주문공격성의비용 - s-space.snu.ac.krs-space.snu.ac.kr/bitstream/10371/44417/1/03최혁 외-재.pdf · 각도에서조명하고, 아울러상이한국가의주식시장에서투자자들의주문제출전략

주문 공격성의 비용

최 혁**

이 우 백**

본 연구는 2000년 6월부터 2000년 12월까지의 기간을 상으로 한국주식시장에서 투자자들의 주문

전략 제출에 한 체결비용과 주문 유형의 결정요인을 분석하 다. 주문 제출 측의 상 방최우선호가나

스프레드 범위 내에 주문 제출 빈도가 집중됨을 제시한 Biais-Hillion-Spatt(1995), Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)의 연구결과와 달리, 한국주식시장에서 주문 제출 빈도가 가장 높은 주문 유형은

매수주문과 매도주문 모두 가장 공격성이 낮은 수동적인 주문 유형인 주문 제출자 측의 최우선호가보다

유리한 가격에 제출하는 주문인 것으로 나타났다. 개별 주문에 한 회귀분석 결과 스프레드, 상 적 주

문규모, 깊이 불균형 등은 주문유형의 가격충격에 해 유의적인 향을 미치는 변수들임을 확인하 다.

특히 스프레드는 가격충격을 결정하는 가장 큰 요인으로 공격적인 주문에 해서는 체결비용과 양의 상

관관계를 가지며, 수동적인 주문과는 음의 상관관계를 가지는 것으로 분석되었다. 또한 공격적인 주문의

체결비용은 일중 주문 빈도, 기업규모 등과 음의 상관관계를 가지는 반면, 변동성 및 주문규모와는 양의

상관관계를 가지고 있는 것으로 분석되었다.

I. 서 론

본 연구는 한국주식시장에서 투자자들이 제출하는 주문전략의 형태와 주문전략 선

택이 가격충격에 미치는 향을 실증적으로 분석하고자 하 다. 주문 제출 전략의 선

택은 투자자들에게 중요한 투자의사결정의 하나이며, 주식시장에서 주문 제출 전략

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經 � , 36 卷 4 (2002年 12 )

* 서울 학교 경 학 교수: [email protected]** 삼성금융연구소 전임연구원: [email protected]최혁 교수는 경 연구소의 연구지원에 감사한다.

이 유동성과 가격형성(price formation)에 미치는 향을 이해하는 것은 중요하다. 한

국주식시장은 시장에 전달된 투자자의 주문간에 직접 매매체결이 이루어지는 주문

주도형 시장임에도 불구하고, 기존에 진행된 연구들은 주로 투자자들의 체결 행태만

을 중심으로 진행되어 왔으며 주문 행태 및 주문제출 전략에 해서는 본격적인 연구

결과가 아직 명확하게 규명되어진 바가 없다. 따라서 한국주식시장에서 투자자들의

주문 행태에 관한 연구는 기존의 체결에 한 연구들을 주문 행위와 관련시켜 다른

각도에서 조명하고, 아울러 상이한 국가의 주식시장에서 투자자들의 주문 제출 전략

의 국제간 비교에 있어서도 필요한 실정이다. 이와 같은 연구의 필요성에 기초하여

이 논문에서는 한국주식시장에서 투자자들이 선택하는 주문 제출 전략의 유형을 고

찰한 다음, 이들 주문 유형 선택에 따른 체결비용과 기회비용의 크기를 가격충격 측

면에서 분석하 다. 아울러 투자자들이 주문유형을 선택함에 있어서 향을 미치는

변수는 어떠한 것이며, 이들 변수와 주문 공격성에 따른 가격충격간의 관계를 실증적

분석을 통해 규명하고자 하 다.

전세계적으로 다수 국가들의 주식시장은 한국주식시장과 같은 경쟁매매방식에

의한 주문주도형 시장으로 운 되고 있으며, 전자주문원장(electronic order book)이

보편적으로 구축되면서 나스닥(Nasdaq)과 같은 기존의 호가주도형 시장(quote-driven

market)들도 지정가 주문 거래제도를 도입하는 추세에 있다. 이같은 추세를 반 하여

시장미시구조분야 연구에서도 유동성 공급 측면에서 지정가 주문의 흐름 및 역할에

관한 이론적, 실증적인 연구가 현재까지 활발히 진행되고 있다. 기존에 진행된 연구

들은 지정가 주문시장에서 시장가 주문을 이용하는 투자자와 지정가 주문을 이용하

는 투자자의 특성에 관하여 논의의 초점을 두었으며, 최근에는 투자자들의 주문 제출

행위의 결정요인에 관한 연구가 진행되는 추세에 있다. 이들 연구에서 내려진 주된

결론은 시장가 주문과 지정가 주문을 상으로 한 투자자들의 주문 선택은 체결확률

과 거래비용간의 상반관계(trade-off)에서 결정된다는 것이다. 이론적인 연구인

Glosten(1994)에 의해 개발된 균형모형에서는 지정가 주문을 제출하는 투자자는 유동

성에 의한 가격변화로부터는 이득을 얻게 되지만, 정보에 의한 가격변화로부터 손실

을 입게 되는 조건이 제시되고 있다. 이 모형에서는 지정가 주문 시장에서 존재하는

투자자의 유형을 시장에 주로 지정가 주문을 제출함으로써 유동성을 공급하는 인내

형 투자자(patient trader)와 시장가 주문을 제출함으로써 유동성을 소비하는 성급형

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투자자(urgent trader)로 분류하 는데, 정보적 투자자들은 인내형 투자자보다는 긴급

형 투자자인 경향이 높다는 것으로 결론을 내리고 있다. Handa-Schwartz(1996)의 연

구에서는 주문주도형 시장에서 유동성의 공급으로 인한 일시적인 가격변동은 투자자

들의 주문 제출 의사결정에 있어서 주요한 요인이라고 주장하 다. 이들은 유동성 공

급으로부터 발생하는 이익이 정보적 투자자와의 거래로부터의 잠재적 손실을 초과하

는 상황에서, 일시적 변동성은 시장가 주문보다도 지정가 주문을 끌어오는 하나의 요

인으로 해석할 수 있다고 하 다.

Foucault(1999)는 지정가 주문시장에 한 게임이론적 모형을 개발하 다. 이 연구

에서는 주식의 변동성이 증가할수록 시장가 주문에 의한 거래는 높은 비용을 초래하

기 때문에 주문흐름에서 지정가 주문의 비율은 주가변동성과 함께 증가한다고 결론

을 내렸다.

Biais-Hillion-Spatt(1995)는 파리주식시장을 상으로 1991년 19거래일간 CAC 40

종목의 주문흐름을 분석한 실증연구에서 투자자들은 매도 주문과 매수 주문 모두 상

방 최우선호가에 해당하거나 스프레드 범위내의 주문가격으로 지정가 주문을 제출

하는 빈도가 가장 높음을 제시하 다. Harris-Hasbrouk(1996)은 1990년 11월부터

1991년 1월까지 3개월 간의 NYSE Super DOT 주문자료를 상으로 하여 시장가 주

문과 지정가 주문의 상 적 성과를 실증적으로 분석하 다. 이 연구에서는 최우선호

가에 해당하거나 이보다 양호한 가격으로 제출된 지정가 주문이 시장가 주문에 비해

서 체결 성과 측면에서 높다는 실증적 결과를 발견하 다. Griffiths-Smith-Turnbull-

White(2000)은 캐나다의 토론토 주식시장(Toronto Stock Exchange)를 상으로 1997

년 6월 동안의 모든 거래를 상으로 주문공격성(order aggressiveness)의 결정요인과

비용을 실증적으로 분석한 결과에서 공격적인 주문은 수동적인 주문에 비해서 높은

가격충격을 초래하며 낮은 기회비용을 가지는 것으로 분석되었다. 또한 가격충격은

주문규모, 기업규모, 주가의 변동성 등에 의해 향을 받으며 정보를 가진 투자자는

매도 주문 전략보다도 공격적인 매수 주문전략을 제출할 가능성이 높다고 결론을 내

렸다.

Chung-Van Ness(1999)는 NYSE의 매도호가 및 매수호가는 스페셜리스트의 직접

적인 관여 없이도 주문원장 자체에서 연유하고 있으며, 투자자들과 스페셜리스트간

의 경쟁은 호가 스프레드에 유의적인 향을 미친다는 실증적 결과를 제시하 다. 또

최�혁∙이우백 63

한 U-형태의 일중 스프레드는 지정가 주문 투자자들이 제출한 스프레드의 일중 변동

성을 부분 반 하는 것으로 설명하 다. Cho-Nelling(2000)은 NYSE를 상으로

지정가 주문의 체결확률과 지정가 주문의 기 효익을 측정한 실증연구에서 매수 지

정가 주문보다는 매도 지정가 주문의 체결확률이 상 적으로 높다고 주장하 다.

Ahn-Bae-Chan(2001)은 1996년 7월부터 1997년 6월까지의 기간 동안 홍콩주식시

장에 상장된 주식 33종목을 상으로 주가변동성과 시장깊이를 실증적으로 연구한

결과에서 시장깊이는 시장의 일시적인 변동성의 증가 직후에 상승하지만, 일시적인

변동성은 시장깊이의 상승 직후에 감소한다는 결론을 내렸다. 아울러 이러한 일시적

변동성이 매도주문(매수주문)으로부터 발생할 때, 투자자들은 시장가 매도주문(매

수)주문보다는 지정가 매도(매수)주문을 제출하는 경향이 높다고 주장하 다.

Hasbrouk-Saar(2001)도 1999년 10월 1일부터 1999년 12월 31일까지의 기간동안 미

국의 장외주식거래시스템인 Island ECN을 상으로 지정가 주문과 변동성간의 관계

를 실증분석하 다. 이들의 연구결과에서는 시장의 주문흐름에서 지정가 주문의 비

율이 낮고 주문원장의 깊이가 낮을수록 변동성이 높은 것으로 나타났으며, 또한 지정

가 주문의 체결확률이 높고 체결시간이 짧을수록 변동성이 증가하는 것으로 분석되

었다.

시장가 주문과 시장가체결가능지정가(marketable limit order) 주문간의 차이를 거래

비용 측면에서 연구한 Peterson-Sirri(2001)는 주문불균형이 존재하는 경우 투자자들

은 시장가 주문보다 규모의 시장가체결가능지정가 주문을 더 빈번히 제출하는 것

으로 분석하 으며, 낮은 거래비용을 가진 주문유형을 전략적으로 선택하는 것으로

결론을 내렸다.

본 연구를 수행한 결과, 한국주식시장에서 투자자들이 가장 빈번하게 제출하는 주

문 유형은 체결비용 측면에서 가장 유리한 주문 유형인 최우선매수호가 이하에서 주

문가격을 결정하는 매수 주문과 최우선매도호가 이상에서 주문가격을 결정하는 매도

주문으로 분석되었다. 모든 주문 유형들의 체결비용에 가장 큰 향을 미치는 요인은

스프레드로써 공격적인 주문 유형은 체결비용과 양의 상관관계를 가지며, 수동적인

주문은 스프레드와 음의 상관관계를 가지는 것으로 분석되었다. 또한 공격적인 주문

의 체결비용은 주문빈도, 기업규모등과는 음의 상관관계를 가지는 반면, 변동성 및

주문규모와는 양의 상관관계를 가지고 있는 것을 확인하 다.

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II장부터 전개될 본 논문의 구성은 다음과 같다. II장에서는 본 연구와 관련하여 한

국주식시장의 주문제도와 관련한 특징을 고찰하여 보고, III장에서는 연구에서 사용

된 자료와 표본종목에 관하여 간략히 설명하 다. IV장은 주문 전략 유형에 관한 다

양한 실증적 분석에 한 방법과 결과이다. 마지막으로 V장은 실증적 분석을 토 로

한 결론을 제시하 다.

II. 한국주식시장의 주문 제도

한국주식시장은 전형적인 지정가 주문시장이다. 시장의 유동성 공급은 전적으로

투자자들의 주문 제출에 의존하며, 체결은 시간과 주문가격의 우선순위에 의해 수행

된다. 또한 주문은 전산시스템에 의하여 중앙으로 집중되므로 실시간 주문흐름과 체

결과정이 기록되며, 주문원장에 관한 정보가 외부에 공개되는 매우 투명한 시장이다.

한국주식시장에서 매매거래에 직접 참가할 수 있는 주체는 증권회사인 회원에 한

정되어 있므로, 회원이 아닌 일반 투자자가 매매거래를 하고자 할 때에는 거래소 회

원인 증권회사에 주문(order)을 제출해야 한다. 회원은 접수된 주문에 따라 지정가호

가, 시장가호가 및 조건부지정가호가를 제시할 수 있다. 1996년 11월 25일 이전까지

는 지정가호가만 가능했지만, 재구축 전산시스템의 가동과 함께 시장가 호가와 조건

부지정가호가1)를 도입하 다. 한국주식시장과 같은 경쟁매매시장의 경우 호가내용

이 주문내용과 차이가 없어 주문이 가격을 결정하는 결과가 되는 반면, 딜러시장의

경우 딜러가 제시한 호가에 하여 주문은 그 가격을 수용하는 특성을 가진다. 이처

럼 경쟁매매시장의 경우에는 호가와 주문간에는 주체나 명의상의 차이만 존재하지

만, 딜러시장의 경우 호가와 주문간 성격이 근본적으로 다르다.

한국주식시장의 호가접수시간은 정규시장과 시간외 시장으로 분리된다. 정규시장

의 호가접수시간은 장개시 60분 전인 오전 8:00부터 장종료시점인 오후 15:00까지이

며, 8:00부터 9:00까지는 시가결정을 위한 동시호가접수시간이다. 시간외 시장의 경


1) 지정가호가로 매매에 참여하다가 종가결정을 위한 동시호가시간개시 전까지 전량이 체결이

되지 않는 경우, 미체결잔량이 종가결정을 위한 동시호가시간 개시시점에 자동으로 시장가호

가로 전환되는 호가임.

우에는 매매거래시간인 15시 10분부터 15시 40분까지가 호가접수시간이다. 호가는

호가접수 당일의 호가접수시간 내에서 호가를 접수한 때부터 매매거래가 성립될 때

까지 유효하므로 효력기간은 당일로 한정된다. 다만 정규시장의 호가접수시간에 접

수된 호가는 시간외 시장에서 인정되지 않으므로 시간외매매에 참여하기 위해서는

별도로 호가를 제출하여야 한다.

일단 제출된 주문의 취소는 주문의 미체결잔량에 하여만 가능하며, 주문수량에

서 일부 잔량만 취소시키는 일부취소일 경우에 취소 후 잔량은 호가접수시간이 변경

되지 않고 최초의 접수시간으로 기록된다. 호가의 정정은 미체결잔량에 하여 가능

하지만, 가격 정정만 인정되며 수량정정은 인정되지 않는다.

시장에 호가가 접수되면 접수된 순서에 따라 호가접수시간과 호가접수번호가 부여

되며 전산시스템의 호가집계표에 집계되어 기록된 순서에 따라 매매체결이 이루어진

다. 호가집계표는 호가공개기준에 의해 시장내∙외로 공개된다. 호가정보공개의 범

위는 2002년 1월 2일 이전까지는 실제 호가된 내용을 기준으로 최우선 5단계 및 총

수량을 시장외에 공개하 으나, 이후에는 매도∙매수별 최우선호가의 가격을 포함한

10단계 우선 호가가격, 그 가격 별 호가수량 및 당해 호가수량의 합계수량을 공개하

고 있다.2) 현행 호가가격단위는 가격이 5,000원 미만인 경우 5원, 5,000원 이상

10,000원 미만인 경우 10원, 10,000원 이상 50,000원 미만인 경우 50원, 50,000원 이

상 100,000원 미만인 경우 100원, 100,000원 이상 500,000원 미만인 경우 500원,

500,000원 이상인 경우 1,000원으로 되어 있다.

III. 자료 및 표본

본 연구의 수행에 사용된 자료는 IFB/KSE 데이터베이스의 2000년 6월 1일~2000

년 12월 26일까지의 주문자료와 체결자료이다. IFB/KSE 주문자료에는 하루 중 호가

접수시간에 접수된 모든 주문에 해 주문수량과 주문가격은 물론 주문의 취소정정,

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2) 한국주식시장과 달리 스톡홀름주식시장, 토론토주식시장, 파리주식시장에서 투자자들은 자

신이 제출한 주문중에서 일부수량을 공개하지 않을 수도 있다.

매수매도 방향, 집계시각, 접수시각, 최우선호가 및 잔량, 주문주체에 관한 모든 기록

을 수록하고 있다. 또한 취소정정 주문에 한 원주문가격 및 원주문수량까지도 파악

할 수 있다.

본 연구에서 설정한 표본기간은 점심시간의 폐지로 인하여 거래시간이 연장되고

전후장이 통합된 2000년 5월 22일 이후인 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일로

정하 으며 접속매매시간에 제출된 주문만을 상으로 하 다. 시가 및 종가 결정을

위하여 동시호가시간에 제출된 주문들은 접속매매시간과 주문체결 방식이 다르므로

제외하 으며, 시간외 매매 시간의 주문도 종가로만 접수되기 때문에 본 연구의 상

에서 벗어난다. 점심시간 폐지 이전의 기간을 포함할 경우 상이한 제도기간(regime)

의 혼합으로 인하여 정보의 반 및 가격발견 측면에 있어서 연구결과에 편의(bias)를

초래할 가능성이 있으므로 이전의 기간은 제외하 다. 이와 아울러 표본기간은 호가

정보공개기준이 5단계 호가로 확 된 시점인 2000년3월 6일 이후의 기간이다. 표본

종목들은 표본기간인 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일까지 관리 상종목으로

의 편입 및 거래정지가 없이 연속적으로 상장된 보통주 종목들을 상으로 하 다.

이중 취소주문이 빈번한 종목은 정상적인 체결보다는 허수성 호가 제출을 통한 시세

조종의 가능성이 높은 종목이므로 본 연구의 목적과는 부합하지 않으며, 주문빈도가

너무 낮아 충분한 관측치를 확보하지 못한 종목들도 제외하 다. 이같은 기준에 의해

서 표본기간 동안 하루에 50회 이상의 정상주문이 접수된 일수가 100일 이상을 기록

한 575개 종목들을 상으로 하 다.

