비상장 외부감사대상법인의
회계적 환손익 특성과 경영성과

오랑자야*․권택호**

		<요 약>
	이 연구는 2011～2020년 기간에 한국 비상장 외부감사대상법인을 대상으로 회계적 환손익의 특성과 경영성과, 경영성과 변동성의 관계를 분석한다. 외화부채조달과 수출활동이 회계적 환손익을 발생시키는 원인이 되고 있다. 특히, 외화부채를 사용하는 기업의 경우 환율이 상승하면 회계적 환손실이 발생하고, 환율이 하락하면 회계적 환이익이 발생하는 특성이 뚜렷하게 나타난다. 실증분석 결과는 기업이 회계적 환손익의 영향을 관리하기 위해 파생상품을 사용하고 있다는 추론을 지지한다. 회계적 환손익의 특성 분석 결과는 한국의 비상장 기업들이 회계적 환손익을 더욱 적극적으로 관리할 필요가 있음을 보여준다. 외화부채와 회계적 환손익의 관계 분석 결과는 외화부채를 사용하는 기업들이 회계적 환손익에 대한 적극적인 관리가 필요함을 시사한다. 또한, 파생상품거래가 회계적 환손익의 영향을 감소시키기 위한 방향에서 이루어지고 있음에도 불구하고 회계적 환손익의 영향이 경영성과와 유의적인 관계를 유지하고 있다는 것은 기업이 파생상품을 사용한 회계적 환손익 관리에 보다 큰 관심을 가질 필요가 있음을 지지하는 결과이다.
주제어：비상장 외부감사대상법인, 회계적 환손익, 경영성과, 경영성과 변동성, 파생상품

財務管理硏究 第三十九券 第四號(2022. 8), 63～87

논문접수일：2022년 06월 02일   논문게재확정일：2022년 06월 15일

*	제1저자, 충남대학교 경영학과 석사, E-mail: uranzaya55@gmail.com

**	교신저자, 충남대학교 경영학과 교수, E-mail: thk5556@cnu.ac.kr

Ⅰ. 서  론

비상장 외부감사대상법인의 회계적 환손익 특성과 경영성과

財務管理硏究

국제경영 활동이 확대되면서 기업이 보유하고 있는 외화자산과 부채, 수출과 수입 규모가 증가하고 있다. 이러한 상황은 환율변동이 기업가치에 미치는 영향의 확대로 이어지고 있다. 환율변동이 기업에 미치는 영향에 대한 분석은 주로 주식시장에 상장된 기업을 중심으로 진행되어 왔다. 이러한 상황은 환노출의 정도를 나타내는 환노출 계수를 추정하기 위해서는 주가 자료가 필요하다는 사실과 관련이 있다. 실제로 주식 수익률을 종속변수로 하고 환율변동률을 독립변수로 하는 회귀모형을 사용해 환노출 계수를 추정한 연구(Jorion, 1990)가 발표된 이후 주식 수익률을 사용해 환노출 계수를 추정하고 이를 분석하는 많은 연구가 진행되었다.

한국 상장 기업을 대상으로 기업의 환노출 계수의 특성과 결정요인을 분석하고, 환노출 관리와 기업가치의 관련성을 연구하는 다양한 분석들이 이루어져 왔다. 그러나 환율변동이 기업에 미치는 영향을 회계적 관점에서 분석하는 회계적 환노출 특성에 대한 분석은 충분히 다루어지지 않고 있다. 환위험 연구에서 회계적 환손익 분석의 중요성은 회계적 환손익이 주식 수익률을 사용해 추정한 환노출 계수와 유의적인 관계를 갖고 있다는 기존의 연구
(권택호, 정재만, 2021)에서도 확인할 수 있다.

비상장 기업 역시 환율변동과 관련한 환위험에 노출되어 있지만 환노출 계수 추정의 어려움으로 다양한 분석이 이루어지지는 못하였다. 비상장 외부감사대상법인(이후 외감
법인)의 환노출과 관련하여 유제택, 권택호(2014)는 2012년 이전의 기간을 대상으로 외감법인의 회계적 환노출 특성을 분석하고 회계적 환노출에 대한 적절한 관리가 이루어지지 못하고 있다고 보고하였다. 그러나 권택호(2022)의 연구에서 확인할 수 있는 바와 같이 한국 기업의 환위험관리는 시간이 지나면서 점점 더 활성화 되고 있다고 할 수 있어 2012년 이전의 환위험 관리 현황은 후의 상황과 차이가 있을 수 있다. 특히, 이 연구의 분석 기간(2011～2020년) 후반부에서는 회계적 환손익이 전반부와는 다른 특성을 보이고 있다. [그림 1]에서 보는 바와 같이 2016년 전에는 환율변동과 회계적 환손익비율 간에 특별한 관계가 나타나지 않고 있다. 이는 환율 상승(또는 하락) 시 회계적 환이익비율과 환손실비율이 비슷한 규모임을 의미한다. 그러나 2016년 이후에는 환율이 하락하면 회계적 환손실이 확대되고 환율이 상승하면 회계적 환이익이 확대되는 패턴이 나타나고 있다. 즉, 표본 기업들의 회계적 환손익 특성이 환율변동과 밀접하게 연관성을 갖기 시작했음을 의미한다. 이러한 변화는 회계적 환손익의 규모 면에서 기업들에 구조적인 변화가 있었음을 나타내는 것으로 해석할 수 있다.

이 연구에서는 환노출의 연구에서 중요한 변수이지만 유제택, 권택호(2014)에서는 자료의 제약으로 다루어지지 못했던 외화부채와 파생상품 사용을 고려하고, 기업의 회계적 환손익 관점에서 구조적 변화가 있었을 것으로 추정되는 기간을 포함할 수 있도록 분석 기간을 확장하여 회계적 환손익의 특성을 분석한다.

분석 결과를 요약하면 다음과 같다. 회계적 환손익 결정요인 검증 결과 외화부채비율 및 수출비율은 회계적 환손익을 확대시킨다. 파생상품 사용과 회계적 환손익의 관계 분석 결과는 회계적 환손익비율이 높은 기업의 경우 파생상품 사용 정도가 높아져 기업이 회계적 환손익을 염두에 두고 파생상품을 사용한다는 추론을 지지한다. 회계적 환손익과 경영성과 간의 관계 분석 결과는 회계적 환손익이 경영성과에 유의적인 영향을 미치는 것으로 나타나 기업이 회계적 환손익을 적절하게 관리하지 못하고 있다고 할 수 있다. 한편, 회계적 환손익과 경영성과의 변동성 분석 결과는 회계적 환손익이 경영성과의 변동성을 증가시키는 것으로 나타나 회계적 환손익 관리의 필요성을 지지한다.

이 연구의 구성은 다음과 같다. 제Ⅱ장에서는 선행연구를 정리한다. 제Ⅲ장에서는 연구 가설 및 분석 모형을 설정한다. 제Ⅳ장에서는 실증분석 및 결과를 보고한다. 제Ⅴ장에서는 결론 및 시사점을 기술한다.

[그림 1] 원/달러 환율 및 회계적 환손익비율

자료: 이 연구의 실증분석 자료를 정리함.

Ⅱ. 회계적 환손익 선행연구

회계적 환손익은 외화표시 계약의 체결 시점과 이행 시점 사이에 발생한 환율의 변동에 의한 외환차손익과 회계연도 말에 외화자산 및 부채를 보고통화로 환산하여 평가할 때 발생한 외화환산손익을 포함한다. 이렇게 측정한 회계적 환손익은 실질환율 변동을 반영할 수 없고, 환율변동이 기업에 미치는 영향을 전체적으로 반영하지 못한다는 한계가 있다. 그러나 회계적 환손익은 환율변동의 영향 중에 회계적으로 측정할 수 있는 부분을 확인할 수 있다는 장점이 있다. 또한 환율변동이 기업 재무제표에 미치는 영향을 분석할 수 있을 뿐만 아니라 비상장 기업의 환노출을 분석할 수 있는 유용한 방법이다.

회계적 환손익을 분석하는 기본적인 방법은 재무제표에 보고된 외환차손익과 외화환산
손익의 규모를 파악하고 이의 특성을 분석하는 것이다. 조대우, 황희곤, 권택호(1997)는 유가증권시장 제조기업의 회계적 환손익 특성을 분석했다. 이들은 회계적 환손익은 산업 특성보다 기업 특성의 영향이 뚜렷하게 나타나고 있으며 회계적 환손익은 영업이익과는 양(+)의 관계, 기업 규모와 외화부채와는 음(-)의 관계를 가지고 있다고 보고하였다. 권택호, 주경원(2004)은 여수석유화학산업단지 내의 기업을 대상으로 주식 수익률을 이용하여 측정한 환노출 계수와 회계적 환손익을 함께 분석하였다. 그들은 회계적 환손익을 분석함에 있어 개별 기업 차원에서는 극단적인 외환손익이 발생하는 경우가 있으나 여수산업단지의 기업들의 환손익을 모두 합산하면 개별 기업들의 회계적 환손익이 서로 상쇄되어 산업단지를 단위로 볼 때 회계적 환손익의 영향이 크지 않을 수 있다고 주장하였다. 그들은 이러한 분석 결과를 근거로 산업단지 기업들이 공동으로 회계적 환손익을 관리할 수 있는 방안을 모색할 필요가 있다고 주장하였다.

