매와종목베타와는밀접한연관성을가지게된다. 왜냐하면시장과상관관계가높은주식들은투자자입장에서차익거래나헷지거래의대상이되기때문이다. 식 (3) 에대한일별횡단면회귀분석결과는 < 표 4> 에나타나있다. 전체기간을보면, 모든설명변수들의회귀계수값은유의하다. 변수들의부호는잔차분산부호만이음이며, 나머지경우모두양이다. 세부기간을보면, 2002년은전체표본과회귀계수의유의성과부호방향이모두유사하며, 2000년은전월수익률을제외한부호의방향이전체표본과같지만베타만이유의하다. 그런데 2001년은베타와잔차분산의부호가다른세부기간은물론전체기간과반대로나타나고있다. 본문에제시하지않았지만, 전체기간을대상으로한대차잔량비율규모집단별횡단면회귀분석결과또한대차잔량비율이가장낮은집단Ⅳ를제외하고, 나머지집단은모두 < 표 4> 의전체기간결과와일치하고있다. 21) 이러한결과를토대로가설검증과관련된몇가지특성을요약하면다음과같다. 첫째, 잔차분산의부호가유의하게음이라는것은주식대차에의한공매동기가투기적이지못함을의미한다. 그러나전월수익률의유의한양의값은이와반대의투기적의미를가진다. 비록투기적동기의대용변수들이일관된부호방향을나타내고있지못하지만, 전반적으로잔차분산의부호와전월수익률회귀계수값의크기를함께고려 20) 이를역지수차익거래전략 (reverse index arbitrage strategy) 이라한다. 그런데지수를구성하는종목들의바스켓공매가요구되듯이, 이런차익거래가가능하려면많은종목들을대상으로한주식대차가요구된다. 비록지수전체는아니더라도최소한인덱스를구성하는종목들에대한주식대차가필요하다. 21) 이에대해서는 < 부록표 1> 을참고하기바람. 21
주식대차에의한공매동기와수익률 Table 4. Results of cross-sectional regressions explaining the motives of short selling from securities lending The table reports the results of cross-sectional regressions explaining the motives of short selling from securities lending based on daily data for the 279 KSE firms from 2000 to 2002. This regression is estimated as follows: RCSI i, t =α 0i +α 1i Resid i, t -1 +α 2i β i, t -1 +α 3i Basis t +α 4i Option t +α 5i Mret i, t -1 +μ i, t, where RCSI i, t is the short interest for sample firm i in daily t and Resid i, t -1 is residual variance for sample firm i in daily t-1 obtained from market model calculated from prior one year of daily returns data by daily. β i, t -1 is beta for sample firm i in daily t-1 obtained from market model like residual variance. Basis t is the market basis as dummy variable set to one if cash market index(kospi 200) exceeds futures index. Option t is the dummy variable set to one if options are traded on the firm securities. Mret i, t -1 is the previous monthly return. The independent variables used as surrogates for speculative motives are residual variance, previous monthly return. Also, the independent variables used as surrogates for hedging and arbitrage motives are beta, the dummy variables for market basis and option traded stock. The stock option data are available from January 2002 that the stock option market is opened(one option traded firm is excluded because of lack of requirements for beta creation from market model). *, **, and *** indicate statistical significance at10%, 5%, and 1% levels, respectively. Independent Variables