<그림 1>에서는 표본기간인 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일까지 141거래

일동안의 575개 종목들의 접속매매시간에 제출된 총주문수, 총거래횟수, 충주문량,

총거래량과 종합주가지수의 시계열 추이를 제시하고 있다. 패널 A에서 종합주가지수

는 2000년 6월 1일의 738.49point에서 출발하여 2000년 12월 26일의 504.62point로

마감할 때까지 전반적으로 완만하게 하락하는 추세에 있으며 큰 변동폭은 나타나지

않는다. 표본기간 내에서 총주문수와 총거래수는 종합주가지수의 변화 추세와 유사

한 흐름을 보이고 있으며, 종합주가지수가 851.47point의 최고치를 기록한 다음날인

2000년 7월 11일에 제출된 총주문수와 체결된 총거래횟수가 가장 높았다. 총주문수

량과 총거래량이 가장 많았던 날은 2000년 8월 7일로 577,743주의 주문량이 제출되

어 313,633주가 체결되었다.


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*한국주식시장에 상장된 575개 표본종목을 상으로 표본기간인 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일까지 141일 동안의 접속매매시간에 제출된 총주문수, 총체결거래횟수, 총매수주문량, 총매도주문

량, 종합주가지수의 시계열 추이를 나타낸다.

[그림 1] 표본기간 내 종합주가지수, 총주문수, 총거래수, 매수주문량, 매도주문량의 시계열 추이

패널 A: 종합주가지수, 총주문수, 총거래수 추이

패널 B: 매수주문량 및 매도주문량

패널 B에서 제시된 매도주문량과 매수주문량의 시계열 추세도 종합주가지수와 유

사한 행태를 나타내고 있으며, 장세흐름과 관계없이 표본기간 동안의 모든 일수에서

매수주문량이 매도주문량을 초과하는 형태를 나타내고 있다.


<표 1> 표본종목들의 요약 통계치

일평균총 일평균총 일평균정상 일평균정상 일평균 일평균 일평균

주문횟수 주문량 주문횟수 주문량 체결횟수 체결량 체결 금

(100주) (100주) (100주) 일평균

평 균 1,679 19,876 1,261 13,312 903 3,985 3,204표준편차 3,024 55,801 2,308 36,256 1,718 10,980 13,112최소값 138 14 79 11 9 2 1225% 431 2,355 314 1,549 193 414 28450% 823 6,000 604 3,963 412 1,091 67675% 1,690 18,147 1,264 12,286 917 3,712 1,729

최 값 39,716 965,535 30,589 608,330 22,768 173,643 243,823왜 도 6.57 11.03 6.60 10.46 6.59 9.78 12.85첨 도 61.61 162.14 62.50 146.57 62.24 125.93 212.10

호가 스프레드율 주문원장 최우선 최우선 일별 기업

스프레드 크기 매도호가 매수호가 변동성 규모

(원) (%) (단계) 깊이(주) 깊이(주) (%) (1억원)

평 균 141.39 1.149 57.52 2,048 1,668 4.83 4,181.43표준편차 432.96 0.797 24.99 3,780 2,970 1.32 28,313.59최소값 5.35 0.188 14.59 35 27 1.88 17.8525% 23.08 0.570 40.73 482 430 3.90 180.0850% 56.10 0.941 51.17 893 780 4.64 369.8675% 131.55 1.515 69.62 1,982 1,642 5.63 994.00

최 값 8,015.27 6.148 170.90 48,674 40,436 10.33 464,366.41왜 도 12.37 1.905 1.43 5.91 6.23 0.67 12.48첨 도 201.14 5.831 2.50 51.40 59.41 0.47 172.30

*한국주식시장에 상장된 575개 표본종목을 상으로 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일까지

141일 동안의 접속매매시간에 제출된 주문과 체결에 관한 변수들의 기술적 요약통계치이다. 표본

종목들은 표본기간 동안 연속적으로 상장되고 관리 상종목 편입, 거래정지가 없던 보통주 종목들

중에서 50회 이상의 정상주문이 접수된 일수가 100일 이상을 기록한 종목들을 상으로 하 다.

모든 변수들의 통계치는 개별종목별로 표본 기간동안의 시계열 평균을 산출한 다음에 이를 횡단면

평균한 값이다. 기업규모는 2000년 5월 31일 종가와 발행주식수에 근거한 시장총가치이다.

<표 1>은 한국주식시장에 상장된 575개 표본종목을 상으로 2000년 6월 1일부터

2000년 12월 26일까지 141일 동안의 접속매매시간인 오전 9:00부터 오후 15:00까지

제출된 주문과 체결에 관한 변수들의 기술적 요약 통계치이다. 모든 변수들의 통계치

는 개별종목별로 표본기간인 141일 동안의 시계열 평균을 산출한 다음에, 이를 횡단

면 평균한 값이다. 표본종목에 한 주문과 관련한 변수 중에서 일별 평균 총주문횟

수는 1,679회, 일별 평균 정상주문수는 1,261회이다. 주문 제출 직전의 최우선매도호

가와 최우선매수호가와의 차이인 호가스프레드의 평균은 141.39원으로 계산되었으며

호가스프레드를 최우선매도호가와 최우선매수호가와의 중간값(quote midpoint)으로

나눈 값인 스프레드율은 1.149%로 분석되었다. 주문원장의 크기는 주문의 접수 시점

까지 미체결되어 주문원장에 누적된 모든 매도호가와 매수호가의 총가격 단계로, 평

균적으로 매 주문시점에는 매도호가 및 매수호가를 모두 포함하여 57단계의 호가가

누적되어 있음을 제시한다. 최우선매도호가의 평균 잔량은 2,048주로 최우선매수호

가의 잔량보다 평균 380주 깊은 것으로 분석되었다. 변동성은 표본기간동안의 일별

수익률의 표준편차이다. 기업규모는 2000년 5월 31일 종가와 발행주식수에 근거한

시장총가치이다.

1. 주문 유형의 특성

본 연구에서 주문유형은 Biais-Hillion-Spatt(1995), Griffiths-Smith-Turnbull-

White(2000) 등이 사용한 방법에 따라 주문의 공격성(aggressiveness)을 기준으로 매

도주문과 매수주문에 해 각각 6개의 유형으로 분류하 다. 각 주문 유형은 [그림

2]와 같이 주문의 방향에 따라 매도주문과 매수주문으로 구분되며, 매수주문상한가

와 매도주문상한가 사이의 주문가격 범위 내에서 주문가격의 위치와 주문수량에 따

라 주문의 공격성이 분류된다. 주문 유형의 공격성이 강할수록 체결의 우선순위를 확

보하는 반면, 유리한 체결가격은 포기해야 하는 상반관계를 가진다. 주문 유형 1은

가장 공격적인 주문으로 매수주문의 경우 주문가격이 주문시점의 최우선매도호가보

다 높은 주문인 B1이며, 매도주문의 경우 주문가격이 주문시점의 최우선매수호가보

다 낮은 주문인 S1이다. 이러한 주문 유형 1은 시장가주문(market order)과 시장가체

결가능 지정가 주문(marketable limit order)으로 구성된다. 주문 유형 2는 주문가격이

70 經 � , 36 卷 4

상 방의 최우선호가와 동일하며 주문규모가 상 방 최우선호가잔량을 초과하는 주

문으로 매수주문의 경우에는 B2, 매도주문의 경우에는 S2로 표시한다. 주문 유형 3

은 주문가격이 상 방의 최우선호가와 동일하지만, 주문규모는 상 방 최우선호가잔

량 이하인 주문으로 매수주문의 B3와 매도주문의 S3가 이에 해당한다. 주문 유형 3

은 주문 제출 즉시 상 방 최우선호가잔량 이내에서 전량 체결되지만, 주문 유형 2는

상 방 최우선호가잔량 이하의 수량만이 즉시 체결되며, 나머지 미체결 잔량은 이후

에 지정가 주문으로 주문원장에 남아 있게 된다.

지정가 주문(limit order)에 속하는 주문 유형 4~6은 주문 제출 즉시 체결되지는 않

으며 주문전량이 주문원장에서 기록되어 체결시까지 기하게 된다. 주문 유형 4에

서 B4와 S4의 주문가격은 스프레드 범위인 최우선매수호가와 최우선매도호가 사이

에 위치한다. 주문 유형 5에서 매수주문인 B5는 주문가격이 최우선 매수호가로 제출

하는 주문이며, 매도주문인 S5는 최우선 매도호가로 제출하는 주문이다. 주문의 공

격성이 가장 낮은 수동적인 주문 유형 6은 매수주문의 경우 주문가격이 최우선 매수

호가보다 낮은 주문 B6과 매도주문의 경우 주문가격이 최우선 매도호가보다 높은 주

문인 S6이다.3)


[그림 2] 주문 제출 전략의 유형

3) Harris-Hasbrouk(1996)에서는 지정가주문가격의 위치(limit price position)를 기준으로 주문전

략의 유형을 4가지로 분류하고 있다. 이는 주문을 제출하는 방향과 동일한 방향의 최우선호

가에 한 주문가격의 위치를 기준으로 한 방법이며, 시장가 체결가격가능주문은 시장가주문

을 포함하고 있다.

매수주문 매도주문

매수상한가

주문가격 주문수량

주문가격

매도하한가

주문수량 주문수량0

B1

B2 B3

B4

S6

S5

S4

S3

S1

S2B5

B6

최우선매도호가

최우선매도호가잔량

최우선매수호가잔량

최우선매수호가

Biais-Hillion-Spatt(1995), Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)가 제시한 주문공

격성(order aggressiveness)에 따른 주문유형이다. 매수주문에서 B1은 주문가격이 최우

선매도호가보다 큰 주문으로써, 시장가주문(market order)을 포함한다. B2는 주문가

격이 최우선매도호가와 동일하며 주문규모가 최우선매도호가잔량을 초과하는 주문이

다. B3는 주문가격이 최우선매도호가와 동일하지만 주문규모는 최우선매도호가잔량

이하인 주문이다. B4는 주문가격이 최우선매수호가와 최우선매도호가 사이에 위치하

는 주문이다. B5는 주문가격이 최우선매수호가와 일치하는 주문이며, B6은 주문가격

이 최우선매수호가보다 낮은 주문이다. 매도주문에서 S1은 주문가격이 최우선매수호

가보다 낮은 주문으로써, 시장가주문을 포함한다. S2는 주문가격이 최우선매수호가

와 동일하며 주문규모가 최우선매수호가잔량을 초과하는 주문이다. S3는 주문가격이

최우선매수호가와 동일하지만 주문규모는 최우선매수호가잔량 이하인 주문이다. S4

는 주문가격이 최우선매수호가와 최우선매도호가 사이에 위치하는 주문이다. S5는

주문가격이 최우선매도호가와 일치하는 주문이며, S6은 주문가격이 최우선매도호가

보다 높은 주문이다.

<표 2>는 [그림 2]에서 설명된 주문 전략 유형들의 기술적 통계치로써 패널 A와

패널 B는 각각 매수주문과 매도주문에 한 총주문수, 주문 1건당 평균주문규모,

주문체결율(fill rate), 주문취소(정정율, 일부수량체결주문비율, 체결 주문당 평균체

결횟수, 평균 체결시간, 평균 정정(취소 시간을 제시하고 있다. 총주문수를 제외한

각 통계치들은 표본기간인 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일까지의 141일 동안

개별종목별로 주문 유형에 해당하는 평균을 계산한 다음, 이들을 상으로 한 575개

종목의 횡단면 평균치이다.

패널 A의 매수 주문 총제출횟수에서 주문 빈도가 가장 높은 주문 유형은 지정가 주

문 중에서 공격성이 제일 낮은 B6으로, 표본기간 동안 제출된 총 58,073,758건의 주

문 중 42.30%(24,567,905건)를 차지하고 있다. 가장 공격적인 주문인 B1은 총 주문

중 11.50%를 구성하고 있으며, B2는 모든 주문 유형 중에서 가장 낮은 3.85%의 비중

에 해당된다. 주문 1건당 평균 주문수량에서는 B6이 총주문수의 비중보다 높은

52.69%를 구성하고 있으며, B1은 총주문수의 비중과 유사한 11.08%를 차지하고 있

다. 총주문수에서 가장 낮은 비중을 기록한 것으로 분석된 B2는 주문수량에서는 총

주문수의 비중의 2배 이상인 7.89%를 점유함으로써, 주문 1건당 평균 주문규모에서

72 經 � , 36 卷 4

는 1,562.43건으로 6개 주문 유형 중 가장 높음을 확인할 수 있다. 이와 같은 결과는

패널 B의 매도 주문에서도 유사하게 나타난다. 총 주문제출빈도에서 가장 수동적인

주문 유형인 S6은 45.17%로 가장 높은 비중을 차지하고 있는 반면, S2는 3.80%로 그

비중이 가장 낮다. 총 주문수량에서도 S6은 총매수주문의 41.06%를 구성하고 있는

반면, 전체 주문수량에서 9.33%를 구성하고 있는 S2는 주문 1건당 평균 주문규모에

서 1,430.41주로 6개의 매수 주문 유형 중 가장 높다.

이와 같은 결과는 주문 전략의 유형을 공격성에 따라 본 연구와 동일하게 설정하여

분석한 선행 연구의 결과와는 상이한 차이가 있다. Biais-Hillion-Spatt(1995)의 연구

결과에서는 매수 주문의 경우 총주문빈도 중에서 B3에 해당하는 주문 유형은 12.5%,

매도 주문에서 S3에 해당하는 주문 유형은 24.0%를 차지함으로써 전체적으로 주문

유형 3이 가장 높은 주문 비중을 차지하고 있음을 제시하고 있으며, Griffiths-Smith-

Turnbull-White(2000)도 매수 주문과 매도 주문에서 주문 유형3이 각각 41.36%와

34.38%를 차지하고 있어 제출 빈도의 비중이 가장 높은 주문 유형임을 보고하고 있

다. 이에 비해서 한국주식시장에서는 주문 유형 3은 공격성이 낮은 주문 유형인 주문

유형 6, 5의 비중보다 낮은 것으로 분석되었다. 이와 같은 결과의 차이는 해당 주식

시장에서의 투자자들의 위험 성향, 주문 제출 행위, 특수한 시장미시구조, 표본종목

들의 횡단면적인 특성 및 표본기간의 장세에 기인할 수 있다.

개별 주문수량 중에서 체결 수량이 차지하는 비율인 주문체결율에서는 매수 주문

과 매도 주문 모두 주문 유형 1, 3의 체결율이 99% 이상으로 주문 제출 이후 1분 이

내에 신속히 체결되는 것으로 분석되었다. 주문체결율은 주문의 공격성이 낮을수록

하락하는 경향을 나타내고 있다. B6, S6은 총주문수에서 차지하는 비중 측면에서 가

장 높음에도 불구하고, 각각 31.07%와 24.21%의 낮은 체결율을 기록하고 있으므로

이 주문 유형을 제출하는 투자자들은 해당 주문의 높은 미체결위험(non-execution

risk)에 직면하고 있음을 제시한다. 전체 매수주문의 체결율은 60.93%로 전체 매도주

문의 체결율인 57.23%보다 높은 것으로 나타났다.

주문 취소(정정율은 주문체결율과 반 로 주문의 공격성이 낮을수록 증가함을 확

인할 수 있으며, 주문 유형 2의 취소(정정율은 매수주문과 매도주문에서 각각 8.81%

와 10.32%를 기록하고 있어 주문 유형 1이나 3보다도 현저하게 높은 것을 확인할 수

있다. 이와 같이 주문 유형 2의 주문 취소(정정율이 높은 원인 중의 하나에는 주문


74 經 � , 36 卷 4

<표

2>

주문

전략

유형

의기

술적

통계

치

주문

유형

(1) 총

주문

(2) 평

균주

문(3

) 주

문(4

) 주

문(5

) 일

부수

량(6

) 체

결(7

) 평

균체

결(8

) 평

균취

소횟

수수

량체

결율

취소

∙체

결주

문주

문당

평균

시간

시간

(주)

(%)

정정

율(%

)비

율(%

)체

결횟

수(분

:초)

(분:초

)

매수

주문

B1:

주문

가격

> 최

우선

매도

호가

6,67

9,99

492

2.51

99.1

50.

701.

972.

500:

3411

:24

(시장

가주

문포

함)

(11.

50%

)(1

1.08

%)

(0.5

1)(0

.44)

(1.1

4)(0

.25)

(0:3

3)(1

4:31

)

B2:

주문

가격

=최

우선

매도

호가

2,23

3,64

21,

562.

4389

.93

8.81

19.4

13.

303:

5013

:53

주문

수량

> 최

우선

매도

호가

잔량

(3.8

5%)

(7.8

9%)

( 2.

76)

(2.1

7)(5

.09)

(1.0

6)(2

:19)

(7:3

2)B3

: 주

문가

격=

최우

선매

도호

가8,

959,

672

427.

1899

.94

0.00

0.13

1.35

0:00

0:00

주문

수량

≤최

우선

매도

호가

잔량

(15,

43%

)(8

.31%

)(0

.03)

(0.0

0)(0

.06)

(0.1

5)(0

:00)

(0:0

0)B4

: 최

우선

매수

호가

< 주

문가

격3,

387,

542

638.

2871

.35

24.7

46.

441.

6112

:18

16:5

0<

최우

선매

도호

가(5

.83%

)(3

.54%

)(1

1.40

)(8

.44)

(0.9

7)(0

.19)

(8:3

5)(8

:29)

B5:

주문

가격

=최

우선

매수

호가

12,2

45,0

0366

0.71

62.0

232

.29

3.75

1.52

16:5

117

:13

(21.

09%

)(1

6.49

%)

( 8.

05)

(5.1

0)(0

.92)

(0.0

9)(9

:25)

(8:2

4)B6

: 주

문가

격<

최우

선매

수호

가24

,567

,905

1,29

5.30

31.0

744

.94

2.02

1.44

42:2

835

:30

(42.

30%

)(5

2.69

%)

(6.4

2)(5

.64)

(0.5

5)(0

.07)

(11:

41)

(9:4

0)BT

: 전

체58

,073

,758

945.

8560

.93

27.7

53.

381.

