회계 손익, 기업 규모, 기업 지배 구조가

기업 가치에 미치는 영향

: 재벌 기업과 비재벌 기업간 비교

구본경

성균관대학교 경영학과 박사 과정 수료. e-mail : bkkoo1@skku.edu

< 요약 >

본 연구 목적은 2004년에서 2006년까지 주식 시장의 호재를 통상적으로 인식되고 있는 미국 주식 시장 영향 외에 기업의 재무 건전도 향상에 의한 기업 가치 증대 효과로 주식 시장이 상승세로 이어졌는지 알아보는데 있다. 특히 국내에서 활발히 추진된 기업 지배 구조 개선 운동의 결과인지 확인해보려 한다. 재무 건전도 측정 지표로 수익성, 기업 규모, 소유 구조, 자본 구조 측면에서 살펴보았다. 수익성면에서 이익 요소가 기업 가치에 어떠한 영향을 주었는지 보기 위해 이익 구성 요소를 지속적 손익과 일시적 손익으로 세분화하고 있는 Ohlson(1999) 모형을 도입하였다. 재벌 기업의 경우 부채 사용이 기업 가치에 대해 긍정적인 역할을 하였다. 그러나 일시적 손실 커버 등과 같이 단기적으로 부채를 사용하는 것은 정(+)의 효용을 가지나, 부채를 동반한 규모 확장이 지속될 경우 누적 적자를 초래할 수 있는 가능성도 배제할 수 없다. 기업 규모와 기업 가치 관계에서 자산 규모의 성장이 기업 가치에 긍정적인 역할을 하였지만, 반드시 기업 가치를 증대시키지 않는 것으로 나타났다. 수익성 지표에서 일시적 손실 정보가 현금 흐름 개선 효과가 일어날 것이라는 굿뉴스 효과는 재벌 기업에서 크게 나타났다. 그러나 장기적인 관점에서 볼 때, 초과 지속적 손실 반응 계수가 유의하게 높고, 재벌 기업에서 부채 사용이 긍정적인 역할을 하였으나 부채를 동반한 총자산 규모의 성장이 기업 가치에 부(-)의 영향을 준 것에서 규모의 성장으로 인한 수익성 호전 효과는 미미할 것으로 생각된다. 손익 구성비에 따라 기업의 성장 호전 속도가 달라지는 점에서 단순히 당기순손익 지표로서 수익성을 판단해서는 안 된다는 것을 시사하고 있다. 재벌 기업의 경우 정부가 시행하는 기업 구조 개선 정책 등의 노력이 어느 정도 정(+)의 영향을 주고 있었으나, 기업 지배 구조 정책이 근본적으로 기업 가치를 개선시키지 않았다. 결론적으로 국내 주식 시장의 상승세는 기업의 재무 건전도 향상이라기보다는 대외적 시장 요인으로 보아야 할 것으로 판단된다.

Key Words : 초과 지속적 / 일시적 손익, 규모의 성장, 지배 구조, 비회계 정보, 기업 가치

The Effect of Accounting Profit and Loss, Scale,

Corporate Governance on Firm value

: Comparison Between Chaebol and Non-Chaebol Firm

Bon-Kyung Koo

Abstract

In this study, I examine cause of Korean stock market rise from 2004 to 2006 by financial health improvement developed domestic market circumstance or if only by American stock market's systematic effect. Specially, I want to confirm if there was a corporate governance improvement or not. I use in Ohlson(1999) model that is divided into persistent and transitory earnings to observe influence of profitability improvement. I put additional control variable to examine chaebol firm's effect and effect of scale reflecting Korean firm's peculiarity. So I want to see those effects and relative value relavance on firm value by these variables. In 2006 there were big easing restrictions. In  a chaebol firms large stockholder ownership ratio affects weakly negative(-) and foreign ownership ratio has an positive(+) effect as a whole and debt ratio has an positive(+) effect on firm values. I discover there was a rapid decrease in a significance and coefficient of non-accounting information variable compared to that in 2005. In chaebol firm corporate governance improvement policy has influence on firm value in a degree. But it can be found cause in the another non-accounting information rather than corporate governance improvement with respect to results. In short it shows that effect of non-accounting information more than accounting information about profitability, enterprise scale and structure of governance is more great. Maybe I judge that another non-accounting information will be systematic effect of U.S. stock market.

Key Words : abnormal / transitory earnings, growth of scale, governance structure,                    non-accounting information, firm value

I. 서론

최근 3년간 주식 시장 상황이 지속적으로 동반 상승을 띤 것에 대해 미국 주식 시장의 동조화에 힘입어 한국 주식 시장이 활황세를 띠었다고 한다. 본 연구에서는 미국 주식 시장 영향 외에 기업의 재무 건전도 향상에 의한 기업 가치 증대 효과로 주식 시장이 상승세로 이어졌는지 알아보는데 있다. 특히 기업 지배 구조 개선 운동을 활발히 추진하여 재무 건전도가 향상된 것인지 살펴 보려 한다. 재무 건전도 측정 지표로 수익성, 기업 규모, 소유 구조, 자본 구조 측면에서 살펴보았다. 수익성면에서 이익 요소가 기업 가치에 어떠한 영향을 주었는지 보기 위해 이익 구성 요소를 지속적 손익과 일시적 손익으로 세분화하고 있는 Ohlson(1999) 모형을 도입하였고, 본 연구 목적에 적합하도록 수익률 확장 모형으로 전환하였다. 한국 기업의 특수성을 반영하여 재벌 기업과 비재벌 기업으로 나눈 뒤, 재벌 기업 유무에 따라 다른 양상을 보이는지 보기 위함이다. 수익성, 자산 규모, 기업 지배 구조 측정 지표에 의해 기업 가치가 정(+)의 변화를 보였다면 국내 기업의 재무 건전도가 향상된 것으로 추론해볼 수 있고, 회계 정보의 상대적 가치 관련성 또한 증가되었다면 기업 성과 판단 지표로 중요한 변수라는 것을 인식해볼 수 있다.

한국 주식 시장은 타국 주식 시장과 달리 대기업에 경제력 집중 현상을 띠는 지배 구조를 가지고 있다. 일명 재벌 기업이라 지칭한다. 정경 유착 과정을 통해 1980년대를 거치면서 성장한 대기업들은 1990년대에 접어들면서 그 영향력이 급속도로 성장하였다. 재벌로 일컬어지는 대기업들은 지배 주주의 직접 통제하에 경영 체제를 유지하고 있을 뿐만 아니라 다양한 산업에 참여하여 다변화 기업 집단적 속성을 지니고 있다. 1987년 4월에 도입된 출자 총액 제한은 대규모 기업 집단의 무분별한 계열 기업 확장 및 경제력 확장 및 집중을 억제하기 위하여 도입된 제도로 순자산의 40%로 제한하였으나, 95년 4월에 한도액을 25% 범위 내에 축소하는 등 제한을 강화하였다. 그러나 외환 위기를 겪고 정권 교체가 이루어지면서 국가 위기를 타개하기 위한 대책으로 외국인 출자 한도를 폐지하여 외국인의 적대적 M&A를 가능하게 하였다. 30대 대규모 기업 집단은 이 제도로 인해 일정 한도내에서만 국내 기업에 출자를 할 수 있었다. 그러나 기업의 경영권 방어가 문제가 되어 98년초 출자 총액 제도를 폐지하게 되었다. 그 결과 대규모 기업 집단의 계열사간 출자와 내부 지분율이 크게 증가하여 동일인이 적은 지분으로도 많은 계열사를 지배할 수 있었다. 즉, 지배력 강화라는 결과를 초래하였다. 계열사간 출자 연결 고리는 전체 기업 집단의 동반 부실화를 초래하는 원인으로 작용하였고, 계열사간 순환 출자는 외부에서 유입되는 실질적인 자기 자본의 증가 없이 부채 비율을 용이하게 축소 수단으로 활용되는 등 문제를 야기하였다. 2001년 4월에 시행된 출자 총액 제한 제도가 국내 경기 침체의 장기화 및 증권 시장 위축 등을 고려하여 기업에게 과도한 부담을 준다는 이유로 2002년 출자 총액 제한의 예외 인정 범위를 확대하였고, 현재 지배 구조 개선 추진은 대기업 출자 규제를 완화하여 제한적으로 행해져야한다는 방향으로 나아가고 있다.

재무 분야에서 기업 가치 대용 변수로서 주로 토빈의 Q를 사용하여 기업 가치 평가를 하고 있다. 토빈의 Q는 기업의 자산 또는 기업이 발행한 증권의 시장 가치 합을 자산의 대체 원가로 나누어서 구해지는 비율로 본다.(김우택, 장대홍, 김경수, 박상수(1996)) 일반적으로 토빈의 Q에 대한 분모의 대체 변수로서 순자산의 장부가를 쓰고 있지만, 현재 가치를 구하기 어렵다. 분자는 시장 가치를 대체하여 나타낸다. 분모에 역사적 원가를 사용하고, 분자에 시가를 적용하기 때문에 시차에 따른 기간 손익 발생이 일어난다. 즉, 자산 평가 시기가 서로 다르다는 문제점이 있다. 따라서 기업 가치 대용 변수로 사용되고 있는 토빈의 Q는 부정확한 변수라 생각된다. 그외 대체적 성과 변수로 사용되는 회계적 수익률의 경우에도 회계적 이익이 특정 기간만의 성과를 나타내고 있어 기업의 위험을 정확히 측정할 수 없고(Benston 1985), 주가 수익률은 기업 전체가 아니라 주주의 이익만 측정한다는 비판을 하기도 한다.(Landsman, Shapiro(1995))

그리하여 본 연구에서는 기업 가치 대용 변수로 각기 다른 자산 평가 시기를 해결하고, 시장 규모를 반영하는 총액 기준의 시가 총액 변수를 사용하였다. 그러나 정의적 추론에 충실하기 위해 사용되는 가격 모형을 적용할 경우 이분산성 문제와 모형 설정 오류 문제가 발생할 수 있다.(Kothari, Zimmerman (1995)). 총액 기준의 시가 총액 변수, 순자산의 장부가, 회계 손익 요소를 사용한 뒤, 안정적인 비단위근 시계열을 만들기 위해 다시 수익률 모형으로 전환하였다. 재무 분야에서 기업 가치 평가시 사용되는 수익성 지표는 단순히 당기순이익, 영업 이익 등의 단일 이익 요소로서 판단하고 있는 데에 반해, 회계학에서 주로 사용되고 있는 Ohlson(1999)모형은 이익을 지속적 요소와 일시적 요소로 구분하여 주고 있다. 각 이익 요소가 기업 가치에 미친 영향을 구체적으로 볼 수 있다는 장점이 있다. 기존 연구에서 Ohlson(1999) 모형으로 손익 요소가 주가에 미친 영향을 본 것에 그친 것과 달리 본 연구에서는 이외에도 손익 구성비에 따라 어떠한 차이를 보이며 차후 기업 가치의 성장 여부 또는 호전 속도를 예상해보고, 적자 기업에서 흑자 기업으로 또는 흑자 기업에서 적자 기업으로 전환될 가능성이 있을지를 판단해보았다는 점에서 차별성을 두고 있다.

우선 Ohlson(1999)의 기본 모형에서 주식 시장 상승기동안 기업 규모와 수익성 지표가 기업 가치에 미친 영향을 재벌 기업 유무에 따라 순자산의 장부가, 손익 회계 정보 요소의 유의성을 판단하고, 상대적 가치 관련성으로 변수들의 영향력을 살펴본다. 이 후 소유 지배 구조 변수, 규모 통제 변수를 추가한 수익률 확장 모형에서 기업 지배 구조 개선 정책 영향이 재무 건전도에 직접적인 영향을 주었는지를 파악하고자 한다.

백원선, 최관(1999) 연구에서는 1992년에서 1998년 기간동안 초과 이익이 지속적일 때 주가에 대한 이익 반응 계수는 높고 상대적으로 순자산의 회귀 계수는 낮게 나타난 것으로 보고 하였다. 이 경우 순자산과 이익간 상대적 가치 관련성에 차이가 없는 것으로 나타났다. 그러나 초과 이익이 비지속적인 경우에서는 순자산의 가치 관련성이 회계 이익에 비해 큰 것으로 보고하고 있다. Collins, Maydew, Weiss(1997)는 회계 이익의 상대적 가치 관련성에 비해 순자산의 장부가의 상대적 가치 관련성이 높다는 결과를 보고한 바 있다. 이를 1953년에서 1993년동안 미국내에 IT 산업 성장과 이익의 일회성 항목 증가와 소규모 상장 기업의 증가로 꼽고 있다. Hayn(1995)은 기업 규모 요인이 이익의 지속성과 상대적 가치 관련성에 영향을 준다고 주장하였다. 대기업은 사업이 다각화되어 있어 경기 침체기에도 손실을 보존할 수 있지만, 소규모 기업은 경기에 민감하여 손실 가능성이 높고 이익 지속성은 낮으며, 순자산의 장부가의 상대적 가치 관련성이 높다고 보고하였다. 기업의 재무적 건전성이 악화될수록 순자산의 장부 가치가 기업 가치를 보다 잘 설명한다는 것을 Barth, Beaver, Landsman(1998)는 파산 기업을 대상으로 조사하였다. 지배 구조와 기업 가치 관계에 대한 선행 연구는 정설이 없다. Jesnsen, Meckling(1976)의 연구에서 볼 수 있듯이 경영자의 지분이 높을수록 주주와의 이해 상충 부분이 적고 대리인 비용도 줄어들어 기업 가치는 높아진다고 보았다. 반면, 소유 지배 주주의 경영권 침해가 기업 가치를 감소시키고 (Barclay, Holderness(1999)), 소유 지배 주주의 과도한 보상 요구, 사적 관계자와의 거래, 특별 배당 등을 통해 부를 착취하여 기업 가치를 저해한다는 연구도 있다.(Shleifer, Vishny (1997)) 기업 가치와 소유 구조 관계가 단조 증가 또는 단조 감소 형태를 띠지 않는 경우도 있다. 대주주 지분율 정도에 따라 기업 가치는 다른 양상을 보여주기도 한다. Morck, Shleifer, Vishny(1988)에서 보면 5% 지분율내에서는 기업 가치는 증가 현상을 보이다가 5% 이상일 경우에 기업 가치는 감소하고 다시 25% 이상의 지분율에서 기업 가치는 증가 현상을 보인다. McConnell, Servaes(1990)의 연구 결과에서는 경영자의 소유 지분율이 40~50%가 될 때까지 기업 가치가 상승 현상을 보이다가 이후 하락하는 역 U자 형태를 띠고 있다. 그러나 소유 지분과 기업 가치간에 유의적인 관계가 없는 연구 결과도 존재한다. Demsetz, Lehn (1985)에서는 Fortune 기업 223개를 대상으로 1970~1980년 자료를 사용하여 경영진의 지분과 5대 주주 지분이 토빈의 Q에 주는 영향을 조사한 결과 지분과 기업 가치간에는 유의적인 상관 관계가 없다는 것을 보여주었다. 한국 기업 대상 연구에서는 1986년에서 1990년까지 기간에서 대주주 지분 40% 이하에서 경영자 안주주의(安住主義) 동기가, 40% 이상에서는 통계적인 설명력은 미약하나 이해 일치(利害一致) 동기로서 U자형 형태로 설명하였다.(김주현(1992)) 그러나 기업 가치 개선 활동이 활발하였던 2001년에서 2003년동안에는 대주주 지분율과 기업 가치간에 재벌 기업 유무와 상관없이 역U자형 패턴이 있는 것으로, 대주주 지분율이 증가할수록 기업 가치는 증가하다가 15~25% 이상에서 다시 하락 형태를 띤다고 이원흠(2006)은 보고하였다. 박경서, 백재승(2001) 연구에서는 외환 위기 이전 재벌 기업과 비재벌 기업간 소유 구조와 기업 가치, 자본 구조와의 내생적 관계를 고려하였을 때, 재벌 기업의 대주주 경영자는 자신의 경제적 이해를 위해 계열 법인의 주식을 적절히 활용하고 있기 때문에 기업 가치가 증가할수록 대주주 지분율은 증가하여 기업 가치와 대주주 지분율간에는 정(+)의 상관 관계를 가진다고 하였다.