한편, 회계적 환손익 특성을 분석한 연구 중에는 회계적 환손익과 다른 특성 변수들 간의 관계를 확인하는 방법으로 회계적 환손익의 특성을 규명하고자 한 연구들이 있다. 기존의 연구에서 회계적 환손익 분석과 관련해서 검토 대상이 되었던 변수들로는 재무
분석가의 이익예측능력 그리고 경영성과와 기업가치이다. 정석우, 배성호, 임태균(2012)은 환위험에 노출된 기업에 대한 재무분석가의 이익예측 특성을 분석하였다. 그들은 외화부채 및 자산비중이 높아서 환노출이 큰 기업에 대해서는 재무분석가들이 기업의 이익을 낙관적
이고 부정확하게 예측한다는 결과를 보고하였다. 이러한 결과에 대해 저자들은 환위험이 큰 기업의 경우 이익변동을 예측하는 것이 복잡하기 때문인 것으로 설명하였다.

유제택, 권택호(2014)는 비상장 외감법인을 대상으로 2003～2012년 기간에 기업의 회계적 환손익과 기업 경영성과 간의 관계를 검증하였다. 그들은 회계적 환손익과 경영성과 간에 유의적인 관계가 존재한다고 보고하고 이러한 결과에 근거해 기업들이 환노출을 적절하게 관리하지 못하고 있다고 주장하였다. 전성일, 이기세, 김정은(2015)은 외화환산 회계처리와 이익지속성 간의 관계와 기업가치의 관계를 분석하였다. 저자들은 외화환산손익이 이익
지속성을 증가시킬 경우 외화환산손익이 주가에 미치는 영향이 증가한다고 보고하면서 외화환산 회계처리 정보는 미래 기업가치 측정에 중요한 정보라고 주장하였다. 김영욱, 이효익, 홍주연(2017)은 상장기업을 대상으로 회계적 환손익과 그것의 관리 성과가 기업 이익반응계수에 미치는 영향을 분석하였다. 회계적 환손익 규모가 클수록, 환위험 관리성과가 높을수록 기업 이익반응계수가 더 커진다고 보고하였다. 전성일, 이기세(2017)는 외환차손익 및 외화환산손익이 기업가치 평가에 미치는 영향을 검증하고 외환차손익과 외화환산손익은 기업가치 평가에 유의적인 영향을 미치고 있다고 보고하였다. 이건재(2019)는 영업외이익 항목 중 미래 영업이익에 대한 예측력을 가지고 있는 항목이 있는지, 예측력을 가지는 항목이 있다면 주식시장이 이러한 예측정보를 주식가격에 효율적으로 반영하고 있는지를 분석하였다. 분석 결과 영업외이익 항목 중 외환차손익만이 유의적으로 영업이익을 예측할 수 있음을 확인할 수 있었으나 외환차손익의 정보는 주가에 적시에 반영되지 않는 경향이 있다고 주장하였다. 권택호, 정재만(2021)은 상장 기업의 재무제표 상에 보고된 회계적 환손익과 주식 수익률을 사용해 추정한 환노출 계수 간의 관계를 분석하고 이들 간에 유의적인 관계가 있다고 보고하였다. 저자들은 환이익이 증가하면 환노출 계수는 양(+) 방향으로 증가하며, 환손실이 증가할수록 환노출 계수가 음(-)의 방향으로 변동하는 결과를 근거로 회계적 환노출 관리의 필요성을 주장하였다.

앞에서 정리한 회계적 환손익을 분석한 선행 연구들은 유제택, 권택호(2014)를 제외하면 모두 상장 기업을 대상으로 이루어진 연구이다. 이 연구에서는 유제택, 권택호(2014)의 연구를 확장하여 비상장 기업의 회계적 환손익 특성을 분석하고 분석 결과의 시사점을 도출한다.

Ⅲ. 연구 가설 및 분석 모형

앞에서 기술한 바와 같이 외감법인의 회계적 환손익의 특성을 분석하고 결과를 보고한 연구는 많지 않다. 대부분의 연구들은 상장 기업을 연구 대상으로 환노출 계수를 추정해 그 특성을 분석하였다. 이 연구에서 분석 대상으로 하고 있는 비상장 기업은 상장 기업과 다른 특성을 보일 수 있다. 그러나 회계적 환손익에 대한 분석 결과가 환노출에 대한 분석 결과와 동일할 수는 없지만 권택호, 정재만(2021)이 보고한 바와 같이 회계적 환손익은 주식수익률을 사용해 추정한 환노출 계수와 밀접한 관계를 가지고 있다. 또한, 기업의 국제경영활동이 일반화되면서 비상장 기업 역시 환율변동에 따른 위험관리에 관심을 가질 수밖에 없는 상황이 되었다는 점에서는 동일한 상황에 처해 있다. 이 연구에서는 이러한 점들을 고려하여 상장기업을 대상으로 수행되었던 회계적 환손익, 환노출 계수의 분석 결과를 반영하여 회계적 환손익에 대한 분석 모형을 설정한다.

1. 회계적 환손익 결정요인

회계적 환손익의 결정요인을 분석하기 위해 외화부채비율, 수출비율, 기업 규모, 유동비율, 연구개발비, 생산성 변수를 고려한다. Nance et al.(1993)은 부채비율이 높으면 기업가치 변동성을 관리하기 위해 노력을 하기 때문에 환노출을 적극적으로 관리해 환노출이 감소할 수 있다고 주장하였다. 환노출의 특성을 연구한 실증분석에서도 부채비율과 환노출 간에 음(-)의 관계를 보고한 연구들이 있다(변애련, 박경인, 조진완, 2006; 권택호, 2006, 2007, 2013, 2018; 박경인, 이가연, 2017; 김유라, 김상배, 2019). 이러한 점을 고려하여 부채비율을 설명변수에 포함한다. 외화부채는 외환숏포지션를 형성해 회계적 환손익에 직접적인 영향을 미칠 수 있음을 고려해 결정요인 변수로 포함한다.

수출과 함께 기업의 회계적 환손익에 영향을 미칠 수 있는 변수가 수입이다. 그러나 기업의 수입 관련 자료는 기업의 재무보고서에 보고가 되지 않고 있어 분석에 포함시키지 못하였다.

수출 활동은 기업의 외환포지션에 직접적인 영향을 주어 기업의 환손익을 증가시킬 수 있다. 기업의 수출비중과 환노출과의 관련성은 기존의 실증분석 결과에서도 보고된 바 있다(변애련, 박경인, 조진완, 2006; 이호진, 박세운, 2009; 권택호, 1997, 2004, 2013, 2020; 김유라, 김상배, 2019). 그러나 기업이 수입한 원부자재를 가공해 수출을 하고 있어 수출로
부터의 환손실과 환이익이 수입으로부터의 환이익과 환손실로 상쇄되는 관계가 있다면 수출과 회계적 환손익과의 직접적인 관계는 나타나지 않을 수도 있다. 따라서 수출비율과 환손익의 관계는 실증분석을 통해 확인이 필요한 관계이다.

기업 규모와 환노출 간의 관계를 분석한 연구들은 규모와 환노출 간에 일관성 있는 관계를 제시하지 못하고 있다. 규모가 클수록 외화거래를 더 많이 하게 되어 환율변동에 더 노출될 수 있다(유승훈, 홍혜정, 2009). 중소기업이 환위험에 노출될 가능성이 대기업에 비해 낮다고 보고한 연구도 이러한 관점의 연구 결과이다(권택호, 주경원, 2013). 그러나 대규모 기업의 경우 국내외 관련 기업과의 내부거래를 통해 회계적 환노출을 최소화시키는 방법으로 환노출을 관리할 수 있기(Kwon and Bae, 2022) 때문에 규모가 크다고 항상 회계적 환손익이 크게 발생할 것으로 예상할 수는 없다. 규모가 큰 기업이 소규모 기업에 비해 환노출이 작다는 실증분석의 결과도 보고된 바 있다(권택호, 2006, 2007, 2018; 변애련, 박경인, 조진완, 2006; 유재택, 권택호, 2014; 김유라, 김상배, 2019; 권택호, 정재만, 2021). 중소기업은 환위험을 관리할 여력이 대기업만큼 크지 않기 때문에 환위험에 직면할 가능성이 더 높다고 주장한 연구(Akay and Cifter, 2014)도 이러한 관점을 지지하는 연구이다. 기업 규모가 환노출에 미치는 영향 역시 실증분석을 통해 확인할 수 있는 문제라고 할 수 있다.

