外國人 株式投資의 換率變動 效果*

2000. 5.

朴海植

國際金融팀

韓國金融硏究院

* 훌륭한 조언을 해주신 한국금융연구원 강종만 박사, 한국금융연구원 주례세미나 참석자 여러분 및 익명의 두 분 심사위원과 통계자료수집에 수고를 아끼지 않은 한국금융연구원 김진웅 연구원에게 감사드린다.

1. 序 論

본 연구에서는 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 전통적인 금리평형이동가설에 의하면 국경간 자본의 이동이 자유로울 때 환율의 단기변동은 주로 국내외 금리차에 의해 결정된다. 즉 완전자본이동의 조건하에서 국내금리가 해외금리를 상회하게 될 경우 해외자본이 국내채권시장으로 유입되어 국내통화의 평가절상을 초래한다는 것이다. 이와 같이 채권시장을 통한 단기적 환율변동의 채널은 자산시장 접근방법에 기초한 환율결정이론에서 특히 강조하고 있다.

Dornbusch(1976), Frenkel(1976), Frankel(1979) 등 참조.

그러나 최근 국제자본시장의 흐름을 살펴보면 채권시장의 국제적 통합뿐만 아니라 각국 주식시장간 통합도 빠르게 진행되고 있음을 알 수 있다. 이러한 현상은 금리평형이동가설에서 무시하고 있는 주식시장과 외환시장간의 연계성이 증대되고 있음을 의미한다. 특히 주식투자의 속성상 주식시장에 유입되는 상당부분의 국제자본이 자본이득(capital gain)을 노리는 단기자본으로 구성되어 있을 가능성이 높기 때문에 환율의 단기적 움직임을 설명하는데 주식시장 채널이 차지하는 비중은 점차 증대될 것으로 전망된다.

국내자본시장에서도 국제자본시장의 추세와 유사한 모습을 쉽게 발견할 수 있다. 보유금액 기준으로 2000년 2월말 현재 국내에 유입된 외국인 채권투자자금은 외국인 주식투자자금의 약 2.4%에 불과한 것으로 나타나고 있다. 국내주식시장의 규모가 채권시장보다 작음에도 불구하고 이 같은 현상이 나타난 것은 주식시장이 채권시장보다 이미 오래 전부터 개방되었기 때문으로 분석된다. 또한 주식시장은 유동성이 풍부한 유통시장을 갖고 있는 반면 채권시장은 유통시장이 제대로 발달되어 있지 않기 때문에 외국인 투자자들이 주식투자에 비해 채권투자를 꺼려하고 있는 것으로 보인다.

국내주식시장은 92년에 개방되었으나 국내채권시장은 외환위기 이후 외국자본의 유입을 촉진하기 위해 98년 2월부터 개방되기 시작하였다.

이와 같이 국내에서도 주식시장과 외환시장간의 연계성이 강화되고 있다는 점은 전통적인 금리평형이동가설 이외에도 주식시장 채널을 통해 원/달러 환율의 단기변동을 분석할 필요가 있음을 시사한다. 그럼에도 불구하고 최근까지 외국인 주식투자와 원/달러 환율의 단기변동간의 관계를 실증적으로 분석한 연구는 극히 미흡한 실정이다. 본 연구에서는 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 영향을 분석함으로써 이러한 미비점을 다소나마 보완하고자 한다.

외국인 주식투자와 관련된 실증연구는 주로 외국인 주식투자와 주가와의 관계를 다루고 있다. 姜鍾萬(1994), 연강흠(1994) 등 참조. 한편 외국인 주식투자와 원/달러 환율의 단기변동간의 관계를 실증적으로 분석한 최초의 연구로는 박상용․연강흠(1994)이 있다.

외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 영향을 분석하기 위해 본 연구에서는 외국인 주식 純매수, 달러貨 純매수, 원/달러 환율로 구성된 3x1 구조적(Structural) 벡터자기회귀(Vector Autoregression: VAR)모형을 이용한다. 구조적 VAR 모형을 추정하는 과정에서 외국인 주식투자와 관련이 있는 사적정보(private information)와 공개정보(public information), 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보와 공개정보를 식별하여 각각의 정보가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 효과를 비교․분석한다. 이와 같이 사적정보와 공개정보를 구분하는 것은 실제로 외환시장에 수많은 거래가 이루어지고 있는 점으로 미루어 보아 외환시장에는 모든 시장참여자들이 공유할 수 있는 공개정보 뿐만 아니라 특정 시장참여자만이 보유할 수 있는 사적정보가 동시에 존재한다고 보기 때문이다.

본 연구는 다음과 같이 구성되어 있다. 제 2절에서는 최근 외국인의 국내주식투자 동향을 정리하였다. 제 3절에서는 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 영향을 분석하기 위해 사용하는 계량모형과 자료를 소개한다. 제 4절에서는 3절에서 소개한 계량모형을 이용하여 추정한 실증분석결과를 제시한다. 끝으로, 제 5절은 본 연구의 맺음말이다.

2. 外國人 株式投資 現況

지난 92년 주식시장이 개방된 이후 외국인 주식투자는 외환위기가 발생하였던 97년을 제외하고는 꾸준한 증가세를 보이고 있다(<표 1> 참조). 2000년 2월 현재 외국인이 보유한 주식규모는 시가 기준으로 약 68조원(우리나라 전체 주식의 약 23.4%)을 기록하여 92년의 약 4조원에 비해 무려 16배 이상 증가하였다. 이에 따라 2000년 2월 현재 외국인은 우리나라 전체 주식의 약 12.3%에 해당하는 약 22억주의 주식을 보유하고 있는 것으로 집계되고 있다. 특히 외국인 주식투자는 99년중에 급증세를 보였는데 시가 및 주식보유수를 기준으로 할 때 전년대비 각각 199% 및 77% 증가한 것으로 나타나고 있다. 이러한 외국인 주식투자의 급등세는 외국인 주식지분 한도 폐지와 같은 제도적 요인과 더불어 외환위기 이후 예상외의 빠른 경기회복세 및 저금리기조를 배경으로 한 주식시장의 호조 등에 힘입은 것으로 보인다.

외국인 주식투자와는 달리 외국인 채권투자는 상대적으로 미미한 실적을 보이고 있다. <표 1>에서는 외국인 주식투자 현황과 더불어 외국인 채권투자 현황도 함

<표 1>                 외국인 주식취득 및 채권취득 현황

(단위: 억원, 만주, %)

연 도	주 식				채 권
	금 액	비 중	주식수	비 중	금 액	비 중
1992	41,451	4.90	22,022	4.07	-	-
1993	110,478	9.81	50,331	8.74	-	-
1994	153,658	10.19	63,485	9.22	386	-
1995	167,229	11.85	76,231	10.02	615	-
1996	152,220	12.97	98,929	11.52	747	-
1997	103,580	14.59	81,979	9.08	2,094	-
1998	256,334	18.60	120,405	10.82	9,682	0.30
1999	765,905	21.91	213,688	12.33	11,567	0.32
2000	683,047	23.41	227,688	12.32	16,087	0.40

주: 1) 주식투자 보유금액은 시가 기준이며 채권투자 보유금액은 액면가 결제기준임.

2) 비중은 주식투자의 경우 전체 시가총액 및 상장 총주식수 대비 비율이며 채권투자의 경우 상장채권총액 대비 비율임.

3) 2000년 자료는 2000년 2월말 현재 통계임.

자료: 한국증권거래소.

금융감독원, ｢98년도 자본시장 개방실적 및 분석｣, 1999.

께 수록하였다. 이에 따르면 2000년 2월 현재 외국인 보유 채권규모는 약 1조 6천억원으로 외국인 보유 주식규모의 약 2.4%에 불과한 것으로 나타나고 있다. 또한 2000년 2월 현재 외국인 보유 채권규모는 전체 상장채권총액의 1%에도 훨씬 못 미치는 반면 외국인 보유 주식규모는 국내주식시장 시가총액의 약 23.4%를 차지하고 있다. 이와 같이 보유규모뿐만 아니라 보유비중에 있어서도 외국인 주식투자가 외국인 채권투자보다 압도적인 우위를 보이고 있다는 사실은 최소한 우리나라의 경우 전통적인 채권시장 채널보다는 주식시장 채널이 원/달러 환율의 변동을 설명하는데 보다 유익한 정보를 제공할 수 있음을 시사한다고 하겠다.

일반적으로 외국인 주식투자는 경영권 소유 등을 목적으로 하는 장기성 투자와 자본이득실현 등을 목적으로 하는 단기성 투자로 나누어 볼 수 있다. <표 2>에서는 외국인 주식투자를 장․단기로 나누어 정리하였다. <표 2>에서 ｢직접투자｣는 장기적 성격의 주식투자를, ｢주식투자｣는 단기적 성격의 주식투자를 나타낸다. 이에 따르면 우리나라에 유입되는 외국인 주식투자는 대부분 단기적 성격을 보이고 있다. 2000년 2월 현재 단기적 성격을 띤 외국인 주식투자는 보유금액을 기준으로 할 때 전체 외국인 주식투자의 약 93%를 차지하고 있다. 주식보유수를 기준으로 할 때에도 단기적 성격의 주식투자가 장기적 형태의 주식보다 4배 이상 많은 것으로 드러

<표 2>                        외국인 주식취득 현황

(단위: 억원, 만주, %)

연 도	금 액				주식수
	직접투자	비 중	주식투자	비 중	직접투자	비 중	주식투자	비 중
1992	18,513	2.19	22,938	2.71	10,882	2.01	11,140	2.06
1993	24,311	2.16	86,167	7.65	11,056	1.92	39,275	6.82
1994	32,267	2.14	121,391	8.05	12,960	1.88	50,525	7.34
1995	26,595	1.88	140,634	9.97	13,468	1.77	62,763	8.25
1996	29,534	2.52	122,686	10.45	15,186	1.77	83,743	9.74
1997	16,233	2.29	87,347	12.30	14,945	1.66	67,034	7.42
1998	31,032	2.25	225,302	16.35	27,499	2.47	92,906	8.35
1999	59,362	1.70	706,543	20.22	44,288	2.56	169,400	9.78
2000	50,503	1.73	632,544	21.68	45,764	2.48	181,924	9.84

주: 1) 비중은 전체 시가총액 및 상장 총주식수 대비 비율임.