7512

:31

31:1

1(1

00.0

0%)

(100

.00%

)(5

.97)

(4.2

6)(0

.95)

(0.1

0)(

4:10

)(8

:19)

한국

주식

시장

에상

장된

575개

종목

을상

으로

2000

년6월

1일부

터20

00년

12월

26일

까지

141일

동안

에접

속매

매시

간에

제출

된모

든

주문

에관

한기

술적

통계

치이

다. 주

문유

형은

Biai

s-H

illio

n-Sp

att(

1995

), G

riffit

hs-S

mith

-Tur

nbul

l-W

hite(2

000)

에따

라주

문의

공격

성을

6개

의유

형으

로분

류하

다. (1

) 총

주문

횟수

는해

당표

본기

간동

안에

제출

된주

문의

총합

계이

며괄

호안

의값

은각

주문

유형

별주

문횟

수

가차

지하

는비

중을

나타

낸다

. (2

) 평

균주

문수

량은

개별

종목

별로

해당

기간

동안

의주

문1건

당평

균주

문수

량을

구한

다음

, 이

를횡

단면

평균

한값

이다

. 괄

호안

의값

은각

주문

유형

별주

문수

량이

차지

하는

비중

을나

타낸

다. (3

) 주

문체

결율

과(4

) 주

문취

소(정

정율

은개

별종

목별

로해

당기

간동

안의

각주

문1건

의주

문수

량에

한체

결수

량과

취소

(정정

수량

의평

균비

율을

구한

다음

, 이

를횡

단면

평균

한값

이

다. (5

) 일

부수

량체

결주

문비

율은

개별

종목

별로

주문

수량

에서

일부

수량

만이

체결

된주

문건

수가

해당

주문

유형

의총

주문

건수

에서

차지

하

는비

율을

구한

다음

, 이

를횡

단면

평균

한값

이다

. (6

) 체

결주

문당

평균

체결

횟수

는개

별종

목별

로해

당기

간동

안체

결주

문1건

당분

할체

결횟

수를

구한

다음

, 이

를횡

단면

평균

하다

. (7

) 평

균체

결시

간과

(8)

평균

취소

시간

은개

별종

목별

로해

당기

간동

안각

주문

이접

수된

시각

부터

체결

시각

과취

소(정

정시

각까

지의

시간

을체

결수

량과

취소

(정정

수량

으로

가중

평균

한다

음, 이

를횡

단면

평균

하다

. (3

)~(8

)

의괄

호안

의값

은표

준편

차를

나타

낸다

.


<표

2>

계속

주문

유형

(1) 총

주문

(2) 평

균주

문(3

) 주

문(4

) 주

문(5

) 일

부수

량(6

) 체

결(7

) 평

균체

결(8

) 평

균취

소횟

수수

량체

결율

취소

∙체

결주

문주

문당

평균

시간

시간

(주)

(%)

정정

율(%

)비

율(%

)체

결횟

수(분

:초)

(분:초

)

매도

주문

S1:

주문

가격

< 최

우선

매수

호가

7,69

9,19

11,

038.

9099

.24

0.59

1.78

2.75

0:24

12:4

4(시

장가

주문

포함

)(1

3.25

%)

(18.

01%

)(0

.43)

(0.3

9)(0

.91)

(0.2

7)(0

:32)

(9:2

8)

S2:

주문

가격

=최

우선

매수

호가

2,20

5,01

81,

430.

4187

.86

10.3

223

.01

3.35

3:39

17:4

4주

문수

량>

최우

선매

수호

가잔

량(3

.80%

)(

9.33

%)

(3.4

4)(2

.56)

(5.9

8)(1

.19)

(1:5

8)(8

:08)

S3:

주문

가격

=최

우선

매수

호가

8,95

6,65

249

0.09

99.9

10.

000.

231.

410:

010:

00주

문수

량≤

최우

선매

수호

가잔

량(1

5.42

%)

(11.

57%

)(0

.04)

(0.0

0)(0

.10)

(0.1

7)(0

:00)

(0:0

0)

S4:

최우

선매

수호

가<

주문

가격

2,89

9,20

358

8.01

66.1

128

.09

8.15

1.66

12:0

123

:20

< 최

우선

매도

호가

(4.9

9%)

(3.7

2%)

(12.

66)

(9.0

1)(1

.54)

(0.2

5)(7

:48)

(10:

44)

S5:

주문

가격

=최

우선

매도

호가

10,0

88,1

1360

7.37

56.3

733

.99

4.10

1.55

16:5

324

:46

(17.

37%

)(1

6.31

%)

(9.0

1)(4

.40)

(0.8

5)(0

.13)

(9:3

9)(1

1:45

)

S6:

주문

가격

> 최

우선

매도

호가

26,2

40,5

8671

0.68

24.2

139

.38

1.59

1.42

44:1

953

:05

(45.

17%

)(4

1.06

%)

(4.7

5)(5

.27)

(0.4

4)(0

.07)

(10:

48)

(10:

37)

ST:

전체

58,0

88,7

6371

9.16

57.2

325

.34

3.49

1.88

9:49

43:3

8(1

00.0

0%)

(100

.00%

)(4

.69)

(3.4

7)(1

.01)

(0.1

3)(2

:40)

(9:1

3)

유형 2의 주문수량이 상 방최우선호가잔량을 초과하기 때문에 체결 시점 이후의 미

체결 주문수량에 해서 취소 또는 정정 행위가 빈번하게 발생한다는 점이 있다. 이

와 같은 점은 주문 유형 2의 높은 주문 취소(정정율로 인하여 주문체결율은 상 적으

로 주문 유형 3보다도 상 적으로 낮다는 결과에서도 재확인될 수 있다.

일부수량 체결주문 비율은 총 주문수 중에서 일부수량만이 체결된 주문이 차지하

는 비율을 나타낸다. 일부수량 체결주문 비율에서는 주문 취소(정정율에서 제시된 결

과와 마찬가지로 주문 유형2가 매도 주문과 매수 주문 모두에서 19% 이상을 기록함

으로써 다른 주문 유형보다 유의적으로 높은 것을 볼 수 있다. 주문 유형 4~6의 주

문 취소(정정율이 주문 유형 2보다 높음에도 불구하고 일부수량 체결주문 비율에서

낮게 나타난 결과는, 주문 유형 2의 취소(정정의 상이 되는 주문은 부분 일부 미

체결된 잔량을 보유한 주문인 반면에 주문 유형 4~6의 주문에서는 전량 미체결된 상

태에서 주문 제출자들이 취소(정정하는 경향이 높기 때문인 것으로 판단된다. 따라서

주문 유형 4~6의 주문을 취소하거나 정정할 경우에는 주문(취소정정율만을 증가시

키지만, 주문 유형 2의 경우 주문을 취소하거나 정정할 경우에는 주문(취소정정율보

다는 일부수량체결주문비율을 상승시키는 효과를 가져오게 된다.

주문 유형 1과 2는 다른 주문 유형보다도 체결 주문당 평균 체결 횟수가 높다. 매

수주문의 B1은 평균적으로 2.5회로 분할되어 체결되며, B2는 하나의 주문이 3.3회에

걸쳐서 체결되고 있음을 확인할 수 있다. 반면에 주문수량이 최우선호가잔량 이하인

B3, S3는 1.35회와 1.41회의 평균체결횟수를 기록하고 있다. 평균체결시간과 평균취

소시간은 주문의 공격성이 낮아질수록 시간이 길어지고 있음을 알 수 있다. Griffiths-

Smith-Turnbull-White(2000)가 분석한 토론토 주식시장의 결과에서 가장 공격적인

매수 주문유형인 B1의 경우에도 평균 체결시간이 9분 54초가 소요되고, 공격성이 가

장 낮은 주문인 B6의 경우에도 88분 이후에 체결되는 것과 비교하여 볼 때 한국주식

시장에서의 체결시간은 상당히 빠른 편이다.

2. 주문 제출의 일중 시간 별 분석

Biais-Hillion-Spatt(1995)는 하루 중의 주문 제출 시간 별 분포에서‘U’자에 가까

운 형태를 가지며 오전장에서 빈도가 집중됨을 제시한 바 있다. [그림 3]의 패널 A의

76 經 � , 36 卷 4


*한국주식시장에 상장된 575개 종목을 상으로 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일까지 141일

동안 접속매매시간에 제출된 모든 주문에 관한 12개 주문유형의 일중 30분 간격 12개 시간 별 분포

를 나타낸다. 패널 A는 개별종목별로 해당 표본기간 내에 특정 주문유형의 주문총수에서 각 시간

에 집계된 주문수가 차지하는 비율을 구한다음, 이를 횡단면 평균한 주문 제출의 시간 별 분포를 나

타낸다. 패널 B는 개별종목별로 해당 표본기간내에 특정 시간 에 제출된 주문총수에서 각 주문유형

의 주문수가 차지하는 비율을 구한 다음, 이를 횡단면 평균한 각 시간 별 주문유형의 분포를 나타낸

다. 주문유형은 매수주문의 경우 Bi(i=1, 2, 3, 4, 5, 6)이며, 매도 주문의 경우 Si(i=1, 2, 3, 4, 5, 6)로 구분하 다.

[그림 3] 주문유형과 시간 별 실증분포(Empirical distribution)

패널 A. 주문 제출의 시간 별 분포

패널 B. 시간 별 주문 유형의 분포

주문제출의 시간 별 분포에서는 표본기간 동안 접속매매시간에 제출된 모든 주문에

관한 매수주문과 매도주문 12개 주문유형의 일중 30분 간격 12개 시간 별 분포를

제시하고 있다. 일중 시간 는 접속매매의 개시시점인 오전 9:00시부터 접속매매시

간의 종료시점인 오후 15:00시까지 30분 간격으로 설정하 으며, 12개의 시간 별로

분류하 다. 점심시간의 휴장시간은 표본기간 이전인 2000년 5월 21일에 폐지되고

오전장과 오후장이 통합되어 운 되었기 때문에 표본기간에는 정보가 발생 즉시 가

격에 즉각 반 된다. 각 주문유형의 일중 시간 별 분포에서 발견되는 공통되는 현상

은 각 주문유형별로 오전장 개장 직후 시간인 오전 9:00부터 9:30 사이에 접수된 주

문의 비율이 가장 높지만 시간이 경과함에 따라 주문 제출은 감소하여 오후 12:00부

터 오후 12:30에 주문제출은 가장 낮은 빈도를 나타낸다. 이후에 주문 제출은 오후

14:00부터 오후 14:30까지 증가하는 형태를 보이지만 장종료 30분 전부터는 다시 감

소하는 경향을 나타내고 있어, 전반적으로 주문 제출의 시간 별 분포는 Biais-

Hillion-Spatt(1995)가 제시한‘U’자 형태와 유사하다. 전체 12개의 시간 에서 오전

9:00부터 오후 12:00까지 오전 6시간 동안의 매수주문과 매도주문을 모두 포함한 주

문제출비중은 58.80%로 오후 12:00부터 오후 15:00까지의 비중보다 높은 것으로 분

석되었으며 각 주문유형별로도 오전시간의 주문제출비중은 오후시간보다도 일관성있

게 높은 것으로 나타나 주문제출의 오전장 집중현상은 한국주식시장에서도 발견되었

다. 오후 시간인 12:00부터 12:30 사이에 주문제출의 빈도가 가장 낮은 것은 비록 거

래가 가능한 시간이라 하더라도 투자자들의 실제적인 점심시간으로 인하여 주문제출

을 하지 않는 현상일 가능성이 높다. 또한 장종료 30분 이전에 주문제출의 비중이 낮

아지는 것은 장종료시간이 임박하는데 따른 주문의 미체결 위험을 회피하고자 하는

투자자의 행위에 기인한다고 볼 수 있다. 매수 주문유형에서 오후 14:30부터 15:00

까지의 시간 의 주문제출빈도가 차지하는 비중을 분석해 본 결과 주문 공격성이 가

장 높고 주문체결율이 가장 높은 주문 유형 1인 B1의 비중은 8.71%인 반면에 주문체

결율이 가장 낮은 주문 유형 6인 B6의 비중은 6.49%로 나타나, 주문유형의 공격성이

낮아질수록 장종료 직전 시간에 주문을 제출하는 비중은 단조감소하는 것을 재확인

할 수 있다. 이와 같은 현상은 매도 주문에서도 마찬가지인 것으로 분석되었다.4)

78 經 � , 36 卷 4

4) 별도의 표로 제시하지는 않았지만, 거래량을 기준으로 한 일중 시간 별 분포도 제출된 거래

빈도를 기준으로 한 분포와 규모와 비중면에서 유사한 결과를 확인하 다.

패널 A에서는 특정 주문 유형을 상으로 각 시간 별 주문제출의 빈도수가 차지

하는 상 적 비중을 제시하고 있는데 비해서, 패널 B의 시간 별 주문 유형 분포에서

는 특정 시간 에서 매도주문 및 매수 주문 각 12개 주문유형의 주문제출의 빈도가

차지하는 상 적 비중을 설명한다. 매수주문에서 공격성이 가장 낮은 주문 유형인 B6

과 매도주문에서 공격성이 가장 낮은 주문 유형인 S6은 각 시간 에서 가장 높은 비

중을 차지하고 있음을 패널 B는 보여준다. 반면에 주문 유형 B2와 주문 유형 S2이

각 시간 에서 차지하는 비중은 각각 3% 미만으로 12개 주문 유형 중에서 가장 낮은

비중을 차지하고 있다. 패널 B의 각 시간 별 주문 유형 분포는 <표 2>에서 제시된

바 있는 표본기간동안의 총주문수의 비중과 체계적으로 유사한 분포를 나타낸다. 패

널 B에서 시간 별로 관찰해 보면 시간의 경과에 따라서 공격성이 가장 낮은 주문인

B6과 S6이 각 시간 에서 차지하는 비중은 점차 감소한다는 것을 알 수 있다. S6의

경우, 오전 9:00부터 9:30 사이의 시간 에서 차지하는 비중은 26.83%으로부터 시간

의 경과에 따라 오후 14:30부터 15:00 사이의 시간 에서 차지하는 비중은 15.84%까

지 단조감소하고 있으며, 이 같은 현상은 B6에서도 유사하게 나타난다. 이는 패널 A

에서 설명한 바 있듯이 장종료 시간이 임박함에 따라 공격성이 낮은 주문 제출로 인

한 미체결위험을 회피하고자 하는 투자자의 행위와 관련된다.

3. 주문 유형에 따른 가격충격(price impact)의 횡단면 특성 및 상관관계

<표 3>에서는 체결된 주문의 기업규모별 가격충격과 주문 유형별 가격충격간의 상

관계수를 제시하고 있다. 가격충격은 체결된 주문의 체결량가중평균가격(executed

volume-weighted price)을 주문 제출 직전의 최우선매도호가와 최우선매수호가의 중

간값으로 나누어 로그를 취하여 측정하 다. 패널 A의 각 주문유형별 가격충격을 매

수주문과 매도주문으로 분류하여 분석한 결과에서 가격충격은 주문의 공격성이 높아

질수록 전반적으로 단조증가함을 제시한다. 매수 주문의 경우 B1~B3의 가격충격은

모두 양의 가격충격을 가지고 있으므로, 투자자는 주문 체결에 해 높은 체결비용을

지불해야 함을 의미한다. 반면에 지정가 주문 유형인 B4~B6은 모두 일관성 있게 음

의 가격충격을 나타내고 있어서 수동적인 주문 제출에 따른 높은 미체결 위험과 정보

를 가진 투자자들에 노출되는 역선택 위험(adverse selection risk)을 감수하는 신, 주


80 經 � , 36 卷 4

<표 3> 체결주문의 기업규모별 가격충격과 상관관계

P1(소) P2 P3 P4 P5( ) 전 체 F통계치

패널 A: 기업규모별 가격충격 및 체결주문수

매수주문 (%)

B1 0.826 0.647 0.569 0.458 0.269 0.552 104.02**[4,556] [4,857] [6,269] [9,024] [33,375] [11,617]

B2 0.465 0.368 0.330 0.278 0.168 0.321 71.85**[1,990] [2,435] [2,813] [3,853] [8,328] [ 3,884]

B3 0.556 0.429 0.375 0.309 0.186 0.370 84.72**[5,341] [6,641] [8,301] [11,948] [45,676] [15,582]

B4 -0.509 -0.363 -0.291 -0.210 -0.084 -0.29 73.02**[3,387] [3,468] [3,789] [4,379] [8,567] [4,722]

B5 -0.725 -0.553 -0.485 -0.381 -0.218 -0.47 115.42**[4,443] [ 5,745] [ 7,644] [ 10,951] [46,848] [15,127]

B6 -1.984 -1.640 -1.506 -1.281 -0.973 -1.473 111.26**[5,734] [6,503] [ 8,571] [ 11,493] [46,537] [15,768]

BT -0.298 -0.246 -0.231 -0.176 -0.163 -0.222[25,453] [29,670] [37,391] [51,649] [189,335] [66,700]

매도주문 (%)

S1 -0.821 -0.652 -0.574 -0.451 -0.263 -0.550 147.28**[5,411] [5,812] [7,422] [10,680] [37,620] [13,389]

S2 -0.475 -0.371 -0.329 -0.269 -0.186 -0.325 80.77**[1,959] [2,432] [2,809] [3,854] [8,116] [3,834]

한국주식시장에 상장된 575개 종목을 상으로 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일까지 141일

동안에 접속매매시간에 제출한 모든 체결된 주문의 가격충격(price impact)을 산출하 다. 주문유형

은 Biais-Hillion-Spatt(1995), Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)에 따라 주문의 공격성을 6개의

유형으로 분류하 으며, 기업규모는 2000. 5. 31의 시장총가치 순위에 따라 5개 포트폴리오로 분류

하 다. 패널 A의 가격충격은 체결된 주문의 체결량가중평균가격을 주문 제출 직전의 최우선매도

호가와 최우선매수호가의 중간값으로 나눈 값에 로그를 취하여 측정하 다. [ ]의 값은 해당 기간

동안 개별 종목의 평균 체결주문수를 나타낸다. F 통계치는 가격충격의 평균값이 기업규모별로 동

일하다는 귀무가설을 검증하기 위한 것으로 **는 1% 유의수준에서 귀무가설을 기각한다. t통계치

는 주문전략의 공격성에 따라 매도 주문의 가격충격의 절 값의 강도와 매수주문의 가격충격의 절

값의 강도가 동일하다는 귀무가설을 검증하기 위한 것으로, **와 *는 각각 1%, 5% 유의수준에

서 귀무가설을 기각한다. 패널 B는 주문 유형의 가격충격(price impact)간의 피어슨 상관계수로 개

별 종목별로 주문유형의 일별 평균 가격충격을 산출한 다음, 주문유형별 가격충격들의 시계열 상관

계수를 구하 다. 표에 제시된 상관계수는 575개 종목의 횡단면 평균치이다.