위 선행 연구에 나타난 일련의 현상들과 최근 주식 시장에서 이슈가 되고 있는 한국 주식 시장의 성장을 기업 가치와 수익성, 기업 규모, 기업 지배 구조 요인들과 어떠한 관련성을 맺을 수 있을 지 비교해 볼 수 있을 것이다. Ohlson(1999)에서 출발된 가격 모형에서 수익율 모형으로 전환 이후 기본 모형에서는 기업 규모, 수익성 요인이 기업 가치에 어떠한 영향을 주었는지를 본다. 확장 모형에서는 추가 요소인 기업 지배 구조 변수들로 기업 가치 개선 효과가 있었는지 살펴 보려 한다. 논문 구성은 다음과 같다. 2장에서는 실증 분석 모형과 방법론을, 3장에서는 실증 절차, 4장에서는 실증 분석 결과를 제시한다. 마지막으로 5장에서는 결론 및 한계점을 보일 것이다.

II. 실증 분석 모형 및 주변수 정의

1. Ohlson(1999)의 수익률 모형

Ohlson(1999)의 가격 모형을 수익률 모형으로 전환한 형태이다.

[eqn: MV _{t} /``MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )+a _{2} [((X _{1t} +X _{2t`} )-rBV _{t-1} )`/MV _{t-1} ]+`a _{3`} (X _{2t} /MV _{t-1} )+a _{4``} TIMES D _{1}]

[eqn: =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )+a _{2} X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} +(a _{2`} +a _{3`} )X _{2`t} /MV _{t-1} `+a _{4} TIMES D _{1}] -----------(1)   단, [eqn: a _{0}]= 비회계 정보

r = t년 자기 자본 비용

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}] = t년 기말 시가 총액 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}] = t년 자기 자본의 장부가 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}] = t년 지속적 손익 [eqn: X _{1t}]로 측정된 초과 손익 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}] = t년 일시적 손익 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: X _{1t`} +X _{2t _{}}] = t년 지속적 손익 + t년 일시적 손익 = t년 당기순손익

[eqn: D _{1}] = 재벌 더미 변수 ( 관측치가 재벌 기업일 경우 1, 아니면 0임.)

위 식 (1) 모형은 회계 손익을 지속적 손익과 일시적 손익으로 나누었고, [eqn: X _{1t} ^{a}]는 당기순손익에서 일시적 손익 항목 [eqn: X _{2t}]를 제외하여 측정된 초과 손익이다. 지속적 손익, 일시적 손익 구분은 올해의 이익 실적을 구체적으로 파악할 뿐만 아니라 미래 이익을 예측할 수 있는 바탕이 된다. 기업 회계 기준에서는 당기순이익을 경상 이익과 특별 손익으로 구분하고 있어특별 손익은 미래 지속성이 없는 일시적 손익으로, 경상 이익을 구성하는 손익 항목들은 모두 지속적 손익인 것으로 암묵적 가정을 하고 있다. 즉 경상 이익을 비롯한 영업외수익, 영업외비용 항목들을 모두 지속적 손익인 것으로 가정되고 있으며, 특별 손익만이 일시적 손익인 것으로 가정되고 있다.(김권중, 김문철(2003))

당기순이익에서 초과 지속적 손익 요소를 제외한 부분은 일시적 손익 요소로 전환된다. Ohlson(1999) 모형에서 추가된 일시적 손익은 경상 손익에서 파생된 영업외손익 항목에서 나온 것으로, 영업외손익 구성 요소를 분리할 필요가 있다. 그러나 표본 3년 기간동안 김권중, 김문철(2003) 연구에서 보고한 영업외손익 항목들의 구성 요소가 한시적으로 나타나거나 없는 경우가 많아 항목들을 일일이 열거하지 않고 본 연구에서는 일시적 손익 항목을 특별 손익만으로 한정하였다. 자기 자본 비용은 전년도 자기 자본의 장부가를 당해 시장 기준으로 평가하기 위해 사용된 것으로 자본 자산 가격 결정 모형(CAPM)에 근거하여 매년 기업별 자기 자본 비용을 모두 측정하였다. 따라서 당기순손익에서 전년도 자기 자본의 장부가에다 당해 자기 자본 비용의 승수만큼 차감한 것을 초과 지속적 손익으로 보았다.

기말 기준으로 무위험수익률은 국고채 5년 수익률은 ,

개별 기업 베타는 [eqn: beta _{R _{m} ,`R _{i}} = {cov(R _{i} ,R _{m`} )`} over {var(R _{m} )}] ( 단, [eqn: R _{i`}]는 개별 기업 월별 수익률, [eqn: R _{m}]은 시장 수익률임.)

KOSPI 시장과 코스닥 시장은 규모 등의 측면에서 상이하나, 재벌 기업 즉, 30대 대기업 집단에 속하는 계열 회사를 모두

살펴보기 위해 전체 시장을 고려하여 시장 수익률을 적용하였음. 적용 산식은 아래와 같음. [eqn: (KOSPI수익율 TIMES 거래소시가총액+코스닥수익율 TIMES 코스닥시가총액)÷(거래소시가총액+코스닥시가총액)].

일시적 손익이 크게 발생하면 경상 이익 변화도 크다. 따라서 주식 시장을 관찰하기 위해서 Ohlson(1995)의 단일 이익 요소 즉, 당기순이익만으로 미래 이익을 예측하는 것은 이익 지속성 측면을 감안하면 위험할 수 있어 Ohlson(1999) 모형의 효용이 크다.

그리고 순자산의 장부가와 회계 손익의 상대적 가치 관련성 정도를 측정하기 위하여 다음과 같은 모형으로 추정하였다.

[eqn: MV _{t`} /MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )``````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````+a _{4`} TIMES D _{1}] --------- (2)

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =``a _{0} ``````````````````````````````````````````````````````````````+``a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )+a _{4} TIMES D _{1}] --------- (3)

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =`a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )`+a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )`````````````````````````````````````````````````````````````+a _{4} TIMES D _{1}]---------- (4)

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )````````````````````````````````````````````````````````````+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )+a _{4} TIMES D _{1}] --------- (5)

식 (1) - (5)에서 산정한 설명력을 각각 [eqn: R _T ^2], [eqn: R_2 ^2], [eqn: R_3 ^2], [eqn: R_4^2], [eqn: R_5 ^2] 이라 할 때, 순자산의 장부가와 회계 손익 요소의 상대적 가치 관련성은 아래와 같이 구하였다.

[eqn: R_T ^2 - R_2^2] =[eqn: R _{X _{1} ^{a} +X _{2}} ^{2}] = [eqn: R _{X} ^{2}]

[eqn: R _{T} ^{2} -R _{3} ^{2}] = [eqn: R _{BV} ^{2}]

[eqn: R _{T} ^{2} -R _{4} ^{2}] = [eqn: R _{X _{2}} ^{2}]

[eqn: R _{T} ^{2} -R _{5} ^{2}] = [eqn: R _{X _{1}^a} ^{2}]

위 식은 각기 회계 손익의 증분 설명력, 순자산 장부가의 증분 설명력, 일시적 손익의 증분 설명력, 초과 지속적 손익의 증분 설명력을 나타낸다.

2. Ohlson(1999)의 수익률 확장 모형

그러나 기업 가치를 설명하는데 Ohlson(1999)의 수익률 모형은 제한적이다.

[eqn: {MV _{t}} over {MV _{t-1}} =a _{0} +a _{1} {BV _{t}} over {MV _{t-1}} +a _{2} {X _{1t`} ^{a}} over {MV _{t-1`}} +a _{3`} {X _{2t}} over {MV _{t-1}} +a _{4`} TIMES 대주주지분율`+`a _{5} TIMES 외국인지분율+a _{6} TIMES 부채비율+a _{7} TIMES {TA _{t}} over {MV _{t-1}} +a _{8} TIMES D _{1}]                                            ------------------------------- (6)

단, [eqn: a _{0}]= 비회계 정보

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}] = t년 기말 시가 총액 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}] = t년 자기 자본의 장부가 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: X _{1t`} ^{a} /MV _{t-1}] = t년 초과 지속적 손익 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}] = t년 일시적 손익 / t-1년 기말 시가 총액

대주주 지분율 = 최대 주주 1인 지분율 + 친인척, 계열사 등 특수 관계 지분율

부채 비율 = 부채 / 자기 자본

[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}] = t년 총자산 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: D _{1}] = 재벌 더미 ( 관측치가 재벌 기업일 경우 1, 아니면 0임.)

위 식 (6)은 기업 지배 구조 개선 효과를 보기 위해 Ohlson(1999)의 수익률 모형을 확장한 것으로 소유 구조 대용 변수로 대주주 지분율, 외국인 지분율을 사용하였다. 대주주 지분율은 대주주 또는 경영에 참가하는 오너와 소액 주주와의 대리인 문제로 빚어지는 갈등의 심각성 정도가 기업 가치에 반영된다. 외국인 보유율이 많다는 것은 투자 가치로서 긍정적으로 보고 있다는 것을 뜻하기 때문에 기업의 재무 건전도가 양호할 것으로 예상해볼 수 있다. 자본 구조 대용 변수인 부채 비율 변수는 순자산 대비 부채 사용 수준을 파악할 수 있다. 기업 가치 개선 정책 시행으로 조정된 부채 비율에서 정책 반영 이후 부채 사용이 기업 가치에 긍정적인 역할을 했는지 아니면 오히려 기업 가치를 훼손하였는지 효과를 알 수 있다. 비재벌 기업과 비교해볼 때, 재벌 그룹 체제는 계열사들의 상호 관계에서 특징적 차이를 볼 수 있는데, 상호 출자, 순환 출자, 채무 보증 등 유기적으로 얽힌 구조가 기업 가치에 어떠한 영향을 미쳤는지를 재벌 더미 변수를 통해 알 수 있다. 한국 기업의 특수성을 반영하는 재벌 기업 유무는 기업의 소유 지분 구조 때문에 파생되는 상황들이 훨씬 많으므로 중요한 고려 사항이 된다. Baek, Kang, Park(2004)에 의하면 외환 위기동안에 재벌 기업들의 주가가 비재벌 기업에 비해 상대적으로 하락폭이 컸는데 이는 기업 지배 구조 차이에서 나타나는 것이라고 주장하였다. 그리고 순수한 기업 규모 효과 즉, 규모의 성장이 기업 가치에 어떠한 영향을 미쳤는지를 보기 위해서 전년도 기말 시가 총액 대비 금년도 총자산 변수를 기업 규모 통제 변수로 두었다.

주식 시장 흐름과 비교하여 이들 변수들을 비교 분석해보고자 한다.

III. 실증 절차

1. 자료 선정

본 연구에서 사용된 실증 분석 자료는 2004년초에서 2006년말까지 제조업 KSE, KSQ 상장 기업의 대차 대조표 및 손익 계산서 연간 자료를 사용하였고, 재무제표가 상이한 금융업은 제외하였다. 자기 자본 비용 산출시에 필요한 자료는 월수익률 자료를 사용하였다. 최근 3년간 정제된 분석을 하기 위해 2004년에서 현재까지 계속 기업으로 존재하는 기업 중 재무제표가 있는 기업만을 선정하였다. 따라서 도산, 워크아웃, 합병 등 기업내 큰 변화가 있었던 기업과 2004년 이후 상장 기업은 제외하였다. 재벌 기업 관련 자료는 공정 거래 위원회에서 발표하는 2006년도말 대규모 기업 집단 지정 기준 및 현황을 바탕으로 사용하였다. 전체 기업의 표본수는 1332개, 재벌 기업의 표본수는 2006년 12월말 상호 출자 제한 집단 30위 대상을 기준으로 선정하였을 때 102개, 비재벌 기업의 표본수는 이를 제외한 1230개로 하였다. 분석 자료는 KIS-Value II DB와 증권 선물 거래소, 공정 거래 위원회, 한국 은행의 경제통계시스템 DB에서 추출하였다.

1987년 대규모 기업 집단이 처음 지정되었을 때의 기준은 자산 총액 4천억원 이상이었다. 1993년 이후 공정 거래 위원회는 다시 자산 총액 1~30위로 바뀌었고, 계열 회사 사이의 채무 보증 제한 제도가 도입되면서부터 대규모 기업 집단이라는 용어는 채무보증제한대규모기업집단으로 다시 명명되었다. 그러나 2002년 이후부터 대규모기업집단이라는 용어는 없어지고 상호출자제한기업집단이라는 용어로 대체되었다. 대기업의 순환출자가 증가하면서 2001년 4월 1일출자총액제한제도가 재도입된 이후 출자총액제한기업집단도 별도로 인식되었고, 채무보증제한대규모기업집단은 채무보증제한기업집단으로 명칭이 바뀌었다. 이에 따라 2002년부터는 각각 자산 총액 2조원 이상일 경우 상호출자, 채무보증제한기업집단으로, 5조원 이상일 경우 출자총액제한기업집단으로 지정되고 있다. 이어 2005년 출자총액제한기업집단은 6조원 이상으로, 2006년말 10조원 이상으로 변경되고, 순자산 대비 출자한도도 25%에서 40%로 상향되었다.( 공정거래위원회 공시 자료와 공정거래법 제9조의 1항, 제10조의 1항, 제10조의 2항, 제11조의 2항을 토대로 한 요약임.)

2006년말 공정 거래 위원회에서 공시한 상호 출자 제한 집단은 다음과 같다.(괄호안은 계열 회사수임.)

삼성(58), 한국전력공사(11), 현대자동차(40), 에스케이(55), 엘지(31), 한국도로공사(3), 롯데(43), 대한주택공사(2), 포스코(21), 케이티(13), 지에스(49), 한진(23), 한국토지공사(2), 현대중공업(7), 한화(34), 한국철도공사(18), 두산(19), 금호아시아나(36), 한국가스공사(3), 하이닉스(5), 동부(22), 현대(9), 신세계(15), 씨제이(63), 엘에스(18), 대림(12), 지엠대우(3), 하이트맥주(13), 대우건설(0), 동국제강(11)

매년 공정 거래 위원회에서 발표되는 상호 출자 제한 집단의 소속 회사는 일부 변경되고 있으나, 순자산의 장부가, 이익 변수 등의 재무 결정 요인등의 지속적인 변화를 관찰하기 위해 마지막 표본 기간의 기말 시점 기준으로 이전 3년간 재벌 기업의 변화를 살펴봄.

2. 가설 설정

1) 초과 지속적 손익과 기업 가치 관계

[가설 1] 기업 가치와 초과 지속적 손익은 정(+)의 상관 관계를 가지고, 재벌 기업일수록            손익 지속성이 크며, 초과 지속적 손익의 상대적 가치 관련성 또한 높을 것                이다.

대기업은 사업이 다각화되어 있어 경기 침체기에도 손실을 보존할 수 있지만, 소규모 기업은 경기에 민감하여 손실 가능성이 높고 이익 지속성은 낮다.(Hayn(1995))

기업 가치 평가에 있어서 중요한 요인이 연속성 있는 이익 창출 능력이라 본다. 특히, 영업 활동을 통해서 이익이 지속적으로 증가하는지를 보아야한다. 초과 지속적 이익이 클수록 즉, 질적 성과 지표인 수익성이 향상될 때, 기업 가치 향상으로 이어진다.