유동비율과 관련해, He and Ng(1998)은 유동성이 낮은 기업이 재무부실의 기대 비용이 높아서 위험 관리를 더 적극적으로 하기 때문에 환위험에 덜 노출된다고 보고한 바 있다. 이러한 점을 고려하여 유동비율 변수를 결정요인 분석에 포함한다. 연구개발비비율과 생산성은 기업의 경쟁력과 관련된 변수이다. 경쟁력이 있는 기업의 경우 경영 과정에서 회계적 환손익을 최소화할 수 있는 거래조건을 제시할 수 있는 협상력을 가지고 있을 수 있다(유승훈, 홍혜정, 2009; 김순성, 2011).

회계적 환손익 결정요인 분석 모형은 식 (1)과 같다. 종속변수인 회계적 환손익비율
[eqn: (Fexp)]은 회계적 환손익(외환차익+외화환산이익-외환차손-외화환산손실)을 총자산으로 나누어 계산한 값이다. 설명변수인 외화부채비율[eqn: (Fordebtr)]은 기업이 보유하는 외화매입
채무, 외화단기차입금, 외화미지급금, 외화장기차입금, 외화장기미지급금을 합산한 후 총자산으로 나눠 계산한 값이다. 수출비율[eqn: ("Exportr")]은 손익계산서에 보고된 기업 수출액을 합산하여 총매출액으로 나누어 계산한 비율이다. 기업 규모[eqn: (Size)]는 총자산의 자연로그 값이다. 유동비율[eqn: (liquidityr)]은 유동자산을 유동부채로 나눠 계산한 비율이다. 연구개발비
비율은[eqn: (Rndr)] 기업의 연구개발비를 총자산으로 나눠서 계산한 값이다. 생산성[eqn: ("Prod")]은 부가가치를 총자산으로 나눈 값이며 부가가치는 법인세차감전순손익에 유(무)형자산감가
상각비, 인건비, 조세공과, 임차료 및 순금융비용을 더해서 계산한 값이다. [eqn: YrDum]은 연도를 통제하기 위한 통제변수이다. [eqn: i,t]는 각각 기업과 연도를 나타내는 첨자이며, [eqn: epsilon _{i,t}]는 회귀식의 잔차이다. 계수는 패널분석의 고정효과모형(fixed effect model)을 이용해 추정한다. 이상치
(outlier)가 분석 결과에 미치는 영향을 완화시키기 위해 변수들을 상, 하위 1%를 기준으로 윈저라이징하여 사용한다.

[eqn: `"Fexp" _{i,t} = alpha _{0} + alpha _{1} Fordebtr _{i,t} + alpha _{2} "Exportr" _{i,t} + alpha _{3} Size _{i,t}]	(1)

[eqn: + alpha _{4} Liquidityr _{i,t} + alpha _{5} Rndr _{i,t} `+ alpha _{6} "Prod" _{i,t} +a _{.} YrDum _{i,t} + epsilon _{i,t}]

2. 파생상품 사용 결정요인 분석

기업이 외부시장을 이용해 환노출을 관리할 때 사용할 수 있는 수단이 파생상품이다. 선행 연구에서는 파생상품 사용이 환노출 관리 성과에 미치는 영향에 대해 다양한 결과를 보고하고 있다. 파생상품 사용 요인을 분석한 연구들은 유동성, 부채비율 및 외화부채비율, 수출활동 등을 파생상품 사용과 관련된 변수로 보고하고 있다(반혜정, 김정교, 2004; 박상수, 이아영, 2010; 권택호, 박래수, 장욱, 2011 등).

기업이 거래목적이 아니라 헤지목적으로 파생상품을 이용한다면 기업의 환노출 결정요인은 파생상품 사용 결정요인과 동일할 것이다. 이 연구에서는 기존의 환노출 관련 연구 결과와 회계적 환손익의 결정요인을 참고하여 다음과 같은 가설을 설정하고 검증한다.

가설 1: 회계적 환손익이 발생하고 있는 기업은 파생상품을 많이 사용할 것이다.

회계적 환손익과 파생상품 사용 간의 관계에 대한 가설 1을 검증하기 위해 식 (2)를 사용한다. 종속변수인 파생상품더미 변수[eqn: (DuseDum)]는 파생상품에 관한 이익이나 손실을 보고한 기업, 재무상태표에 파생상품자산과 부채를 보고한 기업 여부를 기준으로 파생상품 사용 기업이면 1 아니면 0을 부여한 더미 변수이다. 설명변수인 회계적 환손익더미
[eqn: (FexpDum)]는 회계적 환손익을 보고했으면 1, 아니면 0을 부여한 더미변수이다.

기업이 회계적 환손익을 관리하기 위해 파생상품을 사용하기 위해서는 회계적 환손익을 발생시키는 외환
포지션의 방향을 고려해 파생상품계약의 포지션 방향을 결정해야 한다. 그러나 이 연구에서 사용하고 있는 파생상품 관련 자료는 파생상품사용 여부만을 파악할 수 있는 수준의 자료이기 때문에 회계적 환손익의 방향과 연결할 수 없다. 이러한 이유로 식 (2)에서는 회계적 환손익 더미와 파생상품 사용 더미변수를 사용한다.

통제변수는 외화부채비율, 수출비율, 기업규모, 유동비율, 연구개발비비율, 매출액증가율, 영업이익률, 업력[eqn: (Age)]을 포함한다. 외화부채비율, 수출비율이 높은 기업은 이들로부터 발생한 환손익을 관리하기 위해 파생상품을 이용할 가능성이 있다. 규모가 크거나 업력이 긴 기업의 경우 파생상품 사용 기법이 축적되어 있어 파생상품시장에 쉽게 접근할 수 있기 때문에 파생상품 사용 가능성이 높아질 수 있다. 유동성이 높은 경우 파생상품을 사용해 환손익을 관리할 유인이 낮아질 수 있다. 연구개발비비율이 높은 기업의 경우 안정적인 투자를 위해 파생상품거래를 통한 현금흐름의 안정화를 추구할 수 있다. 매출액 증가율
[eqn: (SalesGth)]이 높거나 영업이익률[eqn: ("Profitr")]이 높은 기업의 경우 기업 환노출을 내부적으로 관리할 수 있는 가능성이 높아 파생상품을 적게 사용할 수도 있지만 현금흐름의 안정적인 관리를 위해 파생상품 사용을 증가시킬 수도 있을 것이다. 매출액증가율은 당기매출액에서 전기매출액을 차감한 후 전기매출액으로 나눈 값이다. 영업이익률은 영업이익을 총매출액
으로 나눈 값이다. [eqn: IdYrDum]은 산업과 연도를 통제하기 위한 통제변수이다. 다른 변수들에 대한 정의는 식 (1)과 동일하다. 계수 추정은 로짓모형(Logit model)을 사용한다. [eqn: delta_1]이 양수의 유의적인 값으로 추정되면 환손익이 발생하는 기업에서 파생상품을 많이 사용하는 것으로 해석한다.

[eqn: DuseDum _{i,t} = delta _{0} + delta _{1} FexpDum _{i,t} + delta _{2} Fordebtr _{i,t} + delta _{3} "Exportr" _{i,t} + delta _{4} Size _{i,t}]	(2)

[eqn: + delta _{5} Liquidityr _{i,t} + delta _{6} Rndr _{i,t} + delta _{7} Salesgr _{i,t} + delta _{8} "Profr" _{i,t} + delta _{9} Age _{i,t}]	[eqn: +d _{.} IdYrDum _{i,t} `+ epsilon _{i,t}]

3. 회계적 환손익 및 경영성과 간의 관계

한국 채택 일반회계기준에서는 화폐성 외화자산 및 부채에 관한 외화거래 및 환산 시에 환율변동 때문에 발생하는 외환차손익과 외화환산손익을 전액 당기순이익으로 인식하도록 규정하고 있다. 기업은 외화자산 및 부채를 보유하고 있는 경우 환율변동 시 외화거래 및 재무 자료 보고 시점의 환산 과정에서 손익이 발생한다. 유제택, 권택호(2014)는 기업의 이러한 손익을 합산해서 환손익비율을 계산하여 회계적 환노출을 나타내는 대용 변수로 이용하였다. 회계자료로 측정한 환노출은 기업의 전체 환노출을 나타낼 수는 없지만 주식 수익률을 사용할 수 없는 비상장 기업의 환노출을 파악할 때에는 유용하다.

기업의 손익계산서에 반영된 회계적 환손익의 규모가 당기순이익에 영향을 준다는 것은 기업이 환노출을 적절하게 관리하지 못하고 있음을 의미한다. 즉, 회계적 환손익과 경영성과 간에 유의적인 관계가 존재한다면 이는 기업이 환위험에 노출되어 있다는 의미로 해석할 수 있다. 반대로 유의적인 관계가 존재하지 않는다면 이는 기업 환노출을 잘 관리하고 있거나, 환손익의 규모가 기업의 경영성과에 영향을 미칠 정도로 크지 않음을 의미하는 것으로 해석할 수 있다. 이 연구에서는 유제택, 권택호(2014)의 분석 결과에 따라 회계적 환손익과 경영성과 간의 관계에 대해 가설 2-1을 설정하고 분석한다.