<표 3> 계 속


S3 -0.546 -0.425 -0.368 -0.295 -0.177 -0.361 107.86**[5,304] [6,714] [8,367] [12,172] [45,323] [15,577]

S4 0.487 0.335 0.274 0.200 0.077 0.273 53.06**[2,722] [2,781] [2,992] [3,549] [7,273] [3,864]

S5 0.747 0.561 0.487 0.399 0.223 0.482 84.57**[3,144] [4,088] [5,424] [8,170] [38,438] [11,853]

S6 2.437 2.014 1.849 1.607 1.236 1.824 98.75**[4,405] [4,980] [6,428] [8,978] [40,570] [13,073]

ST 0.223 0.180 0.163 0.151 0.179 0.179[22,947] [26,810] [33,446] [47,406] [177,343] [61,590]

P1(소) P2 P3 P4 P5( ) 전 체

매도주문과 매수주문의 평균 가격충격 절 값의 강도에 한 동일성 t검증

B1=S1 -0.08 0.13 0.15 -0.20 -0.28 -0.07B2=S2 0.29 0.19 -0.09 -0.44 0.70 0.29B3=S3 -0.27 -0.16 -0.36 -0.58 -0.71 -0.66B4=S4 -0.46 -0.94 -0.62 -0.37 -0.54 -1.04B5=S5 0.38 0.26 0.08 0.53 0.31 0.58B6=S6 4.31** 6.24** 5.88** 5.86** 6.66** 9.50**

BT=ST -6.08** -6.58** -7.50** -2.51* 2.55* -8.58**

주문유형 2와 3의 평균 가격충격의 동일성에 관한 t검증

B2=B3 -2.34* -2.94** -2.14* -1.30 -1.40 -3.81**S2=S3 1.96* 2.71** 1.97* 1.28 -0.40 2.86**

패널 B: 주문유형간 상관계수

(1) corr(Bi, Bj) (i, j = 1, 2, 3, 4, 5, 6)

B1 B2 B3 B4 B5 B6B1 1.000 - - - - -

B2 0.573 1.000 - - - -

B3 0.677 0.673 1.000 - - -

B4 -0.499 -0.323 -0.463 1.000 - -

B5 -0.649 -0.538 -0.680 0.658 1.000 -

B6 -0.465 -0.437 -0.498 0.414 0.572 1.000

문 체결시에 체결비용 측면에서는 공격적인 주문보다 유리한 조건에 있는 주문임을

의미한다. 매도 주문의 경우는 매수 주문의 동일한 수준의 공격성과 칭적으로 반

부호를 가지며 가격충격의 강도에서는 유사함을 알 수 있다. 주문의 공격성이 높은

매도주문에 있어서는 음의 가격충격을 가지므로 투자자는 주문에 한 체결확률을

제고시키는 신 체결시에 불리한 가격을 감수해야 하지만, 주문의 공격성이 낮은 주

문에서는 유리한 가격조건을 확보하는 신 미체결 위험 및 역선택위험에 노출된다.

각 주문 유형의 가격충격을 기업규모별로 분류한 결과에서는 기업규모가 소규모에

가까울수록 가격충격의 강도(magnitude)가 체계적인 추세로 증가하는 음의 관계가

존재함을 보여주고 있다. 이는 Biais-Hillion-Spatt(2000)의 결과와 같이 Bessembinder-

Kaufman(1997), Keim-Madhavan(1997), Chan-Lakonishok(1995) 등이 제시한 높은

체결비용은 유동성이 낮은 종목과 소규모 종목들에 집중된다는 것을 뒷받침한다. 이

러한 소규모 종목들에 해서는 내부거래자와 외부 투자자들간의 비 칭적 정보에

한 높은 기회비용이 존재하게 된다. 기업규모는 2000년 5월 31일의 종가와 상장주

82 經 � , 36 卷 4

<표 3> 계 속

P1(소) P2 P3 P4 P5( ) 전 체

(2) corr(Si, Sj) (i, j = 1, 2, 3, 4, 5, 6)

S1 S2 S3 S4 S5 S6S1 1.000 - - - - -

S2 0.639 1.000 - - - -

S3 0.762 0.718 1.000 - - -

S4 -0.493 -0.314 -0.423 1.000 - -

S5 -0.677 -0.555 -0.680 0.555 1.000 -

S6 -0.358 -0.327 -0.369 0.310 0.458 1.000

(3) corr(Bi, Sj) (i, j = 1, 2, 3, 4, 5, 6)

B1 B2 B3 B4 B5 B6S1 -0.631 -0.563 -0.678 0.610 0.763 0.596S2 -0.529 -0.440 -0.553 0.476 0.646 0.473S3 -0.626 -0.550 -0.696 0.576 0.770 0.534S4 0.549 0.428 0.540 -0.469 -0.489 -0.322S5 0.672 0.602 0.709 -0.469 -0.636 -0.437S6 0.403 0.342 0.369 -0.157 -0.279 -0.241

식수를 기준으로 한 시가총액의 순위에 따라 소규모 기업인 P1부터 규모 기업인

P5까지 5개의 포트폴리오로 분류하 다. 규모 기업인 P5의 평균 가격충격은 가장

공격적인 주문인 B1의 0.269%으로부터, 가장 수동적인 주문인 B6의 -0.973%까지

주문 공격성이 낮을수록 감소하는 형태를 제시하고 있다. 반면에 기업규모가 가장 낮

은 P1에 속한 종목들의 가격충격은 B1의 0.826%에서부터 B6의 -1.984%까지 분포

되어 있다. 이와 같은 분석 결과는 Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)와 Keim-

Madhavan(1997)의 연구결과에서 제시된 바와 같이, 시장가 매수 주문에 의한 체결로

인한 가격충격은 기업보다는 소기업에서 높다는 실증적 결과와 일치한다.

Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)에서와 같이 매수주문과 매도주문의 각 주문

유형에 따른 공격성의 수준이 주문 방향에 따라 칭적으로 반 부호만 취하며 유사

한 수준의 강도와 이에 따른 통계적 유의성을 가지는지를 검증할 필요가 있다. 이를

위해 동일한 공격성의 수준에 따라 매도 주문과 매수 주문의 방향 여부를 고려하지

않은 가격충격의 절 값의 평균이 동일하다는 귀무가설에 한 t검증을 수행하 다.

검증결과, 주문 유형 1~5에서는 각 주문 유형에 따라 매수주문의 가격충격과 매도주

문의 가격충격의 강도가 동일하다는 귀무가설은 5% 유의수준에서도 모두 기각될 수

없는 반면에 주문 유형 6에서만 매도 주문의 가격충격이 매수 주문의 가격충격보다

도 유의적으로 높은 것으로 나타났다. 매수 주문과 매도 주문 전체 수준에서는 기

업인 P5의 매도 주문의 평균 가격충격이 매수 주문의 가격충격보다 1% 유의수준에

서 높은 것으로 분석되었으며, 이와는 달리 P1~P4에서는 오히려 매수 주문이 매도

주문보다도 유의적으로 가격충격이 높은 것으로 분석되었다. 따라서 매수주문과 매

도주문의 각 주문 유형에 따른 공격성의 수준은 가장 수동적인 주문유형을 제외하고

는 각 주문 유형별로 동일하며, 전체 매수주문의 가격충격은 매도주문의 가격충격보

다 높은 것으로 판단된다.

Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)에서는 B2가 B3보다 높은 가격충격을 가지는

것으로 분석되었지만, 본 연구에서는 B3의 가격충격이 B2의 가격충격보다 일관성 있

게 높음을 보여주고 있다. 이 같은 결과는 매도 주문과 매수 주문 양자에서 기업규모

에 관계없이 공통적으로 제시되고 있다. B2의 공격성이 B3의 공격성보다 상위에 있

음에도 불구하고, B3의 가격충격이 B2의 가격충격보다 통계적으로 유의적인 수준에

서 높은 것인지를 검증하기 위해 매수 주문의 B2와 B3의 가격충격이 동일하다는 귀


무가설과 매도 주문의 S2와 S3의 가격충격이 동일하다는 귀무가설에 한 t검정을

각각 실시하 다. 검증결과, 기업규모 P1~P3의 종목들에 있어서는 주문 유형 2의

가격충격이 주문 유형 3의 가격충격과 동일하다는 귀무가설을 5% 유의수준에서 기

각하 지만, 기업규모 P4~P5에 속한 종목들에서는 이 같은 귀무가설을 기각할 수

없었다. 종목 전체 수준에서는 기업규모 P1~P3의 검증결과와 마찬가지로 주문 유형

3의 가격충격이 주문 유형 2의 가격충격보다 1% 유의수준에서 높은 것으로 분석되

었다. 결론적으로 소규모 기업에서는 주문 유형 3의 가격충격이 주문 유형 2의 가격

충격보다 강하지만, 규모 종목에서는 주문 유형 3의 가격충격과 주문 유형 2의 가

격충격이 유사한 수준임을 알 수 있다.

패널 B에서는 주문 유형간의 상관관계를 제시하고 있다. 주문유형들의 상관관계는

모두 통계적으로 유의적인 값을 가지고 있으며, 매수주문과 매도주문 모두에서 공격

적인 주문유형인 B1~B3(S1~S3)과 수동적인 주문유형인 B4~B6(S4~S6)간에는 음

의 상관관계가 존재한다. 반면에 공격적인 주문유형간의 상관관계와 수동적인 주문

유형간의 상관관계는 양의 부호를 가진다. 이는 투자자들의 공격적인 주문의 선택으

로 인한 체결비용이 증가하는 장세하에서 공격성이 낮은 지정가 주문을 이용할 경우

에는 상 적으로 체결비용에서 유리한 혜택을 얻고 있음을 나타낸다.

주문 방향이 상호반 인 매도주문과 매수주문의 주문유형간의 상관계수에서는 공

격적인 주문들간의 상관계수와 수동적인 주문들간의 상관계수는 양의 값을 가지는

반면, 공격적인 주문들과 수동적인 주문들간의 상관계수는 음의 관계를 나타내고 있

다. 투자자들의 공격적인 주문의 선택으로 인한 체결비용이 증가하는 장세하에서, 이

에 응되는 체결 상 방의 공격성이 낮은 주문 유형을 이용하는 투자자는 상 적으

로 이익을 얻게 된다.

4. 주문 유형에 따른 가격충격의 일중 시간 별 분석

주문 유형 빈도의 일중 형태가‘U’자 형태를 나타내고 있는 것과 관련하여, 본 절

에서는 주문 유형의 가격충격의 일중 형태가 어떤 형태를 취하고 있는지를 분석하고

자 한다. 거래비용인 스프레드와 관련하여 Mchinish-Wood(1992)는 스프레드의 일중

패턴이 역 J자 형을 취한다는 실증적 결과를 제시하 으며, Lee-Mucklow-Ready

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(1993)도 일중 스프레드, 거래량은‘U’자와 유사한 형태를 가지며 호가깊이는 역

‘U’자 형태를 보이고 있음을 보고한 바 있다.

[그림 4]는 매수주문과 매도주문의 주문유형별 일중 형태를 제시하고 있다. 주문제

출의 일중 시간 분석과 같이 매수주문과 매도주문의 총 12개 주문유형에 해 접속

매매개시시점인 오전 9:00부터 장마감시점인 15:00까지 30분 간격으로 설정한 12개

시간 별의 평균가격충격은 오전 최초 시간 인 9:00부터 9:30에서 가장 높음을 보

여준다. 공격적인 매수 주문 유형인 B1~B3은 체적으로 오전장의 가격충격이 높은

‘기울어진 U자 형태’(tilted U-shape)를 나타내고 있으며, <표 3>에서 언급하 던 B3


한국주식시장에 상장된 575개 종목을 상으로 2000년 6월 1일부터 2000년 12월 26일까지 141일 동

안 접속매매시간에 제출된 모든 주문에 관한 12개 주문유형의 평균가격충격의 시간 별 분포를 나타

낸다. 주문유형은 매수주문의 경우 Bi(i=1, 2, 3, 4, 5, 6)이며, 매도 주문의 경우 Si(i=1, 2, 3, 4, 5,6)로 구분하 다. 가격충격은 체결된 주문의 체결량가중평균가격을 주문 제출 직전의 최우선매도호가

와 최우선매수호가의 평균으로 나눈 값에 로그를 취한 값이며, 각 시간 에 제출된 특정 주문유형의

가격충격을 구한 다음, 이를 횡단면 평균하 다.

[그림 4] 주문유형별 가격충격의 일중 시간 별 유형

의 가격충격이 B2보다 횡단면적으로 높았던 현상이 모든 시간 에서도 체계적으로

나타나고 있다. B1의 9:00부터 9:30까지의 평균가격충격은 0.697%이며 12:30부터

13:00까지는 0.501%의 가장 낮은 양의 가격충격을 보이고 있다. 또한 B2, B3 모두

12:00부터 13:00까지의 시간 에서 가장 낮은 가격충격을 보이는 것으로 분석되었

다.

수동적인 매수 주문 유형인 B4~B6은 모든 시간 에서 음의 가격충격을 나타내는

것을 알 수 있으며 공격적인 주문 유형과 유사하게 오전 9:00부터 9:30까지 가장 높

은 음의 가격충격을 가지고 있음을 볼 수 있다. 하지만 이 시간 의 가격충격이 다른

시간 에 비해 유의적으로 높지는 않기 때문에 전체적으로 명확한‘U자 형태’처럼

보이지는 않으며, B6은 지속적으로 단조 증가하는 형태를 나타내고 있다.

매도 주문의 일중시간 별 가격충격은 공격적인 주문 유형인 S1~S3과 수동적인

주문 유형인 S4~S6은 매수 주문과 칭적인 형태로 나타난다. S1~S3은 역시 9:00

부터 9:30까지의 시간 에서 가장 큰 음의 가격충격을 가지며, 12:00부터 13:00 사

이에 가장 낮다. S4~S6을 B4~B6과 비교할 경우 그 칭적 형태는 유사하지만, 가

격충격의 강도 측면에서는 S6이 B6보다 유의적으로 높음을 알 수 있다. 이는 <표 3>

에서 제시된 바 있듯이 B1~B5과 S1~S5의 가격충격은 부호만 반 일 뿐 동일한 수

준이지만 S6의 가격충격은 B6보다 유의적으로 높다는 것이 시간 별로도 지속되는

현상임을 재입증한다.

5. 시장가 주문과 시장가체결가능 지정가 주문의 가격충격 비교

본 연구에서 분류한 주문유형 1에는 시장가 주문(market order)과 시장가체결가능

지정가 주문(marketable limit order)이 포함되어 있다. 본 연구에서 시장가 주문과 시

장가체결가능 지정가 주문은 투자자들에게 공개되는 호가정보공개기준에 있어 구별

할 수 없기 때문에 동일한 주문 유형으로 취급하 다. 본 절에서는 주문 유형 1에 분

류된 시장가 주문과 시장가체결가능 지정가 주문이 가격충격 측면에서 주문 유형 1

에 함께 분류되는 것이 타당한지를 검증하고자 하 다. 분석의 편의를 위해서 매수주

문의 주문 유형 1에 해서 시장가 주문(BM)과 시장가체결가능 지정가 주문(BL)으

로 구분한 다음, 각 시장가 주문과 시장가체결가능 지정가 주문내에서 주문수량이 최

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우선매도호가잔량을 초과하는 경우의 주문 유형을 BM1과 BL1으로 분류하 으며 주

문수량이 최우선매도호가잔량 이하인 주문 유형을 BM2, BL2로 분류하 다. 매도 주

문에 해서도 매수주문과 마찬가지로 주문 유형 1에 해서 시장가주문과 시장가체

결가능 지정가 주문으로 분류하고 각 주문에 해 주문수량과 최우선호가잔량과의

비교를 통해 SM1, SM2, SL1, SL2의 주문 유형으로 분류하 다.

<표 4>의 패널 A의 매수주문의 경우, 시장가 주문의 주문당 가격충격(%)은 주문

수량이 최우선매도호가잔량을 초과하는 주문인 BM1이 0.802%로 BM2의 0.451%보

다 유의적으로 높은 결과를 나타내고 있다. BM1의 주문 1건이 체결됨으로 인한 평

균 가격증가폭은 105.18원으로 BM2의 61.71원보다 높은 상승효과를 가져옴으로써

주문당 가격충격(%)과 일관성 있는 결과를 제시하고 있다. 반면에 주문수량당 가격

충격에서는 BM2가 1.774원으로 BM1의 0.780원보다 높은 것으로 분석되었는데 이는

전체 시장가 체결주문 중 BM2의 비중이 85.29%인 반면, 체결된 주문규모 측면에서

주문 1건당 1,263주인 BM1인보다 훨씬 낮은 1건당 298주를 기록하고 있기 때문이

다.

매수 주문의 시장가체결가능 지정가 주문에서 BL1의 주문당 가격충격(%)은

0.699%로 BL2의 주문당 가격충격(원)보다 유의적으로 높은 것으로 나타났으며, 주

문당 가격충격(원)에 있어서도 90.14원으로 BL2보다 높다. 이 같은 결과는 시장가

주문과 마찬가지로 주문수량을 고려하지 않은 주문당 가격충격은 주문수량이 큰 주

문의 가격충격이 높다는 결과와 동일하다. 반면에 주문규모당 가격충격은 BL2가

BL1보다 4배 이상 높은 1.318원으로 시장가 주문과 마찬가지로 분석되어, 시장가 주

문과 마찬가지로 주문규모를 고려할 경우에는 주문수량이 낮은 주문의 가격충격이

높은 현상을 보여주고 있다. 이는 시장가 체결가능 주문의 전체 체결주문수의 상 빈

도에 있어서는 BL1의 비중은 32.24%인 반면, 주문수량에서 차지하는 비중은 무려

70.63%나 되어 결과적으로 평균 주문규모는 2,043주로 BM1의 1,263주보다 높다는

결과를 제시한다.