다수의 소속 계열 회사들을 가지고 있는 재벌 그룹은 상호 협력을 통하여 그룹 전체의 이익을 극대화하려는 성향이 강하다. 이런 체제 특징 때문에 상호 출자, 채무 보증, 순환 출자 등의 내부 금융 거래가 자유로운 편이다. 최정표(1999)는 1986년에서 1993년 기간에서 재벌 그룹의 계열 기업이 비재벌 기업에 비해 이윤 성과는 적으나, 이윤율의 불안정성은 낮다고 보았다. 그룹 내부의 다변화 경영이 위험 분산 효과가 있어 이윤율을 안정하게 유지시킨다는 점을 이유로 들고 있다. 반면 Chang, Choi(1988)은 오히려 재벌 기업이 비재벌 기업에 비해 높은 이익 성과를 가진다고 하였는데, 이를 재벌 그룹내 내부 거래가 거래 비용을 줄인다는 관점에서 보았다. 본 연구에서는 주식 시장이 호황기이고, 재벌 기업에서 규모의 경제성 효과가 긍정적으로 작용하여 비재벌 기업에 비해 자금의 수급이 안정적이어서 지속적인 손익 흐름을 유도할 것으로 본다. 재벌 기업의 피라미드식 구조와 관련지어 볼 때, 김진방(2000)이 지적하는 공정 거래 위원회가 공개하고 있는 계열사간 내부 지분 구성과 상호 주식 보유 내역 등 산출 방법의 문제점을 인식한다면 피라미드식 지분 구조는 실제보다 복잡하게 얽혀 있어 손익의 지속성 크기는 훨씬 클 것이라 예상된다. 지속적 손익 항목에 있어서도 연결 재무 제표에 나타나는 영업 손익, 지분법 평가 손익, 배당금 수익 등 지속적 손익 요소가 클 가능성이 높다. 또 환율 변화 등의 시장 상황에 대해서도 피라미드식 지분 구조는 금융 비용에 큰 영향을 주어 손익의 변화폭 또한 클 것이다. 따라서 재벌 기업일수록 초과 지속적 손익의 지속성이 커 초과 지속적 손익과 기업 가치 관계는 정(+)의 상관성이 클 것이고, 상대적 가치 관련성도 클 것이라는 [가설 1]을 세운다. 즉, 손익의 지속성이 잘 관찰되어 순자산 장부가보다는 회계 손익의 증분 설명력이 상대적으로 높게 나타날 것으로 예상해본다.

2) 기업 지배 구조와 기업 가치 관계

[가설 2] 재벌 기업일수록 대주주 지분율과 기업 가치간 부(-)의 상관 정도가 크고, 외           국인 지분율과는 정(+)의 상관 정도가 클 것이다.

대주주 지분율이 낮을 때, 대리인 비용은 증가하고 경영자는 기회주의적 이익 조작을 하게 되어 회계 이익의 지속성은 낮아져 기업 가치를 저하시킨다.(김정교, 서지승(2006)) 오히려 대주주 지분율이 높을수록 기업 이익보다 사적 이익을 추구할 가능성이 높아질 것이므로 또한 기업 가치에 해를 끼칠 가능성도 높다. 기업 지배 구조가 본래의 기능을 수행하지 못할 때, 소유권 행사시 이러한 현상이 발생한다. 특히, 대주주가 직접 경영에 참여하는 오너 경영 구조에서 잘 나타날 수 있고, 오너 자신의 이해를 극대화하는 과정에서 소액 주주와 대리인 문제가 초래할 수 있기 때문에 대주주 지분율과 기업 가치와는 부(-)의 상관 관계를 가질 것으로 예상된다. 재벌 기업의 경우 오너의 적은 지분으로도 각 계열사의 경영권을 지배적으로 행사할 수 있고 그룹내 계열 회사간 지분 구조에 있어서 상호 출자, 순환 출자, 채무 보증 등 소유 관계가 얽혀 있기 때문에 경영의 투명성을 통제하지 않는 한 대리인 문제를 근본적으로 해결할 수 없다고 여겨진다. 따라서 재벌 기업일수록 대주주 지분율과 기업 가치간 부(-)의 상관 정도가 클 것이라 본다.

외국인이 기업 가치에 미치는 영향에 대해서도 기존의 선행 연구에서 각기 견해의 차이를 보이나, 본 연구에서는 외국인 지분율과 기업 가치 관계를 정(+)의 상관 관계로 본다. 외국인 투자자들의 단기 투자 성향으로 비롯되는 손실보다는 기업의 대외 신인도를 구축할 수 있다는 점에서 외국인 투자자들의 지분 보유의 효용 가치가 커 기업의 재무 건전도 향상에 기여할 것으로 생각된다. 외국인 지분율과 기업 가치 관계에서 기존의 선행 연구에서 외국인 투자자가 기업 가치에 긍정적인 역할로 보았던 견해는 다음과 같은 이유에서이다. 외국인의 참여가 일정 수준 이상 이루어진 기업이 순수한 국내 투자자만 참여하는 기업에 비하여 이익 관리 및 이익의 상향 조정 유인이 덜하고, 영업 성과가 더 양호하며, 외국인 투자 효과가 회계 유용성에 순작용으로 기여한다.(김문태(2004)) 기업 가치 향상이 곧 주주의 부로 가져다줄 수 있기 때문에 대규모 자금을 동원하는 외국인은 기업 가치 상승이 충분하게 이루어지기 위해서 경영 활동에 적극적으로 참여할 것이다. 외국인 지분율이 클수록 기업 가치에 정(+)의 영향을 준다. (Shleifer, Vishiny(1986)) Baek et al(2004), Bai et al(2003) 연구에서도 외국인 지분율이 높을수록 기업 가치는 증가하는 경향이 있다고 보고하였다. 외국인 투자자의 경우 세계 각국에 잘 구축된 시스템을 바탕으로 정보력 뿐만 아니라 새로운 투자 기법을 착안, 대규모 투자 시행, 모니터링 등의 피드백 과정이 국내 투자자에 비해 우수한 편이다. 안정성, 성장성 추구, 기업의 대외 이미지 등을 모두 고려한다면 기업의 신뢰도가 큰 재벌 기업을 보다 선호할 것이다. 그러나 외국인들의 대량 지분 보유가 기업의 경영권 위협을 가져다 줄 수 있다. 외국인 투자자들은 장기적인 투자 안목으로 기업 가치를 향상시키려는 것보다 주주 부의 이익 극대화에 힘쓰는 경향이 있다. 고배당, 유상 감자 등 경영 의사 결정에 참여하는 경우가 많은데, 투자 성향에 있어서 주로 단기 차익 실현에 주요한 관심을 보인다. 외국인 투자자들의 지분 보유율이 너무 많은 것은 적대적 M&A로 매수될 가능성이 높다. 유동성 흐름이 잦을 수 있다는 부정적인 측면을 가진다.

[가설 3] 상승 주식 시장에서 부채 사용이 기업 가치에 긍정적인 영향을 줄 것이다.

부채 비율과 기업 가치 관계를 Jensen(1986), Stulz(1990), Ross(1977), DeAngelo, Masulis(1980)는 유의한 정(+)의 상관 관계를 가진다고 보고하였다. 부채의 레버리지 효과 등으로 기업 가치는 증대한다는 것이다.

금융 기관을 계열 회사로 가진 재벌 기업은 계열 기업간 출자 등의 내부 금융 거래가 가능하다는 점에서 비재벌 기업에 비해 자금 조달이 용이하여 자금력 확보에서 이점을 가진다. 차입 후 채무가 늘어나 금융 비용 등을 갚아야하므로 기업의 안정성을 저해하지만, 부채를 사용하여 기업의 설비 및 금융 투자 효과가 기업의 성장으로 이어졌을 경우 기업 가치를 개선시킬 수 있고, 성장 속도도 빠를 것이라고 예상된다.

그러나 부채 사용 동기가 기업 가치를 향상시키려는 노력이 아니라 실질적인 지배력을 유지 또는 확보하기 위해 계열사 보유 지분을 가지거나, 기존 주주의 지배력을 강화하기 위해 자금 여력이 있는데도 외부 조달 자금을 증가시켜 사업 규모를 확장하려 할 경우 부채 사용은 대주주와 소액 주주간 대리인 문제를 초래하여 기업 가치를 감소시킬 수 있다. 그러나 부채 사용의 부정적인 측면에도 불구하고 상승 주식 시장에서는 부채 사용이 기업 가치에 긍정적인 영향을 줄 것이라 생각된다. 왜냐하면 유동성이 좋은 시장 상황하에서는 유기적 협력체 구조를 가진 재벌 기업이 상생 관점에서 볼 때, 부채 사용이 일시적으로 계열사가 위기에 처해 있을 때 빠른 조치를 취할 수 있다는 점에서 기업 가치 개선 효과가 있을 것이라 본다.

3) 기업 규모와 기업 가치 관계

[가설 4] 상승 주식 시장에서 재벌 기업일수록 기업 규모의 경제 효과가 보다 잘 나타날            것이다.

대기업에서는 기업 가치와 유의적인 정(+)의 상관 관계가 나타나고, 중소 기업에서는 기업 가치와 유의적인 부(-)의 관계가 존재한다.(송준기(2004)) 그러나 전상경(2003)은 기업 규모가 클수록 기업 가치가 향상되지 않는다고 보고하였다. 외환 위기 이후 2000년에서 2001년동안 기업 집단 규모와 기업 가치간에는 U자형 비선형 관계가 존재하여 대규모, 소규모 기업 집단의 기업 가치가 중규모 기업 집단의 기업 가치에 비해 높게 나타난다고 보고하였다. 기업 집단 규모가 커지면 경영자는 경영 능력을 효율적으로 발휘하기가 어려워지고, 소유와 경영의 분리로 인한 대리인 비용 문제가 심각하게 발생하여 기업 규모와 기업 가치는 비례하지 않는다고 보았다. 재벌 그룹내 소속 계열 기업에 대해서 장대홍, 김우택, 김경수, 박상수(1999)는 계열 기업 수가 많을수록 기업 가치가 증가한다고 주장하였다. 관련 다각화 효과와 내부 자본 시장의 정(+)의 효용을 들고 있는데, 계열 기업 수 증가가 내부 자본 시장의 이용 기회를 증대시키고, 외부 자본 시장을 우회하여 정보 비대칭성을 줄임으로써 기업 가치를 향상시킨다고 보았다. 재벌 기업은 자금 조달면에서 자금력이 풍부한 계열 기업 또는 금융 기관 계열사로부터 출자나 상호 채무 보증 등으로 자체적으로 해결할 수 있어, 계열사가 적고 대체적으로 단일 기업으로 존속하는 비재벌 기업에 비해 자금 확보면에서 유리하다. 또 재벌 기업 체제는 계열사간 자원 공유가 가능하고, 협력 R&D를 할 수 있어 시너지 효과를 부각할 수 있다. 그러나 과도한 채무 보증은 계열 기업의 건전도가 부실화될 경우 연쇄적으로 도산 기업을 유발할 수 있다는 점에서 부정적인 측면을 가진다.

현 한국 경제 상황에 비추어볼 때, 재벌 기업의 경우 거래소뿐만 아니라 코스닥 상장 기업의 계열 회사수가 증가 추세에 있고, 자산 규모가 큰 집단일수록 계열 회사수가 많이 증가한 것을 볼 수 있다. 기업 선호도가 높은 재벌 기업이 계열사를 증가시키고, 규모를 확장할 경우 글로벌 시장에서 경쟁력을 가지리라 생각된다. 따라서 주식 시장이 호황 국면일 때, 기업 규모가 크고 다수의 소속 계열 회사를 가진 재벌 기업에서는 유기적 상호 협력 체제가 규모의 경제성 효과를 줄 것이다.

IV. 실증 분석 결과

1. 기초 통계량 분석

연 도	통계량	[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]	대주주 지분율	외국인 지분율	부채 비율	[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]	[eqn: D _{1}]
2004	평균값	1.153	2.061	-0.091	-0.012	0.325	0.069	1.312	4.182	0.076
	중위값	0.948	1.553	0.001	0.000	0.312	0.002	0.738	2.851	0.000
	최대값	16.709	53.613	2.791	1.632	0.927	0.930	76.723	93.279	1.000
	최소값	0.000	-2.218	-5.042	-3.994	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000
	표준편차	1.083	2.365	0.509	0.183	0.184	0.134	3.543	4.794	0.266
	왜도	7.569	9.211	-2.551	-12.340	0.267	2.494	15.641	6.605	3.185
	첨도	87.729	178.265	19.586	234.700	2.560	9.543	304.704	98.652	11.142
	Jarque-Bera	411161.8	1723688	16712.91	3013340	26.620	3756.214	5106209	517469.6	5930.46
	유의 확률	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00
	관측수	1332	1332	1332	1332	1332	1332	1332	1332	1332
2005	평균값	3.090	2.241	-0.229	-0.008	0.313	0.076	1.249	4.389	0.077
	중위값	2.116	1.854	-0.067	0.000	0.304	0.010	0.740	3.448	0.000
	최대값	73.241	23.796	5.636	1.484	0.850	0.855	141.163	48.938	1.000
	최소값	0.315	-2.951	-14.266	-3.962	0.000	0.000	0.000	0.070	0.000
	표준편차	4.535	1.770	0.767	0.206	0.182	0.132	4.498	3.774	0.266
	왜도	9.076	2.548	-6.391	-11.843	0.356	2.402	25.382	3.087	3.177
	첨도	112.072	21.626	99.494	212.007	2.576	9.105	744.514	23.600	11.093
	Jarque-Bera	676011.7	20617.69	523864.6	2446390	37.931	3337.125	30544205	25572.11	5853.73
	유의 확률	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000
	관측수	1327	1327	1327	1327	1327	1327	1327	1327	1327
2006	평균값	1.240	1.110	-0.138	-0.003	0.301	0.076	1.128	2.146	0.077
	중위값	0.991	0.871	-0.048	0.000	0.288	0.009	0.747	1.599	0.000
	최대값	24.723	10.087	4.506	0.401	0.899	0.875	25.793	27.469	1.000
	최소값	0.000	-1.038	-5.384	-1.169	0.000	0.000	0.00	0.000	0.000
	표준편차	1.386	0.906	0.421	0.070	0.185	0.131	1.664	1.944	0.266
	왜도	8.650	2.523	-4.111	-8.473	0.400	2.369	6.895	3.518	3.180
	첨도	107.058	16.934	56.203	124.429	2.684	8.976	73.508	30.151	11.113
	Jarque-Bera	616177.1	12161.01	160482.6	832400	41.000	3221.271	285823	43562.58	5884.34
	유의 확률	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000
	관측수	1329	1329	1329	1329	1329	1329	1329	1329	1329

<표 1 -1>  연도별 전체 기업의 기초 통계량

변수 정의 :

[eqn: a _{0}]= 비회계 정보,

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}] = t년 기말 시가 총액 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}] = t년 자기 자본의 장부가 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: X _{1t`} ^{a} /MV _{t-1}] = t년 초과 지속적 손익 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}] = t년 일시적 손익 / t-1년 기말 시가 총액

대주주 지분율 = 최대 주주 1인 지분율 + 친인척, 계열사 등 특수 관계 지분율

부채 비율 = 부채 / 자기 자본

[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}] = t년 총자산 / t-1년 기말 시가 총액

[eqn: D _{1}] = 재벌 더미 ( 관측치가 재벌 기업일 경우 1, 아니면 0임.)