2) 2000년 자료는 2000년 2월말 현재 통계임.

자료: 한국증권거래소.

금융감독원, ｢98년도 자본시장 개방실적 및 분석｣, 1999.

나고 있다. 또한 이러한 현상은 최근 들어 더욱 두드러지게 나타나고 있다. 예를 들어 단기적 성격의 외국인 주식투자비중(보유금액 기준)은 지난 2년간(98～99년) 연평균 약 186%의 증가율을 보인 반면 장기적 성격의 외국인 주식투자 비중(보유금액 기준)은 단기투자의 절반정도인 연평균 약 91%의 증가율을 기록하였다.

이와 같이 외국인 주식투자의 대부분이 단기투자로 구성되어 있을 경우 장기투자로 구성되어 있을 경우에 비해 외국인의 주식매매가 더욱 활발하게 이루어질 가능성이 높다. <표 3>에서는 외국인의 주식매매와 회전율을 연도별로 정리하였다. 그동안 꾸준히 증가하였던 외국인의 주식매매는 99년에 들어와서 하락하였으나 2000년에 진입하면서 다시 증가하기 시작하여 2월말 현재 시장 전체 주식매매의 약 8.3%를 기록하고 있다. 외국인 주식매매 회전율 역시 주식시장 개방 초기의 2년간(92～93년)을 제외하고는 전반적으로 상승세를 유지하여 99년말 현재 약 187%를 기록하고 있다.

외국인 주식투자가 주로 단기투자로 구성되어 있고 외국인 주식매매가 점차 증대되고 있다는 사실은 국내외로 유출입되는 외국인 주식투자 규모가 증대하고 있음을 시사한다. 이를 보이기 위해 <표 4>에서는 국제수지 기준의 외국인 주식투자자

<표 3>                 외국인 주식매매 및 회전율 추이

(단위: %)

연 도	주식매매	회전율
1992	1.80	139.9
1993	2.50	122.2
1994	2.45	65.8
1995	4.80	76.0
1996	6.00	64.0
1997	6.67	93.5
1998	7.42	110.2
1999	5.11	186.6
2000	8.30	-

주: 1) 주식매매는 내․외국인 전체 순매수액 대비 외국인 순매수액 비율임.

2) 매매회전율=[{(매수주수+매도주수)/2}/{(전년말보유주식수+금년말보유주식수)/2}]×100.

3) 2000년 자료는 2000년 2월말 현재 통계임.

자료: 한국증권거래소.

금융감독원, ｢98년도 자본시장 개방실적 및 분석｣, 1999.

금융감독원, 「99년도 외국인 투자동향 분석」, 2000.

금의 유출입 추이를 수록하였다. 지속적인 증가세를 보였던 외국인 주식투자자금 유출입 규모는 98년에 다소 감소하였으나 99년중에 약 811억 달러로 급증하였다. 이에 따라 99년중 외국인 주식투자자금의 유출입 규모는 전년대비 약 375% 증가한 것으로 나타났다. 한편 외국인 주식투자자금 유출입 규모는 2000년중에도 계속 증가세를 나타내고 있는데 1월말 현재 약 105억 달러를 기록하여 전월대비 약 117%, 전년동기대비 약 209% 증가하였다.

<표 4>           외국인 주식투자자금 유출입 추이(국제수지 기준)

(단위: 백만달러)

구 분	1993	1994	1995	1996	1997	1998	1999	2000
유 입	7,639.3	8,559.8	9,990.7	12,422.4	12,525.7	12,810.3	43,370.3	5,903.1
유 출	1,942.8	6,599.5	7,786.9	8,049.4	11,748.3	8,822.2	37,753.9	4,617.2
합 계	9,582.1	15,159.3	17,777.6	20,471.8	24,274.0	21,632.5	81,124.2	10,520.3

주: 1) 2000년 자료는 2000년 1월말 현재 통계임.

자료: 한국은행, ｢조사통계월보｣, 각호

한국은행, 「국제수지」, 2000. 2․3.

<그림 1>        외환거래 대비 외국인 주식투자자금 유출입 비중

자료: 한국은행, ｢조사통계월보｣, 각호.

한국은행, 「국제수지」, 2000. 2․3.

외환은행, ｢KEB FX 길라잡이｣.

<그림 1>에서는 月別資料를 이용하여 97년 1월～2000년 1월 동안에 외국인 주식투자자금 유출입 규모가 국내 외환거래에서 차지하는 비중을 보여주고 있다. 외환거래는 은행간시장(inter-bank market)의 日別 원/달러 현물환거래 의 월 총액을 사용하였다. 외환거래는 은행간시장과 對고객시장(customer market)에서 동시에 이루어지고 있다. 따라서 외국인 주식투자자금의 유출입이 실제 외환거래에서 차지하는 비중은 <그림 1>보다 낮을 가능성이 있다. 다만 은행간시장의 외환거래 회전율이 對고객시장의 회전율보다 훨씬 높기 때문에 과대평가의 정도는 크지 않을 것으로 보인다. 이러한 문제에도 불구하고 <그림 1>은 외국인 주식투자자금의 유출입이 외환거래에서 차지하는 비중의 추세를 살펴보는데 유익하게 사용될 수 있다. 이에 따르면 외환시장을 경유한 외국인 주식투자자금이 최근 큰 폭으로 확대되고 있음을 볼 수 있다. 외환시장을 경유한 외국인 주식투자자금은 97년중 원/달러 현물환거래의 월평균 약 6.0%를 차지하였으나 99년에는 월평균 약 19.2%로 증가하였으며 2000년 1월에는 약 23.9%를 기록하고 있다.

일반적으로 외환거래는 對고객시장보다는 은행간시장에 집중되어 있는데 이는 어느 특정고객에 의해 촉발된 외환매매가 또 다른 고객에게까지 이어지기 위해서는 은행간시장에서 외국환은행간에 수많은 거래가 이루어지기 때문이다. 이러한 현상은 hot potato 현상이라고 부르다. hot potato 현상을 좀 더 구체적으로 설명하면 다음과 같다. 먼저 고객이 외국환은행에게 100만 달러의 매도주문을 요청한다고 가정하자. 또한 은행간시장에 참여하는 모든 외국환은행은 매수한 달러의 90%를 또 다른 외국환은행과의 거래를 통해 처분한다고 가정한다. 이 경우 고객에 의해 촉발된 100만 달러의 매도주문은 900,000/(1-0.9)=9백만 달러의 은행간 거래를 초래한다. 특히 우리나라 외국환은행의 경우 고객의 매매주문에 대해 open position을 취하기보다는 square position을 취하려는 경향이 강하기 때문에 hot potato 가설은 국내 은행간시장의 외환거래를 잘 설명한다고 할 수 있다.

이상에서는 외국인 주식투자의 현황을 살펴보았다. 외국인 주식투자의 특징을 간단하게 요약하면 다음과 같다. 첫째, 외국인 주식투자는 최근 들어 크게 증대하고 있을 뿐만 아니라 외국인 채권투자에 비해 규모나 시장전체 대비 비중에 있어서 압도적인 우위를 보이고 있다. 둘째, 외국인 주식투자는 대부분이 경영권 소유 등을 목적으로 하는 장기투자보다는 자본이득실현 등을 목적으로 하는 단기투자로 구성되어 있다. 셋째, 외국인 주식투자자금이 우리나라 외환거래에서 차지하는 비중이 크게 확대되고 있는 추세이다. 이러한 점으로 미루어 볼 때 주식시장 채널이 원/달러 환율의 단기변동을 결정하는 주요 요인으로 작용할 가능성은 충분한 것으로 판단된다. 이하에서는 日別資料를 이용한 실증분석을 통해 주식시장 채널이 변동환율제하에서 관찰되는 원/달러 환율의 단기변동에 어느 정도 영향을 미치는지를 구체적으로 검토해 보기로 한다.

3. 實證分析方法 및 資料

3-1. 計量模型

일반적으로 외국인은 다음의 세 가지 채널을 통해 국내주식을 매입할 수 있다. 첫째, 외국인은 자신이 이미 국내에 개설한 주식거래계좌의 자금을 이용하여 주식을 매입할 수 있다. 둘째, 외국인은 자신이 보유한 채권투자자금을 주식투자자금으로 전환하여 주식을 매입할 수 있다. 마지막으로, 외국인은 해외에 있는 자금을 이용하여 국내에서 주식을 매입할 수 있다. 이들 세 가지 채널중 세 번째 채널을 통해 유입된 외국인 주식투자자금만이 원/달러 환율에 영향을 줄 수 있다. 왜냐하면 외국인 주식투자가 원/달러 환율에 영향을 미치기 위해서는 반드시 외환시장을 경유해야만 하기 때문이다.