회계적 환손익이 경영성과에 영향을 미친다면 환손익은 경영성과의 변동성을 증가시킬 수 있다. 이 연구에서는 회계적 환손익이 경영성과의 변동성에 미치는 영향을 가설 2-2와 같이 설정한다.

가설 2-1: 회계적 환손익은 경영성과에 유의적인 영향을 미칠 것이다.

가설 2-2: 회계적 환손익은 경영성과의 변동성을 증가시킬 것이다.

회계적 환손익과 경영성과 간의 관계에 대한 가설 2-1을 검증하기 위해 식 (3)을 이용한다. 경영성과 측정변수로 총자산순이익률[eqn: (ROA)]과 자기자본순이익률[eqn: (ROE)]을 사용한다. 총자산
순이익률은 당기순이익을 총자산으로 나눈 값이며, 자기자본순이익률은 당기순이익을 자기자본으로 나눈 값이다. 원화부채비율[eqn: (Wondebtr)]은 총부채에서 외화부채를 뺀 후 총자산으로 나누어 계산한 비율이다. 매출액증가율은 매출성장이 성과에 미치는 영향을 통제하기 위한 것이며 당기매출액에서 전기매출액을 뺀 값을 전기매출액으로 나눠 계산한 값이다. 영업이익률은 영업활동의 성과가 경영성과에 미치는 영향을 통제하기 위한 변수이며 영업이익을 총매출액으로 나누어 계산한 값이다. 다른 변수들은 식 (1)에 이용한 변수들과 동일하다. 계수는 패널분석의 고정효과모형을 사용하여 추정한다.

[eqn: ROA _{i,t} (ROE _{i,t} )= beta _{0} + beta _{1} Fexp _{i,t} + beta _{2} DuseDum _{i,t} + beta _{3} Wondebtr _{i,t} + beta _{4} Fordebtr _{i,t}]	(3)

[eqn: + beta _{5} "Exportr" _{i,t} + beta _{6} Size _{i,t} + beta _{7} Liquidityr _{i,t} + beta _{8} Rndr _{i,t}]
[eqn: + beta _{9} "Prod" _{i,t} + beta _{10} Salesgr _{i,t} ``+ beta _{11} "Profitr" _{i,t} +b _{.} YrDum _{i,t} + epsilon _{i,t}]

식 (3)에서 계수 [eqn: beta_1]이 양수의 유의적인 값으로 추정되는 경우 회계적 환손익이 기업의 경영성과에 직접적인 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다. 이처럼 기업의 경영성과가 회계적 환손익에 의해 영향을 받는다는 것은 환율의 변동이 기업의 경영성과에 영향을 미치는 환위험이 적절하게 관리되지 않고 있음을 나타내는 것으로 해석할 수 있다.

회계적 환손익과 경영성과 변동성 간에 관계를 나타내는 가설 2-2의 검증은 다음 식 (4)를 사용한다. 종속변수[eqn: VROA,`VROE]는 각각 총자산순이익률의 표준편차와 자기자본
순이익률의 표준편차이다. 표준편차는 연도별 총자산순이익률 또는 자기자본순이익률을 사용해 계산하며, 자료를 5년 이상 연속적으로 이용할 수 있는 경우에 계산한다. 설명변수는 표준편차를 계산하는 데 사용한 기간을 반영하여 평균 자료로 변환한 자료를 사용한다.

회계적 환손익비율 변동성[eqn: (VFexp)]는 회계적 환손익비율의 표준편차이다. 파생상품 사용 더미 변수[eqn: (LDuseDum)]는 파생상품손익을 보고하거나 재무제표에 파생상품 자산과 부채를 보고한 기업이면 1 아니면 0으로 값을 부여한 후에 분석 기간 동안 더미변수 값을 합산한 후 1을 더한 값의 자연로그 값이다. 예를 들어, 분석 기간인 10년 동안 총 7번(7년)의 파생상품 사용을 보고한 기업이라면 약 2.0794(=ln8)의 값을 갖는다. 원화부채비율, 외화부채비율, 수출비율, 기업규모, 유동비율, 연구개발비비율, 매출액증가율, 영업이익률 등의 통제 변수들은 표준편차 계산에 사용한 기간을 고려해 계산한 평균값이다. 산업의 특성을 통제하기 위한 산업더미변수를 모형에 포함한다. 통상적 회귀모형(OLS)을 사용하여 추정하며 이분산성은 White(1980)의 방법으로 조정한다. 회계적 환손익비율 표준편차의 계수 [eqn: gamma_1]이 양수의 유의적인 값으로 추정되면 회계적 환손익비율의 변동성이 큰 경우 회계적 성과의 변동성이 확대되는 것으로 해석한다.

[eqn: VROA _{i} (VROE _{i} )= gamma _{0} + gamma _{1} VFexp _{i} + gamma _{2} LDuseDum _{i} + gamma _{3} mWondebtr _{i} + gamma _{4} mFordebtr _{i}]	(4)

[eqn: + gamma _{5} mExportr _{i} + gamma _{6`} mSize _{i} + gamma _{7} mLiquidityr _{i} + gamma _{8} mRndr _{i} + gamma _{9} mProd _{i}]
[eqn: + gamma _{10} mSalesgr _{i} + gamma _{11} mProfitr _{i} + gamma _{12} Age _{i} +g _{.} IdDum _{i} + epsilon _{i}]

분석 모형에 사용한 변수에 대한 설명은 <표 1>에 정리한다.

<표 1> 변수 정의

변수명	변수 정의
회계적 환손익[eqn: ("EXP")]	외환차익+외화환산이익-외환차손-외화환산손실
회계적 환손익비율[eqn: (Fexp)]	회계적 환손익/총자산
회계적 환손익비율 더미 [eqn: (FexpDum)]	회계적 환손익보고기업=1,미보고기업=0인 더미변수
총자본순이익률[eqn: (ROA)]	당기순이익/총자산
총자본순이익률 변동성 [eqn: (VROA)]	총자본순이익률의 표준편차(최소 5년 이상 자료 이용 가능한 기업에 대해 계산)
자기자본순이익률[eqn: (ROE)]	당기순이익/자기자본
자기자본순이익률 변동성 [eqn: ("VROE")]	자기자본순이익률 표준편차(최소 5년 이상 자료 이용 가능한 기업에 대해 계산)
파생상품 사용 더미 [eqn: (DuseDum)]	파생상품 사용=1, 미사용=0인 더미변수를 구성함. 파생상품 사용 여부는 파생상품 관련 이익과 손실 보고 여부 또는 재무상태표에 파생상품 자산과 부채의 보고 여부를 기준으로 판단
원화부채비율[eqn: (Wondebtr)]	(총부채-외화부채)/총자산
외화부채비율[eqn: (Fordebtr)]	외화부채/총자산
수출비율[eqn: ("Exportr")]	수출액/매출액
기업 규모[eqn: (Size)]	ln(총자산)
유동비율[eqn: (Liquidityr)]	유동자산/유동부채
연구개발비율[eqn: (Rndr)]	연구개발비/총자산
생산성[eqn: ("Prod")]	부가가치/총자산(부가가치=법인세차감전순손익+유(무)형자산감가상각비+인건비+조세공과+임차료+순금융비용)
매출액증가율[eqn: (Salesgr)]	(당기매출액-전기매출액)/전기매출액
영업이익률[eqn: ("Profitr")]	영업이익/매출액
기업 업력[eqn: (Age)]	ln(분석연도-설립연도+1)

Ⅳ. 실증분석

1. 변수의 분포 특성

분석 표본은 비상장 외감법인 중 12월 결산 기업으로 2011년～2020년도까지 분석에 필요한 자료를 보고한 기업이다. 분석 자료는 상장협데이터베이스인 TS2000에서 추출하며 해당 기업은 총 45,433개 기업이다. 기업 중에 자산이 0으로 표기되어 있거나 자본 잠식 상태인 기업을 제외한 분석 대상 기업은 40,411개 기업이다. 전체 분석 표본 수(기업-연도)는 206,859개
이다.

사용하는 데이터베이스에서 검색 가능한 비상장 외감법인 수는 2011년 15,947에서 2020년에 23,324로 증가한다. 분석 표본 중에 121,479 기업-연도(59%)는 업력이 10년 미만인 기업이거나 분석 기간에 재무자료를 계속해서 공시하지 못한 경우이다. 표본 중 8,538개 기업(85,380 기업-연도)은 10년 동안 계속해서 재무자료를 보고한 기업이다.

<표 2>는 표본 기업의 회계적 환손익 현황을 정리한 것이다. 전체 표본의 3.4%(7,093 기업-연도)는 대기업, 96.6%(199,766 기업-연도)는 중견 및 중소기업에 해당된다. 전체 표본에서 56%(116,176 기업-연도)는 회계적 환손익을 보고한 경우이다. 이 중 30%(61,371 기업-연도)는 회계적 환이익을 보고한 경우이고, 26%(54,805 기업-연도)는 회계적 환손실을 보고한 경우이다.

