• 재무관리연구
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• 제13권1호
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• pp.137-158
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• 1996

주식투자에 따른 체계적 위험인 베타는 실증분석에 따르면 장기적으로는 안정적이지만 단기적으로는 불안정하다. 본 연구에서는 3개월과 1년의 기간별로 추정된 규모별 및 업종별 포트폴리오 베타의 불안정성을 검토하고, 베타의 불안정성을 설명할 수 있는 거시경제변수를 찾아보고자 하였다. 베타추정시 시장수익률의 선택이 실증분석결과에 미치는 영향을 검토하고자 시장수익률로서 종합주가지수 수익률과 산술평균 수익률을 이용하여 베타를 추정하고, 이를 이요한 회귀분석 결과에 따르면 시장수익률로서 종합주가지수 수익률보다는 산술평균 수익률을 사용한 경우에 분석결과에 논리적 일관성이 있는 것으로 판단된다. 규모별 포트폴리오 베타와 거시경제변수간의 관계를 분석한 결과 금리차이와 수출비율은 소기업 포트폴리오 베타와는 음의 관계를, 대기업 포트폴리오 베타와는 양의 관계를 보이고 있다. 그리고 회사채금리는 소기업 포트폴리오 베타와 양의 관계를, 대기업 포트폴리오 베타와는 음의 관계를 보이고 있다. 거시경제변수와 업종별 포트폴리오 베타와의 회귀분석에서는 대부분의 거시경제변수가 일부 포트폴리오 베타와는 양의 관계를, 다른 포트폴리오 베타와는 음의 관계를 보이고 있다.

• 재무관리연구
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• 제16권2호
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• pp.215-241
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• 1999

본 연구는 우리나라 상장기업중 금융 보험업을 제외하고 비교적 상장기업수가 많은 9개 산업에서 임의로 선정한 180개 표본기업을 분석대상으로 하였다. 1989년 1월부터 1996년 12월까지를 분석대상기간으로 설정하여 베타계수 예측능력을 향상시키기 위한 회계위험변수모형의 예측능력을 평가하고 위험수준별 예측능력에 차이가 있는지도 분석하였다. 아울러 베타계수 추정시 사용된 수익률 측정간격에 빠른 베타계수의 안정성과 회계위험변수모형의 예측능력을 분식하였다. 본 연구의 중요한 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 포트폴리오를 구성한 경우 수익률 측정기간에 관계없이 일관되게 예측오차가 유의적으로 적게 나타나 회계위험변수모형의 베타계수 예측능력이 우수하였으며 베타계수예측에 회계 변수의 유용성이 확인되었다. 둘째, 위험수준에 따른 베타계수의 안정성 분석에서는 중위험집단의 베타가 안정성이 높았으며 고위험집단에서 예측오차가 가장 크게 나타나 불안정하였다. 회계위험변수모형의 예측능력은 위험수준에 관계없이 단순모형보다 우수하여 베타예측에 회계정보의 유용성을 일반화시킬 수 있을 것이다. 셋째, 수익률 측정간격에 따른 베타계수의 안정성과 예측능력 분석에서는 월별수익률을 이용하는 경우보다 주별수익률을 이용하는 경우 추정베타의 안정성이 높고 베타계수 예측모형의 예측능력이 향상되는 것으로 나타났다. 넷째, OLS베타를 수정하지 않고 이용하는 경우보다 Bayesian 기법으로 수정한 Bayesian수정 베타를 이용할 경우 예측오차가 감소하여 Bayesian 수정기법의 유용성이 확인되었다.

• 재무관리연구
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• 제13권1호
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• pp.159-184
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• 1996

재무모형의 검증과 포트폴리오의 성과측정 등에 이용할 목적으로 시장모형에 의한 베타계수를 추정할 때 대부분의 연구들은 측정간격을 달리한 수익률의 자료들 즉 일간, 주간 혹은 월간수익률의 자료들 중에서 임의적으로 하나를 선택하고 있다. 그런데 진정한 투자계획기간과 다른 기간간격에 대하여 계산된 수익률자료의 임의적 선택은 시장모형에 의한 베타계수의 추정치에는 물론 그러한 추정치를 이용한 재무모형의 검증 및 포트폴리오의 성과측정 등에 영향을 미칠 수 있다는 점이 몇몇 연구자들에 의하여 지적되고 있다. 본 연구는 기업규모와 베타의 크기에 따라 구성된 포트폴리오를 대상으로 하여 수익률의 측정간격이 시장모형에 의한 베타계수의 추정치에 어떠한 영향을 미치게 되는가를 실증적으로 살펴보고 있다. 1984년 1월 4일부터 1995년 12월 27일까지의 기간(총거래일수 3515일)에 걸쳐 수익률의 측정간격을 달리하여 산출한 연속복리수익률을 이용하여 분석한 결과에 의하면, 규모나 베타가 시장평균에 비하여 상대적으로 작은 포트폴리오에 있어서는 수익률의 측정간격이 길어짐에 따라 추정되는 베타계수는 더욱 커지고, 반면에 규모나 베타가 시장평균에 비하여 상대적으로 큰 포트폴리오에 있어서는 수익률의 측정간격이 길어짐에 따라 베타계수는 더욱 작아진다는 것을 알 수 있다. 그래서 월간수익률과 같이 장기수익률의 자료를 이용할 경우에 시장모형에 의해 추정되는 베타계수는 규모가 작을수록 크게 나타나지만, 일간수익률과 같이 단기수익률의 자료를 이용할 경우에는 규모가 작다(크다)고 해서 추정되는 베타계수가 반드시 크게(작게) 나타나지는 않는다. 그리고 본 연구는 수익률의 측정간격을 달리함에 따라 추정되는 베타계수에 차이가 나타나는 주된 원인이 각 포트폴리오의 단위기간수익률에 있어서 시장지수의 단위기간수익률에 대한 시점간 교차상관의 상대적 강도에 있다는 것을 보여주고 있다.