이러한 측면에서 외환시장을 경유한 외국인 주식투자의 유출입 자료는 외국인 주식투자와 원/달러 환율의 단기변동간의 관계를 분석하는 본 연구의 목적에 가장 적합한 자료라고 할 수 있다. 그러나 현실적으로 이러한 자료는 특히, 高빈도자료(high-frequency data)의 경우 일반인에게 공개되지 않고 있다. 따라서 본 연구에서는 외국인 주식투자의 자료로 Bloomberg에서 제공하는 국내 주식시장의 외국인 주식 純매수의 日別資料를 사용한다. 다만 同 자료는 앞에서 지적한 바와 같이 외환시장을 경유한 외국인 주식투자와 그렇지 않은 외국인 주식투자를 동시에 포함하고 있기 때문에 이를 이용하여 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 효과를 추정할 경우 실제효과(true effect)를 과대 또는 과소평가할 가능성이 있다.

한국증권거래소에서 제공하는 외국인 주식 純매수는 국내에 거주하는 거주자 외국인의 주식 純매수와 해외에 거주하는 비거주자 외국인의 주식 純매수로 구분할 수 있다. 거주자 외국인은 국내에 이미 주식거래계좌를 갖고 있는 투자자를 말하며 비거주자 외국인은 국내에 주식거래계좌를 갖고 있지 않은 투자자를 말하는데 국내 외국인 주식거래의 대부분이 거주자 외국인에 의해 이루어지고 있다.

이러한 문제를 해결하기 위해 본 연구에서는 다음과 같은 구조적 벡터자기회귀모형(Structural VAR model)을 추정하기로 한다. 먼저 주어진 자료로부터 추출하고자 하는 실제모형(true model)이 아래의 이동평균(moving average)모형을 갖는 것으로 가정하자.

[eqn: y_t ~ =~ left ( matrix { F_{t} # #D_{t} ## E_{t} ~}`right ) ~=~ A`(L) `epsilon _t]

(1)

식 (1)에서 [eqn: F_{t}``], [eqn: D_{t}``], [eqn: E_{t}``]는 각각 [eqn: t``]기의 외국인 주식 純매수, 달러화 純매수, 원/달러 환율을 나타낸다. [eqn: A(L)``=``A_0 ``+``A_1` L ``+`` A_2 `L^2 ``+ ``CDOTS ``]은 3x3 행렬로 구성되어 있는 시차행렬다항식이며 [eqn: A_0``]의 대각요소(diagonal element)는 1의 값을 갖는 것으로 가정한다. [eqn: epsilon _t``]는 3x1 오차벡터로 서로 독립적인 분포(independent distribution)를 갖는 3개의 구조적 충격(structural shock)인 [eqn: epsilon _1,t , ~ epsilon _2,t ``] 및 [eqn: epsilon _3,t``]로 구성되어 있다. 따라서 [eqn: epsilon _t``]의 분산행렬인 [eqn: Var``( `epsilon _t `)]는 3x3 대각행렬(diagonal matrix)이다.

다음으로 [eqn: u_t``]와 [eqn: B(L)``]을 다음과 같이 정의하도록 하자.

[eqn: u_t ``=`` [Var``( `epsilon _t `) ]^{- 1 over 2} epsilon _t]

(2)

[eqn: B(L)`` =`` A(L) ``[Var``(` epsilon _t `) ] ^ {1 over 2}]

(3)

식 (2)와 (3)을 이용하여 식 (1)은 다음과 같이 표현할 수 있다.

[eqn: y_t ``=``B`(L)` u_t]

(4)

식 (4)에서 [eqn: B(L)``=``B_0 `+ B_1 `L``+``B_2 L^2 ``+`` CDOTS ``]은 3x3 행렬로 구성되어 있는 시차행렬다항식이며 [eqn: u_t``]의 분산행렬은 3x3 항등행렬(identity matrix)이 된다. 식 (4)는 오차벡터의 분산행렬을 항등행렬로 정규화(normalize)시킨 것을 제외하고는 식 (1)과 동일하다. 식 (2)에 의하면 [eqn: u_t``]는 [eqn: epsilon _t``]의 표준편차이다. 따라서 식 (4)에서 [eqn: B_0``]는 [eqn: epsilon _t``]가 자신의 표준편차만큼 변하였을 때 발생하는 [eqn: y_t``]의 반응을 나타낸다.

[eqn: Var``(u_t ) = [Var` ( epsilon _t ) ]^ {- 1over2} Var` ( epsilon _t ) [Var `( epsilon _t )]^ {- 1over2} = I].

일반적으로 식 (1) 또는 (4)에 대한 정보는 아래의 VAR 모형을 추정함으로써 얻을 수 있다.

[eqn: C`(L)`y_t ``=``w_t `,~~C_o = I]

(5)

식 (5)에서 [eqn: w_t``]의 분산행렬은 3x3 대칭행렬(symmetric matrix)인 [eqn: OMEGA ``]로 가정한다. [eqn: y_t``]가 안정적인(stationary) 벡터일 때 식 (5)의 VAR 모형은 다음의 이동평균모형으로 나타낼 수 있다.

[eqn: y_t ``=``D`(L)`w_t `,~~D`(L)``=``C`(L)^-1 ,~~D_0``=``I]

(6)

식 (4)와 (6)을 비교하면 아래의 두개의 식을 도출할 수 있다.

[eqn: w_t ``=`` B_0 `u_t``]

(7)

[eqn: D`(L)``=``B`(L)`B_0^-1``]

(8)

따라서 [eqn: epsilon _t``](또는 이의 표준편차인 [eqn: u_t``])와 [eqn: B`(L)``](또는 [eqn: A`(L)`])을 VAR 모형의 오차벡터인 [eqn: w_t``]와 [eqn: D`(L)``]로부터 추정하기 위해서는 [eqn: B_0``]를 추정할 필요가 있다.

[eqn: w_t``]의 분산행렬인 [eqn: OMEGA``]가 [eqn: B_0``]와 다음과 같은 관계를 갖는다는 것은 식 (7)을 통해 쉽게 이해할 수 있다.

[eqn: OMEGA ``=``B_0`{B_0 '}``]

(9)

[eqn: OMEGA ``]가 대칭행렬임을 고려할 때 식 (9)를 이용하여 [eqn: B_0``]를 식별(identify)하는 것은 불가능하다. 왜냐하면 [eqn: OMEGA ``]는 총 6개의 정보를 제공하는데 반해 [eqn: B_0``]는 총 9개의 미지수(unknown variable)로 구성되어 있기 때문이다. 따라서 [eqn: B_0``]를 식별하기 위해서는 최소 3개의 추가적인 제약조건이 요구된다.

즉 식 (9)는 under-identified 되어 있기 때문에 [eqn: B_0``]에 대한 유일한 해(unique solution)를 구할 수 없다.

Sims(1980)는 [eqn: B_0``]가 다음과 같은 下方삼각행렬(lower triangular matrix)을 갖는 것으로 가정하여 [eqn: B_0``]를 식별하였다.

[eqn: B_{0}~=~left(`matrix{b_{0}`left(`11`right)~&~0~&~0###b_{0}`left(`21`right)~&~b_{0}`left(`22`right)~&~0###b_{0}`left(`31`right)~&~b_{0}`left(`32`right)~&~b_{0}`left(`33`right)}``right)]

(10)

식 (10)에 따르면 [eqn: y_t``]의 각 요소는 순차적 구조(recursive structure)를 갖고 있다. 즉 [eqn: y_t``]의 첫 번째 요소인 [eqn: F_{t}``]는 [eqn: y_{t}``]의 두 번째와 세 번째 요소인 [eqn: D_{t}``]와 [eqn: E_{t}``]에 대한 충격에 동시적(contemporaneously)으로 영향을 받지 않으며, [eqn: y_{t}``]의 두 번째 요소인 [eqn: D_{t}``]는 [eqn: F_{t}``]에 대한 충격에 동시적으로 영향을 받으나 [eqn: E_{t}``]에 대한 충격에는 동시적으로 영향을 받지 않는다. 한편 [eqn: y_{t}``]의 마지막 요소인 [eqn: E_{t}``]는 [eqn: F_{t}``]와 [eqn: D_{t}``]에 대한 충격에 동시적으로 영향을 받는다.

식 (10)은 Sims(1980)의 순차적 구조와 동일하지만 이를 이용하여 추출한 [eqn: epsilon _j,t ~ FORALL _j``=``1,`2,`3``]는 환율의 미시구조적 접근방법(microstructure approach to the exchange rate)에서 제시하는 다음의 구조적 충격으로 해석할 수 있다. 식 (10)에 의하면 [eqn: epsilon _1,t``]는 외국인 주식 純매수, 달러화 純매수, 원/달러 환율 모두에게 영향을 미친다[eqn: left(`b_0`left(`j`1`right)` != `0~`FORALL``j`=`1,2,3`)`]. 따라서 [eqn: epsilon _1,t``]는 원/달러 환율과 거래에 영향을 미치는(또는 외환시장을 경유한) 외국인 주식투자에 대한 충격으로 해석할 수 있다. [eqn: epsilon _2,t``]와 [eqn: epsilon_{3,t}``]는 [eqn: b_{0}`left(`1`j``right)`=`0~FORALL``j`=`2,3`]에 의해 외국인 주식 純매수에는 영향을 미치지 않으나 원/달러 환율 또는 달러화 純매수에는 영향을 미치기 때문에 외국인 주식투자와 무관하게 원/달러 환율 또는 거래의 변화를 초래하는 충격으로 볼 수 있다.