전체 기간 모든 표본의 회계적 환손익비율 평균은 0.2%로 환손익 금액이 총자산의 0.2%에 이르고 있다. 대기업의 경우 총자산의 0.07%, 중견 및 중소기업의 경우 총자산의 0.21%이다. 회계적 환이익 보고 기업의 회계적 환손익비율 평균은 0.96%며, 회계적 환손실 보고 기업의 회계적 환손익비율 평균은 -0.65%이다. 대기업 보다는 중견 및 중소기업의 회계적 환손익비율이 높아 중견 및 중소기업이 대기업 보다 회계적 환손익의 영향을 크게 받고 있음을 보여준다.

<표 2> 기업 규모별 회계적 환손익 현황

단위: 기업수, %

기업 규모	전체 기업	회계적 환손익 보고 기업		회계적 환이익 보고 기업		회계적 환손실 보고 기업
		표본수 (기업- 연도)	회계적 환손익 비율(%)	표본수 (기업- 연도)	회계적 환손익 비율(%)	표본수 (기업- 연도)	회계적 환손익 비율(%)
전체 기업	206,859	116,176	0.20	61,371	0.96	54,805	-0.65
대기업	7,093	4,146	0.07	2,015	0.30	2,131	-0.41
중견 및 중소 기업	199,766	112,030	0.21	59,356	0.99	52,674	-0.66

분석 표본의 연도별 회계적 환손익 현황을 <표 3>에 정리한다. 환율이 하락 추세에 있었던 2011～2013년 기간에 회계적 환이익과 회계적 환손실 보고 기업 수는 연도 별로 비슷한 규모를 보인다. 그러나 환율이 상승하던 2014년-2016년 동안에는 회계적 환이익 보고 기업 수는 급격히 증가하고 회계적 환손실 보고 기업 수는 감소한다. 2018년, 2019년에도 환율이 상승했는데 이 때 회계적 환이익 보고 기업수는 2017년 비해 2배 이상 증가하고 회계적 환손실 보고 기업 수는 크게 감소한다. 한편, 환율이 하락한 2020년에는 회계적 환이익 보고 기업 수는 감소하고 회계적 환손실 보고 기업 수는 급증한다. 이러한 특성은 분석 기업들이 환율이 상승하면 환이익이 증가하고 환율이 하락하면 환손실이 증가하는 외환롱포지션 상태에 있음을 나타내는 것으로 해석할 수 있다. 그러나 회계적 환손익을 기업 규모로 표준화한 회계적 환손익비율의 평균은 환율 변동과 일관성 있는 관계가 나타나지 않는다. 환율 상승시 환이익을 보고한 기업의 수가 증가했음에도 불구하고 환이익 비율이 증가하지 않는 것은 외화부채의 영향 때문인 것으로 판단된다.

<표 3>의 오른쪽 4개 열에는 외감법인들이 보고한 회계적 환손익을 실제로 외환차손익
(실현된 손익) 및 외화환산손익(실현되지 않은 미실현손익)으로 구분해 표본 수를 연도별로 비교한다. 외환차손익을 보고한 기업이 외화환산손익을 보고한 기업 보다 많다. 자산 대비 비율의 규모로 보면 2015년, 2017년, 2018년, 2019년의 외환차손익 비율 규모가 외환환산
손익의 규모보다 크다. 10년 간의 평균을 보면 외환차손익의 규모가 외화환산 손익의 규모보다 크다.

<표 3>의 결과는 환율이 상승할 때는 환이익을 보고한 기업이 많고, 환율이 하락할 때에는 환손실을 보고한 기업이 많으며, 외환차손익의 규모가 크기는 하지만 외화환산손익을 보고한 기업도 상당수 있음을 보여준다.

<표 3> 연도별 회계적 환손익 현황

단위: 기업수, %

년도	회계적 환손익 보고		회계적 환이익 보고		회계적 환손실 보고		외환차손익 보고		외화환산손익 보고
	기업수	환손익 비율(%)	기업수	환손익 비율(%)	기업수	환손익 비율(%)	기업수	환손익 비율(%)	기업수	환손익 비율(%)
2011	9,615	-0.08	4,850	0.35	4,765	-0.53	9,059	0.02	7,716	-0.13
2012	10,293	0.21	4,668	1.18	5,625	-0.61	9,679	-0.01	8,382	0.27
2013	10,861	0.23	5,305	0.85	5,556	-0.35	10,289	0.10	8,637	0.17
2014	11,210	0.14	6,881	0.48	4,329	-0.41	10,621	0.06	8,941	0.10
2015	11,348	0.19	7,138	0.62	4,210	-0.52	10,746	0.14	9,003	0.08
2016	11,079	0.11	7,138	0.39	3,941	-0.39	10,483	0.03	9,150	0.10
2017	12,573	-0.88	4,110	0.81	8,463	-1.70	11,778	-0.71	10,147	-0.26
2018	13,236	0.14	8,508	0.38	4,728	-0.30	12,420	0.09	10,493	0.06
2019	13,040	2.02	8,155	3.41	4,885	-0.29	12,183	2.15	10,739	0.02
2020	12,921	-0.21	4,618	0.52	8,303	-0.62	11,944	0.00	10,883	-0.25
평균	11,618	0.19	6,137	0.90	5,481	-0.57	10,920	0.19	9,409	0.02

<표 4>는 변수 분포 특성을 정리한 것이다. 전체 표본의 총자산 대비 회계적 환손익비율은 0.017%이다. 표에 포함하지는 않았지만 회계적 환손익비율 더미 변수 평균은 0.562로 전체 표본의 56.2%가 회계적 환손익을 보고한 기업이다. 순이익은 총자산의 3.2%이며, 자기자본의 8.6%이다. 파생상품 사용 더미 변수 평균은 0.066로 전체 표본의 6.6%은 파생상품을 사용한다. 원화부채비율은 총자산의 58.4%이며 외화부채는 총자산의 0.05%이다. 평균 수출은 매출액의 1%이다. 총자산의 평균은 50,993백만 원이다. 유동비율 평균은 3.1이다. 연구개발비는 매출액의 0.6%이다. 생산성은 총자산의 15.4%이며, 전년 대비 매출액 증가율 평균은 17.5%이다. 평균 매출영업이익률은 -0.6%이며. 기업 업력의 평균은 약 21년이다.

<표 4> 변수의 분포 특성

상하 1%를 기준으로 윈저라이징한 결과이며, 전체 표본 수는 206,859 기업-연도임.

변수	평균	표준편차	최솟값	중위수	최댓값
회계적 환손익비율	0.000	0.006	-0.026	0	0.028
총자산순익률	0.032	0.098	-0.335	0.022	0.414
자기자본순익률	0.086	0.485	-1.931	0.066	2.223
파생상품 사용 더미	0.066	0.248	0	0	1
원화부채비율	0.584	0.265	0.017	0.627	0.993
외화부채비율	0.0004	0.004	0	0	0.040
수출비율	0.010	0.064	0	0	0.522
기업 규모(백만 원)	50,993	99,292	4,410	21,574	740,162
유동비율	3.156	8.871	0.013	1.184	74.33
연구개발비율	0.006	0.018	0	0	0.118
생산성	0.154	0.165	-0.191	0.124	0.972
매출액증가율	0.175	0.971	-0.871	0	7.622
영업이익률	-0.006	0.549	-4.293	0.042	0.763
기업 업력(년)	21.275	11.445	4.00	20	58

<표 5>는 회계적 환손익을 보고한 기업과 미보고 기업 집단 간의 차이검정 결과이다. t-value와 z-value는 각각 t-검정과 Wilcoxon 순위합검정 결과이다. 회계적 환손익 보고 기업은 미보고 기업에 비해 총자산순이익률, 파생상품 사용, 외화부채비율, 수출비율, 기업 규모, 연구개발비비율, 생산성, 영업이익률, 업력이 높다. 반면 회계적 환손익 미보고 기업은 자기자본순익률, 원화부채비율, 유동비율, 매출액증가율에서 보고 기업 보다 높다.

<표 5>는 회계적 환손익이 외화부채, 수출과 관련이 있으며, 기업의 파생상품거래가 환손익을 관리하기 위한 것일 수 있다는 추론을 가능하게 하는 결과를 보여준다.

<표 5> 회계적 환손익 보고 및 미보고 기업 변수 차이 분석

상하 1%를 기준으로 윈저라이징한 자료임. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 이하의 유의수준에서 유의적인 경우를 나타냄. 회계적 환손익 보고 기업 표본은 116,176 기업-연도이며, 미보고 기업 표본은 90,683 기업-연도임.