• 재무관리연구
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• 제22권2호
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• pp.43-69
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• 2005

본 논문은 한국 주식시장에서 CAPM 베타의 시간에 따른 변동패턴을 설명하는데 있어서 베이지안 분석기법에 기반을 둔 확률베타모형(stochastic be model)이 기존의 조건부 베타모형이나 이변량 GARCH(1,1)모형보다 추정의 정확도나 베타의 설명력 측면에서 더 우월하다는 실증적 증거를 보여주었다. 확률베타모형으로 추정한 베타는 주식수익률의 횡단면 변동의 $30{\sim}50%$를 설명하는 반면, 다른 시변베타모형은 3% 이하의 설명력에 그쳤다. 이렇게 확률베타모형에서 추정된 베타의 높은 설명력은 흔히 시장이상현상으로 받아들여지고 있는 기업규모효과나 장부가/시가비율효과, 고유변동성효과들을 대부분 흡수하는 것으로 나타났다. 이것은 시장이상 현상들이 베타 참값의 변동과 밀접하게 관련되어 있으며, 기대수익률 변동과 깊은 관련이 있다는 합리적 자산가격결정의 입장을 지지하는 것으로 해석된다.

• 재무관리논총
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• 제7권1호
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• pp.119-131
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• 2001

Fama-French(1992)가 미국 주식시장에서 기대수익률 결정요인으로서의 베타의 유용성에 의문을 제기한 이래, 위험의 척도로서 베타가 강력한 도전을 받고 있다. 그러나, Grundy-Malkiel(1996)은 미국 주식시장의 하락장세에서는 베타가 위험의 적절한 척도라는 실증적 증거를 발견하였다. 본 논문에서는 Grundy-Malkiel의 방법론을 이용하여 한국 주식시장의 하락장세에서도 베타가 위험의 적절한 척도인지를 분석하였다. 1980년 1월부터 1996년 12월까지의 주식수익률 자료를 이용하여 실증분석한 결과 베타가 하락장세에서는 위험의 적절한 척도임을 발견하였다.

• 재무관리연구
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• 제17권1호
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• pp.67-89
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• 2000

반전거래전략의 투자성과와 체계적 위험의 관계를 분석한 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 시장모형과 Ibbotson(1975)의 RATS 모형을 이용하여 형성기간과 검증기간의 베타계수를 측정한 결과 체계적 위험의 변동가설에서 예견하는 것과 일치하는 결과를 발견할 수 있었다. 승자 포트폴리오의 베타계수는 검증기간에서 하락하는 한편 패자 포트폴리오와 차익 포트폴리오의 베타계수는 상승하는 것으로 나타났다. 둘째, RATS 모형을 이용하여 검증기간의 비정상수익률을 측정한 결과, 차익 포트폴리오의 경우 시장조정수익률 모형을 이용할 때의 월평균비정상수익률(1.32%)보다 작은 0.87%(t=3.153)이었다. 이러한 결과는 반대거래전략의 투자성과가 체계적 위험의 변화에 기인하는 증거로서 의미를 갖는다. 한편 형성기간과 검증기간에서 베타계수와 월평균비정상수익률의 변화를 분석한 결과 베타계수와 월평균비정상수익률이 동일 방향으로 변화하였던 것으로 나타났다. 셋째, 반전거래전략의 투자성과가 체계적 위험의 변화에 기인하는지를 검증하기 위하여 Chan (1988)의 모형을 이용하여 체계적 위험과 시장위험프리미엄의 관계를 분석한 결과, Chan(1988)이 주장한 것처럼, 패자 포트폴리오와 차익 포트폴리오의 경우 베타계수와 시장위험프리미엄 사이에 양(+)의 상관관계가, 그리고 승자 포트폴리오의 경우에는 음(-)의 상관관계가 존재하는 것으로 나타났다. 넷째, Chan(1988)이 주장한 것처럼, 체계적 위험과 시장위험프리미엄의 변화 관계가 시장상황에 따라 영향을 받는지를 검증하기 위하여 활황시장과 침체시장으로 분류하여 각 시장상황에 따라 베타계수를 추정하였다. 추정결과에 의하면, 패자 포트폴리오의 베타계수는 활황시장에서 1.0967(t=13.018), 침체시장에서 1.0883(t=15.310)을 보였으며, 승자 포트폴리오의 베타계수는 활황시장에서 0.9468(t=9.100), 침체시장에서 0.9086 (t=7.431)을 보였다. 다시 말하여 패자 포트폴리오의 베타계수는 시장상황에 따라 거의 차이를 보이지 않았지만, 승자 포트폴리오의 베타계수는 침체시장보다 활황시장에서 크게 나타남으로써 체계적 위험 변동가설과 일치하는 결과를 보였다.