시장가 주문의 가격충격과 시장가 체결가능 지정가 주문의 가격충격이 동일하다는

귀무가설을 검증하기 위한 t 양측 검정 결과 주문당 가격충격(%), 주문당 가격충격

(원), 주문규모당 가격충격 모두에 있어서 귀무가설은 5% 유의수준에서도 기각될 수

없음을 보여주고 있다. 반면에 체결 주문수와 체결 주문 규모에서는 1% 유의수준에


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<표 4> 시장가주문, 시장가체결가능 지정가 주문의 가격충격 비교

주문유형 (1) 주문당 (2) 주문당 (3)주문수량당 (4)체결 (5) 체결

가격충격(%) 가격충격(원) 가격충격(원) 주문수 주문크기

패널 A: 매수주문

(1) 시장가 주문

BM1: 주문수량 > 0.802 105.18 0.780 224,352 1,263최우선매도호가잔량 (39.17) (8.32) (2.67) (14.71%) (39.96%)

BM2: 주문수량 ≤ 0.451 61.71 1.774 1,300,909 298최우선매도호가잔량 (33.67) (7.65) (3.32) (85.29%) (60.04%)

전 체 0.549 73.88 1.229 1,525,261 508(32.86) (7.79) (2.83) (100.00%) (100.00%)

(2) 시장가 체결가능 지정가 주문

BLM1: 주문수량 > 0.699 90.14 0.366 1,661,790 2,043최우선매도호가잔량 (43.30) (8.18) (3.42) (32.24%) (70.63%)

BLM2: 주문수량 ≤ 0.406 55.59 1.318 3,492,552 349최우선매도호가잔량 (36.00) (8.19) (3.25) (67.76%) (29.37%)

전 체 0.553 73.94 0.479 5,154,342 1,020(37.00) (7.97) (3.40) (100.00%) (100.00%)

(1) = (2)의 t 검정 0.20 0.00 -1.65 8.52** 13.76**

패널 B: 매도주문

(1) 시장가 주문

SM1: 주문수량 > -0.787 -98.06 -0.66 382,090 1,321최우선매수호가잔량 (-40.28) (-9.01) (-2.76) (18.30%) (44.91%)


동안에 접속매매시간에 제출한 체결된 주문에서 주문 유형 1에 해당하는 가격충격을 시장가 주문

과 시장가체결가능 지정가 주문으로 분류하여 산출하 다. (1) 주문당 가격충격(%)은 체결된 주문

의 체결량가중평균가격을 주문 제출 직전의 최우선매도호가와 최우선매수호가의 중간값으로 나눈

값에 로그를 취하여 측정하 다. (2) 주문당 가격충격(원)은 체결된 주문의 체결량가중평균가격에

서 주문 제출 직전의 매도-매수호가의 평균으로 나눈 값을 차감한 값이다. (3) 주문수량당 가격충

격(원)은 체결된 주문의 체결량가중평균가격에서 주문 제출 직전의 매도-매수호가의 평균으로 나

눈 값을 차감한 값을 해당 평균 주문수량으로 나눈 값이다. 표에 제시된 가격충격은 개별종목별로

2000. 6. 1~2000. 12. 26일까지 141일 동안 모든 체결된 주문에 해 주문유형별로 평균 가격충격

을 구한 다음, 이를 해당 포트폴리오내에서 횡단면 평균한 값이다. (1)~(3)에서 괄호안의 값은 평

균값에 한 t통계치를 나타내며 **와 *는 각각 1%, 5% 유의수준에서 귀무가설을 기각한다. (4)의 괄호안의 값은 체결 주문수의 비중을 나타내며, (5)의 괄호안의 값은 체결주문수량의 비중을 나

타낸다.

서 시장가 체결가능 지정가 주문이 시장가 주문보다 큰 값을 가지고 있음을 제시한

다.

매도 주문도 시장가 주문과 시장가 체결가능 주문간에 있어서 매수 주문과 유사한

가격충격의 행태를 제시하고 있다. SM1과 SL1은 주문 건당 가격충격의 강도 측면에

서는 SM2와 SL2보다 높지만, 주문규모당 가격충격의 강도는 SM2와 SL2이 SM1과

SL1보다 높다. 이같은 이유는 주문빈도 측면에서는 SM2와 SL2이 높지만 주문규모

측면에서는 SM1과 SL보다 낮다는 데 기인한다. 시장가 주문의 가격충격과 시장가

체결가능 지정가 주문의 가격충격이 동일하다는 귀무가설을 검증하기 위한 t 양측 검

정 결과에서도 매수 주문의 경우와 마찬가지로 시장가 주문과 시장가 체결가능 지정

가 주문의 평균 가격충격에는 유의적인 차이가 없음을 제시하고 있다.

6. 주문 유형의 스프레드, 주문규모, 호가깊이, 호가깊이불균형

주문 유형에 따라 가격충격의 차이가 발생하는 현상은 이전에 언급했던 기업규모

이외에도 체결비용 결정에 향을 미치는 요인인 호가단위(tick size), 스프레드

(spread), 주문규모(order size), 호가깊이(quote depth), 주문불균형(order imbalance)


<표 4> 시장가주문, 시장가체결가능 지정가 주문의 가격충격 비교

주문유형 (1) 주문당 (2) 주문당 (3)주문수량당 (4)체결 (5) 체결

가격충격(%) 가격충격(원) 가격충격(원) 주문수 주문크기

SM2: 주문수량 ≤ -0.447 -59.93 -1.53 1,705,963 321최우선매수호가잔량 (-34.31) (-8.40) (-3.52) (79.90%) (55.09%)

전 체 -0.550 -70.61 -0.38 2,088,053 590(-40.48) (-8.69) (-3.73) (100.00%) (100.00%)

(2) 시장가 체결가능 지정가 주문

SLM1: 주문수량 > -0.682 -86.71 -0.31 2,135,006 2,107최우선매수호가잔량 (-47.60) ( -9.13) (-3.64) (38.05%) (74.40%)

SLM2: 주문수량 ≤ -0.381 -50.67 -1.09 3,475,768 395최우선매수호가잔량 (-38.56) (-8.95) (-3.65) (61.95%) (25.60%)

전 체 -0.559 -70.65 -1.00 5,610,774 1,179(-34.41) (-9.00) (-3.11) (100.00%) (100.00%)

(1)=(2)의 t 검정 0.41 0.00 1.82 8.02** 12.93**

등과 같은 요인에 의해 결정된다. Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)은 변동적인

호가단위는 가격효과 측정에 편의적인 결과를 초래할 수 있으므로, 표본종목들의 호

가단위를 고정시키기 위하여 주문가격이 5$이상인 종목들만을 상으로 하고 있다.

Harris-Hasbrouk(1996)은 시장가 주문유형의 체결성과와 지정가 주문 유형의 체결성

과를 주문시의 스프레드, 주문규모, 주문방향으로 통제한 분석한 결과에서 유의적인

차이가 존재함을 주장하 다. 또한 투자자의 주문 유형 선택에 따른 오류와 기회비용

은 주문수량의 규모가 커질수록 증가하게 되므로 주문 유형 결정의 중요성은 주문규

모에 비례한다.

Biais-Hillion-Spatt(1995)은 주문제출자들은 유리한 주문제출 기회를 획득코자 주문

원장의 깊이를 관찰하며, 투자자들은 스프레드가 높고 주문원장의 깊이가 낮을 때 지

정가 주문을 제출할 가능성이 높다고 주장하 다. 또한 최우선호가의 규모가 깊은 상

황에서의 제출되는 주문들은 보다 높은 체결확률을 확보하기 위하여 최우선호가를

낮추는 경향이 높다고 하 다.

<표 5>에서는 주문유형에 따른 스프레드 비율, 상 적 주문규모, 상 방 최우선호

가깊이를 반 한 깊이불균형의 평균치들을 기업규모별로 제시하고 있다. 패널 A에서

제시된 스프레드 비율은 (1)과 같이 체결 직전의 최우선매수호가(bid)와 최우선매도

호가(ask)의 차이인 호가 스프레드를 최우선매수호가와 최우선매도호가의 중간값으

로 나눈 비율이다.

ask – bidspr = ___________ (1)(ask + bid)/2

패널 A에서는 매수주문, 매도주문 모두에서 공격성이 높은 주문 유형1~3에 해당

하는 주문은 공격성이 낮은 주문인 4~6보다 스프레드가 낮다는 특징과 기업규모와

스프레드간에는 음의 관계가 존재한다는 것을 보여주고 있다. 매수주문에서 소기업

종목인 P1에 한 B1의 평균 스프레드는 1.237%인데 비해 기업 종목인 P5의 평균

스프레드는 0.418%로 기업규모의 증가에 따라 스프레드는 단조감소하는 형태를 취하

고 있으며, 매도 주문에서도 소기업 종목인 P1에 한 S1의 평균 스프레드도 1.187%

에서 기업 종목인 S6의 평균 스프레드는 0.408%로 역시 기업규모가 증가할수록 단

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<표 5> 체결 주문의 스프레드비율, 상 적 주문규모, 호가깊이, 호가깊이불균형


패널 A: 스프레드 비율

매수주문(%)

B1 1.237 0.936 0.828 0.686 0.418 0.818 42.09**B2 0.932 0.730 0.650 0.547 0.337 0.637 50.00**B3 1.113 0.851 0.739 0.609 0.365 0.733 49.34**B4 2.004 1.603 1.420 1.162 0.734 1.380 67.09**B5 1.436 1.103 0.972 0.766 0.440 0.940 56.63**B6 1.339 1.031 0.916 0.727 0.434 0.886 51.10**BT 1.367 1.047 0.919 0.736 0.432 0.896 53.40**

매도주문(%)

S1 1.187 0.922 0.818 0.672 0.408 0.799 50.85**S2 0.957 0.755 0.675 0.553 0.348 0.656 61.45**S3 1.093 0.858 0.748 0.602 0.362 0.730 62.71**S4 2.055 1.628 1.442 1.180 0.737 1.404 66.38**S5 1.485 1.104 0.952 0.771 0.434 0.946 46.59**S6 1.378 1.044 0.910 0.734 0.431 0.896 46.43**BT 1.341 1.028 0.894 0.719 0.424 0.878 55.62**


동안에 접속매매시간에 제출한 모든 체결된 주문의 스프레드비율(relative spread), 상 적 주문규모

(relative order size), 호가깊이(quote depth), 깊이 불균형(depth imbalance)의 평균이다. 패널 A의 스

프레드 비율은 체결된 주문의 주문 제출 직전의 호가스프레드를 최우선매도호가와 최우선매수호가

의 중간값으로 나누어 측정하 으며, 패널 B의 상 적 주문규모(relative order size)는 체결된 주문

의 주문수량을 주문 제출 직전의 상 방최우선호가 잔량으로 나누어 측정하 다. 패널 C의 호가깊

이는 주문제출직전의 최우선매도호가와 최우선매수호가의 합계이다. 패널 D의 주문불균형은 최우

선호가매도잔량에서 최우선매수호가잔량을 뺀값을 최우선호가매도잔량과 최우선매수호가잔량의

평균으로 나눈 값이다. 표에 제시된 스프레드비율, 상 적 주문규모, 호가깊이, 주문불균형은 개별

종목별로 2000. 6. 1~2000. 12. 26일까지 141일 동안 모든 체결된 주문에 해 평균을 구한 다음,

이를 해당 포트폴리오내에서 횡단면 평균한 값이다. F 통계치는 패널 A, B, C, D의 평균값이 기업

규모별로 동일하다는 귀무가설을 검증하기 위한 것으로 **, *는 각각 1%, 5%의 유의수준에서 귀

무가설을 기각한다.

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<표 5> 계 속


패널 B: 상 적 주문규모

매수주문(주)

B1 6.086 6.201 5.932 4.845 3.764 5.360 26.86**B2 6.247 6.386 6.585 6.797 6.973 6.600 4.31**B3 0.465 0.438 0.417 0.366 0.279 0.392 78.79**B4 3.244 3.232 3.196 2.970 2.227 2.972 28.70**B5 3.334 3.264 3.241 2.883 2.040 2.950 30.62**B6 3.528 3.629 3.416 3.196 2.103 3.172 25.69**BT 3.381 3.372 3.281 2.978 2.226 3.000 33.15**

매도주문(주)

S1 7.638 7.921 7.843 6.257 4.230 6.772 38.61**S2 6.184 6.596 7.016 6.815 6.932 6.712 4.90**S3 0.487 0.458 0.432 0.375 0.275 0.405 128.49**S4 3.130 3.094 3.180 2.865 2.188 2.890 21.99**S5 3.512 3.416 3.514 2.989 2.084 3.100 25.16**S6 3.394 3.372 3.249 2.804 2.006 2.962 28.88**BT 3.789 3.778 3.779 3.258 2.344 3.300 36.93**

패널 C: 호가깊이(quote depth)

매수주문(주)

B1 1,967 3,146 4,679 4,583 8,799 4,654 13.53**B2 1,515 2,329 3,789 3,589 6,137 3,486 10.20**B3 2,403 3,954 5,934 5,505 11,269 5,837 12.54**B4 1,880 2,925 4,751 4,864 9,012 4,706 14.93**B5 1,452 2,188 3,747 3,709 7,844 3,804 15.74**B6 1,409 2,148 3,560 3,539 7,000 3,546 15.60**BT 3,464 5,494 8,872 8,847 17,414 3,464 13.93**

매도주문(주)

S1 1,651 2,494 4,021 3,985 7,962 4,039 15.44**S2 1,198 1,790 2,928 2,845 5,207 2,805 13.15**S3 1,923 3,004 4,837 5,054 10,287 5,043 17.67**S4 1,814 2,802 4,549 4,715 8,958 4,587 16.12**S5 1,651 2,692 4,323 4,133 8,456 4,269 14.18**S6 1,604 2,441 3,978 3,984 7,579 3,933 15.54**BT 3,332 5,113 8,499 8,574 16,856 3,332 15.91**

조감소하는 형태를 취하고 있다.

주문유형별로 볼 때 스프레드가 가장 높은 주문 유형은 주문가격이 스프레드 범위

내에 위치한 B4와 S4이며, 스프레드가 가장 낮은 주문 유형은 B2와 S2이다. B4는

소기업 종목인 P1에서 2.004%이며, P5에서는 0.734%로 기업규모에 따라 단조감소

하는 형태를 나타내고 있지만 각 기업규모별 가격충격에서는 다른 주문 유형의 가격

충격보다 높음을 알 수 있다. 주문 유형 2와 3은 주문가격이 상 방의 최우선호가와

동일한 조건임에도 불구하고, 주문량이 상 방의 최우선호가잔량보다 높은 주문 유

형 2의 스프레드가 주문 유형3의 스프레드보다 낮다는 결과는 가격충격의 차이가 스

프레드에 의한 것으로 설명할 수 있을 것이다.5)

패널 B에서는 주문 유형에 따른 상 적 주문규모를 기업규모별로 제시하고 있다.


<표 5> 계 속


패널 D: 주문불균형

매수주문(주)

B1 0.107 0.118 0.117 0.090 0.073 0.202 26.79**B2 0.259 0.303 0.322 0.363 0.458 0.683 66.63**B3 -0.071 -0.048 -0.045 -0.051 -0.021 -0.094 9.46**B4 0.133 0.147 0.156 0.156 0.137 0.292 9.61**B5 -0.067 -0.083 -0.076 -0.077 -0.072 -0.150 3.07*B6 -0.102 -0.111 -0.108 -0.111 -0.111 -0.217 1.95BT 0.024 0.022 0.036 0.054 0.065 0.026 7.62**

매도주문(주)

S1 -0.098 -0.110 -0.098 -0.070 -0.052 -0.171 39.64**S2 -0.249 -0.279 -0.294 -0.330 -0.422 -0.630 62.71**S3 0.152 0.141 0.145 0.148 0.102 0.275 14.31**S4 -0.064 -0.070 -0.071 -0.073 -0.068 -0.139 1.28S5 0.078 0.099 0.107 0.112 0.117 0.206 12.19**S6 0.092 0.102 0.105 0.109 0.117 0.210 9.05**BT 0.026 0.034 0.039 0.023 0.007 0.040 14.31**

5) 별도의 표로 제시하지는 않았지만, 스프레드 비율이 아닌 호가스프레드를 호가단위로 나눈

호가단위 스프레드를 상으로 한 결과도 값만 다를 뿐 나머지 결과는 동일하다.

여기에서는 주문규모를 주문수량 자체인 절 적 주문규모(absolute order size)보다도

Peterson-Sirri(2001)가 제시한 개념인 주문량을 상 방의 최우선호가잔량으로 나눈

상 적 주문규모(relative order size)가 매수주문 유형에 따라 차이가 존재하는지를 분

석하고자 하 다. 절 적 주문규모가 동일한 주문규모라 하더라도 주문 유형에 따라

체결 측면에서 상이한 가격충격의 효과를 가져오게 되므로 이를 상 방의 최우선호

가잔량에 한 상 적인 규모로 표준화하여 분석할 필요가 있다. 매수주문의 경우 상

적 주문규모는 해당 주문유형의 주문수량을 최우선매도호가 잔량으로 나눈 값이

며, 매도주문의 경우 상 적 주문규모는 해당 주문유형의 주문수량을 최우선매수호

가 잔량으로 나눈 값이다. 매수 주문과 매도 주문 여부에 관계없이, 주문 규모가 상

방의 최우선호가잔량 이하인 주문 유형3의 경우가 다른 주문 유형에 비해서 상 적

주문규모가 가장 낮음을 알 수 있다. 매수 주문에서는 B2가 최우선매도호가잔량 1주

당 6.247주(P1)~6.973주(P5)의 가장 높은 상 적 주문규모를 나타내고 있다. 매도

주문에서는 S1이 P1~P3의 기업규모에서 상 적 규모가 가장 높으며, 규모 기업

에 해당하는 P4~P5에서는 S2가 다른 주문 유형보다 높은 상 적 주문 규모를 나타

내고 있다. 특징적인 점은 매수 주문과 매도 주문에 있어서 주문 유형 2인 B2, S2는

전반적으로 기업규모와 상 적 주문규모간에 양의 상관관계가 존재하는 반면에, 나

머지 주문 유형에서는 기업규모와 상 적 주문규모가 음의 관계를 나타내고 있다.