외국인 주식투자와 무관하게 원/달러 환율의 변동을 초래하는 요인은 주식시장 채널을 제외하고 원/달러 환율에 영향을 미치는 요인을 말한다. 따라서 전통적인 채권시장 채널도 여기에 포함된다고 하겠다.

이를 보다 구체적으로 설명하면 다음과 같다. 일반적으로 외환시장에는 모든 외환시장 참여자가 접근할 수 있는 공개정보(public information)와 어느 특정 외환시장 참여자만이 접근할 수 있는 사적정보(private information)가 동시에 존재한다. Hasbrouck(1991)과 Ito et al.(1997)은 환율과 거래에 동시적으로 영향을 미치는 정보를 사적정보라고 하였으며 환율에만 영향을 미치는 정보를 공개정보라고 정의하였다. 예를 들어 어느 특정 외환시장 참여자가 오늘 달러화를 살 것인지 아니면 팔 것인지를 결정한다고 가정하자. 외환시장 참여자는 미래에 달러貨의 가치가 상승할 것으로 예상할 경우 오늘 달러貨 매수에 나설 것이며 그 반대의 경우 달러貨 매도에 나설 것이다. 외환시장 참여자는 달러貨의 미래가치에 대한 예상을 당시 자신이 보유한 공개정보와 사적정보에 의존할 가능성이 높다. 그런데 공개정보는 모든 외환시장 참여자들이 공유하는 정보이기 때문에 同 정보에만 의존하여 달러貨의 미래가치를 예상할 경우 외환시장 참여자간에 동일한 기대를 유발하여 거래가 일어날 수 없다. 이에 반해 사적정보는 외환시장 참여자간에 달러貨의 미래가치에 대한 상이한 기대를 유발하기 때문에 오늘 거래가 일어난다. 이와 같이 미시구조적 접근방법에서는 사적정보를 이질적인 시장참여자간에 형성되는 거래로 인해 환율변동을 초래하는 충격으로 해석하고 있다. 이에 반해 공개정보는 거래에는 영향을 미치지 않고 환율에만 영향을 미치는 충격으로 해석한다.

이러한 정의아래 [eqn: epsilon_{1,t}``]는 식 (10)에서 원/달러 환율 및 거래에 동시적으로 영향을 미치는 것으로 가정하고 있기 때문에 외국인 주식투자와 관련하여 외환시장에 존재하는 사적정보라고 해석할 수 있다. [eqn: epsilon_{2,t}``] 역시 원/달러 환율과 거래에 동시적으로 영향을 미치기 때문에 외국인 주식투자와 무관한 외환시장의 사적정보를 반영한다고 할 수 있다. 이에 반해 [eqn: epsilon_{3,t}``]는 환율에만 영향을 미치기 때문에 외국인 주식투자와 무관한 외환시장의 공개정보로 해석할 수 있다.

이와 같이 식 (10)의 제약조건을 이용하면 외국인 주식투자와 관련된 사적정보와 그렇지 않은 사적정보가 원/달러 환율에 미치는 영향을 비교․분석하는 것은 가능하나 외국인 주식투자와 관련이 있는 공개정보와 그렇지 않은 공개정보가 원/달러 환율에 미치는 영향을 비교․분석하는 것은 불가능하다. 따라서 본 연구에서는 아래의 제약조건도 추가적으로 고려한다.

[eqn: B_{0}~=~left(`matrix{b_{0}`left(`11`right)~&~0~&~0###0~&~b_{0}`left(`22`right)~&~0###b_{0}`left(`31`right)~&~0~&~b_{0}`left(`33`right)}``right)]

(11)

식 (11)은 제약조건은 Bernanke(1986), Blanchard and Watson(1986) 등에서 제시한 것과 유사하다. 식 (11)에 따르면 [eqn: epsilon_{1,t}``]는 외국인 주식 純매수와 원/달러 환율에는 영향을 미치나 달러화 純매수에는 영향을 미치지 않기 때문에 외국인 주식투자와 관련하여 외환시장에 존재하는 공개정보라고 할 수 있다. [eqn: epsilon_{3,t}``]는 원/달러 환율에만 영향을 미치고 달러화 純매수 및 외국인 주식 純매수에는 영향을 미치지 않기 때문에 외국인 주식투자와 관련이 없는 외환시장의 공개정보라는 해석이 가능하다. 따라서 식 (11)을 이용할 경우 외국인 주식투자와 관련이 있는 공개정보와 그렇지 않은 공개정보가 원/달러 환율의 변동에 미치는 영향을 비교․분석할 수 있다.

식 (11)에서 [eqn: epsilon_{2,t}``]에 대한 해석은 불분명하다. 왜냐하면 외환시장에 [eqn: epsilon_{2,t}``]와 같이 원/달러 거래에는 영향을 미치나 원/달러 환율에는 영향을 미치지 않는 충격을 상상하기가 어렵기 때문이다. 이러한 단점에도 불구하고 식 (11)의 식별제약조건은 외환시장에 존재하는 외국인 주식투자와 관련된 공개정보와 외국인 주식투자와 관련이 없는 공개정보를 구분하는데 유용하게 사용될 수 있다. 식 (11)이 안고 있는 또 하나의 문제점으로는 over- identifciation 문제를 지적할 수 있다. 즉 식 (9)에서는 3개의 제약조건을 요구하는 데에 반해 식 (11)은 5개의 제약조건을 제공하고 있다. 한편 식 (10)을 이용할 경우 식 (9)는 exactly identified 된다.

3-2. 달러貨 純매수

앞에서 기술한 구조적 VAR 모형을 추정하기 위해서는 국내외환시장의 외환거래를 나타내는 [eqn: D_t``], 즉 달러화 純매수의 시계열자료가 필요하다. 본 연구에서는 다음과 같은 방법을 통해 국내외환시장의 원/달러 거래를 대변하는 日別 시계열자료를 구축하기로 한다. 다음에 소개하는 방법은 Evans and Lyons(1999)에 의해 처음으로 제시되었으며 朴海植․張源昌(1999)에서는 이를 국내외환시장에 적용한 바 있다.

이에 앞서 먼저 국내외환시장의 미시구조를 간략하게 살펴보기로 한다. 국내외환시장은 크게 고객과 외국환은행간에 거래가 이루어지는 對고객시장(customer market)과 외국환은행만 참여하는 은행간시장(inter-bank market)으로 구분할 수 있다. 은행간시장의 외환거래는 외국환은행간에 직접적으로 이루어지는 은행간 직거래와 브로커(broker)를 통한 브로커거래로 구성되어 있는데 90% 이상의 거래가 브로커를 통해 이루어지고 있다. 현재 국내에서 활동하고 있는 외환브로커로는 ｢금융결제원｣과 ｢한국외환중개회사｣가 있으며 브로커거래의 대부분이 금융결제원을 통해 이루어지고 있다.

우리나라의 ｢외환거래법｣에 의하면 은행간 시장에서의 외환거래는 외국환은행을 포함한 외국환업무취급기관에게만 허용되고 있다. 외국환업무취급기관으로는 외국환은행뿐만 아니라 일부 종금사 및 증권사 등이 있으나 대부분이 외국환은행으로 구성되어 있다. 이러한 점을 고려하여 이하에서는 외국환은행과 외국환업무취급기관을 동일하게 사용하기로 한다.

국내 은행간 브로커시장은 지정주문체제(limit order system)와 유사한 형태로 운영되고 있다. 즉 외국환은행은 對고객시장에서 고객으로부터 외환매매주문을 받은 후 브로커에게 매매 희망금액과 예시호가(indicative quote) 등 거래조건을 제시한다. 브로커는 외국환은행이 제시한 각종 거래조건을 취합하여 그 중에서 최고 (달러貨) 매수호가와 최저 (달러貨) 매도호가를 全 외국환은행에게 고시한다. 이때 어느 특정 외국환은행이 기존의 최고 매수 또는 매도호가보다 유리한 거래조건을 브로커에게 제시하면 브로커가 고시하는 최고 매수 또는 매도호가는 즉시 바뀌게 된다. 그러나 그렇지 않을 경우 기존의 최고 매수 또는 매도호가는 그대로 유지된다.

외환정보공급회사인 ｢딜러마을｣에서는 금융결제원에서 각 외국환은행에게 고시하는 최고 매수호가와 최저 매도호가를 2분 간격으로 일반인에게 제공하고 있다. 同 자료를 이용하여 본 연구에서는 다음의 식을 통해 국내외환시장에서 일어나고 있는 달러貨 매매주문의 시계열자료를 구축한다.

[eqn: & P_{t}~=~1 ~~~~& if ~~&B_{t}~>~B_{t-1}##& P_{t}~=~0~~~~& if~~&B_{t}~ <= ~B_{t-1}]

(12)

[eqn: & S_{t}~=~{1}~~~~& if ~~& A_{t} ~<~A_{t-1}## & S_{t} ~=~{0}~~~~& if ~~& A_{t}~ >= ~A_{t-1}]

(13)

식 (12)와 (13)에서 [eqn: P_t``]와 [eqn: S_t``]는 각각 [eqn: t`]기에 관찰되는 달러貨 매수주문회수와 달러貨 매도주문회수를 가리키며, [eqn: B_t``]와 [eqn: A_t``]는 각각 [eqn: t``]기에 관찰되는 달러貨 매수호가(bid price)와 달러貨 매도호가(ask price)를 나타낸다. 식 (12)에서 [eqn: P_t``]는 [eqn: t``]기에 브로커가 각 외국환은행에 고시한 달러貨 매수호가[eqn: (`B_t`)``]가 [eqn: t-1``]기의 매수호가[eqn: (`B_t-1`)``]보다 클 경우 1의 값을 갖으며 그 반대의 경우에는 0의 값을 갖는 것으로 가정한다. 식 (13)에 따르면 [eqn: S_t``]는 [eqn: t``]기에 브로커가 고시한 달러貨 매도호가[eqn: (`A_t`)``]가 [eqn: t-1``]기의 매도호가[eqn: (`A_t-1`)``]보다 작을 경우 1의 값을 갖으며 그 이외의 경우에는 0의 값을 갖는다. 이러한 정의에 따라 [eqn: P_t``]와 [eqn: S_t``]를 다음과 같이 해석할 수 있다.