Intercept Residual Variance Beat Basis Dummy Option Dummy Previous Return Model Diagnostics Maximum Condition Number Coefficients of Variables(t-statistics) Total Sample Period 2000 year 2001 year 2002 year 0.00048862 (5.98) *** 0.00007845 (1.22) 0.00049357 (6.97) *** 0.00060179 (3.66) *** -0.49043-0.01223 0.19370-0.78034 (-12.53) *** (-0.46) (3.57) *** (-7.73) *** 0.00086026 0.00029770-0.00026598 0.00141 (13.99) *** (6.23) *** (-4.82) *** (10.80) *** 0.00020332 0.00004237 0.00008794 0.00017041 (4.53) *** (1.39) (2.05) ** (1.87) * 0.00167 (19.70) *** - - 0.00065408-0.00001565 (5.01) *** (-0.20) 0.00125 (10.40) *** 0.00055521 0.00082068 (4.53) *** (2.54) ** 8.62 9.23 7.60 9.74 Adjusted R-Square 0.068 0.011 0.014 0.039 F-Statistic Value 187.33 *** 10.74 *** 12.40 *** 51.22 *** Others Number of Observation 12,708 3,419 3,147 6,142 22
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 하면투기적동기에의한주식대차공매는별로크지않다고볼수있다. 이는옵션더미에의해서도투기적동기는지지되지않는다고본다. 왜냐하면주식옵션은그자체가공매의대체제가될수있는데, 옵션더미의유의적인양의값은주식옵션이공매와함께활용됨을의미하기때문이다. 22) 둘째, 베타, 시장베이시스더미, 그리고옵션더미계수는전체기간과세부기간에서 2001년의베타계수만을제외하고모두유의한양의값을가지고있다. 이는주식대차에의한공매동기가차익및헷지거래와매우밀접하게관련됨을의미한다. 셋째, 다른세부표본기간과는달리 2001년의경우에는투기적동기가강력히지지되고있다. 잔차분산과전월수익률은유의한양의값을가지는반면, 베타는유의한음의값을나타내고있다. 이는잔차분산이크고전월주식수익률이높으며베타가낮은종목들이투기적동기에의한주식대차와관련됨을의미한다. 넷째, < 부록표 1> 에서보듯이대차잔량비율이가장높은집단은차익거래와헷지거래동기가다른집단보다확연하게나타나고있다. 또한 < 표 1> 에서보듯이 2001년에비해서비약적으로증가된 2002년대차잔량비율과대차발생건수, 그리고 2002년 1월 28일부터주식옵션시장이개설되었다는점등을함께고려하면, 최근표본에가까울수록주식대차에의한공매는차익및헷지거래중심으로이루어진다고말할수있다. 이상의분석결과를종합하면, 투기적동기는일부혼재되어있는반면, 차익및헷지거래동기는전반적으로명확하게존재하고있다. 따라서연구가설 1은 2001년세부기간에대해서기각할수없다. 그러나다른세부기간과전체기간을대상으로잔차분산과전월수익률에대해유의한회귀계수의부호방향과크기를함께고려하는경우동가설을기각할수있는가능성도다소존재한다. 23) 이와달리연구가설 2는모든기간에걸쳐기각할수없다고본다. 22) 옵션의투기적동기에대한상세한분석을위해서는옵션거래의미상환잔량에대한자료가요구되지만자료의미확보로이러한분석은곤란하였다. 대신옵션도입일을전 후한 2001년대비종목별대차잔량비율의변화를살펴보면옵션종목의대차잔량비율이비옵션거래종목의대차잔량비율보다훨씬크게나타나고있음이발견된다. 따라서본연구는주식옵션이공매와함께이용된다고보았으며, 추후관련자료의확보로이에관한상세한분석이요구된다. 23) 본연구에서는잔차분산, 수익률변수만을투기적동기의대용변수로설정하였다. 만일분석가의예측치와같은다른대용변수가포함된다면투기적동기분석결과는보다분명해질수있는측면도있다. 그러나주식대차의투기적동기가크지않다는분석결과는다음절의주식대차에의한공매와수익률간의관련성에대한개별주식접근방법과포트폴리오접근방법에서의분석결과를통해서보완됨과동시에일관된분석결과가제시되고있음을주목할필요가있다. 23