<표 1-1>에서 보면 최근 3년간 전체 기업의 당기순손실이 많아 평균 초과 지속적 손실율이 9.1%, 22.9%, 13.8%이 있었다. 2004년 초과 지속적 이익 발생 원인은 대기업의 수출 호조 등으로 대기업은 영업 이익률이 개선되고 금리 하락 및 차입금 감소로 인한 금융 비용 감소에 따라 영업외손익이 개선된 데 있다. 그러나 2005년 이후 환율 하락에 따른 금융 비용 절감 효과보다는 영업 활동에서 저조한 성과를 보여 초과 지속적 손익은 감소하였다. 일시적 손실율은 평균적으로 1.2%, 0.8%, 0.3% 발생하였다. 표준 편차를 변동성으로 볼 때, 대체적으로 평균 수익율 이상의 값을 가지고 있어 기업 성과 변수의 변동성이 큰 것으로 볼 수 있다. 특히, 손익 성과 지표 중 일시적 손익율은 변동성이 가장 큰 것으로 나타났다. 초과 지속적 손익율은 평균 수익률에 비해 약 3-6배 가량 되고, 일시적 손익율은 약 15-26배나 된다. 전체 기업 1332개 기업 중 재벌 기업이 차지하는 비중은 102개로 약 7.6% 정도를 차지한다. 재벌 더미의 변동성이 크게 나타난 것은 재벌 기업의 빈도수가 전체 기업에 비해 적어 발생한 것이므로 이 후 기업의 규모, 수익 등과 관련하여 즉, 순자산의 장부가, 총자산, 수익성 지표와 고려하여 변동성을 평가해야할 것이다. 전년도 기말 시가 총액 대비 금년도 기말 시가 총액의 왜도로 볼 때, 양(+)으로 치우친 비대칭 수익률을 가지고 있고 평균 수익률을 중심으로 초밀집 현상을 보이고 있다. 수익성이 좋지 않은데도 불구하고 최근 3년간 기업 가치가 크게 향상된 것에서 양적 성장으로 기인한 기업 성과라 생각된다. 특히 2005년 KOSPI 주가 지수의 뚜렷한 증가 추세를 보였었는데, 평균 수익률 지표에서 약 309%로 가장 높은 수준을 나타내고, 전년도에 비해 3배 이상 증가하였다. 전기 기말 시가 총액 대비 자기 자본 비율, 전기 기말 시가 총액 대비 총자산 비율로부터 유도된 자기자본증가율, 총자산증가율은 100을 기준으로 볼 때, 2005년, 2006년 자기자본증가율은 약 125%, 약 153% 정도, 총자산증가율은 각각 약 121%, 약 151% 정도로 매년 전년도에 비해 당해 자산 규모가 계속적으로 성장하였다는 것을 알 수 있다. 매해 자기 자본과 부채 규모가 달라질 수 있으므로 부채 비율이 아닌 부채 규모로 보았을 때, 전년도 대비 당해 부채 금액은 약 1.13, 약 1.38, 약 1.30 정도 부채가 증가하였다. 자기 자본에서 부채가 차지하는 비중 즉 부채 수준은 약 131%, 125%, 113%로 갈수록 낮아지고 있는 것으로 보아 기업 지배 구조 정책의 영향이 일부 반영과 자기 자본 규모의 성장으로 보여진다. 본 연구에서는 회계학의 Ohlson(1999) 모형을 도입하기 위해 잔차항 분석은 생략하기로 한다.

100%를 기준으로 본 평균 수익률은 전년도 기말 시가 총액 대비 금년도 기말 시가 총액의 증분으로 봄.

당해 시점을 t년도로 볼 때, 자기 자본 증가율 [eqn: {BV _{t}} over {BV _{t-1}}]과 총자산 증가율 [eqn: {TA _{t}} over {TA _{t-1}}]은 각기 아래로 유도됨.

[eqn: {{BV _{t}} over {MV _{t-1}}} over {{BV _{t-1}} over {MV _{t-2}}} `````=```` {1} over {{MV _{t-1}} over {MV _{t-2}}} ` TIMES ` {BV _{t}} over {BV _{t-1}}] ,  [eqn: {{TA _{t}} over {MV _{t-1}}} over {{TA _{t-1}} over {MV _{t-2}}} `````=```` {1} over {{MV _{t-1}} over {MV _{t-2}}} ` TIMES ` {TA _{t}} over {TA _{t-1}}]

연 도	통계량	[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]	대주주 지분율	외국인 지분율	부채 비율	[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]
2004	평균값	1.328	1.906	0.084	-0.020	0.350	0.198	1.284	4.305
	중위값	1.131	1.581	0.069	0.000	0.343	0.132	1.051	3.378
	최대값	5.104	8.375	0.802	0.023	0.790	0.693	6.483	21.373
	최소값	0.227	0.124	-1.229	-2.035	0.000	0.000	0.058	0.311
	표준편차	0.702	1.494	0.259	0.201	0.176	0.196	1.052	3.736
	왜도	2.317	1.648	-1.420	-9.942	0.206	0.735	2.289	1.823
	첨도	11.029	6.405	10.479	99.904	2.527	2.345	10.525	7.278
	Jarque-Bera	365.260	95.442	272.032	41589.39	1.672497	11.013	329.793	134.297
	유의 확률	0.000	0.000	0.000	0.000	0.433	0.004	0.000	0.000
	관측수	102	102	102	102	102	102	102	102
2005	평균값	2.129	1.574	-0.020	-0.010	0.357	0.192	1.355	3.434
	중위값	1.694	1.407	0.002	0.000	0.352	0.127	1.092	2.804
	최대값	16.250	4.884	0.504	0.002	0.790	0.679	17.611	10.396
	최소값	0.599	0.045	-1.337	-1.065	0.002	0.000	0.106	0.401
	표준편차	1.878	0.896	0.216	0.105	0.174	0.178	1.827	2.252
	왜도	4.897	0.952	-2.318	-9.950	0.117	0.769	7.069	1.039
	첨도	34.040	4.098	15.293	100.008	2.549	2.525	62.914	3.739
	Jarque-Bera	4502.409	20.528	733.572	41678.32	1.097	11.004	16105.50	20.707
	유의 확률	0.000	0.000	0.000	0.000	0.578	0.004	0.000	0.000
	관측수	102	102	102	102	102	102	102	102
2006	평균값	1.373	1.119	-0.059	-0.001	0.354	0.181	1.305	2.554
	중위값	1.114	0.879	-0.000	0.000	0.345	0.137	1.053	1.785
	최대값	24.724	10.087	0.205	0.000	0.790	0.623	13.364	27.469
	최소값	0.285	0.127	-3.865	-0.028	0.000	0.000	0.118	0.206
	표준편차	2.364	1.126	0.402	0.004	0.180	0.162	1.442	3.105
	왜도	9.584	5.226	-8.460	-6.912	0.149	0.772	5.874	5.497
	첨도	95.193	40.849	80.229	49.165	2.579	2.459	49.190	42.480
	Jarque-Bera	37684.17	6552.530	25565.04	9870.089	1.128	11.388	9654.084	7137.98
	유의 확률	0.000	0.000	0.000	0.000	0.569	0.003	0.000	0.000
	관측수	102	102	102	102	102	102	102	102

<표 1 - 2>  연도별 재벌 기업의 기초 통계량

변수 정의 : <표 1-1> 참조.

재벌 기업의 경우는 <표 1-2>에서 볼 수 있듯이 수익성 지표에서 2004년 초과 지속적 손익율은 약 8% 정도 이익 발생 이후 2005년, 2006년 초과 지속적 손실이 발생하였고, 기말 시가 총액에서 차지하는 비중이 점차 늘어나고 있는 것을 볼 수 있다. 대체적으로 기업 규모가 큰 재벌 기업 소속 계열사들은 기말 시가 총액에서 초과 지속적 손익이 차지하는 비중이 비재벌 기업에 비해 작다. 표준 편차로 본 변동성은 평균 수익률을 상회하여 약 3.08배, 약 10.8배, 약 6.81배 가량 크다. 음(-)의 평균 수익률을 가지고 있을 뿐만 아니라 왜도 역시 2005년 이후 약 -2.32 정도, 약 -8.46 정도로 실제로 재벌 기업에서 나타난 평균 수익률보다 훨씬 좌측으로 치우쳐 초과 지속적 손실의 변동성이 큰 것을 볼 수 있다. 매해 기말 시가 총액은 증가하고, 전년도 기말 시가 총액에서 일시적 손실이 차지하는 비중은 2004년 2% 정도, 2005년 1% 정도, 2006년 0.1% 정도 된다. 자기자본증가율은 2005년에는 약 157% 정도, 2006년에는 약 112% 정도 되고, 총자산증가율 역시 약 152% 정도, 약 117% 정도 된다. 대주주 지분율은 정규 분포한다는 귀무 가설을 JB 통계량의 유의 수준 5%에서 기각할 수 없어 대주주 지분율은 정규 분포임을 알 수 있다. <표 1-3>의 비재벌 기업의 대주주 지분율 분포와 비교해볼 때, 재벌 기업에서 대주주 지분율이 보다 높은 것으로 나타났다. 외국인 지분율 분포는 최근 3년간 19.8%, 19.2%, 18.1%로 비재벌 기업에 비하면 외국인 지분율은 아주 높다. 외국인 투자자들은 여전히 재벌 기업을 선호하고 있다는 것을 알 수 있다. 부채 증가율은 2005년도 약 1.11 정도, 2006년에는 약 1.23 정도 된다. 기업 지배 구조 개선 정책 영향으로 최근 3년간 부채 비율이 낮아졌지만, 비재벌 기업에 비하면 부채 수준이 높은 것으로 볼 때 부채 사용에 대한 정(+)의 효용이 크다는 것을 짐작할 수 있다.

<표 1 - 3>  연도별 비재벌 기업의 기초 통계량

연 도	통계량	[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]	대주주 지분율	외국인 지분율	부채 비율	[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]
2004	평균값	1.138	2.073	-0.105	-0.011	0.323	0.059	1.315	4.172
	중위값	0.932	1.550	-0.004	0.000	0.311	0.001	0.711	2.809
	최대값	16.709	53.613	2.791	1.632	0.927	0.930	76.723	93.279
	최소값	0.000	-2.219	-5.042	-3.994	0.000	0.000	0.000	0.000
	표준편차	1.107	2.423	0.522	0.182	0.184	0.122	3.674	4.872
	왜도	7.637	9.232	-2.489	-12.592	0.275	2.847	15.176	6.749
	첨도	87.045	174.914	18.872	250.487	2.564	12.276	285.136	99.969
	Jarque-Bera	373963.2	1532144	14181.72	3171554	25.281	6071.011	4126753	491239.5
	유의 확률	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000
	관측수	1230	1230	1230	1230	1230	1230	1230	1230
2005	평균값	3.171	2.296	-0.247	-0.008	0.309	0.066	1.241	4.468
	중위값	2.167	1.898	-0.074	0.000	0.300	0.008	0.720	3.482
	최대값	73.241	23.796	5.636	1.484	0.850	0.855	141.163	48.938
	최소값	0.315	-2.951	-14.266	-3.962	0.000	0.000	0.000	0.070
	표준편차	4.680	1.813	0.793	0.212	0.182	0.122	4.652	3.863
	왜도	8.876	2.493	-6.192	-11.631	0.380	2.723	24.826	3.060
	첨도	106.363	20.942	93.589	203.314	2.597	11.403	705. 009	22.988
	Jarque-Bera	561415.4	17699.4	426696.6	2075713	37.810	5117.402	25279988	22305.05
	유의 확률	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000
	관측수	1225	1225	1225	1225	1225	1225	1225	1225
2006	평균값	1.229	1.108	-0.144	-0.003	0.297	0.067	1.114	2.112
	중위값	0.976	0.871	-0.051	0.000	0.282	0.007	0.726	1.596
	최대값	16.789	8.429	4.506	0.401	0.899	0.875	25.792	14.778
	최소값	0.000	-1.038	-5.384	-1.169	0.000	0.000	0.000	0.000
	표준편차	1.272	0.886	0.422	0.073	0.185	0.125	1.680	1.812
	왜도	7.077	2.042	-3.815	-8.136	0.426	2.675	6.951	2.326
	첨도	68.774	11.337	55.084	114.855	2.716	11.042	74.424	11.366
	Jarque-Bera	231221.2	4406.340	141666.3	653193.5	41.199	4770.026	270689.2	4685.446
	유의 확률	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000
	관측수	1227	1227	1227	1227	1227	1227	1227	1227

변수 정의 : <표 1-1> 참조.

비재벌 기업의 경영 성과 중 수익성 지표에서 볼 때, <표 1-3>에 의하면 3년간 초과 지속적 손실율이 크게 발생한 것으로 나타났다. 특히, 2005년 초과 지속적 손실은 전년도 기말 시가 총액에서 약 24.7% 정도 차지하여 재벌 기업의 경우 약 2% 정도와 비교해 볼 때, 상당히 크다. 수익성 악화의 대부분은 비재벌 기업의 수익성 저조에서 나타나고 있다.

Ohlson(1999)의 가격 모형을 수익률 모형으로 전환하기 위해 기업 가치 대용 변수 기준에 의거하여 좌변항은

전년도 기말 시가 총액으로 나누었고, 우변항은 좌변항에 의해 분모가 동일하게 나누어졌기 때문에, 상관 분석과

회귀 분석에서 분모 유무로 전체 분석 결과에 영향을 미치지 않는다. 따라서 이후부터는 우변 변수는 분자 변수

로서만 언급하기로 함.

재벌 기업에서 주로 수익성 지표의 변동성이 크게 나타난 것과 달리 비재벌 기업에서는 수익성 지표뿐만 아니라 외국인 지분율, 부채 비율에서도 변동성이 크게 나타나고 있다. 2005년 자기자본증가율과 총자산증가율은 각각 약 126%, 약 122% 정도 되며, 2006년의 자기자본증가율과 총자산증가율은 각각 약 153% 정도, 약 150% 정도 되며, 재벌 기업과 마찬가지로 규모의 성장이 있었다. 부채 증가율에 있어서도 약 1.12 정도, 약 1.41 정도, 약 1.31 정도

로 부채 사용은 지속적으로 증가하였지만, 재벌 기업의 부채 규모에 비하면 적은 수준이다. 2004년을 제외한 비재벌 기업의 부채 성향이 낮은 것에서 자본적 지출 증가에 필요한 자금 조달 여건이 불리하고, 갈수록 금융 기관으로부터 차입이 어려워지고 있다는 것을 짐작할 수 있다. 2005년 기업 경영 성과에서 비재벌 기업의 약진이 두드러진다. 수익성 악화에도 불구하고 기업 가치 향상 정도가 재벌 기업에 비해 크게 나타나고 있다. 기업 규모의 성장에서 원인이 있을 것으로 추측해보고 자산 규모의 성장이 직접적으로 기업 가치를 향상시켰는지는 이 후 실증 분석 결과에서 확인해보도록 할 것이다.

2. 상관 관계 분석 결과

<표 2> 상관 관계 분석 결과

2004년
	[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]	대주주지분율	외국인지분율	부채비율	[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]	재벌더미
[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	1	0.397	-0.034	-0.274	0.055	0.001	-0.006	0.422	0.047
[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]		1	0.083	-0.130	0.139	-0.112	-0.075	0.889	-0.019
[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]			1	0.098	0.109	0.115	-0.184	0.001	0.099
[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]				1	0.008	0.026	0.005	-0.134	-0.013
대주주지분율					1	-0.051	-0.066	0.076	0.039
외국인지분율						1	0.004	-0.122	0.275
부채 비율							1	0.063	-0.002
[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]								1	0.007
재벌더미									1
2005년
	[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]	대주주지분율	외국인지분율	부채비율	[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]	재벌더미
[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	1	0.285	-0.380	0.028	-0.112	-0.052	0.020	0.240	-0.061
[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]		1	-0.031	0.115	0.087	-0.158	-0.086	0.815	-0.109
[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]			1	0.019	0.180	0.118	-0.156	-0.175	0.079
[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]				1	0.072	0.020	0.059	0.081	-0.003
대주주지분율					1	-0.016	0.022	0.043	0.070
외국인지분율						1	-0.044	-0.161	0.254
부채비율							1	0.089	0.007
[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]								1	-0.073
재벌더미									1
2006년
	[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]	[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]	대주주지분율	외국인지분율	부채 비율	[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]	재벌더미
[eqn: MV _{t} /MV _{t-1}]	1	0.338	-0.346	0.042	0.004	-0.043	-0.043	0.282	0.027
[eqn: BV _{t`} /MV _{t-1}]		1	-0.036	0.063	0.173	-0.050	-0.155	0.766	0.003
[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]			1	-0.007	0.129	0.144	-0.194	-0.086	0.054
[eqn: X _{2t`} /MV _{t-1}]				1	0.062	0.011	0.003	0.049	0.011
대주주지분율					1	0.060	-0.082	0.113	0.083
외국인지분율						1	-0.074	-0.074	0.231
부채비율							1	0.176	0.031
[eqn: TA _{t`} /MV _{t-1}]								1	0.061
재벌더미									1

단, 변수 정의 : <표 1-1> 참조.