• 한국원자력학회:학술대회논문집
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• 한국원자력학회 1996년도 춘계학술발표회논문집(4)
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• pp.63-68
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• 1996

열형광 선량계(TLD)를 사용한 피부 선량평가는 베타선의 에너지를 구분함으로 정확히 평가된다. 이는 차폐체에 의한 감쇄효과를 이용하는 방법으로 본 논문에서는 7개의 두께가 다른 알루미늄 차폐체를 사용하였고, TLD로는 미국 Teledyne Isotopes사의 LiF$_{7}$ 선량계를 채택하였다. 비상 베타 선량계의 베타선에 대한 특성실험을 위해 한국 원자력연구소가 확보 하고 있는 PTB 표준선원인 $^{90}$ Sr/ $^{90}$ Y (E$_{max}$=2.27MeV, E$_{avg}$=0.8MeV), $^{204}$Tl(E$_{max}$=0.76MeV, E$_{avg}$=0.26MeV), $^{147}$ Pm (E$_{max}$= 0.225MeV, E$_{avg}$=0.06MeV)에 대한 조사를 하였다. 이런 결과로 비상 베타 선량계의 표준 베타선원에 대한 보정계수와 소자별 반응비를 구할 수 있었고, 이것을 이용하여 미지의 베타선원에 대하여 정확한 선량평가를 하기위한 알고리즘을 개발하였다.

• 응용통계연구
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• 제27권6호
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• pp.891-907
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• 2014

Hjort (1990)가 제안한 베타과정은 베이지안 생존분석 또는 사건사 분석에서 널리 쓰이는 사전분포이다. 본 논문은 베타과정에 대한 최신 이론과 이를 기반으로 하는 베이지안 생존자료분석 방법을 주로 다룬다. 구체적으로는 베타과정의 생성법, 사후 분포, 대표본 이론, 베이지안 계산법, 혼합베타과정 등을 소개하기로 한다.

• 대한방사선방어학회:학술대회논문집
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• 대한방사선방어학회 2009년도 추계 학술발표
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• pp.136-137
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• 2009

• 한국식품과학회지
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• 제24권1호
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• pp.37-41
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• 1992

고형상의 모델시스템에서 베타-카로틴과 알파-토코폐롤의 산화에 미치는 리폭시게나아제, 리놀레산, 수분활성도의 영향에 대해 검토하였다. 리놀레산 존재하에서 리폭시게나아제에 의한 베타-카로틴과 알파-토코페롤의 산화반응은 높은 수분활성도에서 잘 일어났으며 반응 48시간 경과 후에는 베타-카로틴의 경우 초기함량에 대해 19% 잔존량만을 보였고 알파-토코페롤은 5%를 나타내어 현저히 감소되는 경향을 보였다. 이와같이 동일 조건에서 알파-토코페롤은 베타-카로틴보다 더 많은 감소량을 보여 peroxy radical과의 반응성이 베타-카로틴보다 뛰어난 것을 알 수 있었다. 또한 베타-카로틴의 농도가 높을수록 베타-카로틴의 산화속도도 비례적으로 빨라지는 양상을 보였다. 그러나 스펙트럼상으로 볼 때 베타카로틴의 산화로 인한 최대파장의 이동은 일어나지 않았다. 알파-토코페롤의 산화생성물로는 ${\alpha}-tocopheryl\;quinone$과 ${\alpha}-tocopheryl\;dimer$가 검출되었으며 주요 산화생성물은 ${\alpha}-tocopheryl\;quinone$으로서 반응경과에 따라 크게 증가하였다. 또한 이들 산화생성물은 리폭시게나아제와의 반응에 의해 그 함량이 훨씬 많음을 나타내었다.