주식대차에의한공매동기와수익률 4.3 주식대차에의한공매와수익률간관련성분석 연구가설에서제시하였듯이, 주식대차에의한공매와수익률사이의관계는유관련론과무관련론입장에서살펴볼수있다. 이에대한가설검증은개별주식과포트폴리오접근방법으로각각나누어분석하고자한다. 4.3.1 개별주식접근방법 1) 대차잔량변수에대한통제분석 < 표 5> 의패널 A는월말대차잔량이전월에비해변화즉, 증가, 불변, 감소한표본들에대한변화당월의수익률을나타낸것이다. 연도별로다소차이가있지만전체기간과 2002년결과에기초하여살펴보면, 주식대차잔량비율이증가한표본과감소한표본의수익률차이는 1% 유의수준에서통계적으로유의하다. 24) 이는주가가상승할때투자자들은주식대차에의한공매포지션을증가시키고, 주가가하락할때공매포지션을감소시키는경향이존재함을의미한다. 만일이러한거래활동이투자자들의투기적행위와연관된다면, 주식대차에의한공매거래자들은수익률의시계열상관이음이라는것을믿는것으로생각할수있다. 비록상관관계분석과같은다른추가적인분석이요구되지만, 일단주식대차에의한공매와주식수익률사이에음의관련성이존재할가능성이높다. 25) 따라서본연구의가설 3은기각하기어렵다고본다. 한편, 현재의주식대차잔량이미래수익률을예측하는데유용한가하는문제가제기된다. 주식대차에의한공매는향후상환되어야만하므로해당주식에대한미래수요를증가시킬수있다. 만일공매에가담하지않은투자자들이높은대차잔량을보고해당주식이상승할것으로본다면, 주식대차에의한공매는미래수익률을예측하는데도움이될수있다. < 표 5> 의패널 B는대차잔량변화즉, 증가, 불변, 감소한표본들에대한익월의수익률을나타낸것이다. 강세시장인 2001년을제외하고나머지세부기간과전체기간모두대차잔량변화별로차이가통계적으로유의하지않다. 이는주식대차에의한공매가단기간수익률을예측하는데유용하지못함을의미함과동시에증권시장을 24) 세부기간별연초대비연말의주식시장흐름을보면, 2000년은 -52.4% 하락한약세시장, 2001 년은 33.2% 상승한강세시장, 2002년은 -13.4% 하락한시장이었다. 이런시장상황이세부기간별분석에차이를가져왔을가능성이높다. 25) 본문의분석에서제외하였지만시장조정수익률을이용하여분석한경우에도동일하게음의관련성이산출되었다. 24
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) Table 5. Relationship between changes in short interest and returns The table reports the coincidental monthly returns for groups consisted of firms with increases, decreases, and no change in short interest from securities lending based on monthly data from 2000 to 2002. Also, it compares the monthly change in short interest with the stock returns in the subsequent month. This analysis is for an individual securities approach based on controlling variables. F all is F-statistic value for null hypothesis that the average returns for three groups are the same without difference among groups. F 13 is F-statistic value for null hypothesis that the average returns are the same without difference between group with increases and group with decreases. *, **, and *** indicate statistical significance at10%, 5%, and 1% levels, respectively. year 2000 2001 2002 Total Sample Period year 2000 2001 2002 Total Sample Period Panel A : Returns during Month of Change in Short Interest Sample Statistics Mean Return Standard Dev. Sample Size Mean Return Standard Dev. Sample Size Mean Return Standard Dev. Sample Size Mean Return Standard Dev. Sample Size Increasing firm group -0.08665 (0.19620) *** 242 0.06667 (0.15059) *** 233 0.02807 (0.14473) *** 528 0.00936 (0.16941) * 1,003 Change In Short Interest No Changing firm group -0.10252 (0.09848) ** 7 0.03491 (0.14244) *** 137-0.00713 (0.14658) 28 0.02247 (0.14413) ** 172 Decreasing firm group -0.09550 (0.20896) *** 77 0.07578 (0.19224) ** 60-0.037755 (0.12219) *** 120-0.02854 (0.17989) ** 257 Panel B : Returns in Month following Change