변수	회계적 환손익 보고 기업 (I)		회계적 환손익 미보고 기업 (II)		차이 검증
	평균	표준편차	평균	표준편차	t-value (I-II)	z-value (I-II)
회계적 환손익비율	0.0003	0.01	-	-	-	-
총자산순익율	0.03	0.10	0.03	0.10	0.002 ***	47.26 ***
자기자본순익율	0.07	0.40	0.10	0.58	-0.032 ***	26.84 ***
파생상품 사용 더미	0.11	0.31	0.01	0.11	0.097 ***	88.03 ***
원화부채비율	0.54	0.24	0.64	0.28	-0.091 ***	-89.52 ***
외화부채비율	0.0008	0.01	0.00001	0.0008	0.001 ***	47.91 ***
수출비율	0.02	0.08	0.0005	0.01	0.017 ***	72.55 ***
기업 규모	10.3	0.95	10.06	0.93	0.242 ***	66.15 ***
유동비율	2.59	6.43	3.88	11.20	-1.299 ***	35.04 ***
연구개발비율	0.01	0.02	0.001	0.01	0.007 ***	145.50 ***
생산성	0.17	0.15	0.14	0.18	0.242 ***	87.52 ***
매출액증가율	0.09	0.63	0.28	1.27	-0.185 ***	2.082 ***
영업이익율	0.0003	0.41	-0.01	0.68	0.015 ***	-31.55 ***
기업 업력	3.02	0.51	2.75	0.63	0.272 ***	103.80 ***

2. 회계적 환손익 결정요인

<표 6>은 식 (1)을 패널모형의 고정효과모형을 이용하여 회계적 환손익의 결정요인을 추정한 결과이다. 패널 A는 표본을 순수제조기업, 대기업, 중견 및 중소기업으로 구분해 추정한 결과이고, 패널 B는 환율이 연초 대비 상승한 연도와 하락한 연도를 구분해 표본을 구성해 추정한 결과이다.

패널 A에서 분석 결과의 첫 번째 열은 전체 표본에 대한 추정 결과이고, 두 번째 열은 순수제조 기업을 대상으로 추정한 결과, 세 번째 열은 대규모 기업, 네 번째 열은 중견 및 중소기업으로 분류된 기업을 대상으로 추정한 결과이다. 외화부채비율은 대기업에서만 환손익과 양수의 관계로 추정이 되고, 수출은 전제 표본과 중견 및 중소기업 표본에서만 음수의 관계로 추정된다. 외화부채와 수출은 외환포지션을 결정해 환손익을 직접적으로 결정하는 변수임에도 불구하고 강한 관계가 나타나지 않는 것은 분석 기간에 음수와 양수의 관계가 서로 상쇄되었기 때문인 것으로 판단된다. 예를 들어, 외화부채의 경우 환율이 상승한 연도에는 환손익과 음수의 관계로 추정이 될 것이고 환율이 하락한 연도에는 환손익과 양수의 관계가 있는 것으로 추정이 될 것이기 때문에 분석 기간에 상승 연도와 하락 연도가 유사한 규모로 분포되어 있다면 외화부채와 환손익 관계는 유의적인 관계로 추정되지 않을 수 있다. 실제로 분석 기간에 환율이 전년 대비 상승한 연도는 6개 연도(2011, 2014, 2015, 2016, 2018, 2019)이며 하락한 연도는 4개 연도(2012, 2013, 2017, 2020)이다.

패널 A의 결과는 분석 기간에 환율이 한 방향으로만 변하지 않는다면 각 연도의 영향이 서로 상쇄되어 환손익을 직접적으로 결정하는 외화부채와 수출의 경우도 환손익과 유의적인 관계가 나타나지 않을 수 있음을 보여준다.

그러나 기업의 경쟁력과 관련이 있는 연구개발비와 생산성 변수는 대규모 기업 표본을 제외한 모든 표본에서 양수의 유의적인 값을 갖는 것으로 추정되고 있다. 이러한 결과는 경쟁력이 있는 경우 환율의 변동과 관계 없이 환손익 면에서 유리한 조건으로 협상을 할 수 있어 나타난 결과일 수 있을 것이다.

환율변동 방향을 기준으로 연도를 구분해 표본을 구성해 분석한 패널 B의 왼쪽 3열은 환율이 상승한 연도 자료로 구성한 표본의 분석 결과이고, 다음 3열은 환율이 하락한 연도 자료로 표본을 구성해 분석한 결과이다. 각각의 표본에서 첫 열은 전체 자료의 환손익비율을 종속변수로 사용한 경우이고, 다음 열은 환이익을 보고한 기업-연도 자료를 대상으로 추정한 결과이다. 그 다음 열은 환손실을 보고한 기업-연도 자료를 대상으로 추정한 결과이다.

외화부채는 환율이 상승한 경우 환손익과 음수의 관계로 나타나는데 이는 환손실에 의한 결과이다. 한편, 환율이 하락하는 경우 외화부채는 환손익과 양수의 관계로 추정되는데 이는 환이익에 의해 나타난 결과이다. 즉, 외화부채의 사용은 환율이 상승하는 경우 환손실이 발생하고 환율이 하락하는 경우에는 환이익이 발생한다.

수출의 경우는 환율이 상승하는 경우에는 환이익과 양수의 관계(10% 유의수준)를 보이고 환율이 하락하는 경우에는 환손실과 음수(1% 유의수준)의 관계를 보인다. 환율 상승 경우와 환율 하락의 경우를 비교해 보면 환율이 하락하는 경우 부정적인 영향이 환율 상승 시의 긍정적인 영향보다 크게 나타나고 있다.

회계적 환손익 결정요인을 분석한 <표 6>의 결과는 외화부채와 수출이 회계적 환손익을 결정하는 결정요인으로 작용하고 있음을 보여준다. 또한, 장기간 분석을 하는 경우 기간 안에서의 환손익이 서로 상쇄되어 결정요인을 파악하기 어려울 수 있음을 확인시켜주고 있다.

<표 6> 회계적 환손익 결정요인

A: 기업 유형 기준 회계적 환손익 결정요인

회계적 환손익의 결정요인을 식 (1)을 이용하여 추정한 결과임. ( ) 안에는 이분산성을 통제한 후의 t-값임. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 이하의 유의수준에서 유의적인 경우를 나타냄. 순수제조업은 한국표준산업분류 10을 기준으로 식료품 제조업(10)부터 가구제조업(32)까지의 업종에 포함된 기업임.

구분	전체 기업	순수제조 기업	대기업	중견 및 중소 기업
외화부채비율	0.0206 (1.85)	0.0172 (1.35)	0.0459 * (2.20)	0.0183 (1.47)
수출비율	-0.0016 * (-2.15)	-0.0013 (-1.62)	-0.0061 (-1.81)	-0.0016 * (-2.09)
기업 규모	0.0002 (1.79)	-0.00002 (-0.20)	0.0006 (1.58)	0.0001 (1.45)
유동비율	0.000005 (0.68)	0.00001 (1.17)	0.00002 (1.65)	0.0000003 (0.39)
연구개발비비율	0.0127 *** (4.78)	0.0132 *** (4.34)	-0.0274 (-1.48)	0.0138 *** (5.13)
생산성	0.0062 *** (16.37)	0.0062 *** (12.82)	0.0019 (1.29)	0.0064 *** (16.36)
상수	-0.0041 *** (-3.68)	-0.0019 (-1.34)	-0.0072 (-1.67)	-0.0038 *** (-3.34)
연도더미	포함	포함	포함	포함
관측치	116,176	73,946	4,146	112,030
adj. R2	0.0410	0.0690	0.0050	0.0430

B: 환율 변동 방향 기준 회계적 환손익 결정요인

회계적 환손익의 결정요인을 식 (1)을 이용하여 추정한 결과임. ( ) 안에는 이분산성을 조정한 후의 t-값임. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 이하의 유의수준에서 유의적인 경우를 나타냄. 환율 상승, 하락의 판단은 t-1년도 연말 종가 환율과 t년도 연말 종가 환율임.