외국인이 해외에 있는 자금을 이용하여 국내주식시장에 투자하기 위해서는 자신이 보유한 달러貨를 외국환은행을 통해 원貨로 환전해야 한다. 일반적으로 외국환은행은 자기외환포지션을 갖지 않으려는 성향이 크기 때문에 對고객시장에서 외국인 주식투자자로부터 취득한 달러貨포지션을 청산하기 위해 브로커에게 바로 달러貨 매도주문을 낸다. 이 때에 외국환은행은 달러貨 매도주문을 기존의 최저 매도호가보다 낮은 가격에 낼 수도 있고 아니면 이 보다 높은 가격에 낼 수도 있는데 이러한 결정은 당시 외국환은행이 보유한 정보에 의해 좌우될 가능성이 높다. 예를 들어 브로커에게 달러貨 매도주문을 낼 때 향후 은행간시장에 달러貨 초과공급이 예상될 경우 외국환은행은 기존의 최저 매도호가보다 낮은 가격에 달러貨를 처분하려고 할 것이다. 반면 달러貨 초과수요가 예상될 경우 기존의 최저 매도호가보다 낮은 가격에 달러貨 매도주문을 내면 손해를 볼 가능성이 높기 때문에 기존의 최저 매도호가보다 높은 가격에 달러貨 매도주문을 낼 것이다.

외국환은행은 달러貨 초과공급 또는 초과수요를 예상케 하는 정보를 對고객시장에서 고객과의 거래를 통해 얻을 수 있다. 예를 들어 對고객시장에서 주식투자를 목적으로 한 외국인의 달러貨 공급(원貨 수요)이 쇄도할 경우 외국환은행은 은행간시장에서 향후 달러貨 초과공급이 발생할 것이라는 예상을 할 수 있을 것이다. 따라서 다른 조건이 일정하다고 가정할 때 [eqn: S_t``]가 1의 값을 갖는다는 것은 신규로 국내에 유입되는 외국인 주식투자자금이 해외로 빠져나가는 외국인 주식투자자금보다 많음을 의미한다고 할 수 있다. [eqn: P_{t}``]도 이와 유사한 해석이 가능하다. 즉 다른 조건이 일정하다고 할 때 [eqn: P_t``]가 1의 값을 갖는다는 것은 해외로 빠져나가는 외국인 주식투자자금이 신규로 국내로 유입되는 외국인 주식투자자금보다 많음을 의미한다고 볼 수 있다.

본 연구에서는 딜러마을이 2분간격으로 제공하는 원/달러 매수․매도호가를 식 (12)와 (13)에 적용하여 달러貨 純매수의 시계열자료를 日別로 구축한다. 즉 식 (12)와 (13)을 이용하여 2분간격으로 [eqn: P_t``]와 [eqn: S_t``]를 구한 후 이의 日中 합(daily sum)을 계산하여 두 변수간의 차이를 식 (1)의 [eqn: D_t``]에 대한 대체변수(proxy variable)로 사용한다.

[eqn: D_t ~=~ {sum from j `` P_t^j ``-``sum from j`` S_t^j } over { sum from j ``left ( ``P_t^j ``+`` S_t^j ``right ) }]

(14)

식 (14)에 따르면 [eqn: D_t``]는[eqn: 〔-1, 1〕``]사이의 값을 갖는다. 극단적인 경우 어느 특정 영업일에 [eqn: D_t``]가 -1의 값을 갖으면 이는 당일 달러貨 매수주문이 全無하였음을 나타낸다. 이에 반해 어느 특정 영업일에 [eqn: D_t``]가 1의 값을 갖으면 당일 달러貨 매도주문이 전혀 없었음을 의미한다. [eqn: -1`<`D_t`<`0``]은 [eqn: t``]기에 달러貨 매도주문이 달러貨 매수주문을, [eqn: 0`<`D_t`<`1``]은 [eqn: t``]기에 달러貨 매수주문이 달러貨 매도주문을 각각 상회하였음을 나타낸다. 끝으로 [eqn: D_t``=``0``]은 [eqn: t``]기에 달러貨 매수주문과 달러貨 매도주문이 정확하게 상쇄됨을 의미한다.

식 (14)에서 우연히 [eqn: P_t^j` = `S_t^j` = `0~~ FORALL j``]의 경우가 발생하게 되면 식 (14)는 성립할 수 없다. 따라서 이 경우 [eqn: D_t`=`0``]으로 처리한다.

식 (12)～(14)를 이용하여 구축한 달러貨 純매수의 日別 시계열자료를 국내외환시장의 원/달러 거래를 나타내는 [eqn: D_t``]의 대체변수로 사용하는데 미흡한 점이 없는 것은 아니다. 식 (12)～(14)를 이용할 때 발생할 수 있는 가장 큰 문제점으로는 외국환은행의 실제 원/달러 거래를 과대평가할 가능성이 있다는 점이 있다. 앞에서 언급한 바와 같이 식 (12)～(14)에서 사용하는 원/달러 매수․매도호가는 同 호가에 외국환은행이 거래상대방과 원/달러 매수․매도계약을 체결할 의향이 있는 확정호가(firm quote)가 아니라 예시호가일 뿐이다. Hsieh and Kleidon(1996)은 외국환은행이 거래 목적보다는 다른 외국환은행이 보유한 정보를 알아보기 위해 예시호가를 제시하는 경향이 있다고 지적하였다. 이 경우 외국환은행이 브로커에게 기존의 최고 매수 또는 최저 매도호가보다 더 좋은 조건으로 예시호가를 제시하게 되면 식 (14)에서 [eqn: D_t``]값은 변하게 되나 同 호가에 거래가 체결된다고 보장할 수 없기 때문에 실제로 원/달러 거래는 발생하지 않을 수 있다. 다만 외국환은행은 자신들의 지명도(reputation) 등을 고려하여 이러한 거래전략을 자주 사용하지는 않을 것으로 예상되기 때문에 Hsieh and Kleidon이 지적한 문제는 심각하지 않을 것으로 보인다.

이와 같이 식 (12)～(14)를 이용하여 구축한 달러貨 純매수의 시계열자료는 국내외환시장에서 실제로 일어나는 원/달러 거래를 대변하기에 부족한 점이 있으나 기존의 연구에서 자주 사용하고 있는 원/달러 거래량에 비해 외국인 주식 純매수[eqn: (`F_t`)``]와 보다 밀접한 상관관계를 보일 가능성이 높다. 즉 다른 조건이 일정하다고 가정할 때 해외로부터 유입되는 외국인 주식투자가 해외로 유출되는 외국인 주식투자보다 클 경우 식 (12)～(14)를 이용하여 구축한 달러貨 純매수는 0보다 작은 값[eqn: (`-1`<`D_t `<0`)``]을 가질 것이며 외국인 주식 純매수는 正(+)의 값을 가질 것이다. 따라서 다른 조건이 일정하다고 할 때 외국인 주식 純매수와 달러貨 純매수간에는 항상 負(-)의 상관관계가 존재한다. 다른 한편 원/달러 거래량은 외국인 주식투자의 방향보다는 외국인 주식투자의 규모와 밀접한 관계를 갖고 있기 때문에 외국인 주식 純매수와 상관관계가 거의 없는 것으로 나타날 가능성이 높다. 이 경우 본 연구에서와 같이 VAR 모형을 이용하여 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 영향을 분석할 때 실제효과를 과소평가할 수 있다. 즉 실제로 외국인 주식투자가 원/달러 거래에 영향을 미쳐 원/달러 환율을 변화시키고 있음에도 불구하고 원/달러 거래량을 사용하여 VAR 모형을 추정할 경우 이러한 효과가 없는 것으로 나타날 수 있다는 것이다.

3-3. 원/달러 換率

본 연구에서는 식 (1)의 [eqn: y_{t } ``]를 구성하는 [eqn: E_{t } ``]변수로 원/달러 익일물 계약의 종가(closing price)를 사용한다. 국내 현물환시장에서는 당일물, 익일물, 익익일물 등 세 가지 종류의 원/달러 거래가 이루어지고 있는데 이중에서 익일물이 가장 활발하게 거래되고 있다. 예를 들어 99년중 은행간시장에서 이루어지고 있는 원/달러 익일물 거래는 일평균 약 11억 달러로 전체 원/달러 현물환거래의 약 67%를 차지하고 있다. 따라서 본 연구에서는 가장 유동성이 높은 익일물 환율의 日別資料를 이용하기로 한다.