in Short Interest Sample Statistics Mean Return Standard Dev. Sample Size Mean Return Standard Dev. Sample Size Mean Return Standard Dev. Sample Size Mean Return Standard Dev. Sample Size Increasing firm group -0.05265 (0.20451) *** 239 0.06817 (0.18097) *** 227-0.02682 (0.15608) *** 463-0.01026 (0.18148) ** 929 Change In Short Interest No Changing firm group -0.00374 (0.09624) 7-0.03905 (0.12607) *** 137-0.00528 (0.13705) 15-0.03431 (0.12585) *** 159 Decreasing firm group -0.02378 (0.17168) 74 0.04132 (0.14079) ** 61-0.01954 (0.13524) 97-0.00489 (0.15110) 232 F-statistics value F all F 13 0.07 0.12 2.29 0105 11.0 *** 21.35 *** 6.33 *** 9.98 *** F-statistics value F all F 13 0.77 1.21 19.46 *** 1.15 0.22 0.18 1.61 0.17 25
주식대차에의한공매동기와수익률 나타내는결과로도해석할수있다. 이상의개별주식접근방법에서대차변수의통제를통해나타난결과즉, 주식대차에의한공매는주가가상승할때증가하며, 공매가단기간수익률예측에유용하지못하다는분석결과는동일한방법론으로미국시장을대상으로한 BMS(1990) 의연구결과와도일치하고있다. 26 2) 상관관계에의한관련성분석 < 표 5> 의대차잔량변수에대한통제방법에서나타난주식대차에의한공매와주식 수익률사이에음의관련성여부를상세히분석하기위해서는공매자료의공개시점에대한시장반응을분석하거나공매변화와수익률사이의상관관계의분석이요구된다. 미국과같이공매정보가매월일정시점에발표되는경우사건연구에의한공매발표와시장반응간의분석이가능하다. 그러나우리나라는매일대차정보가시장에간접적으로분산된형태로발표됨에따라서주식대차발표라는사건일집중이명확하지못하다. 26) 또한 < 표 1> 패널 B의 2002년표본에서보듯이종목별일별대차발생건수가크게증가하고있고, 이들대차거래가일별로연속발생되는경향도매우높은편이다. 이런표본에서는주식대차사건에대한통제가쉽지않다. 따라서일별주식대차발표에대한시장반응분석은사건일집중과사건기간의통제와같은방법상제약이뒤따른다. 그러므로사건연구에의한주식대차분석의적용은곤란하다. 대신여기서는월말대차잔량변화별대차잔량비율의증감분과수익률사이의상관관계를분석하고자한다. < 표 6> 의왼쪽은시차별대차잔량증감분 (ΔRCSI t ) 과현재수익률 (Mret) 사이의피어슨상관계수로서대차잔량변화와당월및익월수익률간의관련성을세부기간별로구분하여보고한것이다. 대차잔량이변화한시점에서의당월수익률을의미하는시점인 t =0을보면, 세부기간별약간의차이가있지만증가집단의상관계수값은모두유의하게나타나고있다. 또한전월의대차잔량증감과당월수익률간의시점인 t =-1을보면, 2000년을제외하고잔량전체집단과증가집단은모두유의한음의상관계수를갖고있음이발견된다. 상관계수의값이크기로볼때관련성의정도는높지않지만, 상관관계분석은 < 표 5> 에서나타난주식대차에의한공매와수익률사이에음의관련성이대차잔량변화중증가집단중심으로존재함을확증해주고있다. 또한본연구의시점 0 26) 우리나라는미국처럼단일의공식기관에의한집중발표가아니라대차중개기관별로대차중개물량을인터넷과정보단말기를통해서개별적으로발표하는체계이다. 즉, 한국증권금융 ( 주 ) 과증권예탁결제원이각각별도로자신들의중개물량을공개하고있으며, 증권업협회는증권사의대차중개물량만을발표하고있다. 또한각기관별로매일종목별대차물량의집계및발표과정에서무시할수없는시차문제가존재할가능성이매우높다.
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) Table 6. Pearson correlation between the percentage changes in short interest and returns The table reports the results of analysis for Pearson correlation between the percentage change in short interest and returns for only firms with increases, decreases in short interest based on monthly data 2000 to 2002. The no-changing data are excluded because of using percentage change. In addition to controlling variables, this