구분	연말일 환율 상승 (2011, 2014, 2015, 2016, 2018, 2019)			연말일 환율 하락 (2012, 2013, 2017, 2020)
	환손익	환이익	환손실	환손익	환이익	환손실
외화부채비율	-0.0558 *** (-4.65)	0.0246 (1.66)	-0.0567 *** (-5.39)	0.1220 *** (7.27)	0.0828 *** (4.94)	0.0161 (0.71)
수출비율	0.0011 (1.49)	0.0016 * (2.30)	0.0001 (0.15)	-0.0037 ** (-2.69)	-0.0003 (-0.12)	-0.0056 *** (-4.27)
기업 규모	0.0001 (1.14)	-0.0005 *** (-4.18)	0.0009 *** (5.71)	-0.0001 (-0.22)	-0.0008 ** (-2.63)	0.0001 (0.46)
유동비율	0.00002 *** (3.39)	0.00001 (1.89)	0.00001 (1.38)	-0.00005 *** (-4.47)	-0.0001 *** (-3.89)	-0.00002 (-1.70)
연구개발비율	0.0119 *** (4.24)	0.0021 (0.82)	0.0076 (1.69)	0.0094 * (2.15)	0.0056 (0.53)	0.0117 * (2.51)
생산성	0.0032 *** (8.63)	0.0031 *** (7.69)	0.0003 (0.68)	0.0032 *** (5.48)	0.0058 *** (5.58)	0.0003 (0.61)
상수	-0.0029 * (-2.42)	0.0078 *** (5.81)	-0.0144 *** (-8.42)	0.0009 (0.52)	0.0158 *** (4.91)	-0.0056 ** (-2.83)
연도더미	포함	포함	포함	포함	포함	포함
관측치	69,528	42,670	26,858	46,648	18,701	27,947
adj. R2	0.0240	0.0320	0.0490	0.0850	0.1030	0.1260

3. 회계적 환손익과 파생상품 사용

<표 7>은 회계적 환손익과 파생상품 사용 간의 관계를 식 (2)를 사용해 추정한 결과이다. 종속변수는 파생상품 사용 더미변수이다. 설명변수인 회계적 환손익 더미 변수는 회계적 환손익을 보고하면 1, 아니면 0의 값을 갖는 더미 변수이다. 통제변수는 외화부채비율, 수출비율, 기업 규모, 유동비율, 연구개발비비율, 매출액증가율, 영업이익률, 업력과 산업 및 연도 더미 변수이다. 순수제조업은 한국표준산업분류 10을 기준으로 식료품 제조업(10)
부터 가구제조업(32)까지에 포함된 기업이다. 또한 대기업 및 중견 및 중소기업을 별도로 구분하여 분석한다. 분석 모형은 로짓 모형(Logit model)이며, Peterson(2009)의 방법으로 표준오차를 조정한 결과를 보고한다.

<표 7> 회계적 환손익과 파생상품 사용 간의 관계

회계적 환손익 및 파생상품 사용 간의 관계를 식 (2)을 이용하여 추정한 결과임. 표본의 이상치를 통제하기 위해 상하 １％를 윈저라이징하여 추정함. (  ) 안에 숫자는 t-값이며 *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1%에서 유의적인 경우를 나타냄. 순수제조업은 한국표준산업분류 10을 기준으로 식료품 제조업(10)부터 가구제조업(32)까지의 업종에 포함된 기업임.

구분	전체 기업	순수제조 기업	대기업	중견 및 중소 기업
회계적 환손익 더미	0.1118 *** (29.64)	0.1310 *** (14.01)	0.1792 *** (15.58)	0.1095 *** (28.68)
외화부채비율	1.0855 *** (7.07)	0.9876 *** (3.76)	4.5555 *** (9.91)	0.8478 *** (5.15)
수출비율	0.0311 * (2.41)	0.0182 (0.99)	0.3837 ** (2.72)	0.0290 * (2.31)
기업 규모	0.0416 *** (38.64)	0.0645 *** (31.35)	0.079 *** (23.94)	0.0399 *** (34.88)
유동비율	-0.0010 *** (-5.47)	-0.0024 *** (-3.92)	-0.0012 (-1.85)	-0.0010 *** (-5.39)
연구개발비율	0.1303 * (2.53)	0.2055 * (2.35)	-0.2323 (-0.73)	0.1440 ** (2.89)
매출액증가율	-0.0038 *** (-4.61)	-0.0047 ** (-2.63)	-0.0087 (-1.93)	-0.0035 *** (-4.24)
영업이익율	0.0025 (1.16)	0.0036 (0.72)	0.012 (1.33)	0.0019 (0.90)
기업 업력	0.0003 (0.16)	0.0016 (0.45)	0.0308 *** (4.71)	-0.0005 (-0.25)
상수	-12.54 *** (-26.70)	-14.52 *** (-39.20)	-12.99 *** (-14.33)	-12.51 *** (-25.57)
산업 및 연도 더미	포함	포함	포함	포함
관측치	206,859	92,768	7,093	199,766
Pseudo R2	0.1951	0.1840	0.3163	0.1800
Log SL	-40,411 ***	-21,814 ***	-2,330 ***	-37,878 ***

분석 결과 회계적 환손익은 파생상품 사용을 유의적으로 증가시키는 것으로 나타난다. 순수제조업과 대기업 또는 중견 및 중소기업 집단 모두에서 동일하다. 이러한 결과는 분석 기업들이 환율변동으로 인한 환노출을 헤지할 목적으로 파생상품을 이용하고 있음을 지지한다. 전체 기업의 분석 결과를 기준으로 보면 외화부채비율과 수출비율이 높을수록, 규모가 클수록 연구개발비비율이 높을수록 파생상품을 많이 사용하는 것으로 추정되고 있다. 한편, 유동비율과 매출액증가율은 파생상품 사용과 음수의 관계가 있는 것으로 나타나고 있다. 기업 업력은 대기업 집단에서만 유의한 것으로 나타나고 있다.

<표 7>의 결과는 분석 기업들이 회계적 환손익으로부터의 환노출을 관리할 목적으로 파생상품을 사용하고 있다는 것을 확인시켜주는 결과로 회계적 환손익이 발생하고 있는 기업에서 파생상품을 많이 사용할 것이라는 가설 1을 지지한다.

4. 회계적 환손익과 경영성과

<표 8>은 경영성과와 회계적 환손익비율 간의 관계를 추정한 결과이다. 추정식은 식 (3)이며 패널 분석의 고정효과모형을 이용하여 추정한다. 종속변수로 총자산순이익률과 자기자본순이익률을 사용했으며 설명변수는 회계적 환손익비율이다. 통제변수는 파생상품 사용 더미, 원화부채비율, 외화부채비율, 수출비율, 기업 규모, 유동비율, 연구개발비비율, 생산성, 매출액증가율, 영업이익률, 연도더미 변수를 포함한다.

분석 결과 모든 경우에 회계적 환손익은 경영성과에 유의적인 영향을 미친다. 파생상품 사용은 회계적 환손익비율과 반대의 부호를 갖는 것으로 추정되고 있어 기업이 파생상품을 회계적 환손익의 영향을 관리하기 위해 사용한다는 추론을 지지한다. 원화부채비율, 연구개발비비율 등의 변수는 단기적 경영성과에 부정적인 영향을 미치고 있다. 외화부채
비율은 총자본순이익률에 유의적인 음(-)의 영향을 미치고 있지만 자기자본순이익률에 미치는 영향은 유의하지 않다. 수출비율이 경영성과에 미치는 영향은 유의하지 않다. 기업 규모 및 유동비율, 생산성, 매출액증가율, 영업이익률은 경영성과에 유의적인 양(+)의 영향을 미치는 것으로 나타난다. 조정된 결정계수는 각각 0.773에서 0.348 사이의 값으로 나타나고 있다.

<표 8>은 회계적 환손익비율이 경영성과에 유의적인 영향을 미치고 있다는 것을 보여주어 기업이 회계적 환손익을 적절하게 관리하지 못하고 있음을 나타내고 있다. 이는 가설 2-1을 지지하는 결과이다. 이러한 결과는 유제택, 권택호(2014)의 연구 결과와 다르지 않다. 그러나 <표 8>의 결과는 유제택, 권택호(2014)에서와는 달리 분석 기업들이 회계적 환손익 관리를 위해 파생상품 거래를 하고 있다는 정보를 제시하고 있다.

<표 8> 회계적 환손익과 경영성과의 관계

회계적 환손익 및 경영성과 간의 관계를 식 (3)을 이용하여 추정한 결과임. 추정에는 상하 １％ 윈저라이징한 자료를 사용함. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 이하의 유의수준에서 유의적인 경우임.

구분	총자산순이익률		자기자본순이익률
	전체 표본	환손익 보고	전체 표본	환손익 보고
회계적 환손익비율	0.1610 *** (10.19)	0.1280 *** (8.22)	1.0390 *** (7.61)	1.0610 *** (7.76)
파생상품 사용 더미	-0.0031 *** (-4.29)	-0.0032 *** (-4.40)	-0.0219 *** (-5.18)	-0.0188 *** (-4.38)
원화부채비율	-0.0583 *** (-29.75)	-0.0664 *** (-26.24)	-0.0931 *** (-6.79)	-0.1540 *** (-9.29)
외화부채비율	-0.1810 *** (-4.83)	-0.2010 *** (-5.25)	0.2430 (0.82)	0.1990 (0.67)
수출비율	-0.0030 (-0.83)	-0.0026 (-0.74)	-0.0449 (-1.61)	-0.0279 (-0.99)
기업 규모	0.0381 *** (49.31)	0.0443 *** (41.40)	0.1320 *** (26.49)	0.1120 *** (19.21)
유동비율	0.0001 *** (4.22)	0.0003 ** (4.72)	0.0004 * (2.01)	0.0022 *** (8.16)
연구개발비율	-0.2510 *** (-11.80)	-0.1920 *** (-8.64)	-0.8020 *** (-6.19)	-0.8890 *** (-6.35)
생산성	0.6270 *** (159.75)	0.6820 *** (123.72)	2.1100 *** (109.36)	2.1210 *** (83.22)
매출액증가율	0.0013 *** (8.79)	0.0017 *** (5.37)	0.0379 *** (20.79)	0.0221 *** (8.39)
영업이익률	0.0113 *** (22.44)	0.0156 *** (12.18)	0.0852 *** (21.70)	0.0715 *** (10.96)
상수	-0.4080 *** (-53.04)	-0.4890 *** (-45.57)	-1.4850 *** (-30.17)	-1.2980 *** (-22.44)
연도더미	포함	포함	포함	포함
관측치	206,859	116,176	206,859	116,176
adj. R2	0.7530	0.7730	0.3480	0.4040

회계적 환손익이 경영성과에 영향을 미친다면 회계적 환손익비율의 변동성은 경영성과의 변동성을 확대시킬 것이다. 즉, 회계적 환손익은 경영성과 뿐만 아니라 경영성과의 변동성에도 영향을 미칠 수 있다. 이러한 관계를 확인하기 위해 식 (4)를 추정하고 결과를 <표 9>에 정리한다.