4. 實證分析結果

4-1. 基礎資料分析

구조적 VAR 모형의 추정결과를 제시하기에 앞서 아래에서는 먼저 VAR 모형의 추정에 사용하는 시계열자료의 기초분석결과를 소개한다. 본 연구에서는 99년 4월 1일부터 2000년 2월 29일까지 약 1년 동안 축적된 日別資料를 사용하였다. <그림 2>에서는 외국인 주식 純매수와 각 변수간에 존재하는 상관관계를 살펴보기 위해 두 변수간 산포도(scatter diagram)를 그려보았다. 예상한 바와 같이 외국인 주식 純매수와 원/달러 환율의 변화율, 그리고 외국인 주식 純매수와 달러貨 純매수간에는 負(-)의 관계가 존재하는 것으로 나타났다. 이는 아래의 식 (15)～(16)에서 제시한 OLS 회귀방정식 추정결과에서도 잘 나타나고 있다.

[eqn: matrix{TRIANGLE e_{t}~=~-0.026~+~-0.092` F_{t}~+~upsilon_{t}#~~~left(0.026right)~~~~`left(0.022`right)~~##~~~R^{2}`=`0.07~~~D.W.`=`1.95}]

(15)

[eqn: matrix{D_{t}~=~-0.002~+~-0.024`F_{t}~+~upsilon_{t}#~~left(0.007right)~~~~`left(0.006`right)~~##~~~R^{2}`=`0.06~~~D.W.`=`1.72}]

(16)

식 (15)와 (16)에 의하면 외국인 주식 純매수[eqn: (F_{t }`) ``]의 계수는 각각 1% 유의수준에서 0보다 작은 것으로 추정되고 있다. 그러나 [eqn: R^{2 }] 값이 매우 낮은 것으로 보아 원/달러 환율의 변화율과 달러貨 純매수에 대한 외국인 주식 純매수의 설명력이 크지 않은 것으로 나타나고 있다. 아래의 VAR 모형에서는 이러한 현상이 주식시장 채널이 원/달러 환율의 단기변동을 설명하기에 미흡하기 때문에 나타나는 현상인지 아니면 외국인 주식 純매수가 외환시장을 경유한 외국인 주식투자와 그렇지 않은 외국인 주식투자를 동시에 포함하기 때문에 나타나는 현상인지를 분별하기로 한다.

前節에서 소개한 구조적 VAR 모형에서는 외환시장을 경유한 외국인 주식투자가 원/달러 환율과 거래에 영향을 미치는 것으로 가정하였다. 이는 원/달러 거래와 환율이 서로 밀접하게 연계되어 있음을 의미한다. <그림 3>의 (a)에서는 원/달러 환율의 변화율과 달러貨 純매수간의 산포도를 제시하였다. 이에 따르면 원/달러 환율의 변화율과 달러貨 純매수간에는 正(+)의 관계가 존재한다. 이에 대한 보다 구체적인 증거를 제시하기 위해 아래에서는 OLS 회귀분석결과를 수록하였다.

[eqn: matrix{TRIANGLE e_{t}~=~-0.030~+~1.659` D_{t}~+~upsilon_{t}#~~~~~~left(0.023right)~~`left(`0.212`right)~~~~##~~~R^{2}`=`0.21~~~D.W.`=`1.94}]

(17)

<그림 2>            외국인 주식 純매수와 각 변수간 산포도

(a) 외국인 주식 純매수와 원/달러 환율의 변화율

(b) 외국인 주식 純매수와 달러貨 純매수

<그림 3>                     원/달러 거래와 환율

(a) 원/달러 환율의 변화율과 달러貨 純매수

(b) 원/달러 환율과 달러貨 純매수의 누적치

식 (17)에 따르면 원/달러 환율의 변화율과 달러貨 純매수간의 상관관계를 나타내는 [eqn: D_{t } ``]의 추정계수는 1% 유의수준에서 正(+)의 부호를 갖고 있다. 즉 외국환은행의 외환거래가 달러貨 매수위주로 이루어질 경우 원/달러 환율은 상승하고 달러貨 매도위주로 이루어질 경우 원/달러 환율은 하락하는 것으로 나타나고 있다. 또한 [eqn: R^{2 } ``]값도 0.21를 기록한 것으로 보아 원/달러 환율의 움직임에 대한 [eqn: D_{t } ``]의 설명력도 상당히 높다는 것을 알 수 있다. 또한 <그림 3>의 (b)에 나타난 원/달러 환율의 수준변수와 달러貨 純매수의 누적치(daily cumulative value)간의 관계를 살펴보더라도 원/달러 환율과 달러貨 純매수가 서로 밀접하게 움직이고 있음을 알 수 있다. 즉 원貨강세는 우리나라 은행간 외환시장에 달러貨 매도주문이 누적되면서 나타나는 현상이며 원貨약세는 달러貨 매수주문이 달러貨 매도주문을 상회하면서 달러貨 純매수의 누적치가 상승함에 따라 나타나는 현상임을 알 수 있다.

다음으로 아래에서는 본 연구에서 사용하는 시계열자료의 단위근(unit root) 검정결과를 제시한다. 전절에서 설명한 VAR 모형은 시계열자료가 안정적인 시계열을 갖는 것을 전제조건으로 하고 있다. 따라서 각 시계열자료에 대한 단위근 검정은 VAR 모형을 추정하기에 앞서 실행해야 할 필수적인 절차이다. 본 연구에서는 각 시계열자료의 수준(level)과 1차 차분(first defference)에 대해 단위근 검정을 시도하였다. 단위근 검정은 Dickey and Fuller(1979)와 Phillips and Perron(1988)의 방법에 의존하였으며 단위근 검정의 차수로는 4를 사용하였다.

<표 5>                          단위근 검정결과

변 수	Dickey-Fuller		Phillips-Perron
	수 준	차 분	수 준	차 분
원/달러 환율	-1.15	-13.53*	-1.24	-13.53*
주식 純매수	-7.73*	-19.85*	-7.69*	-23.27*
달러貨 純매수	-11.82*	-24.49*	-12.02*	-32.88*

주: 1) Dicky-Fuller 검정과 Phillips-Perron 검정에서 모두 각 시계열에 시간추세(time trend)가 없는 것으로 가정하였음.

2) 1%, 5%, 10% 임계치는 각각 -3.46, -2.88, -2.57임.

3) *, **, ***는 각각 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 나타냄.

<표 5>에서는 각 시계열에 단위근이 존재한다는 귀무가설에 대한 Dicky- Fuller 통계량과 Phillips-Perron 통계량을 요약하였다. 통계량이 임계치를 하회할 경우 귀무가설은 기각된다. 원/달러 환율은 로그값과 로그 차분값을 이용하였다. <표 5>에 따르면 원/달러 환율을 제외한 모든 변수에 단위근이 존재한다는 귀무가설은 1% 유의수준에서 기각된다. 이에 반해 원/달러 환율의 수준은 단위근이 존재한다는 귀무가설을 통상적인 유의수준에서 기각할 수 없으나 원/달러 환율의 차분은 단위근이 존재한다는 가설을 1% 유의수준에서 기각할 수 있다. 이러한 단위근 검정결과에 근거하여 본 연구에서는 VAR 모형의 추정하기 위해 원/달러 환율은 로그 차분값을 사용하고 나머지 변수는 수준변수를 그대로 사용하기로 한다.

4-2. VAR 模型의 推定結果

아래에서는 지금까지 살펴본 기초자료 분석결과에 근거하여 3절에서 소개한 3x1 구조적 VAR 모형의 추정결과를 제시한다. 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 영향을 분석하기 위해 외국인 주식 純매수, 달러貨 純매수, 원/달러 환율의 변화율(로그 차분값x100)로 구성된 식 (5)를 추정하였으며 식 (10)과 (11)의 식별제약조건을 이용하여 각 변수의 충격반응함수(impulse response function)와 분산분해(variance decomposition)를 구하였다. 식 (5)를 추정하기에 앞서 적정차수를 구하기 위해 AIC(Akaike Information Criterion)와 SIC(Schwarz Information Criterion)를 이용한 결과 적정차수로 모두 2를 선택하였다.

<표 6>에서는 식 (5)의 추정결과를 정리하였다. 본 연구에서는 VAR 모형을 전체 표본기간(99년 4월 1일～2000년 2월 29일)을 대상으로 하여 추정하였을 뿐만 아니라 표본기간을 99년(99년 4월 1일～12월 28일)과 2000년(2000년 1월 4일～2월 29일)으로 나누어 추정하기도 하였다. 이와 같이 표본기간을 99년과 2000년으로 나누어 살펴본 것은 최근 들어 국내주식시장에서 자금을 단기로 운용하면서 자본이득을 실현하려는 헤지펀드(hedge fund) 등 외국의 단기자본이 증가하고 있다는 사실을 알아보기 위함이다. 이러한 지적이 옳다면 2000년중에 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 영향은 99년에 비해 상대적으로 증대되었을 것이다.

일부 매스컴에서는 최근 들어 국내외환시장에서 선물환 스왑(forward swap)거래가 급증하고 있음을 보도하면서 이러한 현상이 국내주식시장에서 자본이득실현을 목적으로 유입되는 외국 단기자본의 증대를 지지하는 증거라고 주장하고 있다.

