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- 저자 : 민석주 (검색결과 1 건)
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자본자산가격결정모형은 자산의 위험과 수익률 사이에 존재하는 균형관계를 설명하기 위한 이론모형이다. 그러나 평균-분산모형에 의해 제시된 위험측정치 베타만으로는 주식의 기대수익을 설명하기에 충분치 못함이 발견되었다. 본 연구에서는 이러한 이유로 주식의 수익률을 설명할 수 있는 변수로써 부채비율과 기업가치 분산을 사용하였다. 부채비율로써는 일반적으로 사용되는 총부채/자기자본이 아닌 총부채/기업가치를 사용하였다. 이는 부수적으로 옵션 가치와 주가간의 비선형의 관련성이 주식을 옵션으로 보았을 경우에도 나타나는지를 보기 위해서이다. 검증기간은 1982-86, 1987-91, 1992-96 세 기간으로 나누었으며, 각각의 기간에서 수익률과 부채비율 그리고 기업가치의 분산간에 어떠한 관련성이 있는지를 검증해 보았다. 또한 부채비율이 높은 기업군과 낮은 기업군으로 나누어 두 기업군 사이에 유의한 차이가 나타나는지를 살펴보았다. 방법론으로는 Fama-MacBeth(1973) 논문을 참조하였다. 먼저 각 기간을 일년의 단위로 분류하고, 다음으로 매월의 자료를 갱신하였다. 각 기간마다 49번의 회귀분석을 통해서 얻어진 추정된 계수값의 평균이 0과 유의적으로 다른가를 봄으로써 각 요인이 주식의 수익률에 어떠한 영향을 주는지를 검증하였다. 1982~96까지의 15년간의 월별자료를 이용하여, 다음과 같은 결과를 얻었다. 첫째, 전체기업의 경우는 1982-86 기간에서만 주식수익률과 부채비율 사이에 비선형의 관계가 나타났다. 둘째, 부채비율이 낮은 기업군에서는 모든 기간에 걸쳐 주식수익률과 부채비율간에 비선형의 모습이 보였으나, 부채비율이 높은 기업군의 경우는 그러한 모습이 발견되지 않았다. 셋째, 부채비율 계수값이 주식수익률에 일정한 양의 값을 가지지 않았다. 실제로 두 번째와 세 번째의 결과는 연구 전에 예측했던 것과는 반대되는 결과였다. 이론적으로는 부채비율이 높은 기업군에서 낮은 기업군보다 더 큰 비선형의 관계가 보여져야했다. 부채비율의 계수값 역시 주식가치 분산의 계수 값과 동일하게 일정한 양의 값을 가질것이라고 예측했다. 위와 같은 결과는 규모의 효과, 그리고 우리나라 시장의 특성에서 비롯된 결과로 보여진다. 우리나라의 경우 기업규모에 따라서 부채비율이라는 요인이 다르게 작용하는 경우가 많이 있다. 본 연구에서도 기업규모를 고려한 분석을 시도했다면 부채비율이 높은 기업군에서 유의한 결과가 나오지 않았던 원인을 더 명확하게 설명할 수 있었을 것이다. 또한, 기업가치와 부채가 각각 주식수익률과 어떠한 관계를 가지고 있는지에 대한 선행연구가 수반되어야했다. 본 연구에서는 위와 같은 검증상의 편의가 존재하기는 했지만, 본 연구의 검증기간내에서 주식수익률과 부채비율간에는 약한 비선형의 관계가 존재하고 있으며, 기업가치 분산과는 강한 양의 유의한 관계가 존재하고 있음을 확인할 수 있었다. CAPM(Capita1 Asset Pricing Model) is the model for describing the equilibrium relationship between risk and return. But scholars discovered that the beta presented by mean-variance model could not enough explain stock return. For this reason, this study use debt ratio and deviation of firm value to explain stock return. To see the nonlinear relation between stock return and debt ratio when we regard stock as an option, we adapt not debt/equity but debt/firm value as a debt ratio. The empirical test of this study were performed in two ways. One is a regression analysis and the other is analytical framework of Fama and MacBeth( 19730). The former is to regress stock and independent variables. For this purpose, test period is divided into three period, such as, 1982-86, 1987-91, 1992-96. This period is divided into several subperiods a year and the data is updated month by month. And to observe a difference between low debt ratio portfolio and high debt ratio portfolio, total firms are divided as a certain criterion. The latter is to see that mean of estimated parameters is significantly different from zero. If they are, they are explanatory variables. Otherwise, they are not explanatory variables. Using monthly data for the fifteen-year period 1982 to 1996, we could obtain somewhat results. First, in total firms nonlinear relationship between stock return and debt ratio was shown only in 1982-86. Second, though low debt ratio portfolio showed nonlinear relationship between stock return and debt ratio through all the test period, high debt ratio portfolio didn't. Third, parameters of debt ratio didn't have constant direction against stock return. First and second results are different from expected results. Theoretically, nonlinear relationship should be shown in high debt ratio portfolio stronger than low debt ratio portfolio and parameters of debt ratio should have constant direction. The attempts to show the relationship between stock return and debt ratio didn't seem to get higher explanatory power, because it was likely that the stock market in Korea have specific features and size effect play a important factor. Though the effect of debt ratio was not clear, it may be said that debt ratio have weak relationship to the stock return.
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