종속변수인 경영성과 변동성은 총자산순이익률의 표준편차와 자기자본순이익률의 표준편차이다. 표준편차는 5년 이상의 경영성과(총자산순이익률, 자기자본순이익률) 자료를 이용할 수 있는 기업을 대상으로 계산한다. 설명변수는 표준편차의 계산에 사용한 기간의 평균을 나타내는 값이 될 수 있도록 조정하여 사용한다. 회계적 환손익비율 변동성[eqn: (VFexp)]는 회계적 환손익비율의 표준편차이다. 파생상품 사용 더미 변수는 표준편차 계산 기간의 파생상품 더미 변수 값을 합산해 1을 더한 후 자연로그를 취해 계산한 값이다. 원화부채비율, 외화부채비율, 수출비율, 기업 규모, 유동비율, 연구개발비비율, 생산성, 매출액증가율, 영업이익률 등의 통제변수들은 표준편차 계산 기간의 평균을 사용한다. 통상적 회귀(OLS) 모형을 사용하여 추정하며 이분산성은 White(1980) 방법으로 조정한다.

분석 결과 회계적 환손익비율의 변동성이 큰 경우 총자산순이익률과 자기자본순이익률 모두에서 변동성이 증가한다. 즉, 회계적 환손익비율의 변동성이 경영성과의 변동성을 확대시킨다.

<표 9> 회계적 환손익과 경영성과 변동성

종속변수인 경영성과 변동성은 총자산순이익률과 자기자본순이익률의 표준편차임. 파생상품 사용 더미는 표준편차 계산 기간에 더미 변수 값을 합산한 값에 1을 더한 후 자연로그를 취해 계산한 값임. 표본의 이상치를 통제하기 위해 상하１％에서 윈저라이징을 수행함. ( )안의 값은 t 값이며 *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1%에서 유의적인 경우를 나타냄.

변수명	총자산순이익률 변동성	자기자본순이익률 변동성
회계적 환손익비율 변동성	0.9650(11.64) ***	3.6530(5.97) ***
파생상품 사용 더미	-0.0005(-0.65)	-0.0177(-3.12) **
원화부채비율	-0.0260(-10.58) ***	0.6960(35.31) ***
외화부채비율	-0.2320(-3.76) ***	0.3690(0.74)
수출비율	-0.0058(-0.98)	-0.0809(-2.56) *
기업 규모	-0.0038(-6.64) ***	-0.0225(-4.75) ***
유동비율	0.0002(3.79) ***	0.0022(6.45) ***
연구개발비율	0.3760(9.12) ***	1.3140(4.51) ***
생산성	0.0505(7.99) ***	0.2440(6.26) ***
매출액증가율	0.0023(3.54) ***	0.0412(6.78) ***
영업이익율	-0.0173(-13.92) ***	-0.0678(-7.41) ***
기업 업력	-0.0097(-8.95) ***	-0.1030(-12.25) ***
상수	0.1500(14.86) ***	0.4500(6.26) ***
산업더미	포함	포함
관측치	18,746	18,746
adj. R2	0.115	0.144

파생상품 사용 더미 변수의 계수는 음수로 파생상품 사용은 경영성과의 변동성을 감소시키는 방향으로 영향을 준다. 그러나 음수의 계수는 자기자본순이익률 표준편차를 종속변수로 한 추정에서만 5% 수준에서 유의적이고, 총자산순이익률 표준편차를 종속변수로 한 경우에는 계수 값이 유의적이지 않다. 즉, 경영성과를 총자산순이익률로 측정하는 경우 파생상품의 경영성과 변동성 감소 효과는 나타나지 않는다. 통제변수들의 경우 규모, 영업이익률, 업력은 변동성의 감소와 관련이 있고, 유동비율, 연구개발비비율, 매출액증가율은 변동성 증가와 관련이 있다. 원화부채비율, 외화부채비율, 수출비율은 총자산순이익률 변동성 분석과 자기자본순이익률 변동성 분석에서 차이가 있다.

<표 8>과 <표 9>의 결과를 종합하면, 기업의 회계적 환손익은 기업의 경영성과와 경영성과의 변동성에 영향을 주고 있다고 할 수 있다.

또한, <표 7>에 나타난 파생상품 사용과 회계적 환손익의 관계, <표 8>에서의 회계적 환손익비율 계수와 파생상품 사용 더미 변수의 계수, 그리고 <표 9>에 나타난 회계적 환손익비율 표준편차의 계수와 파생상품 사용 더미변수의 계수는 기업이 환율변동이 회계적 환손익에 미치는 영향을 감소시키기 위해 파생상품을 사용하고 있다는 추론을 지지한다.

V. 결  론

이 연구는 2011～2020년 한국 비상장 외감법인을 대상으로 회계적 환손익의 결정요인 및 파생상품 사용과의 관계, 그리고 회계적 환손익과 경영성과 간의 관계를 분석한다.

기업의 회계적 환손익은 외화표시부채와 수출활동과 밀접하게 관련되어 나타나고 있다. 경영성과와 경영성과 변동성에 미치는 영향의 특성에 비추어 볼 때 기업은 회계적 환손익의 영향을 관리하기 위해 파생상품을 사용하고 있는 것으로 추론할 수 있다. 그러나 회계적 환손익은 경영성과는 물론이고 경영성과의 변동성을 증가시키는 영향을 주고 있어 회계적 환손익의 관리가 충분하게 이루어지지 못하고 있음을 보여준다.

이 연구의 결과는 규모가 작은 비상장 기업의 경우 회계적 환손익을 관리하는 것이 경영성과 개선과 경영성과의 변동성 관리 측면에서 중요한 문제임을 확인시켜주고 있다. 특히, 분석 결과에서 나타난 외화부채와 회계적 환손익과의 관계는 비상장 기업의 경우에도 외화부채로부터의 환노출을 관리하는 것이 중요한 문제라는 점을 확인시켜주고 있다. 또한, 파생상품거래가 회계적 환손익의 영향을 감소시키기 위한 방향에서 이루어지고 있음에도 불구하고 회계적 환손익의 영향이 경영성과와 유의적인 관계를 유지하고 있는 것은 기업이 파생상품을 사용한 회계적 환손익 관리에 보다 적극적일 필요가 있음을 시사하는 것이다.

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THE KOREAN JOURNAL OF FINANCIAL MANAGEMENT

Volume 39, Number 4, August 2022

Foreign Currency-Related Gains and Losses and the Performance of External Audit, Non-listed Firms

Uranzaya Ts*․Taek Ho Kwon**

		<Abstract>
	This study examines the characteristics of foreign currency-related gains and losses in financial reports (hereafter accounting exposure) and the relationship with the performances of external audit, non-listed firms from 2011 to 2020. The study shows that as foreign currency debt and export activities increase, accounting exposure also increases. In particular, it reveals that for the firms using foreign currency debt, accounting exposure incurs losses when the exchange rate rises, whereas accounting exposure yields profits when the exchange rate falls. Moreover, the findings of an empirical analysis show that the firms use derivatives to manage the impact of accounting exposure. Additionally, examining the characteristics of the non-listed firms’ accounting exposure identifies the need to manage it more actively. An analysis of the relationship between foreign currency debt and accounting exposure reveals that firms using foreign currency debt need to devote more attention to the management of accounting exposure. Furthermore, accounting exposure affects the firms’ performances significantly, despite the financial derivatives transactions being conducted to reduce the impact of accounting exposure. This highlights the need for the firms to direct meticulous attention to managing their accounting exposure using financial derivatives.
Keywords：External Audit Firm, Accounting Exposure, Firm Performance, Firm Performance Volatility, Derivatives

*  First Author, Department of Business Administration, Chungnam National University,
E-mail: uranzaya55@gmail.com

** Professor, Department of Business Administration, Chungnam National University,
E-mail: thk5556@cnu.ac.kr