(a) 私的情報

먼저 아래에서는 <표 6>의 추정결과에 식 (10)의 식별제약조건을 적용하였을 때 나타나는 원/달러 환율 변화율의 충격반응함수와 분산분해를 정리하였다. <그림 4>에서는 원/달러 환율 변화율의 충격반응함수를 보여주고 있다. 충격반응함수는

식 (1)의 [eqn: A`left(L)``]에 대한 추정치를 정리한 것으로서 다음과 같이 해석할 수 있다. [eqn: A_{s}~FORALL``s` >=` t``]의 [eqn: i`j``]번째 요소인 [eqn: A_{s}`left(`i`j``right)``]는 다른 모든 시점에서의 모든 오차항이 고정되어 있다고 가정할 때 [eqn: t``]기의 [eqn: j``]번째 변수의 오차항[eqn: left(`epsilon_{j`t}``right)]이 한 단위 변하였을 경우 [eqn: t+s``]기의 [eqn: i``]번째 변수[eqn: left(`y_{i``t+s}``right)]에 미치는 영향을 측정한다. 따라서 식 (1)에서 [eqn: A_{0}`left(`31`right)``]의 예를 들 경우 이는 [eqn: t``]기에 외국인 주식 純매수[eqn: left(`epsilon_{1`t}``right)``]가 한 단위 변하였을 경우 같은 시점에서 원/달러 환율이 [eqn: t-1``]기에 비해 몇 퍼센트 변하였는지를 나타낸다.

<그림 4>의 (a)에 따르면 전체 표본기간(99년 4월 1일～2000년 2월 29일) 동안에 외국인 주식 純매수[eqn: left(`epsilon_{1,t}``right)``]가 1억 달러(약 1,000억원) 증가하였을 경우 당일 원/달러 환율은 약 0.08% 하락하는 것으로 드러났다. 다른 한편 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보[eqn: left(`epsilon_{2,t}``right)``]는 외국인 주식투자와 관련이 있는 사적정보[eqn: left(`epsilon_{1,t}``right)``]에 비해 원/달러 환율의 변화율에 미치는 효과가 훨씬 큰 것으로 나타났다. 즉 어느 특정일에 [eqn: epsilon_{2,t}``]가 한 단위 증가할 때 당일 원/달러 환율은 전일에 비해 약 1.48% 정도 상승하고 있다. 이와 같이 외국인 주식투자와 관련된 사적정보가 원/달러 환율에 미치는 영향이 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보의 영향에 비해 미약한 것은 원/달러 환율의 一日거래 중에서 외국인 주식투자자금이 차지하는 비중이 크지 않음을 의미한다고 볼 수 있다.

그러나 <그림 4>의 (b)와 (c)를 살펴보면 외국인 주식투자와 관련된 사적정보의 원/달러 환율 변화율에 대한 효과가 최근 들어 증가하고 있음을 알 수 있다. 99년(99년 4월 1일～12월 28일)에 원/달러 환율은 외국인 주식 純매수가 1억 달러 증가하였을 경우 전일에 비해 약 0.05% 하락하였으나 2000년(2000년 1월 4일～2월 29일)에는 약 0.15% 하락한 것으로 나타났다. 이에 반해 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보의 경우 99년의 약 1.57%에서 2000년의 약 0.43%로 원/달러 환율의 변화율에 미치는 효과가 약화되었다.

이와 유사한 결과는 <표 7>에서 제시한 원/달러 환율 변화율의 분산분해에서도 찾아 볼 수 있다. 원/달러 환율의 분산분해는 [eqn: t``]기에 식 (5)의 VAR 모형을 이용하여 미래시점[eqn: left(`t`+`s~FORALL``s`>`t``right)]의 원/달러 환율의 변화율을 예측할 때 발생하는 예측오차(forecast error)의 분산을 각 충격[eqn: left(`epsilon_{j,t}~FORALL``j`=`1,2,3 right)``]이 어느 정도 설명할 수 있는지를 측정한다. 이에 따르면 전체 표본기간 동안에 미래 원/달러 환율의 변동에 대한 [eqn: epsilon_{2,t}``]의 설명력은 全 예측기간에서 평균 약 16.7%로 추정되었으나 [eqn: epsilon_{1,t}``]의 설명력은 [eqn: epsilon_{2,t}``]의 설명력의 약 43.7%에 불과한 평균 약 7.32%를 기록하였다. 그러나 이러

<그림 4>        원/달러 환율 변화율의 충격반응함수(사적정보)

(a) 99년 4월 1일～2000년 2월 29일

외국인 주식투자와 관련된 정보            외국인 주식투자와 무관한 정보

(b) 99년 4월 1일～99년 12월 28일

외국인 주식투자와 관련된 정보            외국인 주식투자와 무관한 정보

(c) 2000년 1월 4일～2000년 2월 29일

외국인 주식투자와 관련된 정보            외국인 주식투자와 무관한 정보

한 현상은 2000년에 역전되었는데, 2000년 1월 4일～2월 29일 기간에 [eqn: epsilon_{1,t}``]는 전 예측기간에서 미래 원/달러 환율 변화율의 평균 약 20.0%를 설명하나 [eqn: epsilon_{2,t}``]의 설명력은 평균 약 1.66%로 떨어져 [eqn: epsilon_{1,t}``]의 설명력이 [eqn: epsilon_{2,t}``]의 설명력보다 훨씬 우수한 것으로 나타났다.

(b) 公開情報

앞에서는 원/달러 환율의 단기변동을 설명하는데 있어 외국인 주식투자와 관련된 사적정보의 영향력이 최근 들어 크게 증대하고 있음을 보았다. 다음으로 공개정보의 경우 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 변화율에 어느 정도의 영향을 미치는지를 살펴보기로 한다. 이를 위해 <표 6>의 VAR 모형 추정결과에 식 (11)의 식별제약조건을 이용하여 추산한 원/달러 환율 변화율의 충격반응함수와 분산분해를 제시하였다.

<그림 5>에서는 식 (11)을 이용하여 추정한 [eqn: epsilon_{j,t}~FORALL``j`=`1,2,3``]의 원/달러 환율 변화율에 대한 동태적 반응을 나타내는 충격반응함수를 정리하였다. <그림 5>의 (a)에 따르면 전체 표본기간을 대상으로 할 때 외국인 주식 純매수가 1억 달러 증가하였다는 정보[eqn: left(`epsilon_{1,t}``right)``]가 외환시장 전체에 공개될 경우 당일 원/달러 환율은 약 0.08% 하락하는 것으로 추정되고 있다. 이는 외국인 주식투자와 관련이 없는 공개정보[eqn: left(`epsilon_{3,t}``right)``]가 원/달러 환율의 변화율에 미치는 효과보다 현저히 낮은 것으로서 <그림 4>의 사적정보에서와 마찬가지로 공개정보에서도 주식시장 채널이 원/달러 환율에 미치는 효과가 非주식시장 채널을 통한 효과에 비해 상대적으로 매우 미미함을 의미한다. 그러나 <그림 5>의 (b)와 (c)에 따르면 외국인 주식투자와 관련된 공개정보의 영향력이 2000년에 들어서면서 크게 증가하고 있다. 99년을 대상으로 할 때 외국인 주식 純매수가 1억 달러 증가하였다는 정보가 외환시장에 공개될 경우 원/달러 환율은 전일에 비해 약 0.05% 하락하였으나 2000년의 경우 약 0.15% 하락하는 것으로 드러났다.

<표 8>에서는 미래 원/달러 환율의 변화율에 대한 공개정보의 설명력을 나타내는 원/달러 환율 변화율의 분산분해를 정리하였다. <그림 5>의 충격반응함수에서 예상할 수 있듯이 미래 원/달러 환율의 변화율은 외국인 주식투자와 관련이 있는 공개정보[eqn: left(`epsilon_{1,t}``right)``]보다 외국인 주식투자와 관련이 없는 공개정보[eqn: left(`epsilon_{3,t}``right)``]에 의해 보다 잘 설명되고 있다. 예를 들어 전체 표본기간을 대상으로 할 때 全 예측기간에서 외국인 주식투자와 관련이 있는 공개정보의 설명력은 외국인 주식투자와 관련이 없는

<그림 5>        원/달러 환율 변화율의 충격반응함수(공개정보)

(a) 99년 4월 1일～2000년 2월 29일

외국인 주식투자와 관련된 정보              외국인 주식투자와 무관한 정보

(b) 99년 4월 1일～99년 12월 28일

외국인 주식투자와 관련된 정보              외국인 주식투자와 무관한 정보

(c) 2000년 1월 4일～2000년 2월 29일

외국인 주식투자와 관련된 정보              외국인 주식투자와 무관한 정보

공개정보의 설명력의 평균 약 6.98% 수준에 불과한 것으로 나타났다. 그러나 2000년에 들어서면서 외국인 주식투자와 관련이 있는 공개정보의 설명력은 크게 증가하여 全 예측기간에서 외국인 주식투자와 관련이 없는 공개정보의 설명력의 평균 약 24.7%를 기록하고 있다.

이상에서는 외국인 주식투자와 관련된 정보와 외국인 주식투자와 관련이 없는 정보가 원/달러 환율의 一日변화율에 미치는 영향을 사적정보와 공개정보로 나누어서 살펴보았다. 전체 표본기간(99년 4월 1일～2000년 2월 29일)을 대상으로 할 때 사적정보와 공개정보 모두에서 외국인 주식투자와 관련이 없는 정보가 외국인 주식투자와 관련이 있는 정보에 비해 원/달러 환율의 一日변화율을 보다 잘 설명하고 있는 것으로 드러났다. 그러나 최근(2000년 1월 4일～2월 29일) 들어 외환시장에서 외국인 주식투자와 관련된 정보의 영향력이 크게 증대되고 있음을 발견할 수 있었다. 사적정보의 경우 외국인 주식투자와 관련된 정보의 영향력이 외국인 주식투자와 관련이 없는 정보의 영향력을 압도하고 있음을 발견할 수 있었으며, 공개정보의 경우에서도 외국인 주식투자와 관련된 정보의 영향력이 99년(99년 4월 1일～12월 28일)에 비해 약 3배 가량 확대되고 있음을 발견할 수 있었다.