2004년 수출 주도형 대기업들의 고성장이 있었던 기간으로 총자산 규모와 기업 가치간에 약 42% 정도의 높은 상관 정도를 보여준다. 또 자기 자본의 장부가와도 약 40% 정도의 높은 정(+)의 상관 관계를 보여 주고 있다. 기업 규모의 성장이 기업 가치 개선에 긍정적인 요인이라는 것을 짐작해볼 수 있다. 그러나 기업 규모 효과와 계열사 구조의 효율성을 기대했던 기업 가치와 재벌 더미 변수 관계에서는 2004년 약 5%, 2006년 약 3% 정도로 미미하게 나타나고, 2005년에는 오히려 부(-)의 상관 관계가 약 6% 정도 약하게 나타났다. 이에 대한 원인을 30대 재벌 기업 선정 이후에 재벌 기업 소속 계열사들과 비재벌 기업을 총자산 규모 순위별로 구분하지 않아 재벌 기업의 계열사들이 비재벌 기업보다 규모가 작은 경우도 있고, 기업 가치 향상 정도도 규모에 따라 비례적으로 나타나지 않기 때문인 것으로 볼 수 있다. 또 재벌 기업일수록 유기적 협력체적 성격이 기업 경영 성과에 보다 잘 나타날 것이라는 기대와 달리 계열사 구조가 미치는 정(+)의 효용이 거의 없는 것으로 나타났다. 그러나 이변량 분석으로는 제한적이기 때문에 여러 시장 상황과 고려하는 다변수간 측정에서도 이러한 결과를 보이는지 검증해보기로 한다. 외국인 투자자들은 재벌 그룹을 선호하는 경향을 볼 수 있었던 <표 1-2>의 결과가 외국인 지분율과 재벌 더미 변수간 상관 관계 분석에서도 정(+)의 상관성이 상대적으로 높게 나타났다. 대주주 지분율과 기업 가치 관계에서 2005년도에 부(-)의 상관 관계가 약 11%로 나타난 것을 제외하면, 기업 지배 구조 개선 변수로 사용된 대주주 지분율, 외국인 지분율, 부채 비율 각각 요소와 기업 가치간 상관성이 거의 없거나 부호에서 일관성이 나타나지 않았다. 따라서 기업 지배 구조 변수와 기업 가치 관계를 살펴보려했던 [가설 2]와 [가설 3]은 상관 관계 분석에서는 지지하지 않는 것으로 나타났다. 위 상관 분석에서는 기업 지배 구조 개선 정책 효과가 나타나지 않았다.

수익성 지표에서 볼 때, 초과 지속적 손익과 기업 가치간 부(-)의 상관성은 큰 편으로, 2005년 이후 약 38%, 약 35% 정도 된다. 표본 빈도수가 많은 비재벌 기업에서 당기순손실이 많아 적자 기업이 많았고, 당기순이익이 발생한 흑자 기업의 경우에서도 초과 지속적 이익 규모가 크지 않고, 시가 조정된 전기 순자산의 장부가에 비해 당기순이익 규모가 작아 초과 지속적 손실이 많았기 때문이다.

3. 회귀 분석 결과

1) Ohlson(1999) 수익률 기본 모형 분석 결과

먼저 주식 시장 상승기에 재벌 기업 유무에 따라 기업 규모, 수익성 지표가 재무 건전도를 향상시켰는지를 간단히 보기 위해 Ohlson(1999) 기본 모형으로 파악해보았다.

Fama, French(1992)가 제시하는 기업 가치 평가 방법은 시장 수익률을 사용하여 시장 상황을 반영하는 [eqn: beta] 와 기업의 재무 건전도 변수로 평가하고 있다. 기업의 재무 건전도 변수 중 기업 규모는 자기 자본의 시가(ME)로서, 수익성 지표는 E/P, 레버리지 변수로 BE/ME, A/ME로 성장성을 판단하고 있다. 여기서 회계학에서 주로 사용되고 있는 Ohlson(1999) 모형에서의 수익성 지표와 Fama, French(1992)의 [eqn: beta] 변수와 매칭해볼 수 있다.

첫째, 베타 계수인 위험 프리미엄이 무위험 수익률 이상의 초과 시장 수익률이라면, Ohlson(1999) 모형에서는 초과 지속적 손익으로 설명될 수 있다. 예를 들어 초과 수익률이 매시점별 발생하는 시장 프리미엄이라면, 초과 지속적 이익은 당기순이익에서 일시적으로 나타나는 이익을 제외한 부분으로 일시적 이익에 대해 비용을 지불할 용의가 있는 최대 이익 프리미엄으로 볼 수 있다. 만일 초과 지속적 손실이 발생하였다면 일시적 손실 이상의 요구 프리미엄을 받으려할 것이다. 일시적 손익은 한시적으로 나타나는 일회성 손익 항목이므로 실제 회계 손익에서 중요한 역할을 하는 것은 이를 초과하는 손익 프리미엄인 것이다.

둘째, Fama, French(1992)가 제시하고 있는 기업 가치 평가 방법이외에도 대부분의 기업 가치 평가시 수익성 지표는 당기순이익, 영업 이익 등 단일 이익으로 한정하고 있다. 단일 이익으로 기업 가치를 평가할 경우 서론에서 밝힌 이익의 원천을 파악하는 것이 모호해질 수 있다.

셋째, 장기적인 관점에서 기업의 성장 가능성을 보려고 할 때, 주식 가격 지표가 추세선으로 파악할 수 있다면 수익성 지표로는 이익이 지속적으로 나타나는지를 봄으로써 파악해볼 수 있다. Ohlson(1999) 모형의 초과 지속적 손익으로 이익 지속성 여부를 판단할 수 있기 때문에 흑자 기업으로 존속할 지 또는 적자 기업으로 전환될 지 여부를 짐작해볼 수 있다.

그러나 본 연구에서 제시한 최대 이익 프리미엄과 요구 프리미엄이 기업 가치에 미치는 영향보다는 이익의 원천이 무엇이었는지를 보기 위함이므로 회계적 관점으로 보려 한다.

<표 3-1> 전체 기업의 Ohlson(1999) 수익률 모형 분석 결과

회귀 모형 :

[eqn: MV _{t} `/`MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )+a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )+a _{4} TIMES D _{1}]   [eqn: MV _{t`} /MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )``````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````+``a _{4} `` TIMES D _{1}]

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =``a _{0} ```````````````````````````````````````````````````````````````````+``a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )````+`a _{4} ``` TIMES D _{1}]       [eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =`a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )`+a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )```````````````````````````````````````````````````````````````````````+a _{4} ` TIMES D _{1}]

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )`````````````````````````````````````````````````````````````````+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )``+`a _{4} TIMES `D _{1}]

	[eqn: a _{0}]	[eqn: a _{1}]	[eqn: a _{2}]	[eqn: a _{3}]	[eqn: a _{4}]	[eqn: bar{R ^{2}}]
2004	0.758 (20.634)*	0.171 (15.152)*	-0.105 (-1.998)**	-1.296 (-8.883)*	0.227 (2.281)**	0.211
	0.760 (20.523)*	0.182 (15.857)*			0.221 (2.159)**	0.160
	1.118 (36.880)*		-0.026 (-0.457)	-1.606 (-10.265)*	0.181 (1.677)***	0.075
	0.737 (19.550)*	0.185 (16.094)*	-0.157 (-2.932)*		0.251 (2.450)*	0.164
	0.773 (21.506)*	0.169 (15.011)*		-1.329 (-9.155)*	0.207 (2.083)**	0.209
2005	1.022 (5.438)*	0.700 (11.092)*	-2.197 (-15.235)*	0.075 (0.140)	-0.038 (-0.090)	0.217
	1.497 (7.564)*	0.726 (10.752)*			-0.511 (-1.137)	0.082
	2.624 (20.902)*		-2.237 (-14.845)*	0.770 (1.376)	-0.532 (-1.228)	0.145
	1.019 (5.457)*	0.701 (11.188)*	-2.197 (-15.242)*		-0.037 (-0.089)	0.218
	1.493 (7.491)*	0.728 (10.699)*		-0.113 (-0.194)	-0.511 (-1.135)	0.081
2006	0.519 (9.458)*	0.497 (13.427)*	-1.109 (-13.914)*	0.367 (0.762)	0.232 (1.846)***	0.226
	0.651 (11.367)*	0.520 (13.184)*			0.140 (1.041)	0.115
	1.066 (27.259)*		-1.148 (-13.522)*	0.771 (1.507)	0.240 (1.787)***	0.121
	0.515 (9.429)*	0.499 (13.504)*	-1.110 (-13.921)*		0.233 (1.855)***	0.226
	0.655 (11.392)*	0.518 (13.107)*		0.402 (0.782)	0.139 (1.033)	0.115

단, 변수 정의는 <표 1-1> 참조.  *, **, *** 는 각각 유의 수준 1%, 5%, 10%에서 유의한 t 통계량임.

전체 기업 분석에 있어서 표본 기간동안 비회계 정보 [eqn: a_0]에 의해 기업 가치는 유의 수준 1%에서 유의한 정(+)의 영향을 크게 받고 있는 것으로 나타났다. 순자산의 장부가가 기업 가치를 증대시키고 있어 기업 규모 요소가 긍정적인 영향을 미치고 있는 것으로 보여진다. 초과 지속적 손실은 기업 가치를 감소시킨 반면 일시적 손실은 기업 가치에 정(+)의 영향을 주기도 하고 부(-)의 영향을 주는 것으로 나타났다.

대기업의 고성장이 있었던 2004년 순자산의 장부가를 보면 기업 가치에 약 0.171 정도 기업 가치를 향상시켰고, 상대적 가치 관련성은 약 14% 정도이다. 수익성 지표인 초과 지속적 손실과 일시적 손실은 각기 약 -0.105 정도, 약 -1.296 정도 기업 가치에 유의한 부(-)의 영향을 미치고, 상대적 가치 관련성은 약 0.2%, 약 4.7% 정도로 미약하게 나타났다. 순자산의 장부가가 기업 가치에 미친 정(+)의 영향이 회계적 손실이 기업 가치에 미쳤던 부(-)의 영향보다 정보력에서 더 유용한 것으로 나타난다.

2005년 이후 순자산의 장부가와 초과 지속적 손실과의 상대적 비율로 볼 때, 초과 지속적 손실이 기업 가치에 미친 영향이 아주 큰 것을 볼 수 있어 영업 활동 성과가 좋지 않은 것을 알 수 있다. 수익성 지표에 있어서 초과 지속적 손실의 회귀 계수뿐만 아니라 정보의 유용성 또한 커서 재무 건전도가 건실하지 못하다는 것을 보여주는 한 단면이라 보여진다. 초과 지속적 손실은 기업 가치를 감소시키고 있으므로 기업 가치와 초과 지속적 손익이 정(+)의 상관 관계를 가진다는 [가설 1]의 일부가 입증되었다.

최근 3년동안 자산 성장이 있었다는 것을 <표 1-1>에서 보았었다. 그러나 자산 규모의 성장으로 기업 가치에 미친 정(+)의 영향보다 수익성 저조로 기업 가치를 감소시킨 부(-)의 영향이 보다 크게 나타난 것으로 보아 기업 가치 향상을 규모의 성장만으로 볼 수 없다고 보여진다. 그러면 이에 대한 원인 규명을 하기 위해 비회계 정보 [eqn: a_0]의 역할이 기업 가치 향상으로 이어졌는지 추측해보고자 한다. 본 연구에서는 비회계 정보 [eqn: a_0]를 대내적 시장 요인인 기업 지배 구조를 변인으로 보아 이 후 Ohlson(1999) 확장 모형으로 살펴볼 것이다.

2005년 이후 일시적 손실은 기업 가치에 정(+)의 영향을 유의하지 않으나 약 0.075 정도, 약 0.367 정도 끼쳤다. 일시적 손익이 주식 시장에 주는 의미를 두가지로 생각해 볼 수 있다. 일시적 이익의 경우에는 기업에게 지속적인 현금 흐름을 가져다주지 않을 것이라는 점에서 주식 시장에서는 매도 신호로 작용할 수 있다. 반면 일시적 손실 발생은 곧 현금 흐름의 개선이 있을 것이라는 호재 신호가 되어 기업 가치에 긍정인적 영향으로 볼 수 있다. 주식 시장에서 단기적으로 볼 때, 주식 시장에서는 이를 자금의 회복 가능성 신호로 본다면 매수 시기로 볼 수 있을 것이다. 그러나 일시적 손실이 당기순손익에서 차지하는 비중이 크지 않을 때, 기업 가치에 정(+)의 효과를 미치는 것으로 나타났다. 나종길(1997)은 회계 이익의 일시성이 증가함에 따라 회계 이익의 현금 흐름에 대한 추가적 정보성이 증가한다고 주장하였다. Ohlson(1999) 모형에서의 일시적 손익 측정 방법과 달리 회계 이익의 일시성 대용 변수를 이익 변화의 절대치로 본 것이 차이점이다. 이익 변화의 절대치는 이익이든 손실이든 발생 유무와 상관없는 손익에 대한 일시성 정보이다. 따라서 일시적 손익 정보가 정(+)의 현금 흐름 정보 효과를 준다고 볼 때, 위 결과를 일시적 손익 정보 유입이 주식 시장에 정(+)의 기업 가치를 발생케한 것으로 견주어 볼 수 있다. 그러나 일시적 손실 정보에 대해 정(+)의 기업 가치 효과를 본 것이 아니므로 나종길(1997) 연구와 비교하는 것이 제한적일 수 있다.

재벌 더미 변수와 기업 가치간 상관 분석 결과와 달리 기업 규모, 수익성을 고려한 다변량 회귀 분석에서 재벌 더미 변수의 효과를 볼 수 있다. 2004년, 2006년 재벌 기업의 상호 출자 계열사 형태가 기업 가치에 약 23% 정도 유의한 정(+)의 영향을 준 것에서 계열 회사간 유기적 협력체 구조가 시너지 효과가 있다는 것을 보여준다. 이는 <표 2>의 상관 관계 분석에서 재벌 기업일수록 기업 가치에 약한 정(+)의 영향을 준 것과 대비되는 것으로 단순히 재벌 더미와 기업 가치와의 이변량 분석만으로는 재벌 기업의 효과를 설명할 수 없었다. 왜냐하면 재벌 기업 더미에서 재벌 기업 체제 특징인 고성장성, 손익의 지속성 효과가 크게 나타나는지를 보려하지만, 본 연구에서는 재벌 기업뿐만 아니라 비재벌 기업에서도 자산 규모의 성장은 물론 수익성 악화 문제가 대두되었기 때문에 재벌 기업의 특징을 볼 수 없었다. 그러나 기업 규모, 손익 변수를 둔 <표 3-1>의 다변량 회귀 분석의 재벌 더미는 기업 규모, 수익성 요소가 제거되어 순수한 재벌 기업 효과 즉, 계열 기업간 효율성이 기업 가치에 긍정적인 영향을 주었는지를 볼 수 있게 된다.

최근 3년간 전체 기업의 Ohlson(1999) 기본 모형에서 나타난 기업 가치 개선 영향 변수는 순자산의 장부가, 비회계 정보 변수인 것으로 나타났다.