correlation analysis, also, is for an individual securities approach. This Pearson correlation is estimated as follows: ρˆ( Mret,ΔRCSI - t )=Cov ( Mret,ΔRCSI - t )/ Var( Mret)Var(ΔRCSI - t ), ρˆ(δrcsi,mret - t )=Cov (ΔRCSI,Mret - t )/ Var(ΔRCSI)Var(Mret - t ) where Mret - t is - t month s monthly returns(if t =0, then Mret -0 = Mret ). ΔRCSI - t is - t' month s percentage change in sort interest(if t =0, then ΔRCSI -0 = ΔRCSI ). ρ(mret, ΔRCSI t) ρ(δrcsi, Mret t) time year statistics of Coefficients Increasing, Decreasing firm group Increasing, firm group Decreasing firm group Increasing, Decreasing firm group Increasing, firm group Decreasing firm group 2000 Mean p-value Sample Size 0.32466 (0.000) 326 0.39835 (0.000) 242-0.00416 (0.971) 77 - - - t=0 2001 2002 Mean p-value Sample Size Mean p-value Sample Size 0.18881 (0.000) 430 0.02809 (0.466) 676 0.20033 (0.002) 233-0.07664 (0.079) 528-0.14991 (0.253) 60 0.15756 (0.086) 120 - - - - - - Total Sample Period Mean p-value Sample Size 0.10227 (0.000) 1,432 0.09809 (0.002) 1,003 0.04972 (0.427) 257 - - - 2000 Mean p-value Sample Size 0.01634 (0.874) 96 0.06191 (0.676) 48-0.06834 (0.656) 45-0.04682 (0.414) 307-0.04775 (0.478) 223 0.02261 (0.845) 77 t=-1 2001 2002 Mean p-value Sample Size Mean p-value Sample Size -0.17273 (0.008) 235-0.14019 (0.009) 351-0.42554 (0.000) 130-0.12585 (0.046) 252 0.07649 (0.594) 51-0.12132 (0.260) 88 0.01270 (0.793) 429-0.03203 (0.406) 674 0.20033 (0.002) 232-0.04233 (0.333) 526-0.26659 (0.040) 60 0.14737 (0.108) 120 Total Sample Period Mean p-value Sample Size -0.11765 (0.002) 682-0.14728 (0.002) 430-0.05397 (0.467) 184-0.01224 (0.646) 1,410 0.03695 (0.248) 981-0.00195 (0.975) 257 27
주식대차에의한공매동기와수익률 에서의대차잔량집단과증가집단에대한상관관계결과는회귀분석을이용하여 NYSE 시장의수익률과공매변화간의양의회귀계수를발견한 Woolridge와 Dickinson (1994) 의연구결과와도일치하고있다. < 표 6> 의오른쪽은시차별수익률 (Mret t ) 과당월의대차증감분 (ΔRCSI) 간의상관관계를나타낸것이다. 전월수익률시점과당월대차증감분간의관계인시점 t =-1을보면, 상관계수부호는세부기간별로다소다르게나타나고있고, 2001년을제외하고는유의한상관계수가발견되지않는다. 이는현재의대차잔량변화가이전수익률에크게영향을받지않음을의미한다. 이러한상관관계분석의결과를종합하면, < 표 5> 의대차잔량에대한통제분석결과인주가가상승하는월에공매가증가하고주가가하락하는월에공매가감소하는현상, 그리고주식대차에의한공매와익월수익률간의음의관련성은대차잔량변화가증가한집단중심으로발생되고있다. 그러므로연구가설 3은전월대비대차잔량이증가하는표본중심으로지지된다고말할수있다. 4.3.2 포트폴리오접근방법지금까지주식대차에의한공매와주식수익률사이의관련성은개별주식접근방법을이용하여분석하였다. 여기서는포트폴리오접근방법을이용하여투자전략차원에서의공매와주식수익률사이의관련성을살펴보고자한다. 27) 이를위해식 (5) 과같이 Fama 와 French(1993) 가개발한 3요인모형을사용하여포트폴리오성과를측정한다. 