주문유형을 결정하는 요인인 주문 제출시의 호가 깊이는 패널 C에 제시되었다. 호

가 깊이는 주문 제출 직전의 최우선매수호가잔량과 최우선매도호가잔량의 합계로 측

정하 다. 주문 제출시 호가 깊이는 매수 주문과 매도 주문시 공통적으로 주문 유형

3이 가장 높은 반면에 주문 유형 2의 호가 깊이가 가장 낮다. 전반적으로 주문 유형

1~4까지는 매수주문의 호가깊이가 매도주문의 호가깊이보다 큰 것으로 나타났으며,

기업규모와 호가깊이간에는 양의 상관관계가 존재하고 있다. 이러한 결과는 Lee-

Mucklow-Ready(1993)가 밝힌 바와 같이 호가깊이와 스프레드간에는 음의 관계가 존

재함을 간접적으로 뒷받침한다.

패널 D에서는 Peterson-Sirri(2001)가 제시한 깊이불균형(depth imbalance)을 사용

하여 주문 유형별로 호가 깊이간의 차이를 측정해보기로 한다. 주문 제출 직전의 최

우선매수호가잔량과 최우선매도호가잔량을 각각 biddep과 askdep라 할 때 깊이불균형

di는 최우선매수호가잔량의 차이를 호가깊이로 나눈 값이다.

94 經 � , 36 卷 4

biddep – askdepdi = _____________ (2)biddep + askdep

패널 D에서는 주문 유형에 따른 종목들의 평균 깊이불균형을 기업규모별로 제시하

고 있다. 부호가 음이면 매도호가깊이가 매수호가깊이를 초과하는 음의 불균형

(negative imbalance)임을 제시하며, 불균형의 규모와 그 방향을 관찰하여 각 주문유형

간에 차이가 존재하고 있는지를 알 수 있다. 매수주문의 경우, B1, B2, B4는 기업규

모와 관계없이 일관성 있게 매수호가의 깊이가 매도호가의 깊이보다 큼을 알 수 있으

며 B2는 깊이 불균형이 0.683으로 가장 높다. 반면에 B3, B5, B6에 해당하는 주문 제

출 직전에는 매도호가깊이가 매수호가깊이보다 높은 것을 확인할 수 있으며, 소규모

기업인 P1을 제외하고 B3의 제출 직전에 음의 불균형이 가장 낮다. B2는 상 적 주

문 규모와 유사하게 기업규모가 규모에 가까울수록 그 불균형의 정도가 높아지는

양의 상관관계를 나타내고 있지만 나머지 주문 유형에서는 뚜렷한 횡단면적 특성이

보이지 않는다.

매도주문의 경우, 각 주문유형별 깊이불균형이 매수주문의 공격성에 응되는 반

부호를 가지고 있는 것이 특징이다. S1, S2, S4에서는 매도호가의 깊이가 매수호가

의 깊이보다 큰 음의 불균형을 나타내고 있으며, S2의 깊이 불균형이 -0.630으로 가

장 높음을 알 수 있다. 매수 주문과 칭적으로 S3, S5, S6에 해당하는 주문 제출 직

전에는 양의 불균형이 존재하고 있는 것으로 분석되었다.

7. 취소주문의 역선택 비용, 기회비용, 총비용

Harris-Hasbrouk(1996)은 미체결된 주문의 기회비용(opportunity cost)을 계산할 경

우에 당일내에 체결되지 않은 지정가 주문에 해서는 거래종료시점 최우선호가에

해당하는 시장가 주문이 접수되어 체결되는 것으로 가정하 으며, 취소주문의 경우

에는 취소시점에서의 상 방 최우선호가로 체결되는 것으로 간주하여 주문의 체결성

과를 측정하고 있다. Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)은 Harris-Hasbrouk(1996)

의 가정을 보완하여 미체결된 주문에 하여 역선택비용(adverse selection cost)까지


포함된 기회비용을 계산하고 있는데, 기회비용이 높은 주문으로 간주할 경우에는 주

문가격이 상 방 최우선호가보다 높은 주문유형 1의 체결가격으로 가정하며, 기회비

용이 낮은 주문으로 간주할 경우에는 주문가격이 상 방 최우선호가와 동일한 주문

유형 3의 체결가격으로 가정하여 기회비용을 산출하고 있다. 하지만 미체결된 주문

에 한 기회비용을 산출할 때 미체결된 주문(unexecuted order)을 모두 취소주문

(cancelled order)으로 간주하여 역선택비용을 계산하고 있으며, 장마감으로 인한 당일

미체결 주문(expired order)의 역선택 비용은 간과하고 있다. 본 연구에서는 Griffiths-

Smith-Turnbull-White(2000)의 방법을 따르되, 장마감으로 인한 미체결주문을 제외

한 취소로 인한 미체결 주문만을 상으로 기회비용과 총비용(implement shortfall)을

계산해보기로 하 다. 정정주문은 정정 이후에 체결주문이 될 수 있기 때문에 미체결

로 인한 기회비용 측정에는 제외된다. Perold(1988)가 정의한 총비용은 총주문 중에

서 미체결된 주문에 관한 기회비용 부분과 체결된 주문에 관한 실제 체결비용 부분의

합으로, 해당 주문 유형에 한 총체적인 비용의 수준을 나타내는 측정치이다.

지정가 주문 유형에 한 기회비용 OC는 식 (3)과 같이 계산된다.

∑mCOiOCi,B(s),k = [ASCi,B(s),k + PIi,B(s)] ×________ (k = 4, 5, 6) (3)∑nOi

여기에서 i는 종목, B(s)는 매수(매도)를 나타내며 k는 주문유형 4~6을 나타낸다.

ASC는 역선택비용(adverse selection cost)으로 주문 취소 직후의 최우선매도호가와 최

우선매수호가의 중간값을 취소된 원주문 접수 직전의 최우선매도호가와 최우선매수

호가의 중간값으로 나누어 로그를 취하 다. PI(price impact)는 취소된 주문의 가격

충격으로써 매수주문의 경우 높은 기회비용으로 가정할 경우에는 B1, 낮은 기회비용

으로 가정할 경우에 B3의 가격충격을 적용하 으며, 매도주문의 경우에도 높은 기회

비용으로 가정시에는 S1, 낮은 기회비용으로 가정시에는 S3의 가격충격을 적용하

다. ∑nOi와 ∑mCO는 각각 총주문수와 총취소주문수로 ∑mCO/∑nO는 취소주문비율을

나타낸다.

지정가 주문 유형에 한 총비용 IS(implement shortfall)는 식 (4)와 같이 식 (3)의

기회비용에다가 체결주문에 한 체결비용을 합한 값으로 계산된다.

96 經 � , 36 卷 4


<표 6> 지정가주문 중 취소주문의 역선택비용, 기회비용, 총비용


패널 A: 매수주문(%)

1. 취소주문비율(percentage of the cancelled order)B4 20.25 18.42 17.10 15.21 10.15 16.20 101.20**B5 23.26 21.42 20.03 18.55 15.67 19.76 100.95**B6 32.94 30.78 28.29 26.56 23.56 28.39 146.98**

2. 역선택비용(adverse selection cost)B4 1.043 0.903 0.859 0.803 0.703 0.861 51.76**B5 0.977 0.832 0.778 0.712 0.618 0.782 69.57**B6 0.431 0.349 0.339 0.322 0.356 0.359 9.01**

3. 기회비용(opportunity cost)B4 소 0.333 0.249 0.214 0.173 0.093 0.212 99.57**

( ) (0.392) (0.293) (0.250) (0.198) (0.104) (0.247) (84.24**)B5 소 0.365 0.275 0.234 0.193 0.128 0.238 107.62**

( ) (0.431) (0.324) (0.275) (0.222) (0.143) (0.278) (94.65**)B6 소 0.330 0.241 0.204 0.170 0.130 0.214 115.16**

( ) (0.418) (0.309) (0.259) (0.210) (0.150) (0.268) (113.95**)


동안에 접속매매시간에 제출된 모든 취소주문의 역선택비용(adverse selection cost), 기회비용

(opportunity cost), 총비용(implement shortfall)을 산출하 다. 1. 취소주문비율은 해당 기간동안 개

별 종목의 각 주문유형의 총 주문횟수 중에서 취소 주문횟수가 차지하는 비율이다. 2. 역선택비용

은 취소주문에 해 취소시점 직후의 매도호가와 매수호가의 평균을 원주문 제출 직전의 매도호가

와 매수호가의 평균으로 나눈 값에 로그를 취하여 측정하 다. 3. 기회비용은 역선택비용에다 체결

비용(execution cost)을 더한 값에 취소주문비율을 곱한 값이다. 체결비용은 소규모 주문이라고 가정

시, <표 3> 주문유형의 3의 가격충격을 적용하 으며, 규모 주문이라고 가정할 경우 주문유형 1의 가격충격을 적용하 다. 괄호안의 값은 규모 주문을 나타낸다. 4. 총비용은 3. 기회비용에다

체결주문비율에 해당하는 체결비용을 곱한 값을 더한 값이다. 괄호 안의 값은 규모 주문을 나타

낸다. 기업규모는 2000. 5. 31의 시장총가치 순위에 따라 5개 포트폴리오로 분류하 다. 표에 제시

된 취소비율, 역선택비용, 기회비용, 총비용은 개별종목별로 2000. 6. 1~2000. 12. 26일까지 141일 동안 모든 취소된 주문에 해 원래의 주문유형별로 추적하여 분류한 다음, 이를 해당 포트폴리

오내에서 횡단면 평균한 값이다. F 통계치는 평균값이 기업규모별로 동일하다는 귀무가설을 검증

하기 위한 것으로 **는 1% 유의수준에서 귀무가설을 기각한다.

98 經 � , 36 卷 4

<표 6> 계 속


4. 총비용(implement shortfall)B4 소 0.023 0.009 0.016 0.029 0.030 0.021 100.57**

( ) ( 0.082) ( 0.052) ( 0.052) ( 0.054) ( 0.041) ( 0.056) (92.81**)B5 소 -0.032 -0.056 -0.059 -0.041 -0.018 -0.041 113.16**

( ) (0.033) (-0.007) (-0.019) (-0.012) (-0.003) (-0.002) (101.29**)B6 소 -0.235 -0.246 -0.251 -0.232 -0.207 -0.234 136.30**

( ) (-0.147) (-0.178) (-0.196) (-0.192) (-0.187) (-0.180) (137.02**)

매도주문(%)

1. 취소주문비율

S4 13.47 12.69 12.32 10.59 7.21 11.24 150.29**S5 15.95 14.73 14.32 12.85 11.57 13.87 84.51**S6 16.68 15.40 14.19 13.24 12.68 14.42 55.07**

2. 역선택비용

S4 -0.928 -0.806 -0.769 -0.703 -0.605 -0.761 59.93**S5 -0.846 -0.726 -0.661 -0.622 -0.545 -0.679 41.21**S6 -0.523 -0.407 -0.372 -0.335 -0.251 -0.377 33.70 7.00**

3. 기회비용

S4 소 -0.199 -0.157 -0.140 -0.107 -0.058 -0.132 156.58**( ) (-0.237) (-0.186) (-0.166) (-0.125) (-0.066) (-0.155) (141.82**)

S5 소 -0.222 -0.170 -0.148 -0.118 -0.085 -0.148 152.92 **

( ) (-0.266) (-0.203) (-0.177) (-0.138) (-0.095) (-0.175) (159.87**)S6 소 -0.180 -0.128 -0.105 -0.084 -0.056 -0.110 143.50**

( ) (-0.226) (-0.162) (-0.134) (-0.104) (-0.067) (-0.138) (153.34 **)

4. 총비용

S4 소 0.075 0.052 0.031 0.021 -0.001 0.035 131.36**( ) (0.037) (0.023) (0.005) (0.004) (-0.009) (0.012) (118.32**)

S5 소 0.138 0.130 0.114 0.104 0.059 0.109 157.94**( ) (0.094) (0.097) (0.085) (0.084) (0.049) (0.082) (143.70**)

S6 소 0.398 0.344 0.319 0.305 0.286 0.330 177.29**( ) (0.352) (0.310) (0.291) (0.285) (0.275) (0.302) (169.68**)

∑lEOiISi,B(s),k = OCi,B(s),k + ECi,B(s),k ×______ (k = 4, 5, 6) (4)∑nOi

EC는 체결비용(execution cost)으로 <표 3>의 각 지정가 주문 유형에 해당하는 가격

충격이며, ∑lEO는 총체결주문수로 ∑lEO/∑nO는 체결주문비율을 나타낸다.

<표 6>에서는 매수주문과 매도주문별로 지정가 주문 유형인 4, 5, 6에 한 취소주

문비율, 역선택비용, 기회비용, 총비용을 제시하고 있다. 표에 제시된 값들은 모두 해

당 표본기간 동안 개별종목별로 취소주문비율, 역선택비용, 기회비용, 총비용을 계산

한 다음, 이를 횡단면 평균한 값이다. 패널 A의 매수주문에서 <표 2>의 주문취소율

과 마찬가지로 수동적인 주문 유형일수록 높은 취소주문비율을 나타내고 있으며, 소

기업 종목일수록 높은 결과를 제시하고 있다.6) B6의 기업 종목인 P5의 취소주문

비율은 23.56%인데 비해 P1의 취소주문비율은 32.94%이다. 취소행위로 인한 역선택

비용은 소기업 종목인 P1에 한 주문 유형 B4가 1.043%인데 비해서, 기업 종목

인 P5의 주문유형 B5는 0.356%로 나타나 Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)의 결

과와 같이 지정가 주문에서도 공격성이 높고 소기업에 해당하는 종목일수록 역선택

비용이 높은 것으로 분석되었다.

취소주문비율, 역선택비용, 가격충격을 모두 감안한 기회비용은 B5가 가장 높은

것으로 나타났다. 주문 공격성의 강도에 따른 취소주문비율과 역선택비용의 단조증

감 현상에도 불구하고 기회비용에서 B5가 B4가 높은 이유는 B4와 B5 사이의 역선택

비용의 차이는 각 기업규모별로 B4가 B5보다 약간 높은 반면, 주문취소비율의 차이

는 B5가 B4보다 현저하게 높기 때문이다.

각 주문유형별 기회비용을 보면 기업보다는 소기업의 기회비용이 높음을 알 수

있다. 지정가 주문 중에서 취소된 주문들에 관한 기회비용은 모두 양의 값을 갖지만,

체결된 주문의 가격충격이 클 경우에 이와 상쇄되어 전반적인 총비용은 음의 값을 가

짐을 알 수 있다. B4에서는 기회비용이 체결된 주문의 가격충격보다 높아 전반적인


6) <표 2>의 주문취소율(cancelled rate)은 해당 주문 유형에서 개별 주문의 취소수량이 주문수량

에서 차지하는 비율인데 비해, 취소주문비율(percentage of cancelled order)은 취소된 주문이

전체 총주문수에서 차지하는 비율이다.

총비용은 양의 값을 갖지만 B5, B6에서는 체결된 주문의 가격충격이 기회비용을 상

쇄시키며 음의 총비용을 가진다. 특히 공격성이 가장 낮은 주문유형인 B6은 B4나 B5

보다도 역선택비용이나 기회비용 측면에서 낮음에도 불구하고, 높은 음의 가격충격

으로 인하여 총체적인 가격측면에서는 우위에 있음을 제시하고 있다.

패널 B의 매도 주문의 취소주문비율은 매수 주문의 취소주문비율보다도 낮으며,

기업 종목보다는 소기업 종목이 높음을 알 수 있다. 기업 종목인 P5에 한 S6

의 취소주문비율은 12.68%인데 비하여 P1의 취소주문비율은 16.68%로 B6의 취소주

문비율의 1/2 정도 수준이다. 매수 주문과 마찬가지로 역선택비용은 소기업 종목일수

록 높으며 주문 유형 중에서는 공격성이 가장 높은 S4가 가장 높음을 알 수 있다. 기

회비용과 체결된 주문의 가격충격을 감안한 총비용을 산출한 결과에서는 P5의 S4가

음의 값을 보인 것을 제외하고는 체결비용이 기회비용을 초과함으로써 양의 값을 보

이고 있다. 총비용에 있어서는 매수주문과 마찬가지로 주문 유형 6에 해당하는 S6이

가장 우위에 있는 것으로 나타났으며, 매수주문과는 달리 각 주문 유형내에서 기업규

모가 증가함에 따라 총비용이 단조감소하는 형태를 보이고 있다.

8. 주문별 회귀분석

주문유형에 향을 미치는 결정 요인들을 파악하기 위하여 개별 종목별로 표본 기

간동안 체결된 모든 주문의 가격충격을 주문공격성의 유형(order aggressiveness), 호

가단위 스프레드(tick size spread), 상 적주문크기(relative order size), 깊이불균형

(depth imbalance)에 해 회귀분석하 다. 가격충격은 주문의 방향에 따라 비 칭적

인 차이가 존재할 것으로 예상되므로 모든 설명변수를 매수(매도 주문 방향에 따라

구분한 회귀모형 식 (5)를 설정하 다.

Oi,j = ∑6

k=1[βk · bidi,j,k + β(k+6)aski,j,k + β(k+12)bidspri,j,k + β(k+18)askspri,j,k + β(k+24)bidrszi,j,k

+ β(k+30)askrszi,j,k + β(k+36)biddepbali,j,k + β(k+36)askdepbali,j,k] + ei,j,k (5)

여기에서

Oi,j: i종목에 한 j주문의 체결로 인한 가격충격으로 Oi,j = ln(βi,j/Ei,j)이며 Bi,j는 i종

100 經 � , 36 卷 4

목에 한 j주문의 체결량가중평균가격(volume-weighted average of the fill

price), Ei,j는 주문 제출 직전의 최우선매수호가와 최우선매도호가와의 중간값

임.

bidi,j,k(aski,j,k): i종목에 한 매수(매도) j주문의 유형이 k이면 1의 값을 갖고 그렇

지 않으면 0의 값을 가지는 더미변수로 k = 1이면 가장 공격성이 높

은 주문, k = 6은 가장 소극적인 주문임.

bidspri,j,k(askspri,j,k): i종목에 한 유형에 해당하는 매수(매도) j주문 제출 직전의 호

가단위 비 스프레드로 ln[askprci,j – bidprci,j)/ticksize이며, askprc와

bidprc는 각각 최우선매도호가와 최우선매수호가, ticksize는 주문

가격에 해당하는 호가단위임.

bidrszi,j,k(askrszi,j,k): i종목에 한 k유형에 해당하는 j매수(매도) 주문의 주문수량을

주문 제출 직전의 최우선매도(매수)호가잔량으로 나눈 상 적

주문 규모

bidepbali,j,k(askdepbali,j,k): i종목에 한 k유형에 해당하는 j매수(매도) 주문 제출 직

전의 깊이불균형(depth imbalance)으로 (bidepi,j – askdepi,j)/

(biddepi,j + askdepi,j)이며, biddepi,j,k, askdepi,j,k은 각각 최우선매

수호가잔량, 최우선매도호가잔량임.