<표 3-2> 재벌 기업의 Ohlson(1999) 수익률 모형 분석 결과

회귀 모형 :

[eqn: MV _{t} `/`MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )+a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )]   [eqn: MV _{t`} /MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )``````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````]

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =``a _{0} ```````````````````````````````````````````````````````````````````+``a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )````]          [eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =`a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )`+a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )```````````````````````````````````````````````````````````````````````]

	[eqn: a _{0}]	[eqn: a _{1}]	[eqn: a _{2}]	[eqn: a _{3}]	[eqn: bar{R ^{2}}]
2004	0.770 (8.743)*	0.259 (6.650)*	0.620 (2.388)*	-0.642 (-2.047)**	0.402
	0.776 (8.682)*	0.290 (7.841)*			0.374
	1.205 (17.067)*		1.248 (4.304)*	-0.899 (-2.412)**	0.141
	0.787 (8.836)*	0.269 (6.846)*	0.346 (1.531)		0.383
	0.765 (8.496)*	0.293 (7.885)*		-0.256 (-0.932)	0.374
2005	1.953 (5.066)*	0.103 (0.485)	-1.282 (-1.458)	1.277 (0.701)	-0.001
	1.886 (4.987)*	0.154 (0.738)			-0.005
	2.117 (11.328)*		-1.328 (-1.525)	1.440 (0.808)	0.007
	1.899 (5.041)*	0.131 (0.627)	-1.185 (-1.369)		0.004
	1.922 (4.965)*	0.137 (0.643)		0.861 (0.477)	-0.012
2006	0.647 (4.241)*	0.410 (3.268)*	-4.520 (-12.872)*	1.377 (0.058)	0.861
	-0.503 (-2.511)**	1.676 (13.244)*			0.633
	1.052 (11.261)*		-5.420 (-23.725)*	-0.419 (-0.017)	0.847
	0.647 (4.268)*	0.410 (3.284)*	-4.520 (-12.943)*		0.862
	-0.499 (-2.464)*	1.676 (13.183)*		8.817 (0.226)	0.630

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )`````````````````````````````````````````````````````````````````+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )``]

단, 변수 정의는 <표 1-1> 참조.  *, **, *** 는 각각 유의 수준 1%, 5%, 10%에서 유의한 t 통계량임.

위 재벌 기업의 경영 성과인 <표 3-2>에 의하면 2004년도는 초과 지속적 이익이 발생한 유일해로 기업 가치에 약 0.620 정도 유의한 정(+)의 영향을 주었다. 또한 순자산의 장부가의 상대적 가치 관련성은 약 26.1%로 회계 손익에 비해 여느 해보다 정보력도 높은 편이다.반면 2005년, 2006년에는 초과 지속적 손실의 상대적 가치 관련성이 보다 높은 것으로 나타났다. 초과 지속적 손익의 회귀 계수는 순자산의 장부가 등의 변수들에 대해 상대적으로 나타나는 비율이지만, 0.620, -1.282, -4.520로 매해 감소 경향이 뚜렷하여 지속성이 있을 것으로 예상되어 손익 지속성 검증 테스트를 하였다. 그 결과 초과 지속적 손익 반응 계수는 약 0.47로 유의하게 나타나 재벌 기업의 수익성 악화가 심각한 것을 알 수 있다. 재벌 기업의 경우 계열사의 지분 구조가 서로 연결되어 있기 때문에 이익 발생시 시너지 효과로 이익 의 성장 속도가 빨라지고, 반대로 손실이 발생할 경우 재벌 기업의 역기능이 초래된다. 계열사간 과도한 채무 보증 등이 성장의 회복력을 어렵게 만들기 때문이다. 백원선, 최관(1999)이 보고한 초과 이익이 지속적일 때 주가에 대한 이익 반응 계수는 높고 상대적으로 순자산의 회귀 계수가 낮게 나타난다는 결과가 대체적으로 성립하는 것으로 나타났다. 또 초과 이익이 지속적일 때 초과 지속적 이익과 순자산 장부가와의 설명력간에 유의한 차이를 보이지 않는다는 결과와도 맥을 같이 하고 있다. 예를 들어 2004년에는 순자산의 장부가가 초과 지속적 이익에 대한 기업 가치 반응 계수가 상대적으로 작은데도 순자산 장부가, 초과 지속적 손익의 상대적 가치 관련성은 각기 약 26.1%, 약 2.8% 정도 되는 반면 2006년에는 약 1.4%, 약 23.1% 가량 되어 정보의 유용성 비교에서 일관성을 보여주고 있지 않는 것으로 나타났다. 2004년도에 발생한 초과 지속적 이익은 기업 가치를 증대시키고, 2005년 이후 발생한 초과 지속적 손실에 대해서는 기업 가치를 감소시켜 초과 지속적 손익과 기업 가치간에는 정(+)의 상관 관계를 가진다는 것은 성립되었다. 그러나 재벌 기업일수록 초과 지속적 손익의 상대적 가치 관련성이 높을 것이라는 [가설 1]의 일부는 지지되지 않는 것으로 나타났다.

[eqn: E _{i it t+1} =` omega _{0} +` omega _{1} E _{i it t}+` epsilon _{i it t+1}](단, [eqn: E_{i it t}]는 t년도 개별 기업 i의 초과 지속적 손익, [eqn: epsilon_{i it t+1]는 오차항임.)

위 모형의 검증 결과에서 [eqn: omega_1]이 유의한 회귀 계수값을 가져 초과 지속적 손익의 지속성이 발견됨.

일시적 손실은 2005년 이후 재벌 기업뿐만 아니라 비재벌 기업에서도 유의하지 않으나 기업 가치에 정(+)의 영향을 주고, 재벌 기업에서 정(+)의 기업 가치 반응이 크게 나타났다.

<표 3-3> 비재벌 기업의 Ohlson(1999) 수익률 모형 분석 결과

회귀 모형 :

[eqn: MV _{t} `/`MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )+a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )]     [eqn: MV _{t`} /MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )``````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````]

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =``a _{0} ```````````````````````````````````````````````````````````````````+``a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )````]             [eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =`a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )`+a _{2} (X _{1t} ^{a} /MV _{t-1} )```````````````````````````````````````````````````````````````````````]

[eqn: MV _{t} /MV _{t-1} =``a _{0} +a _{1} (BV _{t} /MV _{t-1} )`````````````````````````````````````````````````````````````````+a _{3} (X _{2t} /MV _{t-1} )``]

	[eqn: a _{0}]	[eqn: a _{1}]	[eqn: a _{2}]	[eqn: a _{3}]	[eqn: bar{R ^{2}}]
2004	0.766 (20.265)*	0.165 (14.117)*	-0.123 (-2.270)**	-1.421 (-9.076)*	0.211
	0.766 (20.038)*	0.179 (14.926)*			0.153
	1.113 (36.057)*		-0.053 (-0.912)	-1.755 (-10.517)*	0.083
	0.743 (19.083)*	0.182 (15.169)*	-0.170 (-3.052)*		0.158
	0.783 (21.150)*	0.163 (13.944)*		-1.455 (-9.320)*	0.208
2005	0.992 (5.088)*	0.712 (10.837)*	-2.204 (-14.775)*	0.052 (0.092)	0.218
	1.471 (7.156)*	0.738 (10.475)*			0.081
	2.622 (20.224)*		-2.243 (-14.369)*	0.751 (1.287)	0.144
	0.989 (5.111)*	0.712 (10.924)*	-2.204 (-14.782)*		0.219
	1.466 (7.084)*	0.739 (10.426)*		-0.127 (-0.209)	0.081
2006	0.689 (12.388)*	0.376 (9.887)*	-0.858 (-10.746)*	0.476 (1.025)	0.144
	0.821 (14.626)*	0.366 (9.252)*			0.064
	1.112 (30.102)*		-0.827 (-9.984)*	0.786 (1.631)	0.076
	0.685 (12.346)*	0.379 (9.979)*	-0.859 (-10.758)*		0.144
	0.826 (14.667)*	0.364 (9.160)*		0.527 (1.085)	0.065

단, 변수 정의는 <표 1-1> 참조.  *, **, *** 는 각각 유의 수준 1%, 5%, 10%에서 유의한 t 통계량임.

비재벌 기업의 <표 3-3> 결과에서도 최근 3년간 순자산의 장부가는 기업 가치에 유의한 정(+)의 영향을 주어 자산 규모의 성장이 기업 가치에 긍정적인 영향을 준 것으로 나타났다. 2005년도는 초과 지속적 손실 발생율이 가장 컸던 해로 기업 가치에 미친 부(-)의 영향 정도와 정보력 또한 높게 나타났다.

초과 지속적 손실의 지속성 검증 결과 손실 반응 계수는 유의한 약 0.26 가량 되는 것으로 재벌 기업에 비하면 상대적으로 작으나, 여전히 수익성이 좋지 않은 편임을 알 수 있다.

재벌 기업의 경우 비재벌 기업에 비해 초과 지속적 손익의 지속성이 크며, 순자산 장부가에 비해 초과 지속적 손익의 상대적 가치 관련성이 높을 것이라는 [가설 1]은 2005년 이후에 대해서만 성립하였다. Ohlson(1999) 기본 모형을 사용하였을 때, 연도별 재무 성과 지표를 요약해보면 다음과 같다. 2004년도에 재벌 기업에서 초과 지속적 이익이 기업 가치에 유의한 정(+)의 영향을 준 사실에도 불구하고 전체 기업 분석에서 초과 지속적 손실이 발생하여 기업 가치를 훼손시킨 사실로 볼 때, 비재벌 기업이 기업 가치에 미친 손실 기여도가 컸던 것으로 파악된다. 2005년 기업 경영 성과에서는 초과 지속적 손실이 커 수익성이 가장 좋지 않음에도 불구하고 규모의 성장으로 인한 기업 가치의 정(+)의 반응이 크게 나타나고, 기업 가치 향상 정도도 가장 높았다. 반면 2005년 재벌 기업에서는 기업 가치 향상 부분이 있었지만, 수익성이 비교적 좋지 않은 편이고, 규모의 성장 효과가 기업 가치에 유의하게 나타나지 않고 있다. 2005년 경영 성과로 볼 때, 비재벌 기업의 약진이 두드러진 해라 볼 수 있다. 주식 시장이 상승기임에도 불구하고 표본 기간동안 수익의 질적 개선은 찾아볼 수 없었다. 그리고 재벌, 비재벌 기업 모두에서 비회계 정보 변수의 역할이 크게 나타났다.

2) Ohlson(1999) 수익률 확장 모형 분석 결과

Ohlson(1999)의 기본 모형 결과에서 유의했던 비회계 정보 변수가 기업 지배 구조 개선 변수였었는지를 살펴보았다. 확장 모형에서는 기본 모형의 요소였던 기업 규모, 수익성 지표에다 기업 지배 구조 개선 변수들을 포함시켰다. 각 변수들과의 상호 관련속에서 기업 규모와 수익성 변수가 다시 영향을 받게 될 것이고, 기업 지배 구조 개선 영향이 컸는지, 규모의 성장 효과가 컸는지 또는 수익성이 상승 주식 시장에서 영향력이 여전히 미미하였는지 등 기업 가치 변화 원인을 제고해볼 수 있을 것이다. 만일 기업 지배 구조 변수를 사용하여도 비회계 정보 변수의 회귀 계수값이 줄어들지 않고 유의성이 그대로 남아있다면 국내 기업의 재무 건전도 문제가 아니라 대외적 부문에서 찾아보아야 할 것으로 본다.

<표 4-1> 전체 기업의 Ohlson(1999) 수익률 확장 모형 분석 결과

회귀 모형 :

[eqn: {MV _{t}} over {MV _{t-1}} `=``a _{0} ```+``a _{1} {BV _{t}} over {MV _{t-1}} +a _{2} {X _{1t`} ^{a}} over {MV _{t-1`}} +a _{3`} {X _{2t}} over {MV _{t-1}} +a _{4`} TIMES 대주주지분율`+`a _{5} TIMES 외국인지분율+a _{6} TIMES 부채비율+a _{7} TIMES {TA _{t}} over {MV _{t-1}} +a _{8} TIMES D _{1}]

	[eqn: a _{0}]	[eqn: a _{1}]	[eqn: a _{2}]	[eqn: a _{3}]	[eqn: a _{4}]	[eqn: a _{5}]	[eqn: a _{6}]	[eqn: a _{7}]	[eqn: a _{8}]	[eqn: bar{R ^{2}}]
2004	0.668 (10.908)*	0.043 (1.674)***	-0.079 (-1.483)	-1.279 (-8.862)*	0.141 (0.969)	0.428 (2.087)**	-0.007 (-0.906)	0.071 (5.664)*	0.128 (1.249)	0.229
	0.743 (12.864)*	0.171 (14.968)*	-0.107 (-2.020)**	-1.297 (-8.884)*	0.049 (0.337)				0.226 (2.268)**	0.210
	0.731 (18.372)*	0.174 (15.258)*	-0.114 (-2.162)**	-1.298 (-8.898)*		0.350 (1.698)***			0.181 (1.749)***	0.212
	0.751 (19.695)*	0.172 (15.158)*	-0.010 (-1.858)***	-1.298 (-8.889)*			0.004 (0.594)		0.226 (2.271)**	0.210
	0.735 (20.123)*	0.052 (2.115)**	-0.059 (-1.111)	-1.279 (-8.853)*				0.066 (5.452)*	0.190 (1.921)***	0.227
	0.711 (11.761)*	0.173 (15.077)*	-0.116 (-2.194)**	-1.299 (-8.901)*	0.064 (0.440)	0.356 (1.721)***			0.179 (1.726)***	0.211
2005	1.482 (5.309)*	1.063 (9.332)*	-2.272 (-14.951*	0.087 (0.162)	-1.786 (-2.886)*	1.153 (1.321)	0.013 (0.517)	-0.192 (-3.575)*	-0.016 (-0.037)	0.228
	1.558 (5.916)*	0.717 (11.345)*	-2.122 (-14.520)*	0.168 (0.312)	-1.797 (-2.898)*				0.044 (0.105)	0.221
	0.894 (4.366)*	0.713 (11.207)*	-2.220 (-15.323)*	0.046 (0.085)		1.364 (1.555)			-0.194 (-0.452)	0.218
	1.046 (5.443)*	0.696 (10.976)*	-2.212 (-15.129)*	0.100 (0.184)			-0.015 (-0.600)		-0.035 (-0.085)	0.217
	1.077 (5.737)*	1.024 (9.310)*	-2.338 (-15.710)*	0.043 (0.080)				-0.187 (-3.592)*	0.035 (0.085)	0.224
	1.429 (5.139)*	0.729 (11.439)*	-2.144 (-14.596)*	0.138 (0.257)	-1.758 (-2.833)*	1.255 (1.434)			-0.102 (-0.237)	0.222
2006	0.623 (7.559)*	0.415 (6.363)*	-1.148 (-13.928)*	0.401 (0.833)	-0.127 (-0.682)	0.108 (0.408)	-0.067 (-2.883)*	0.041 (1.355)	0.226 (1.739)***	0.229
	0.548 (7.416)*	0.501 (13.319)*	-1.103 (-13.707)*	0.381 (0.792)	-0.111 (-0.596)				0.238 (1.886)***	0.226
	0.508 (8.635)*	0.498 (13.432)*	-1.115 (-13.852)*	0.363 (0.755)		0.132 (0.501)			0.218 (1.684)***	0.226
	0.589 (9.611)*	0.481 (12.844)*	-1.152 (-14.171)*	0.381 (0.794)			-0.053 (-2.552)**		0.246 (1.958)***	0.229
	0.519 (9.378)*	0.496 (8.583)*	-1.109 (-13.841)*	0.367 (0.762)				0.001 (0.034)	0.232 (1.833)***	0.226
	0.538 (7.033)*	0.502 (13.324)*	-1.108 (-13.656)*	0.379 (0.786)	-0.114 (-0.613)	0.138 (0.521)			0.223 (1.721)***	0.225

단, 변수 정의는 <표 1-1> 참조.  *, **, ***  : 각각 유의 수준 1%, 5%, 10%에서 유의한 t 통계량임.