28) 식 (5) 은시장초과수익률, 기업규모, 장부가 / 시가비율 3개요인에대해서종속변수인포트폴리오초과수익률을회귀분석하는모형이다. 초과수익률측정을위한무위험이자율은 3개월만기 CD수익률을월단위로환산하여사용하였다. SMB는거래소시장상장전체기업을대상으로시장가치기준 2개의포트폴리오를구성하여, 중위값미만인소형주포트폴리오수익률에서중위값이상인대형주포트폴리오수익률을차감한것이다. HML은기업규모 2개포트폴리오각각에대해장부가 / 시가비율기준으로상위 27) 개별주식대신에포트폴리오접근방법을사용하면, 개별주식수익률에서발생하는확률적잡음 (random noise) 이평균화되어보다강력한가설검정이가능해진다. 또한포트폴리오에속한기업들사이에동행상관관계에기인한표준오차의측정오류를피할수있는장점이존재한다. 그러나모든주식들이동일방향으로사건에영향을받는다는함축적인가정에다소약점이존재할수있다. 28) 3요인모형은표본기업에대한규모나장부가 / 시가비율자료를요구하지않음에따라이들자료접근이곤란한기업들을분석에포함시킬수있는이점이있다. 이에관해서는 Barber와 Lyon(1997) 의연구를참조바람. 28
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 30%, 중위 40%, 하위 30% 로구분하여총 6개의포트폴리오 (S/H, S/M, S/L, B/H, B/M, B/L) 를구한다음 29), 장부가 / 시가비율이높은 2개포트폴리오 (S/H, B/H) 의수익률에서이비율이낮은 2개포트폴리오 (S/L, B/L) 의수익률을차감한것이다. 회귀계수 α 0 은해당포트폴리오의성과를측정하는기준으로, 양 ( 음 ) 이면시장, 규모, 장부가 / 시가요인을통제한후해당포트폴리오가기대이상의좋은 ( 나쁜 ) 성과를나타냄을의미한다. 본연구에서개별기업이해당포트폴리오에포함되는기준은다음과같다. 첫째, 월말잔고유무의경우매월말어느기업의대차잔량이존재하면익월에잔고존재포트폴리오로분류하고, 그렇지않으면무잔고포트폴리오로분류한다. 둘째, 전월대비잔고변화는대차잔량이전월대비변화한당월의수익률을증가, 불변, 감소포트폴리오로분류하고익월에대차잔량포트폴리오를구성한다. 셋째, 종목별특성을일부고려하여종목별월말대차잔량의평균치를기준으로월말대차잔량이이수치보다높으면평균상회, 그렇지않으면평균하회로분류하고익월에해당포트폴리오를구성한다. < 표 7> 은월말대차잔고존재여부, 전월대비대차잔고변화, 평균치대비대차잔량변화포트폴리오에대한주식대차에의한공매와주식수익률사이의관련성을분석한것이다. 주요결과를살펴보면다음과같다. 30) 첫째, 월말잔고유무를대상으로한포트폴리오에서잔고존재포트폴리오는유의하지못한음의초과수익률을얻는반면, 무잔고포트폴리오는비유의한양의초과수익률을갖는다. 만일초과수익률에통계적유의성을고려한다면, 잔고가존재하는포트폴리오나잔고가없는포트폴리오모두주식대차에의한공매에대해부정적이지못함을나타낸다. 그러나통계적유의성을고려하지않는회귀계수의방향만을살펴본다면, 주식대차에의한공매는시장에부정적정보로인식될수있다. 이결과를공매동기와결부하여살펴보면, 우리나라주식대차에의한공매는부정적정보를내포한투기적거래가매우약하게존재하지만대체로차익거래또는헷지거래동기가주류를이루는것으로해석할수있다. 둘째, 전월대비잔량변화별포트폴리오에서증가포트폴리오와감소포트폴리오모두유의하지못한음의값을나타내고있다. 이는전월대비대차잔량이증가하거나감소 29) 자기자본의장부가치는전년도결산자료이며, 자본총계에서우선주를차감한것이다. 시장가치또한직전회계연도말로계산하였다. 이과정에서자본잠식등으로자기자본이음인기업은제외하였다. 30) Fama와 French(1993) 의 3요인모형분석에서의핵심요체는회귀계수 (α 0) 에대한것이다. 그런데이상의분석에서포트폴리오유형별초과수익률은기업규모, 장부가 / 시가요인에대한반응이유의하지않고오직시장수익률에대해서만유의한반응 (α 1) 이나타나는특성도발견된다. 한편포트폴리오유형간차이를종속변수로하여동일모형을적용하였으나초과수익률을나타내는 α 0 가유의하지못함을발견하였다. 29
주식대차에의한공매동기와수익률 Table 7. Abnormal returns for the portfolio classified by characteristics of short selling from securities lending The table reports the coefficients from a time-serious regression of excess monthly portfolio returns(in excess of CD rate) on the three factors suggested by Fama and French(1993). The following regression is estimated based on monthly data from 2000 to 2002: R pt -R ft =α 0 +α 1 [ R mt -R ft ]+α 2 SMB t +α 3 HML t +ε pt where R pt is the returns for portfolio p in month t. R mt is the monthly