5. 結論 및 示唆點

본 연구에서는 외국인 주식투자와 원/달러 환율간의 관계를 日別資料를 이용하여 실증적으로 분석하였다. 전통적으로 기존의 환율결정이론에서는 단기자본의 유출입과 환율변동간의 관계를 채권시장 채널을 통해 설명하고 있다. 이에 따라 국가간 이자율의 차이는 환율의 단기적 변동을 설명하는 주요변수로 중시되어 왔다. 그러나 우리나라 자본시장에서 외국 단기자본의 유출입 현황을 살펴보면 채권투자자금보다는 주식투자자금의 유출입이 더욱 빈번하게 이루어지고 있다. 뿐만 아니라 최근 들어 외국인 주식투자자금의 유출입 규모가 더욱 확대되고 있는 실정이다. 이와 같이 주식시장과 외환시장간의 연계성이 강화되고 있는 시점에서 주식시장 채널은 원/달러 환율의 단기변동을 설명하는 주요 채널로 등장할 가능성이 높은 것으로 예상된다.

이러한 배경아래 본 연구에서는 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 영향을 사적정보와 공개정보로 구분하여 분석하였다. 외환시장의 미시구조적 접근방법에서는 거래에는 영향을 미치지 않고 환율에만 영향을 미치는 정보를 공개정보라고 정의하고 있다. 이에 반해 거래와 환율에 동시적으로 영향을 미치는 정보는 사적정보라고 정의하고 있다. 또한 同 접근방법에서는 장기적으로 외환시장에는 공개정보만이 존재하나 단기적으로는 공개정보와 사적정보가 동시에 존재한다고 주장하고 있다. 이의 근거로 단기적으로 외환시장에서는 수많은 거래가 이루어지고 있음을 지적하고 있다. 즉 어느 특정 정보를 모든 외환시장 참여자들이 공유한다면 그 정보에 입각하여 외환시장 참여자간에 거래가 일어나는 것은 불가능하다는 것이다.

사적정보는 외환시장 참여자간 거래를 통해 외환시장 전체에 전파되기 때문에 다른 조건이 일정하다고 가정할 때 장기적으로 결국 공개정보가 된다. 朴海植․張源昌(1999)에 의하면 국내 외환시장에서 사적정보가 시장 전체에 전파되기까지 약 5～6시간이 소요되는 것으로 추정되었다.

본 연구에서는 99년 4월 1일～2000년 2월 29일 기간을 대상으로 주식시장의 외국인 주식 純매수, 외환시장의 달러貨 純매수, 원/달러 환율의 변화율로 구성되어 있는 구조적 VAR 모형을 추정하여 외국인 주식투자와 관련이 있는 사적정보와 공개정보, 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보와 공개정보를 구분하였으며 충격반응함수 및 분산분해를 이용하여 각 정보가 원/달러 환율의 변화율에 미치는 영향을 비교․분석하였다.

전체 표본기간(99년 4월 1일～2000년 2월 29일) 동안에 외국인 주식투자와 관련된 정보가 원/달러 환율의 변화율에 미치는 효과는 외국인 주식투자와 관련이 없는 정보가 원/달러 환율의 변화율에 미치는 효과에 비해 매우 미약한 것으로 드러났다. 외국인 주식투자와 관련된 사적정보의 충격반응함수를 살펴보면 다른 조건이 일정하다고 가정할 때 오늘 외국인 주식 純매수가 1억 달러 증가할 경우 당일 원/달러 환율은 전일에 비해 약 0.08% 하락하는 것으로 나타났다. 외국인 주식투자와 관련된 공개정보의 경우에도 오늘 외국인 주식 純매수가 1억 달러 증가하였다는 정보가 외환시장에 공개될 경우 당일 원/달러 환율은 전일에 비해 약 0.08% 하락하는 것으로 추정되었다. 이는 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보와 공개정보가 원/달러 환율에 미치는 효과의 각각 10% 미만에 불과한 수준이다. 원/달러 환율 변화율의 분산분해에서도 유사한 결과가 발견되었다. 외국인 주식투자와 관련된 사적정보와 공개정보의 미래 원/달러 환율 변화율에 대한 설명력은 전 예측기간에서 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보와 공개정보가 보유한 설명력의 각각 평균 약 44%와 7% 수준에 머물고 있다.

그러나 표본기간을 99년(99년 4월 1일～12월 28일)과 2000년(2000년 1월 4일～2월 29일)으로 구분하여 구조적 VAR 모형을 재추정할 경우 상이한 결과가 발견되었다. 즉 외국인 주식투자와 관련된 정보가 원/달러 환율의 변동에 미치는 영향은 99년에 비해 2000년에 크게 증대한 것으로 나타났다. 충격반응함수의 경우 2000년 기간을 대상으로 할 때 외국인 주식투자와 관련된 사적정보와 공개정보가 원/달러 환율 변화율에 미치는 초기효과는 크게 확대되어 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보와 공개정보가 미치는 효과의 각각 약 34%와 15% 수준을 기록하였다. 또한 분산분해에 있어서도 2000년중에 외국인 주식투자와 관련된 사적정보의 미래 원/달러 환율 변화율에 대한 설명력은 全 예측기간에서 외국인 주식투자와 관련이 없는 사적정보의 설명력보다 높은 것으로 나타났으며, 외국인 주식투자와 관련된 공개정보의 설명력은 외국인 주식투자와 관련이 없는 공개정보의 설명력의 평균 약 25% 수준으로 확대되었다.

이상의 실증분석결과에 따르면 99년중에 거의 대부분의 외국인 주식투자는 이미 국내에 진입한 외국인 주식투자자금에 의해 이루어진 것으로 판단된다. 즉 同 기간 동안에 신규로 국내에 유입되거나 해외로 유출된 외국인 주식투자자금이 많지 않았기 때문에 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 효과가 크지 않게 나타난 것으로 보인다. 그러나 2000년에 들어서면서 외환시장을 경유하는 외국인 주식투자자금이 증가하면서 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 변동에 미치는 영향력이 점차 확대되고 있는 것으로 보인다.

이와 같이 최근 들어 국내 주식시장과 외환시장간의 연계성이 강화되고 있음에도 불구하고 현시점에서 국가간 주가수익률의 차이를 원/달러 환율의 단기변동을 결정하는 주요요인으로 결론짓는 것은 다소 이른 감이 없지 않다. 왜냐하면 2개월(2000년 1월 4일～2월 29일) 동안의 자료를 갖고 본 연구에서 발견한 결과가 단기적으로 나타나는 현상인지 아니면 장기적인 추세에 따른 현상인지를 식별하는 것은 불가능하기 때문이다. 다만 최근 세계 주요국의 자산구성에서 주식투자가 차지하는 비중이 상당히 높다는 점을 감안할 때 앞으로 국가간 이자율의 차이뿐만 아니라 국가간 주가수익률의 차이도 환율의 단기변동을 결정하는데 중요한 영향을 미칠 것으로 전망된다.

실제로 외국계 금융기관들은 우리나라를 비롯한 신흥금융시장(emerging markets)에 투자하는 투자자들에게 환율과 주가간의 관계를 주시할 것을 권고하고 있다. Kumar and Henderson(2000) 참조.

본 연구에서는 외환시장과 주식시장간의 관계를 분석하기 위해 외국인 주식투자자만을 대상으로 하였다. 그러나 분석대상에 외국인 주식투자자뿐만 아니라 해외 주식시장에 투자하는 국내 주식투자자를 포함할 경우 두 시장간의 연계성은 본 연구에서 제시한 실증분석결과보다 더욱 확대될 것으로 예상된다.

또한 외환위기 이후 정부가 추진해 온 외환자유화조치를 계기로 국내 주식시장과 외국 주식시장간의 연계성이 강화될 것으로 예상되는 점도 외국인 주식투자가 원/달러 환율의 변동에 미치는 영향력이 앞으로 증대될 것이라는 전망을 가능하게 한다. 그동안 정부는 제 1차 외환자유화조치를 통해 국경간 자본의 이동을 가로막는 제도적 요인을 상당부분 제거하였다. 뿐만 아니라 제 2차 외환자유화조치가 예정대로 내년에 실시될 경우 잔존규제중 많은 부분이 추가로 완화 또는 철폐될 것으로 보이기 때문에 국내외 주식시장간 연계성은 더욱 강화될 것으로 예상된다.

이와 같이 원/달러 환율의 단기변동에 미치는 외국인 주식투자의 영향력이 증대될 것이라는 것 자체가 반드시 우리경제에 부정적인 요인으로만 작용한다고 볼 수는 있다. 왜냐하면 외국인 주식투자의 증대는 국내 외환시장의 유동성을 확대시켜 환율변동성을 줄이는데 기여할 수 있기 때문이다. 다만 외국인 주식투자가 주로 단기투자의 형태로 이루어지고 있다는 점은 문제가 될 수 있다. 따라서 정부는 단기보다는 장기적 형태의 외국인 주식투자를 유도하는 방안을 강구할 필요가 있다. 지나친 외환시장개입을 자제하는 환율의 신축성 확보는 투기적 형태의 단기성 주식투자자금의 유입을 억제하는 하나의 방안이 될 수 있을 것이다. 국내 주식시장을 유동성 위주의 장세보다는 실적장세로 유도할 수 있는 장치를 마련하는 것도 또 하나의 방안이 될 수 있을 것이다.

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