<표 7>은 표본기간의 575개 개별종목에 하여 제출된 주문을 회귀모형 (5)를 이

용하여 추정한 회귀계수의 횡단면 평균, 평균에 한 t값, 양의 부호를 갖는 회귀계

수의 비율, 단측검정시 1% 수준에서 유의적인 회귀계수의 비율 및 이에 한

aggregate p-value를 제시하고 있다. Gibbons-Shanken(1987)이 제시한 χ2 검정의

aggregate p-value는 개별 종목의 회귀계수 t값의 p-value에 해 로그를 취한 값에 -2

를 곱한 후, 이 변환된 p-value들의 합계치로부터 χ2 검정의 p-value를 산출하게 된

다.

설명변수를 통제하여 추정한 주문유형의 매수 주문의 공격성을 나타내는 변수인

bidi,j,1~bidi,j,6의 회귀계수의 횡단면 평균값은 <표 3>에서 제시되었던 가격충격과는

부호와 크기에서 상이한 형태를 나타내고 있다. <표 3>에서는 공격적 매수 주문의 유

형 1~유형 3이 양의 가격충격을 가지고 수동적 주문 유형 4~유형 6이 음의 가격충


102 經 � , 36 卷 4

<표 7> 주문자료별 회귀분석(order-by-order regression) 결과

설명변수 회귀계수 횡단면평균(β–i) βi > 0(%) t > 2.326(%) t < -2.326(%)

bidi,j,1 β1 0.111 (9.34)** 82.09 74.43 (0.000) 9.74 (0.000)bidi,j,2 β2 0.040 (5.36)** 72.00 54.26 (0.000) 7.13 (0.000)bidi,j,3 β3 0.007 (0.79) 66.96 56.70 (0.000) 23.65 (0.000)bidi,j,4 β4 0.470 (23.31)** 99.30 97.74 (0.000) 0.00 (0.999)bidi,j,5 β5 0.096 (5.92 )** 47.13 40.00 (0.000) 46.78 (0.000)bidi,j,6 β6 -0.928 (-50.01)** 0.87 0.52 (0.999) 98.09 (0.000)

aski,j,1 β7 -0.106 (-10.10)** 18.61 10.61 (0.000) 74.26 (0.000)aski,j,2 β8 -0.025 (-3.68)** 30.43 8.87 (0.001) 51.83 (0.000)aski,j,3 β9 -0.001 (-0.07) 34.78 24.52 (0.000) 54.43 (0.000)aski,j,4 β10 -0.469 (-21.53)** 0.00 0.00 (0.999) 97.57 (0.000)aski,j,5 β11 -0.091 (-4.79)** 53.74 47.65 (0.000) 35.30 (0.000)aski,j,6 β12 1.214 (64.38)** 98.61 98.26 (0.000) 0.17 (0.999)

bidspri,j,1 β13 0.379 (44.17)** 99.30 99.13 (0.000) 0.00 (0.999)bidspri,j,2 β14 0.291 (37.70)** 98.96 98.61 (0.000) 0.35 (0.999)


동안에 접속매매시간에 제출된 모든 체결 주문의 가격충격(Oi,j)에 해 주문공격성(bidi,j,k, aski,j,k),

호가단위 스프레드(bidspri,j,k, askspri,j,k), 상 적주문크기(bidrszi,j,k, askrszi,j,k), 깊이불균형(biddepbali,j,k,askdepbali,j,k)을 회귀분석한 결과이다. i는 종목, j는 주문, k는 주문유형을 나타낸다.

Oi,j = ∑6

k=1[βk · bidi,j,k + β(k+6)aski,j,k + β(k+12)bidspri,j,k + β(k+18)askspri,j,k + β(k+24)bidrszi,j,k

+ β(k+30)askrszi,j,k + β(k+36)biddepbali,j,k + β(k+36)askdepbali,j,k] + ei,j,k

종속변수인 가격충격은 체결된 주문의 체결량가중평균가격을 주문 제출 직전의 최우선매도호가와

최우선매수호가의 평균으로 나눈 값에 로그를 취하여 측정하 으며, 주문공격성은 매수주문과 매

도주문의 공격성에 따른 6개의 유형 중에서 해당 주문이 속한 유형이면 1의 값을 가지며 그렇지 않

으면 0의 값을 가지는 더미변수이다. 호가단위 스프레드는 호가 스프레드를 해당 주문가격의 호가

단위로 나누어 로그를 취한 값이다. 상 적주문크기는 주문수량을 주문 제출 직전의 상 방 최우선

호가잔량으로 나눈 값에 로그를 취한 값이다. 깊이불균형은 최우선매수호가잔량에서 최우선매도호

가잔량을 뺀 값을 최우선매수호가잔량과 최우선매도호가잔량의 합으로 나눈 값이다. 횡단면 평균

은 575개 개별 종목의 회귀계수의 평균이다. 괄호안의 값은 회귀계수의 횡단면 평균에 한 t-통계

치로, *와 **는 각각 5%와 1% 수준에서 유의함을 나타낸다. βi > 0는 양의 값을 가지는 회귀계수

가 차지하는 비율을 나타낸다. t > 2.326(%)와 t < -2.326(%)는 각각 개별 종목의 회귀계수의 단측

검정시, 1% 유의수준 역에 속하는 회귀계수가 차지하는 비율을 나타내며, 괄호 안의 값은

Gibbons-Shanken(1987)의 절차를 이용한 χ2검정의 aggregate p-value를 나타낸다.


<표 7> 계 속

설명변수 회귀계수 횡단면평균(β–i) βi > 0(%) t > 2.326(%) t < -2.326(%)

bidspri,j,3 β15 0.327 (43.57)** 99.30 99.13 (0.000) 0.00 (0.999)bidspri,j,4 β16 -0.390 (-36.78)** 0.00 0.00 (0.999) 98.43 (0.000)bidspri,j,5 β17 -0.406 (-41.48)** 0.00 0.00 (0.999) 99.13 (0.000)bidspri,j,6 β18 -0.429 (-41.83)** 1.39 0.70 (0.999) 97.22 (0.000)

askspri,j,1 β19 -0.372 (-47.25)** 0.00 0.00 (0.999) 99.13 (0.000)askspri,j,2 β20 -0.309 (-49.58)** 0.00 0.00 (0.999) 99.13 (0.000)askspri,j,3 β21 -0.330 (-48.00)** 0.00 0.00 (0.999) 99.13 (0.000)askspri,j,4 β22 0.374 (34.75)** 99.30 98.78 (0.000) 0.00 (0.999)askspri,j,5 β23 0.402 (37.95)** 99.30 99.13 (0.000) 0.00 (0.999)askspri,j,6 β24 0.487 (46.43)** 98.96 98.61 (0.000) 0.17 (0.999)

bidrszi,j,1 β25 0.076 (33.60)** 98.61 97.91 (0.000) 0.70 (0.999)bidrszi,j,2 β26 -0.001 (-1.46) 41.04 0.00 (0.999) 0.35 (0.999)bidrszi,j,3 β27 -0.005 (-10.80)** 25.57 0.00 (0.999) 15.83 (0.000)bidrszi,j,4 β28 0.003 (3.53)** 46.09 3.83 (0.017) 1.04 (0.646)bidrszi,j,5 β29 0.001 (3.57)** 52.35 11.83 (0.000) 0.00 (0.999)bidrszi,j,6 β30 0.017 (6.14)** 69.91 54.61 (0.000) 13.22 (0.000)

askrszi,j,1 β31 -0.079 (-41.92)** 0.00 0.00 (0.999) 98.78 (0.000)askrszi,j,2 β32 -0.003 (-0.79) 61.91 0.00 (0.999) 0.17 (0.999)askrszi,j,3 β33 0.002 (4.93)** 56.00 9.57 (0.000) 0.17 (0.999)askrszi,j,4 β34 -0.013 (-10.80)** 24.70 0.00 (0.999) 15.48 (0.000)askrszi,j,5 β35 -0.001 (-0.82) 46.09 0.17 (0.999) 9.74 (0.000)askrszi,j,6 β36 -0.012 (-4.79)** 34.43 20.35 (0.000) 53.04 (0.000)

biddepbali,j,1 β37 -0.010 (-4.36)** 43.65 5.39 (0.000) 3.13 (0.000)biddepbali,j,2 β38 0.006 (1.97)* 58.78 2.78 (0.000) 0.00 (0.999)biddepbali,j,3 β39 0.005 (5.72)** 76.17 9.04 (0.000) 0.00 (0.999)biddepbali,j,4 β40 -0.032 (-15.55)** 11.83 0.00 (0.999) 9.39 (0.000)biddepbali,j,5 β41 -0.001 (-1.06) 47.83 0.35 (0.999) 2.78 (0.000)biddepbali,j,6 β42 -0.068 (-15.53)** 18.61 4.52 (0.999) 65.22 (0.000)

askdepbali,j,1 β43 -0.005 (-3.99)** 41.22 5.39 (0.000) 3.48 (0.000)askdepbali,j,2 β44 -0.014 (-0.97) 51.83 1.74 (0.811) 0.52 (0.000)askdepbali,j,3 β45 0.003 (3.81)** 51.13 5.22 (0.000) 0.00 (0.999)askdepbali,j,4 β46 -0.038 (-12.50)** 17.04 0.00 (0.999) 14.26 (0.000)askdepbali,j,5 β47 -0.005 (-1.72) 50.96 0.00 (0.999) 2.26 (0.009)askdepbali,j,5 β48 -0.154 (-15.59)** 8.17 2.43 (0.999) 79.83 (0.000)

adjR2 = 0.5988 n– = 1,291,885

격을 가진데 비해, <표 8>에서 호가단위 스프레드, 상 적 주문규모, 깊이 불균형을

통제변수로 도입하여 추정한 결과에서는 가장 수동적인 주문 유형 6(β6)을 제외하고

모두 양의 가격충격을 가지고 있는 것으로 추정되었다. 또한 스프레드 범위 내에 위

치하는 주문 유형4의 회귀계수((4)는 횡단면 분포에서 99% 이상이 양의 값을 가지

고 있으며, <표 3>에서 주문 유형3의 가격충격이 주문 유형2의 가격충격보다 높았

던 결과와는 달리, 주문 유형2의 회귀계수인 β2는 0.040으로 주문유형 3의 회귀계수

인 β3의 0.007보다 높음을 알 수 있다. 표에서 별도로 제시하지 않았지만, β2와 β3가

동일하다는 귀무가설에 한 t검정을 수행한 결과에서는 t값은 2.71로 나타나 단측

검정시 1% 수준에서 귀무가설을 기각하는 것으로 나타났다. 회귀계수의 유의수준의

횡단면 분포에서는 가장 공격적인 주문 유형 1인 β1는 전체 종목중 74.43%가 1% 유

의수준에서 0보다 높은 것으로 나타났으며, 가장 수동적인 주문 유형 6의 β6은

98.09%가 1% 유의수준에서 음의 값을 가지는 것으로 분석되었다. 반면에 β3과 β5에

는 유의적인 회귀계수들이 일정 비율 이상으로 양의 값과 음의 값을 모두 가지고 있

음을 알 수 있다.

매도 주문의 공격성 유형에 해당하는 회귀계수인 β7~β12는 매수 주문의 회귀계수

와 부호가 반 이며 칭적인 결과를 나타내고 있다. 매수 주문 유형 6을 제외한 β7

~β11의 부호는 모두 음의 부호를 가지며, 음의 부호를 가지는 회귀계수의 횡단면 분

포는 매수 주문에서 제시된 비율과 유사하다. 호가 스프레드 범위 내에 위치하는 주

문 유형4의 회귀계수(β10)는 횡단면 분포에서 모든 종목들이 음의 값을 가지는 것으

로 분석되었으며, 주문유형 2에 해당하는 β8의 값은 -0.025로 주문 유형 3에 해당하

는 β9의 -0.001보다 낮다. β8과 β9가 동일하다는 귀무가설에 한 t검정 결과, t값은

-2.33으로 나타나 단측검정시 1% 수준에서 귀무가설을 기각하고 있다.

호가단위를 고려한 스프레드가 가격충격에 미치는 향을 제시하는 회귀계수인

β13~β18는 매수주문에서는 주문공격성이 높은 주문 유형 1~3에 해당하는 회귀계수

인 β13~β15은 양의 값을 가지며, 주문 유형 4~6에 해당하는 회귀계수인 β16~β18은

음의 값을 가지고 있다. 주문공격성이 높은 주문 유형인 1~3은 주문 가격이 최우선

매수호가 이상이기 때문에 스프레드가 높을수록 주문 체결시 높은 체결비용으로 반

된다. 반면에 지정가 주문의 회귀계수인 β16~β18는 스프레드가 클수록 상 적으로

음의 가격충격이 증가하게 된다. 매도 주문에서도 공격적인 주문에 해당하는 주문유

104 經 � , 36 卷 4

형의 회귀계수인 β19~β21은 스프레드의 증가에 따라 음의 값을 가지고 있으므로 주

문 체결시에 보다 높은 거래비용을 지불해야 함을 제시하며, 지정가 주문인 β22~ β24

은 보다 개선된 가격으로 체결되어 이득을 얻고 있음을 알 수 있다. 회귀계수의 유의

수준의 분포에서는 매도∙매수주문에 관계없이 추정된 회귀계수의 97% 이상이 1%

수준에서 유의적임을 제시하고 있으며, 가격충격에 미치는 향력은 가장 공격적인

주문 유형 1과 수동적인 주문 유형 6이 높은 것으로 분석되었다.

주문 유형별로 상 적 주문 규모에 한 가격충격의 민감도와 관련한 회귀계수

β25~β36를 추정한 결과에서는 매수주문과 매도주문에서 주문 유형 1에 해당하는 회

귀계수인 β25와 β31의 향력과 유의수준이 높은 것으로 나타났으며, 주문 유형 6도

지정가 주문중에서는 유의적인 결과를 확인할 수 있다. 호가단위 스프레드와는 달리,

매수 주문 유형 1과 주문 유형 6은 모두 양의 값을 가지고 있는 것으로 나타나 공격

적인 주문이나 수동적인 주문은 주문규모의 증가에 따른 체결비용이 상승한다는 결

과가 제시되어 있다. 이는 매도주문에서도 마찬가지로 주문 유형 1과 주문 유형 6은

모두 음의 값을 확인할 수 있어 매수 주문과 마찬가지로 주문규모의 증가에 따라 유

리한 가격에서의 체결로 인한 이득이 감소함을 의미하고 있다.

최우선호가잔량간의 불균형이 가격충격에 미치는 향을 나타내는 회귀계수인

β37~β48에서는 상 적으로 최우선매수호가잔량이 높은 불균형일수록 체결비용에서

매수 주문 측이 유리한 것으로 분석되었으며, 특히 가장 수동적인 주문 유형 6에서

그 효과가 큼을 알 수 있다.

이와 반 로 매도 주문 측에서는 체결비용 측면에서 수동적인 주문 유형 6이 가장

불리함을 제시한다.

개별종목의 adj R2의 평균값은 0.5988로 나타났으며, 종목당 회귀분석에 사용된 평

균 주문 관측치는 1,291,885개이다.

9. 일별 시계열-횡단면 회귀분석

본 분석에서는 장세(market activity)에 따른 주문 유형 선택의 가격충격의 관계를

일별 회귀분석을 통하여 파악하고자 하 다. 종속변수는 주문별 회귀분석과 마찬가

지로 가격충격으로, 이를 일별 평균 가격충격으로 계산하 다. 회귀분석의 설명변수


로는 주문별 회귀분석과 마찬가지로 주문의 유형을 매도 주문과 매수 주문으로 분류

하 으며 각 주문 유형에 따른 일별 총주문횟수, 거래량 비 주문규모, 수익률변동

성, 기업규모를 선정하 다. 일별 회귀모형은 식 (6)과 같다.

Od,i,k = ∑6

k=1[βk · bidd,i,k + β(k+6)askd,i,k + β(k+12)bidnumd,i,k + β(k+18)asknumd,i,k + β(k+24)bidsized,i,k

+ β(k+30)asksized,i,k + β(k+36)bidd,i,kVolatiled,i + β(k+42)askd,i,kVolatiled,i (5)

+ β(k+48)bidd,i,kFirmsizei + β(k+54)askd,i,kFirmsizei] + ed,i,j

Od,i,k : d일의 k주문 유형으로 제출하여 체결된 i종목의 평균가격충격

bidd,i,k(askd,i,k): d일의 i종목에 해 제출한 매수(매도) 주문의 유형이 k에 해당하면

1의 값을 갖고 그렇지 않으면 0의 값을 가지는 더미변수로 k = 1이면

가장 공격성이 높은 주문, k = 6은 가장 소극적인 주문을 나타냄.

bidnumd,i,k(asknumd,i,k): d일의 i종목에 해 k주문 유형으로 제출한 총 매수(매도)

주문수에 로그를 취한 값

bidsized,i,k(asksized,i,k): d일의 i종목에 해 k주문 유형으로 제출하여 체결된 매수(매

도)주문수량을 d일의 총거래량으로 나눈 값

Volatiled,i: 일의 종목 일별수익률의 제곱

Firmsizei: i종목의 2000년 5월 31일 당시 종가와 상장주식수에 근거한 시가총액에

로그를 취한 값

Od,i,k——

는 d일의 주문 유형 k에 해당하는 주문들의 평균 가격충격이며, bidnumd,i,k과

asknumd,i,k은 체결주문수가 아닌 총 주문거래횟수에 로그를 취한 값이다. 시장활동을

고려한 주문규모인 bidsized,i,k와 asksized,i,k는 체결된 주문규모를 개별 종목의 일별 총거

래량으로 나누었다. 수익률의 변동성을 나타내는 은 일의 수익률의 제곱으로 일별 주

식수익률은 한국증권연구원(KSRI) 데이터베이스를 이용하 다. 기업규모를 나타내

는 는 2000년 5월 31일의 종가와 상장주식수에 근거한 시장총가치에 로그를 취한값

이다. 회귀분석은 표본기간인 141일간 575개 종목에 해 일별 시계열횡단면 통합

회귀분석(time-series cross-sectional pooling regression)을 하 다.