return of Korea Composite Stock Price Index(KOSPI) as the market factor. R ft is the CD rate(3 months maturity) as the risk-free rate. SMB t is the difference between small firm portfolio returns and large firm portfolio returns as the size factor. HML t is the difference between high bookto-market portfolio(s/h, B/H) returns and low portfolio(s/l, B/L) returns as the bookto-market factor. The coefficient α 0 indicates the performance of portfolio. The portfolios are classified into three types from the characteristics of short interest on monthly basis, that is, short sale inventory, change in short interest, and unexpected short interest as measured based on the average short sale. These portfolios are formed on next month if any characteristics of short interest is met by month. The t-statistics is reported in parentheses. *, **, and *** indicate statistical significance at10%, 5%, and 1% levels, respectively. The Types of portfolio Characteristics Short Sale Inventory Change in Short Interest 31) Unexpected Change in Short Sale Inventory Type Existence Portfolio No-Existence Portfolio Increasing Portfolio Decreasing Portfolio More [than average] Portfolio Less [than average] Portfolio α 0 α 1 α 2 α 3 Adj. R 2-0.0090 (-0.14) 0.00933 (0.84) -0.00594 (-0.60) -0.00151 (-0.08) -0.00247 (-0.15) 0.01042 (1.09) 1.05939-0.02559 (14.68) *** (-0.21) 0.96693 0.16075 (7.78) *** (0.79) 1.10100 0.17736 (9.95) *** (0.97) 1.33755-0.05341 (6.62) *** (-0.17) 1.01110-0.02970 (5.53) *** (-0.10) 0.98587 0.06630 (9.17) *** (0.38) -0.07406 (-0.55) -0.28387 (-1.23) -0.07339 (-0.36) 0.02795 (0.07) -0.35408 (-1.06) -0.22536 (-1.13) 0.918 0.757 0.824 0.687 0.644 0.814 하더라도시장반응에차이가별로없음을의미한다. 이러한발견은주식대차에의한공매가개별주식의현물보유나주식옵션보다는지수선물또는지수옵션시장간의투자 31) 대차잔량이존재하는표본을대상으로포트폴리오를구성함에따라전월대비잔량이불변인표본수는적게나타난다. 비록불변포트폴리오는비유의한양의초과수익률을보이고있지만적정표본수의제약으로의미있는분석결과가제한될수있다. 따라서불변포트폴리오는제외한다. 30
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 결합으로보다많이활용됨을암시해주고있다. 셋째, 월말대차잔량이평균치대비이상인상회포트폴리오는비유의한음의값을갖는반면, 그렇지못한하회포트폴리오는유의하지못한양의값을나타내고있다. 실제로평균치대비월말대차잔량변화는일종의기대하지못한공매변화를의미할수있으며, 공매의정보효과존재를암시할수도있다. 통계적유의성을기준으로살펴보면, 기대치못한공매증가나감소에대해시장은큰차이가없다. 그러나유의하지못한초과수익률의부호만을고려한다면, 시장은기대하지못한공매증가에대해부정적으로반응하고, 감소에대해긍정적반응하는것으로해석할수있다. 이상과같은대차관련특성별포트폴리오분석결과를종합하면, 크게둘로나눌수있다. 하나는유의하지못한초과수익률의방향만을고려하는것으로, 시장은대차잔량의증가에대해서부정적으로반응함과동시에감소에대해서는긍정적으로반응한다. 이를매우제한적으로해석하면, 주식대차에의한공매는시장에부정적정보를내포한다고볼수있다. 다른하나는유의성만을기준으로보는것으로, 시장반응은주식대차의증가나감소에별차이가없다는것이다. 