<표 4-1>의 Ohlson(1999) 확장 모형에 있어서 전체 기업의 비회계 정보 [eqn: a_0]가 기업 가치에 미친 정(+)의 영향이 여전히 유의하여 기업 지배 구조 개선 변수로 완전히 설명되지 않고 있다는 것을 알 수 있다. 다시 말해 2006년도에는 비회계 정보의 회귀 계수값이 이전 해에 비해 상대적으로 줄어든 것에서 어느 정도 재벌 집단의 출총제 완화 등 정부의 다양한 기업 지배 구조 개선 시책이 기업 가치를 향상시키고 있다는 것이 발견되고 있지만, Ohlson(1999) 확장 모형에서 비회계 정보 [eqn: a_0]가 상대적으로 차지하는 영향력이 크고 유의성이 여전히 남아 있는 것으로 볼 때, 기업 지배 구조 개선 운동이 근본적으로 기업 가치를 향상시키지 않는다는 것을 시사한다. 따라서 또 다른 비회계 정보 변수에서 찾아보아야 할 것으로 생각된다.

추가 변수를 포함한 확장 모형에서는 무엇보다 순자산의 장부가, 회계 손익 요소, 기업 지배 구조 변수들과 기업 가치 관계에서 잔차항의 독립성을 확보하는 것이 중요하다. OLS 분석시 잔차 발생으로 독립성이 유지되지 못할 수 있다. 우변항의 계수에 의해 기업 가치가 변하는 단방향 인과 관계만이 존재하는 것이 아니라 반대로 기업 가치가 변하여 각 우변항 계수에 영향을 줄 수 있어 역인과 관계 문제가 발생할 수 있기 때문이다. 그리하여 내생성을 제어하기 위하여 사용된 2LS 결과에서 다음과 같은 사실을 볼 수 있었다. 통제 변수를 비롯한 각 설명 변수들의 내생성을 제어시킬 때마다 우변항의 회귀 계수들에서 근소한 비율 차이가 발견되었다. 다시 말해, OLS 분석에서 유의한 변수는 2LS 분석시 회귀 계수들의 약간의 변화를 보일뿐이지 유의성과 부호에서 차이가 없었다. 그러나 유의하지 않은 변수의 회귀 계수는 유의성과 부호 변화가 큰 것으로 나타났다. 양방향성이 존재하여 인과성이 없는 상관 관계로 보아야 할 변수들은 없었다. 따라서 인과 관계로 보아도 무방하여 OLS 분석을 그대로 사용하였다.

<표 4-2> 재벌 기업의 Ohlson(1999) 수익률 확장 모형 분석 결과

회귀 모형 :

[eqn: {MV _{t}} over {MV _{t-1}} ``=`a _{0} ``+a _{1} {BV _{t}} over {MV _{t-1}} +a _{2} {X _{1t`} ^{a}} over {MV _{t-1`}} +a _{3`} {X _{2t}} over {MV _{t-1}} +a _{4`} TIMES 대주주지분율`+`a _{5} TIMES 외국인지분율+a _{6} TIMES 부채비율+a _{7} TIMES {TA _{t}} over {MV _{t-1}}]

	[eqn: a _{0}]	[eqn: a _{1}]	[eqn: a _{2}]	[eqn: a _{3}]	[eqn: a _{4}]	[eqn: a _{5}]	[eqn: a _{6}]	[eqn: a _{7}]	[eqn: bar{R ^{2}}]
2004	0.442 (1.764)***	0.150 (1.217)	0.376 (1.416)	-0.533 (-1.711)***	0.245 (0.709)	0.749 (2.143)**	0.021 (0.246)	0.069 (1.363)	0.439
	0.819 (6.046)*	0.261 (6.635)*	0.608 (2.322)**	-0.633 (-2.010)**	-0.149 (-0.481)				0.397
	0.608 (4.972)*	0.290 (6.926)*	0.503 (1.906)***	-0.640 (-2.069)**		0.565 (1.882)***			0.417
	0.659 (5.958)*	0.264 (6.815)*	0.548 (2.099)**	-0.532 (-1.671)***			0.085 (1.627)		0.412
	0.765 (8.883)*	0.102 (1.330)	0.524 (2.039)**	-0.544 (-1.760)***				0.073 (2.352)**	0.429
	0.532 (2.609)**	0.292 (6.910)*	0.500 (1.887)*	-0.649 (-2.084)**	0.164 (0.469)	0.642 (1.870)***			0.413
2005	4.766 (4.604)*	-0.403 (-0.696)	-0.510 (-0.574)	-5.085 (-0.788)	-1.954 (-1.709)***	-4.664 (-3.249)*	-0.492 (-1.188)	0.056 (0.225)	0.075
	1.941 (3.770)*	0.102 (0.472)	-1.280 (-1.446)	1.278 (0.698)	0.042 (0.038)				-0.011
	3.018 (5.349)*	-0.184 (-0.777)	-0.683 (-0.768)	2.082 (1.156)		-3.091 (-2.527)**			0.051
	2.283 (4.792)*	0.093 (0.439)	-1.320 (-1.503)	-2.757 (-0.709)			-0.263 (-1.174)		0.003
	1.996 (5.158)*	0.409 (1.178)	-1.360 (-1.544)	1.232 (0.677)				0.193 (1.114)	0.001
	3.880 (4.660)*	-0.224 (-0.944)	-0.573 (-0.646)	2.290 (1.272)	-1.703 (-1.401)	-4.063 (-2.901)*			0.061
2006	-0.065 (-0.207)	1.319 (6.574)*	-3.867 (-11.735)*	14.153 (0.694)	-0.761 (-1.633)	1.329 (2.491)*	0.684 (4.665)*	-0.440 (-5.271)*	0.903
	1.070 (4.726)*	0.414 (3.387)*	-4.513 (-13.185)*	11.077 (0.468)	-1.190 (-2.477)**				0.868
	0.295 (1.693)***	0.416 (3.513)*	-4.662 (-13.959)*	14.595 (0.637)		1.899 (3.587)*			0.876
	0.718 (4.157)*	0.410 (3.264)*	-4.516 (-12.846)*	2.148 (0.090)			-0.053 (-0.876)		0.861
	0.679 (4.542)*	0.580 (4.129)*	-4.370 (-12.564)*	2.737 (0.117)				-0.083 (-2.461)**	0.868
	0.559 (1.956)***	0.418 (3.529)*	-4.638 (-13.883)*	17.477 (0.760)	-0.596 (-1.164)	1.615 (2.777)*			0.876

단, 변수 정의는 <표 1-1> 참조.

*, **, ***  : 각각 유의 수준 1%, 5%, 10%에서 유의한 t 통계량

본 연구에서는 Ohlson(1999)이 주장하는 일시적 손익의 중요성에 부합하기 위하여 일시적 손실 회귀 계수의 유의성이 낮아도 재무 측정 지표로서 비중 있게 다루고자 하였다. <표 1-1>의 초과 지속적 손익과 일시적 손실 규모의 구성비로 볼 때 초과 지속적 손익 규모가 일시적 손실 규모에 비해 매년 약 5배 정도, 약 2배 정도, 약 60배 정도 크다. 2004년도에는 초과 지속적 이익 규모가 큰 데도 초과 지속적 이익에 대한 정(+)의 기업 가치 반응보다 초과 지속적 이익 규모보다 상대적으로 낮은 일시적 손실이 기업 가치를 훼손시킨 변화가 컸다. 2005년도에는 초과 지속적 손실 규모가 일시적 손실 규모보다 큰데도 일시적 손실에 대한 기업 가치의 부(-)의 반응이 훨씬 크게 나타나고 있는 것을 볼 수 있다. 반면 2006년에는 일시적 손실의 회귀 계수값이 유의하지는 않지만, 정(+)의 반응이 아주 크게 나타났다. 여기서 일시적 손실로 파생되는 정보 효과가 주식 시장에 민감하게 영향을 주는 것을 알 수 있다.

Ohlson(1999) 기본 모형에서 2005년 일시적 손실이 기업 가치에 긍정적인 영향을 준 것과 달리 Ohlson(1999) 확장 모형에서는 약 -5.085 정도 기업 가치의 감소 반응이 크게 나타났다. 각각의 소유 구조, 자본 구조, 기업 규모 통제에 대해서는 일시적 손실 정보가 미친 정(+)의 기업 가치가 나타났다. 그러나 부채 비율 제어 후 일시적 손실 정보가 기업 가치에 부(-)의 영향을 가지는 것에서 부채 비율 제어 이전 일시적 손실 커버를 위해 단기적으로 부채를 사용한 것이 기업 가치에 긍정적인 역할을 하고 있었다는 것을 알 수 있다.

2006년에는 비회계 정보 변수 [eqn: a_0]값이 이전 해에 약 4.766에서 약 -0.065로 급격히 감소할 뿐만 아니라 유의성도 저하된 것을 볼 수 있다. 수익성 지표에 있어서 초과 지속적 손실은 약 -3.87 정도로 기업 가치를 감소시키는 정도가 상대적으로 뚜렷하게 나타나고, 일시적 손실에 대해서도 유의하지 않으나 회귀 계수값이 크게 나타났다. 부채 비율이 기업 가치에 약 0.684 정도 유의한 정(+)의 영향을 준 것으로 이전 해에 비해 부호의 변화가 일어났다. 2001년 이후 실시한 기업 지배 구조 개선 운동 이후 출총제 완화가 가장 컸던 해로 기업 가치의 반영 효과가 컸던 것을 볼 수 있다. 외국인 투자자 매도 효과로 기업 가치를 훼손한 것도 비회계 정보 [eqn: a_0]를 크게 변화시킨 요인이라 생각된다.

대주주 지분율과 기업 가치 관계에서는 재벌 기업의 오너와 이해 관계자간의 갈등 등 대리인 문제가 상존하고 있는 것으로 나타났다. 마찰을 최소화하기 위해 이해 관계자들의 권리 행사를 활성화시키는 지배 구조 개선 방안도 고려해 볼 수 있다. 외국인 지분율과 기업 가치 관계는 일정하지 않다. 외국인 투자자들의 지분 보유가 기업 가치에 미치는 긍정적인 면뿐만 아니라 투자 성향이 단기 차익 실현에 가치를 두고 있다는 부정적인 면이 모두 나타났다. [가설 2]는 상대적으로 부(-)의 관련성이 많은 대주주 지분율에서 대체적으로 성립되었다.

부채 비율과 기업 가치 관계에서는 대체적으로 정(+)의 관련성이 큰 것으로 나타나 상승장에서는 금융 기관으로부터 차입이 용이하여 자금 조달이 유리하고, 금융 기관을 계열 회사로 가지는 재벌 기업의 자금 운영이 효율적이라는 점을 알 수 있다. 주식 시장 호황기에 이익 성과가 저조하였음에도 불구하고 적절한 부채 사용이 기업 가치 향상에 도움을 주었을 것으로 판단된다. [가설 3]은 대체적으로 지지하였다.

자기 자본의 성장이 기업 가치에 미치는 정(+)의 영향이 보다 유의적으로 나타나고, 총자산 규모의 성장이 2004년, 2005년에서 유의적이지 않은 정(+)의 영향과 2006년에는 재벌 기업의 총자산 증가와 기업 가치 관계가 음(-)의 관련성이 크게 나타나는 것으로 보아 자산 규모의 성장이 기업 가치에 긍정적인 역할을 주나 반드시 기업 가치를 증대시키지 않는 것으로 나타났다. 재벌 기업의 경우 규모 확장에 따른 경제성 효과가 일관적으로 나타나지 않고 연도별 차이를 보여 수익성을 개선시키지 않은 기업 규모의 확장은 장기적인 관점에서 볼 때, 기업의 재무 건전도를 약화시킬 수 있다는 가능성을 시사한다. 따라서 시장 호황기에서 시장 수급 활동이 비재벌 기업보다 나은 재벌 기업에서도 기업 규모를 확장하여 기업 가치를 개선하려는 노력이 능사가 아니라는 결론을 내릴 수 있다. 따라서 [가설 4]는 성립하지 않았다.

< 표 4-3 > 비재벌 기업의 Ohlson(1999) 수익률 확장 모형 분석 결과

회귀 모형 :

[eqn: {MV _{t}} over {MV _{t-1}} ``=``a _{0} +a _{1} {BV _{t}} over {MV _{t-1}} +a _{2} {X _{1t`} ^{a}} over {MV _{t-1`}} +a _{3`} {X _{2t}} over {MV _{t-1}} +a _{4`} TIMES 대주주지분율`+`a _{5} TIMES 외국인지분율+a _{6} TIMES 부채비율+a _{7} TIMES {TA _{t}} over {MV _{t-1}}]

	[eqn: a _{0}]	[eqn: a _{1}]	[eqn: a _{2}]	[eqn: a _{3}]	[eqn: a _{4}]	[eqn: a _{5}]	[eqn: a _{6}]	[eqn: a _{7}]	[eqn: bar{R ^{2}}]
2004	0.676 (10.586)*	0.044 (1.656)***	-0.097 (-1.741)***	-1.399 (-9.015)*	0.153 (0.992)	0.393 (1.708)***	-0.007 (-0.878)	0.067 (5.102)*	0.226
	0.741 (12.246)*	0.165 (13.909)*	-0.126 (-2.310)**	-1.423 (-9.082)*	0.080 (0.513)				0.210
	0.742 (17.955)*	0.168 (14.195)*	-0.131 (-2.406)**	-1.421 (-9.076)*		0.331 (1.427)			0.212
	0.761 (19.381)*	0.166 (14.113)*	-0.119 (-2.152)**	-1.423 (-9.079)*			0.003 (0.430)		0.210
	0.743 (19.706)*	0.054 (2.090)**	-0.076 (-1.403)	-1.401 (-9.024)*				0.062 (4.900)*	0.225
	0.717 (11.391)*	0.167 (13.990)*	-0.134 (-2.446)**	-1.422 (-9.082)*	0.082 (0.528)	0.332 (1.432)			0.211
2005	1.463 (5.018)*	1.078 (9.064)*	-2.276 (-14.458)*	0.066 (0.117)	-1.943 (-2.933)*	1.630 (1.677)***	0.015 (0.550)	-0.191 (-3.412)*	0.230
	1.562 (5.616)*	0.729 (11.085)*	-2.123 (-14.025)*	0.153 (0.273)	-1.903 (-2.865)*				0.223
	0.841 (3.944)*	0.725 (10.975)*	-2.230 (-14.885)*	0.023 (0.042)		1.689 (1.728)***			0.220
	1.014 (5.086)*	0.708 (10.727)*	-2.217 (-14.661)*	0.079 (0.139)			-0.014 (-0.531)		0.218
	1.049 (5.385)*	1.034 (9.002)*	-2.344 (-15.212)*	0.019 (0.034)				-0.186 (-3.412)*	0.225
	1.412 (4.859)*	0.743 (11.227)*	-2.149 (-14.141)*	0.125 (0.223)	-1.913 (-2.882)*	1.714 (1.759)***			0.224
2006	0.781 (9.572)*	0.099 (1.377)	-0.873 (-10.617)*	0.510 (1.104)	-0.009 (-0.050)	-0.020 (-0.073)	-0.089 (-3.946)*	0.150 (4.322)*	0.158
	0.688 (9.254)*	0.377 (9.711)*	-0.858 (-10.653)*	0.476 (1.022)	0.004 (0.022)				0.143
	0.690 (11.561)*	0.376 (9.873)*	-0.857 (-10.644)*	0.477 (1.025)		-0.012 (-0.042)			0.143
	0.755 (12.167)*	0.361 (9.378)*	-0.898 (-11.025)*	0.490 (1.057)			-0.049 (-2.376)**		0.147
	0.669 (11.978)*	0.219 (3.360)*	-0.822 (-10.218)*	0.480 (1.037)				0.094 (2.959)*	0.149
	0.689 (9.014)*	0.376 (9.689)*	-0.858 (-10.566)*	0.476 (1.022)	0.005 (0.026)	-0.012 (-0.044)			0.142

단, 변수 정의는 <표 1-1> 참조.