<표 8>에서는 전체 설명변수를 종속변수에 해 회귀분석한 전체 회귀모형의 결과

106 經 � , 36 卷 4


<표 8> 체결주문 가격충격의 결정요인에 한 일별 시계열-횡단면 회귀분석 결과

설명변수 βi (1) (2) (3) (4)

bidd,i,1 β1 0.623 (306.70) 1.010 (241.88) 2.446 (79.87) 2.154 (69.59)bidd,i,2 β2 0.341 (166.72) 0.639 (150.96) 1.557 (52.77) 1.407 (47.39)bidd,i,3 β3 0.420 (210.00) 0.890 (167.49) 1.771 (59.38) 1.555 (51.66)bidd,i,4 β4 -0.325 (-162.76) -0.832 (-121.47) -2.881 (-105.66) -2.847 (-105.34)bidd,i,5 β5 -0.529 (-261.48) -1.320 (-252.28) -2.375 (-78.54) -2.180 (-71.46)bidd,i,6 β6 -1.390 (-682.35) -2.571 (-360.23) -6.044 (-203.96) -5.370 (-179.87)

askd,i,1 β7 -0.626 (-311.83) -1.139 (-212.91) -2.417 (-77.24) -2.053 (-64.66)askd,i,2 β8 -0.350 (-171.92) -0.656 (-131.66) -1.419 (-47.95) -1.261 (-42.36)askd,i,3 β9 -0.410 (-205.38) -0.981 (-153.02) -1.516 (-50.12) -1.359 (-44.68)askd,i,4 β10 0.295 (147.55) 0.672 (97.90) 2.516 (91.63) 2.445 (89.74)askd,i,5 β11 0.512 (250.19) 1.176 (226.24) 2.304 (74.49) 2.042 (65.42)askd,i,6 β12 1.444 (696.65) 2.333 (331.21) 6.530 (218.22) 5.688 (189.39)

bidnumd,i,1 β13 -0.215 (-189.58) -0.172 (-132.41) -0.187 (-140.55)bidnumd,i,2 β14 -0.123 (-88.15) -0.094 (-60.18) -0.103 (-65.04)bidnumd,i,3 β15 -0.164 (-133.50) -0.133 (-92.41) -0.145 (-98.87)bidnumd,i,4 β16 0.162 (81.43) 0.114 (57.01) 0.119 (58.37)bidnumd,i,5 β17 0.205 (165.86) 0.169 (113.89) 0.180 (119.27)


동안에 접속매매시간에 제출된 모든 체결 주문의 일별 평균 가격충격(Od,i,k——

)에 해 주문공격성

(bidd,i,k, askd,i,k), 총주문수(bidnumd,i,k, asknumd,i,k), 거래량 비 주문규모(bidsized,i,k, asksized,i,k), 일

별 변동성(Volatiled,i), 기업규모(Firmsizei)를 회귀분석한 결과이다. d는 해당일, i는 종목, k는 주문

유형을 나타낸다.

Od,i,k——

= ∑6

k=1[βk · bidd,i,k + β(k+6)askd,i,k + β(k+12)bidnumd,i,k + β(k+18)asknumd,i,k + β(k+24)bidsized,i,k

+ β(k+30)asksized,i,k + β(k+36)bidd,i,kVolatiled,i + β(k+42)askd,i,kVolatiled,i

+ β(k+48)bidd,i,kFirmsizei + β(k+54)askd,i,kFirmsizei] + ed,i,j

종속변수인 일별 평균 가격충격은 개별종목별로 체결된 가격충격의 일별 평균값이며, 총주문수는

개별종목별로 각 주문유형으로 제출된 일별 총주문수에 로그를 취한 값이다. 거래량 비 주문규모

는 개별종목별로 각 주문유형에 해당하는 일별 총주문수량을 당일의 총거래량으로 나눈 값이다. 변

동성은 개별종목의 일별 수익률의 제곱이다. 기업규모는 2000. 5. 31일 기준 시장총가치에 로그를

취한 값이다. 표에 제시된 회귀계수는 141일간 575개 종목에 한 시계열-횡단면 통합 회귀분석

결과이며, 괄호안의 값은 t통계치를 나타낸다. 60개 회귀계수는 1% 수준에서 모두 통계적으로 유

의하다.

108 經 � , 36 卷 4

<표 8> 계 속

설명변수 βi (1) (2) (3) (4)

bidnumd,i,6 β18 0.289 (206.63) 0.146 (88.54) 0.193 (114.38)

asknumd,i,1 β19 0.228 (195.61) 0.186 (136.86) 0.205 (146.52)asknumd,i,2 β20 0.143 (99.83) 0.118 (72.99) 0.127 (77.87)asknumd,i,3 β21 0.173 (133.94) 0.154 (96.84) 0.161 (101.31)asknumd,i,4 β22 -0.138 (-67.10) -0.089 (-42.86) -0.098 (-46.62)asknumd,i,5 β23 -0.193 (-149.11) -0.153 (-98.70) -0.167 (-106.41)asknumd,i,6 β24 -0.271 (-192.85) -0.111 (-65.56) -0.157 (-92.50)

bidsized,i,1 β25 1.197 (94.00) 1.142 (88.64) 1.118 (88.34)bidsized,i,2 β26 0.050 (8.70) 0.041 (7.10) 0.046 (8.13)bidsized,i,3 β27 0.657 (36.73) 0.613 (34.46) 0.663 (37.84)bidsized,i,4 β28 -0.117 (-31.92) -0.094 (-25.44) -0.095 (-26.18)bidsized,i,5 β29 -0.005 (-1.46) -0.003 (-0.73) -0.007 (-1.83)bidsized,i,6 β30 -0.524 (-45.64) -0.394 (-34.27) -0.428 (-37.98)

asksized,i,1 β31 -0.722 (-65.44) -0.595 (-52.77) -0.644 (-57.90)asksized,i,2 β32 -0.336 (-20.89) -0.261 (-16.41) -0.317 (-20.06)asksized,i,3 β33 -0.312 (-21.88) -0.245 (-17.66) -0.317 (-22.69)asksized,i,4 β34 0.367 (52.40) 0.309 (43.89) 0.314 (45.41)asksized,i,5 β35 0.285 (19.23) 0.282 (18.99) 0.317 (21.74)asksized,i,6 β36 2.282 (149.38) 2.451 (161.56) 2.239 (149.52)

bidd,i,1Volatiled,i β37 18.360 (48.79) 14.913 (39.23)bidd,i,2Volatiled,i β38 10.599 (28.43) 8.513 (22.77)bidd,i,3Volatiled,i β39 13.221 (35.65) 11.322 (30.35)bidd,i,4Volatiled,i β40 -8.269 (-21.93) -3.319 (-8.85)bidd,i,5Volatiled,i β41 -12.881 (-34.39) -10.395 (-27.56)bidd,i,6Volatiled,i β42 -46.970 (-123.80) -38.001 (-99.17)

askd,i,1Volatiled,i β43 -19.670 (-52.81) -16.912 (-44.86)askd,i,2Volatiled,i β44 -10.568 (-27.93) -8.985 (-23.73)askd,i,3Volatiled,i β45 -9.720 (-25.71) -8.827 (-23.41)askd,i,4Volatiled,i β46 10.774 (28.80) 6.486 (17.43)askd,i,5Volatiled,i β47 15.849 (42.56) 13.454 (35.91)askd,i,6Volatiled,i β48 59.283 (158.26) 49.943 (132.85)

bodd,i,1Firmsized,i β49 -0.061 (-47.36) -0.049 (-37.28)bodd,i,2Firmsized,i β50 -0.039 (-31.11) -0.033 (-26.11)

와, 특정 설명변수를 제외한 상태에서 일부 설명변수만을 회귀분석한 모형의 결과를

제시하고 있다. 회귀모형 추정에서 공통적으로 발견되는 결과는 주문별 회귀분석의

결과와는 달리 β1~β12가 각 주문공격성의 크기와 부호 측면에서 <표 3>의 평균가격

충격과 유사하다는 점이다. 이 같은 이유는 가격충격과 관련이 있는 변수인 호가단위

스프레드를 설명변수로 제외한 것에 기인할 수 있다. 각 회귀모형의 공격적인 주문유

형 1~3에서 매수(매도)주문은 양(음)의 값을 가지며, 주문 유형 2가 주문 유형 3보

다 강도면에서 높다. 마찬가지로, 수동적 주문유형인 4~6에서는 매수(매도)주문은

음(양)의 값을 가진다.

시장의 유동성과 관련된 설명변수 bidnumd,i,k의 회귀계수인 β13~β18에서 시장가 주

문 및 시장가 체결가능 주문과 같은 공격적인 주문 유형에 해당하는 회귀계수인

β13~β15는 음의 값을 나타내고 있다. 이는 장세가 활발하거나 거래활동이 높은 종목

에 해서 공격적인 주문을 제출할 경우에는 침체된 장세나 종목보다 상 적으로 체

결비용이 감소한다는 것을 보여준다. 활발한 장세 조건하에서는 유동성 투자자들이

집단적으로 거래에 참여하는 유인동기를 가지므로 유동성 거래를 집중시키는 경향이

높다. 회귀계수인 β16~β18은 양의 값을 가지므로, 유동성 투자자들이 제출하는 공격

성이 낮은 지정가 주문 유형일수록 유동성이 높은 장세에서는 상 적으로 거래비용

이 증가하고 있음을 확인할 수 있다. 매도주문의 경우도 마찬가지로 공격적인 매도주


<표 8> 계 속

설명변수 βi (1) (2) (3) (4)

bodd,i,3Firmsized,i β51 -0.039 (-29.54) -0.030 (-22.44)bodd,i,4Firmsized,i β52 0.089 (78.15) 0.087 (76.96)bodd,i,5Firmsized,i β53 0.047 (35.24) 0.039 (28.60)bodd,i,6Firmsized,i β54 0.163 (121.85) 0.131 (96.42)

askd,i,1Firmsized,i β55 0.054 (40.98) 0.039 (29.20)askd,i,2Firmsized,i β56 0.032 (25.46) 0.026 (20.59)askd,i,3Firmsized,i β57 0.023 (17.04) 0.017 (12.70)askd,i,4Firmsized,i β58 -0.080 (-69.87) -0.077 (-67.17)askd,i,5Firmsized,i β59 -0.050 (-36.54) -0.039 (-28.11)askd,i,6Firmsized,i β60 -0.197 (-144.24) -0.157 (-114.78)

adj R2 0.6133 0.7153 0.7160 0.7267

문인 경우에는 유동성이 높은 종목이나 장세에서는 체결비용을 감소시키는 반면에,

지정가 주문의 유형은 상 적인 이익이 감소하고 있음을 보여준다.

거래량 비 주문규모 변수와 관련하여 매수 주문의 회귀계수인 β25~β27과 매도

주문의 회귀계수인 β31~β33의 가격충격은 주문규모가 높을수록 각각 양의 부호와 음

의 부호를 가지고 있음을 알 수 있다. 공격적인 주문 유형인 1~3에서는 장세가 활발

하다 하더라도 이에 응되는 주문 규모가 클수록 그에 한 높은 체결비용을 부담해

야 한다는 기존의 견해를 지지한다. 반면에 수동적인 주문 유형인 β28~β30과 β34~

β36은 공격적인 주문 유형과 반 방향의 부호를 가지고 있으므로, 주문규모에 증가에

따른 가격충격의 감소 향을 제시하고 있다.

수익률 변동성과 가격충격간의 관계는 공격적인 주문과 수동적인 주문 모두에서

유의적인 관계가 존재하지만 주문유형에 따른 부호는 반 로 나타남을 알 수 있다.

가장 공격적인 매수 주문 유형의 회귀계수인 β37~β39는 변동성이 심한 장세에서 종

목들을 거래하기 위해서는 보다 높은 비용을 지불해야 함을 의미한다. 높은 변동성은

낮은 유동성 및 높은 거래비용과 유의적인 관계가 존재한다. 수동적인 매수 주문 유

형의 회귀계수인 β40~β42에서는 변동성이 가격충격과 음의 관계를 가지는 것으로 분

석되었다. 이와 같은 결과는 Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)과 같이 변동성이

낮은 종목이나 장세에서는 오히려 지정가 주문을 제출하는 것이 투자자로부터는 가

격충격 측면에서 유리한 점으로 작용하며 보다 수동적인 주문제출 전략일수록 변동

성으로부터 얻는 효익이 큼을 제시하고 있다. Hasbrouk-Saar(2001)에서도 변동성이

높은 장세에서 상 적으로 지정가 주문의 체결 확률이 높음을 제시한 바 있다.

마지막으로, 주문의 공격성은 기업규모와 가격충격간의 관계에 유의적인 향을

미치고 있다. 공격적인 주문에 해서는 기업규모와 가격충격간에는 음의 관계가 존

재하며 주문 유형 1과 특히 주문 유형 6에서 강한 반응을 보이고 있다. 이미 <표 3>

의 결과를 해석할 때 설명한 바와 같이, 이러한 결과는 소규모 종목들에 해서 내부

거래자와 외부 투자자들간의 비 칭적 정보에 한 기회비용과 체결비용이 높다는

기존 연구결과와 일치한다.7)

110 經 � , 36 卷 4

7) 주문유형의 표본기간 평균 가격충격에 해 주문 유형의 공격성, 표본기간 총주문수, 표본기

간 거래량 비 주문규모, 표본기간 일별수익률의 표준편차, 기업규모 등을 설명변수로 하여

추정한 횡단면 회귀분석 결과도 회귀계수의 값만 차이가 있을 뿐 부호 및 통계적 유의수준은

IV. 결 론

본 연구는 한국주식시장에서 투자자들의 주문 전략 제출에 한 체결비용과 주문

유형의 결정요인을 분석하 다. 공격적인 매수 주문 유형에 해서는 즉각적인 주문

체결에 한 높은 체결비용을 부담해야 하는 것으로 분석된 반면에, 수동적인 주문

유형은 음의 가격충격을 보임으로써 상 적으로 공격적인 주문보다는 체결비용에

해서 우위에 있음을 확인하 다.

주문 제출 측의 상 방최우선호가나 스프레드범위 내에 주문 제출이 집중되는

Biais-Hillion-Spatt(1995), Griffiths-Smith-Turnbull-White(2000)의 연구결과와 달리,

한국주식시장에서 제출 빈도가 가장 높은 주문 유형은 매수주문과 매도주문 모두 가

장 공격성이 낮은 수동적인 주문 유형인 주문 제출자 측의 최우선호가보다 유리한 가

격에 제출하는 주문인 것으로 분석되었다. 또한 주문 제출의 일중 형태와 가격충격의

일중 형태를 분석한 결과에서는, 기존의 연구들에서 제시되었던 스프레드, 변동성,

거래량의 오전시간 집중현상과 같이 오전의 개장 직후 30분 동안에 모든 주문 유형에

서 주문이 집중적으로 제출되고 가격충격 효과가 가장 높은 것으로 분석되었다.

지정가 주문중에서 취소된 주문의 역선택 비용을 산출한 결과에서는 소규모 기업

일수록, 주문의 공격성이 강할수록 높은 것으로 확인되었다. 취소된 주문의 기회비용

과 체결된 주문의 체결비용을 모두 감안한 해당 주문의 총비용은 최우선호가 보다 유

리한 가격으로 제출되는 주문이 가장 낮은 것으로 나타났다. 이같은 결과는 수동적인

유형의 지정가 주문은 주문 취소에 따라 체결비용과 상쇄되는 역선택 비용을 감안한

다 하더라도 상당히 낮은 체결비용으로 인한 이득이 존재함을 제시한다.

개별 주문에 한 회귀분석 결과 스프레드, 상 적 주문규모, 깊이 불균형 등은 주

문유형의 가격충격에 해 유의적인 향을 미치는 변수들인 것으로 분석되었다. 특

히 스프레드는 가격충격을 결정하는 가장 큰 요인으로 공격적인 주문에 해서는 체

결비용과 양의 상관관계를 가지며, 수동적인 주문과는 음의 상관관계를 가지는 것으


시계열-횡단면 회귀분석으로 추정한 결과와 동일하다.

로 분석되었다. 또한 공격적인 주문의 체결비용은 주문빈도, 기업규모등과 음의 상관

관계를 가지는 반면, 변동성 및 주문규모와는 양의 상관관계를 가지고 있는 것으로

분석되었다.

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The Cost Order Aggressiveness

Hyuk Choi**Woo-baik Lee**

ABSTRACT

Using order data for 575 firms listed on Korea Stock Exchange, we examine that the

execution cost of order submission strategy and determinants of order type. We suggest the

evidence that investors in Korea Stock Exchange frequently submit the most passive order,

which is entered entirely into the limit-order book. This evidence is inconsistent with the

result that Bias-Hillion-Spatt (1995) and Griffiths-Smith-Turnbull-White (2000) suggested.

We also find that aggressive orders require a significant premium for immediacy of execution

while most passive orders have a negative price impact. The price impact of order type is

significantly related to the spread, relative order size and depth imbalance. Our results

indicate that an increase in spread positively influences the execution cost of aggressive order.

The execution cost of aggressive order is negatively associated with number of order

submitted and firm size, while positively associated with volatility and order size.

114 經 � , 36 卷 4

*Associate Professor of Finance, Seoul National University.

**Research fellow, Samsung Research Institute of Finance.

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주문공격성의비용 - s-space.snu.ac.krs-space.snu.ac.kr/bitstream/10371/44417/1/03최혁 외-재.pdf · 각도에서조명하고, 아울러상이한국가의주식시장에서투자자들의주문제출전략