이는주식대차에의한공매가투기적거래보다는차익거래나헷지거래가주류를이루고있음을의미하며, 연구가설 4를지지하는결과이기도하다. 그러나포트폴리오분석에서대차잔량이존재하지않은포트폴리오와기대하지못한대차잔량변화의감소포트폴리오는통계적으로유의하지않지만이들포트폴리오의성과가시장에서긍정적인반응을나타내고있음을주목할필요가있다. 32) 5. 결론 우리나라에서주식대차가도입된역사는일천하지만 2000년들어주식대차가점차활성화되어가고있다. 본연구는비보유주식에의한공매가곤란한현실에서주식대차에의한공매가과연어떤동기로이루어지고있고, 주식대차에의한공매와수익률사이에어떤관련성이존재하는지를실증분석하였다. 주요연구결과를요약하면다음과같다. 32) 본문에는제시하지않았지만높은수준의대차잔량에대한시장반응을살펴보기위하여매월말의대차잔량표본중에서 90 분위와 95 분위이상의매우높은대차잔량비율분포값을갖는포트폴리오에대해서도살펴보았다. 높은수준의공매비율을갖는포트폴리오에서유의한음의값을발견한 DRTB(2002) 의연구와는다르게, 90 분위와 95 분위포트폴리오의초과수익률은각각유의하지못한 -0.04953, -0.00852 로나타나고있다. 31
주식대차에의한공매동기와수익률 첫째, 기술적통계분석에따르면, 우리나라에서주식대차는주로기업규모가크고, 가격수준이높으며, 그리고적정이상의유동성과변동성이존재하는종목중심으로활발하게일어나고있음이발견된다. 둘째, 주식대차에의한공매동기에대한횡단면분석결과에따르면, 주식대차의투기적동기는일부세부기간에서명확히존재하지만나머지기간에는약간혼재된형태로뚜렷하지않음이발견된다. 반면주식대차는대체로차익거래나헷지거래동기중심으로이루어지고있음이발견된다. 특히차익및헷지거래동기는최근표본에서더욱분명하게나타나고있다. 셋째, 개별주식접근방법에의한대차잔량변수의통제분석과상관관계분석은모두주식대차에의한공매와주식수익률사이에음의관련성은대차잔량이증가하는집단중심으로발생하고있다. 이러한음의관련성은 BMS(1990), Woolridge와 Dickinson (1994) 의연구와일치하고있다. 넷째, 포트폴리오접근방법에의한 Fama와 French(1993) 의포트폴리오분석결과에따르면, 주식대차에의한공매에대해서포트폴리오유형별성과는통계적으로주식대차의증가나감소에별차이가없다. 다만유의하지못한초과수익률의방향만을고려하는경우시장은기대하지못한대차잔량의증가에대해서부정적으로반응함과동시에이의감소에대해서는긍정적으로반응한다. 이를매우제한적으로해석하면, 주식대차에의한공매는시장에부정적정보를내포한다고볼수있다. 본연구의주식대차에의한공매동기분석결과는외국의비보유주식을중심으로한공매연구의결과들과대체로일치하고있다. 우리나라에서주식대차에의한공매는주로차익거래나헷지거래동기로이용되고있지만일부투기적거래동기로도사용되고있다고말할수있다. 또한주식대차에의한공매와수익률사이의관련성은개별종목접근방법에서는주식대차가증가하는집단중심으로음의관련성이존재하지만포트폴리오접근방법에서는유의한음의관계가발견되지않는다. 다만시장의기대하지못한공매증가와같은포트폴리오경우비유한음의부호발견과개별종목접근방법의상관계수크기를함께고려하면, 우리나라주식대차에의한공매와수익률사이의음의관련성이매우약하지만부분적으로존재하고있다고말할수있다. 이상과같은연구결과는우리나라주식대차시장의다음과같은특성에기인하는것으로볼수있다. 첫째, 주식대차가활발하게일어나는종목들의특성 ( 큰기업규모, 높은가격수준, 적정유동성과변동성 ) 에서보듯이, 이런종목들에대한주식대차는투기적거래보다는차익거래나헷지거래와관련될가능성이높다. 32
증권학회지제 35 권 6 호 (2006) 둘째, 개인은주식대차시장에참여할수없으며, 기관투자자중심으로대차시장이형성되어있다. 일반적으로개인은높은투기적거래동기를가지고있다는속성을고려할때, 주식대차시장의투기적동기가비보유주식에대한공매시장보다낮은것은당연한현상으로받아들일수있다. 셋째, 비록최근들어대차시장이활성화되고있지만, 아직도우리나라의대차잔량비율은외국의공매비율에비해매우낮다는것이다. 이런낮은수준의대차잔량비율은주식시장에미치는영향정도가외국에비해낮을수있다. 그러므로본연구의포트폴리오접근방법에서나타난결과들은모두주식대차에의한공매만으로설명될수없는측면이존재할지도모른다. 한편본연구에서보듯이, 최근들어주식대차규모가커지고있다. 이를반영하듯이, 분석결과또한세부기간별로다소차이가존재하고있다. 그러므로연구결과의일반화를위해서는향후장기의자료를토대로한분석이요구된다. 또한주식옵션은일종의공매의대체재로써공매제한의정보효과를감소시킬수있다. 본분석에서주식옵션도입이후해당종목의주식대차는비약적으로증가하였다. 물론주식옵션시장도본연구기간에는어느정도활성화되는추세였으나, 결제방식등의문제로 2003년하반기부터는침체를거듭하고있다. 주식대차가활성화되는것과비교하면이의대체재인주식옵션시장의침체는다소의외의현상이라할수있다. 본연구의확장과관련하여향후연구에서는과거어느정도활성화되었던주식옵션의거래자료를이용한주식대차에의한공매와주식옵션과의관련성에대한분석이학술적으로요구된다하겠다. 33
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