*, **, ***  : 각각 유의 수준 1%, 5%, 10%에서 유의한 t 통계량

비재벌 기업의 경우 재벌 기업에 비해 손익 구성비에서 큰 차이를 보인다. 2004년 초과 지속적 손실 규모는 일시적 손실의 약 10배, 2005년에는 약 30배, 2006년에는 약 50배로 초과 지속적 손익이 당기순이익에서 대부분을 차지하는 것을 볼 수 있다. 2004년 일시적 손실이 기업 가치에 부(-)의 영향을 주었으나 2005년, 2006년에는 일시적 손실이 기업 가치에 유의하지 않으나 정(+)의 영향력을 가진다. 일시적 손실이 비교적 적을 때는 곧 현금 흐름이 개선될 것이라는 신호를 전달해주고 있다. 재벌 기업과 달리 비재벌 기업에서는 부채 사용으로 인한 효용이 잘 나타나지 않고 있다. 부채 비율을 통제 변수로 두었을 때도 일시적 손실 회귀 계수값은 2005년에는 약 0.079, 2006년에는 약 0.490 정도로 일시적 손실의 정보 유입에 대한 기업 가치의 상승 효과가 유지되고 있는 결과로부터 일시적 손실을 커버하기 위해 사용한 부채의 효용이 없었던 것으로 파악된다. 이는 재벌 기업의 경우 부채 사용이 정(+)의 관련성이 상대적으로 크게 나타난데 반해, 비재벌 기업에서는 기업 가치와 부(-)의 관련성을 유의적으로 가지는 것에서 부채 사용이 기업 가치를 훼손시키는 것을 볼 수 있다. 따라서 [가설 3]을 지지하지 않았다.

수익성 지표에서 볼 때, 2004년 초과 지속적 손실과 일시적 손실 모두가 기업 가치에 부정적인 영향을 주고, 2005년 이후에서도 초과 지속적 손실은 규모뿐만 아니라 회귀 계수의 음(-)의 절대값이 일시적 손실 회귀 계수의 양(+)의 절대값보다 커 비재벌 기업의 경우 흑자 기업으로 전환될 가능성을 보여 주지 않고 있다. 앞 분석에서 초과 지속적 손실의 지속성이 컸던 것을 상기해보아도 쉽게 재무 건전도가 나아지지 않을 것이라는 것을 암시해준다.

비재벌 기업의 경우에서도 순자산의 장부가 증가가 최근 3년간 기업 가치에 정(+)의 영향을 주고, 총자산 규모의 성장이 2004년과 2006년에는 기업 가치 증가에 기여하였지만, 2005년에 총자산 규모의 증가에도 불구하고 기업 가치는 약 0.191 정도 유의하게 감소하였다. 비재벌 기업의 경우에서도 규모의 경제성 효과와 관련하는 [가설 4]가 성립하지 않는 것으로 나타났다.

소유 지배 구조에서는 대주주 경영자의 경영 참여 활동이 대체적으로 단일 체제인 비재벌 기업의 경우에서도 대리인 비용이 초래하는 것을 보여 주고, 2006년을 제외하고는 외국인 지분율이 낮아도 기업 가치 개선 정도가 상대적으로 크게 나타나고 있다. 비재벌 기업에서는 기업의 대외 신뢰도를 높여주는 외국인 투자자의 긍정적인 역할이라 생각된다. 비재벌 기업에서 소유 지배 구조와 관련하는 [가설 2]는 대체적으로 성립되었다.

비회계 정보 변수는 여전히 회귀 계수 변화가 거의 없고 유의성이 남아 있다. 또 이전 Ohlson(1999) 기본 모형과 비교하여 볼 때, 위 Ohlson(1999)의 확장 모형에서 기업 지배 구조 변수의 상대적 가치 관련성은 최대 2% 내외 정도에 불과하여 정보 효과의 유용성 대해서도 미미하다. 기업 지배 구조 개선 변수 외의 또 다른 비회계 정보 변수에서 원인을 찾아보아야 할 것으로 생각된다.

3) 전체 기간 분석 결과

연간별 분석에서 매년 재무 측정 지표의 부호와 유의성에서 차이를 보여 실증 결과에 대한가설 성립 여부의 정당성이 부족할 수 있다. 따라서 풀링 분석에서는 최근 3년간 자료를 모두 사용하였을 때도 일관적인 결과가 도출되는지를 살펴 보았다.

<표 5> 전체 기간 회귀 분석 결과

	전체 기업	재벌 기업	비재벌 기업
상수항	0.916 (5.646)*	0.749 (1.558)	0.928 (5.668)*
[eqn: BV _{t} /MV _{t-1}]	0.554 (2.992)*	0.860 (3.565)*	0.539 (2.758)*
[eqn: X _{1t} ^{a} /MV _{t-1}]	-1.682 (-4.939)*	-2.826 (-3.136)*	-1.654 (-4.715)*
[eqn: X _{2t} /MV _{t-1}]	0.024 (0.063)	1.889 (2.813)*	-0.011 (-0.029)
대주주 지분율	-0.663 (-2.949)*	-0.542 (-0.886)	-0.700 (-2.926)*
외국인 지분율	0.808 (1.789)***	0.462 (0.626)	0.965 (1.878)***
부채 비율	-0.011 (-0.801)	0.162 (1.856)***	-0.011 (-0.820)
[eqn: TA _{t} /MV _{t-1}]	-0.055 (-0.884)	-0.158 (-2.178)**	-0.049 (-0.731)
[eqn: D _{1}]	0.131 (1.207)
[eqn: bar{R ^{2}}]	0.188	0.432	0.183

단, *, **, ***는 각각 유의 수준 1%, 5%, 10%에서 유의한 t 통계량

풀링 분석 결과에서 보면, 재벌 기업의 경우 최근 3년간 기업 지배 구조 개선 정책 영향으로 과거에 비해 부채 비율은 많이 줄었고, 적절한 부채 사용이 기업 가치에 긍정적인 영향을 준 것으로 나타났다. 그러나 연간별 분석에서 재벌 기업에서 대주주와 이해 관계자간 대리인 문제가 발생한 것과 달리 풀링 분석 결과에서는 대주주 지분율에서 나타나는 대리인 비용이 유의 수준 10%에서 유의성이 발견되지 않았다. 또 연간별 분석에서 2006년 재벌 기업에 대해 기업 지배 구조 개선 반영이 잘 나타난 것에 비해 풀링 분석에서는 기업 지배 구조 변수를 추가한 Ohlson(1999) 확장 모형의 비회계 정보 변수의 유의성이 사라진 것으로부터 기업 지배 구조 개선 운동으로 인한 기업 가치 반영 효과가 크게 나타났다. 반면 비재벌 기업에서는 비회계 정보의 회귀 계수값과 유의성에서 큰 변화가 없고, 외국인 지분율을 제외한 소유 자본 구조와 기업 가치간과 부(-)의 관련성을 가지고 있는 것으로부터 최근 3년간 기업 지배 구조 개선이 없었던 것으로 판단된다. 수익성면에서 보면, 초과 지속적 손실 반응 계수가 재벌, 비재벌 기업 모두에서 크게 나타났다. 특히, 재벌 기업에서는 비재벌 기업에 비해 초과 지속적 손실에 대한 기업 가치의 반응 계수가 상대적으로 큰 것에서 이익의 질이 좋지 않은 것으로 나타났다. 그러나 일시적 손실 정보 유입에 대해 기업 가치는 유의적으로 정(+)의 반응을 크게 나타내었다. 일시적 손실에 대한 재벌 기업의 유의한 정(+)의 효과에서 재벌 기업의 경우 현금 흐름 개선이라는 단기적인 매수 신호로 작용하였다는 것으로 판단된다.

대주주 지분율과 기업 가치 관계는 비재벌 기업에서 부(-)의 상관 정도가 유의하게 나타나고, 재벌 기업에서는 유의하지 않은 부(-)의 관련성을 가지는 풀링 분석 결과로부터 재벌 기업 체제에서 소유 구조로 설명하는 부분은 적다. 기업 지배 구조에서는 자본 구조와 관련하는 자금 흐름에서 비롯되고 있다. 즉, 자기 자본 대 부채 수준은 적정하여 부채가 매년 증가하였어도 적정 부채 규모 이하에서는 부채가 증가할수록 기업 가치는 증가하였다. 주로 기업 운영에 있어서 자금 부족시 즉각 조치를 취하지 않을 때 문제가 발생한다. 결과적으로 순자산의 증가는 규모의 경제 효과를 가지지만, 부채를 동반하는 총자산 증가에 의한 규모 성장은 기업 가치를 떨어뜨리고 있다는 것을 알 수 있다. 장기적으로 볼 때, 부채 증가는 재벌 기업에게 누적 적자를 발생케하고 채무 변제 능력에 한계를 가져올 수 있다. 규모 확장에 따른 부수적 부(-)의 동반 효과가 기업 가치를 저하시킨다고 보아진다. 즉, 규모를 계속적으로 확장할 경우 자금 연결 고리의 폐단으로 지속적 손실에 대한 채무 지불 능력에 문제가 발생한다. 일시적 손실에 대해서는 단기 부채를 사용하여 즉각 조치를 취하지만, 계속적인 메꾸기식 차입 경영은 장래 기업의 안정성에 심각한 위험 요인으로 작용하여 재벌 기업의 악순환 구조로 이어질 수 있다. 결론적으로 일시적 손실 정보에 대한 기업 가치의 정(+)의 효과는 단기적으로 볼 때는 주식 시장에서 현금 흐름이 개선될 것이라는 매수 신호로 보아야하지만 단기 차익 실현 목적으로 투자를 하게 되므로 주식 시장의 건전성을 저해하는 요인으로 보아야 할 것으로 본다. 여러 정황에서 살펴볼 때, 상승 주식 시장에서 자금의 유동성 흐름이 좋았던 것은 분명하지만, 질적 성장에 의한 것이 아니라 양적 성장으로 이루어진 것이므로 기업 가치 향상의 원인을 국내 기업의 재무 건전도 향상에서 온 것이 아님을 알 수 있다.

반면 비재벌 기업에서는 차입을 하여도 부채 사용이 긍정적인 역할을 하지 못하였다. 단일

기업 체제에서도 대체적으로 대주주 지분율의 대리인 비용은 크게 나타났다. 순자산 증가와

외국인 보유율이 높을 때만 기업 가치를 향상시키는 것으로 나타났다.

그러나 부채 사용이 단기적으로 빠른 조치를 취함에 있어서는 긍정적으로 작용하였으나, 장기적으로 일시 손실 등 잦은 차입 경영은 부실 기업으로 초래할 수 있다는 점을 시사하고 있다.

손익의 질에서도 재벌 기업과 비재벌 기업 모두에서 초과 지속적 손익의 지속성이 높아 미래 수익성의 호전 속도는 낮을 것으로 판단된다. 따라서 재무 건전도가 좋아지지 않았는데도 주식 시장이 호황이었던 것은 대외적인 측면 예를 들어 미국, 아시아 주식 시장의 동조화 현상 등에서 찾아 보야야 할 것으로 본다. 또 영업 활동에서 수익성이 개선되고 있지 않았던 것에서도 기업들은 본질적인 영업 활동에서 수익력을 창출하는 것이 급선무일 것으로 판단된다.

V. 결론 및 한계점

본 연구 목적은 2004년에서 2006년까지 주식 시장의 호재를 통상적으로 인식되고 있는 미국 주식 시장 영향이 아닌 기업의 재무 건전도 향상에 의한 기업 가치 증대 효과로 주식 시장이 상승세로 이어졌는지 알아보는데 있다. 특히 활발히 국내에서 추진된 기업 지배 구조 개선 운동의 결과인지 보는 데에 있다. 재무 건전도 측정 지표로 수익성, 기업 규모, 소유 구조, 자본 구조 측면에서 살펴 보았다. 수익성 개선 영향으로 이루어졌는지 보기 위해 지속적 손익과 일시적 손익으로 구분하고 하고 있는 Ohlson(1999) 모형을 도입하였다. 기업 지배 구조 개선 변수와 기업 규모 통제 변수를 두어, 이들 변수들이 기업 가치에 미친 영향 정도와 상대적 가치 관련성으로 기업 가치 개선 효과를 파악하고자하였다.

출자 총액 제한에서 일부 예외 적용, 완화 등에 이르기까지 여러 지배 구조 개선 정책 영향으로 기업들은 부채 비율을 감소시키는 노력을 하였다. 그 결과 기업 지배 구조 개선 정책 영향이 2006년 재벌 기업의 기업 가치에 반영 효과가 컸다. 그러나 2006년 재벌 기업을 제외한 연간 분석 결과에서 타 재무 측정 지표에 비해 회귀 계수값들이 높고 여전히 유의성이 존재하는 것으로 볼 때, 또 다른 비회계 정보가 국내 주식 시장의 상승 흐름에 큰 영향을 주었던 것으로 보여진다. 반면 풀링 분석 결과에서는 Ohlson(1999) 기본 모형에서 기업 지배 구조 개선 변수 추가 이후 비회계 정보 변수의 유의성이 사라져 기업 지배 구조 개선 효과가 크게 나타났다.

부채 사용에 대해 재벌 기업의 경우 긍정적으로 작용하였다. 그러나 일시적 손실 커버 등과 같이 단기적으로 부채를 사용하는 것은 정(+)의 효용을 가지나, 부채를 동반한 규모 확장이 지속될 경우 누적 적자를 초래할 수 있는 가능성도 내포하고 있다. 따라서 부채 사용의 정(+)의 효과는 단기적으로 볼 때, 유동성 흐름이 좋은 상승 주식 시장에서는 예상 [가설 3]이 성립할 수 있었으나, 장기적으로 볼 때는 기업 가치를 훼손할 수 있다는 것을 보여주었다. 기업 규모와 기업 가치 관계에서는 자산 규모의 성장이 기업 가치에 긍정적인 역할을 하였지만, 반드시 기업 가치를 증대시키지 않는 것으로 나타났다.

수익성 지표에서 일시적 손실 정보가 현금 흐름 개선 효과가 날 것이라는 굿뉴스 효과는 재벌 기업에서 크게 나타났다. 즉, 일시적 손실은 자금력이 좋은 계열사로부터 빠르게 조치를 취할 수 있어 자금 문제를 자체적으로 해결이 가능한 재벌 기업에서 단기적으로 주식 시장에서 호재로 작용하여 주식 시장에서는 민감한 정보인 것으로 나타났다. 그러나 장기적인 관점에서 볼 때, 초과 지속적 손실 반응 계수가 유의하게 높고, 재벌 기업에서 부채 사용이 긍정적인 역할을 하였으나 부채를 동반한 총자산 규모의 성장이 기업 가치에 부(-)의 영향을 준 것에서 규모의 성장으로 인한 수익성 호전 효과는 미미할 것으로 생각된다. 손익 구성비에 따라 기업의 성장 호전 속도가 달라지는 점에서 단순히 당기순손익 지표로서 수익성을 판단해서는 안 된다는 것을 시사하고 있다. 재벌 기업의 경우 정부가 시행하는 기업 구조 개선 정책 등의 노력이 어느 정도 정(+)의 영향을 주고 있었으나, 기업 지배 구조 정책이 근본적으로 기업 가치를 개선시키지 않았다. 그러나 대기업 규제 정책보다는 시장 자율화 정책이 나은 지배 구조 개선책이라는 판단은 할 수 있었다.

결론적으로 국내 주식 시장의 상승세는 기업의 재무 건전도 향상이라기보다는 대외적 시장 요인으로 보아야 할 것으로 판단된다.

본 연구의 한계점은 계열 회사가 많음에도 불구하고 공시 회계 자료 부족과 보다 정확한 결과를 얻기 위해 정제된 자료만을 사용하려 하다 보니 표본수가 적었고, 주식 시장 상승기에서 순자산 장부가, 회계 손익, 기업 지배 구조로 기업 가치의 개선 효과를 보기 위해 표본 기간을 상승 추세를 가졌던 3년동안 관측하였다는 점에서 연구가 제한적이었다고 본다. 최근 3년 이전 시점부터 고려하여 관측 표본 기간과 비교 분석을 해보는 것이 본 연구 성과를 높일 수 있을 것으로 생각된다.

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