경영진 능력과 혁신성과:

사외이사 및 재무제약

하성수*․김학건**

논문접수일：2022년 05월 25일   논문수정일：2022년 06월 12일   논문게재확정일：2022년 06월 13일

*	제1저자, 충북대학교 경영대학 국제경영학과 석․박사 통합과정, E-mail: gk4420@chungbuk.ac.kr

**	교신저자, 충북대학교 경영대학 국제경영학과 부교수, E-mail: kimhk0283@chungbuk.ac.kr

		<요 약>
	본 연구는 국내 상장회사를 표본으로 경영진 능력과 혁신성과의 관계를 분석하였으며, 이들 관계가 사외이사 비율, 재무제약 수준에 따라 상이하게 나타나는지 살펴보았다. 이를 위해 본고는 자료포락분석 (DEA)을 이용한 Demerjian et al.(2012)의 경영진 능력 측정법을 활용하였으며, 혁신성과의 대용치로 특허자료를 사용하였다. 실증분석 결과 첫째, 경영진 능력과 혁신성과 간 정(+)의 관련성이 유의하게 나타났다. 이는 우수한 능력의 경영진이 혁신활동에 보다 적극적으로 임할 수 있음을 보여준다. 둘째, 경영진 능력과 사외이사 저비율 더미의 교차항은 혁신성과와 유의한 정(+)의 관계를 가졌다. 이러한 결과는 사외이사의 비율이 낮아 이사회 내 경영진의 권한이 상대적으로 높은 경우, 능력이 뛰어난 경영진은 혁신성과 증진에 기여할 수 있음을 시사한다. 셋째, 경영진 능력과 재무 비제약 더미의 교차변수는 혁신성과와 유의미한 정(+)의 관련성을 보였다. 이는 재무제약이 적고 경영진의 능력이 뛰어날수록 혁신성과가 제고될 수 있음을 보여준다. 본 연구는 국내기업을 대상으로 경영진 능력과 혁신성과의 관계를 분석한 초기 연구로서 의미를 가지며, 이들 관계에 영향을 미칠 수 있는 사외이사 비율과 재무제약 수준까지 고려했다는 점에서 기존 연구와 차별화된다. 또한 본고의 분석결과는 국내기업들로 하여금 경쟁우위 창출을 위해 능력주의에 기반한 임원 인사체계로의 전환이 필요할 수 있음을 시사한다.
주제어：경영진 능력, 혁신성과, 특허, 사외이사, 재무제약

財務管理硏究 第三十九券 第四號(2022. 8), 41～61

Ⅰ. 서  론

경영진 능력과 혁신성과

財務管理硏究

물가상승 압박 확산, 코로나 19 장기화 등 대내외 변수로 인해 국내기업들의 경영환경이 급격하게 변화하고 있다. 이러한 상황에서 기업의 최종 의사결정권자인 경영진의 능력은 기업의 존속과 성장을 위해 더욱 강조되고 있다(박민경, 김정은, 2019). 이는 우수한 능력의 경영진은 효율적 투자를 수행해 기업의 장기성과 향상에 기여할 수 있기 때문이다(고창열 외 3인, 2013; 반혜정, 정인희, 2017). 이에 국내기업들은 기존의 연공주의에서 벗어나 능력 중심의 임원 인사체계를 구축하고 있으며, 이를 통해 불확실성이 커진 경영환경 속에서 경쟁우위를 확보하고자 노력하고 있다.

능력이 뛰어난 경영진은 기업 경쟁력 강화 및 성장 동력 창출을 위해 혁신활동을 적극적으로 추진할 수 있다(Mishra, 2021; Chen et al., 2015). 미국기업을 대상으로 경영진 능력과 특허의 관계를 검증한 Chen et al.(2015)은 우수한 능력의 경영진이 혁신성과를 개선시킬 수 있음을 발견하였다. Mishra(2021)는 미국 상장기업 자료를 활용하여 경영진 능력이 뛰어날수록 연구개발투자가 확대됨을 확인하였다. 이처럼 경영진 능력과 혁신의 관계를 살펴본 연구는 미국기업을 대상으로 일부 진행된 반면, 국내기업을 표본으로 한 연구는 제한적이다. 그러나 경영진의 능력은 국내기업에서 보다 중시 될 수 있다. 이는 한국의 경우 소유경영기업의 비중이 적지 않아(박범진, 2019), 경영진의 의사결정 권한이 상대적으로 강할 수 있기 때문이다. 이에 본고는 국내 상장사 자료를 이용하여 우수한 능력의 경영진이 혁신성과 증진에 기여하는지 알아보고자 한다.

기업지배구조, 경영자 연령, 보상구조 등이 혁신에 미치는 영향을 살펴본 국내연구들은 존재하나(박지영, 2021; 임정대, 2019; 정성창, 김영환, 2016), 경영진 능력과 혁신성과의 관련성을 검토한 연구는 찾아보기 어렵다.

이와 함께 본 연구는 사외이사 비율에 따라 경영진 능력과 혁신성과의 관계가 차이를 보이는지 검토하고자 한다. 경영활동에 대한 감시자 역할을 수행하는 사외이사는 기업의 효율적 의사결정을 유도할 수 있다(Weisbach, 1988; Baysinger et al., 1985; Fama and Jensen, 1983). 이와 관련하여 이동기, 조영곤(2001)은 사외이사의 이사회 내 비중이 높을수록 연구개발투자가 확대됨을 확인하였으며, 이를 사외이사가 연구개발 활동에 소극적인 경영진을 효과적으로 감시한 결과라고 주장하였다. 이에 본고는 경영진 능력과 혁신성과의 관계에 있어 사외이사 비율이 어떠한 영향을 미치는지 살펴보고자 한다. 이외에도 본 연구는 경영진 능력, 혁신성과의 관계에 재무제약이 어떠한 영향을 미치는지 알아보고자 한다. 이는 Campello et al.(2010), Savignac(2008)의 연구에 따르면 재무제약은 기업의 혁신 및 기술 투자에 영향을 미칠 수 있어, 경영진 능력과 혁신의 관계가 재무제약 수준에 따라 상이할 수 있기 때문이다.

실증분석 결과 첫째, 경영진 능력과 혁신성과는 유의미한 정(+)의 관련성을 가졌다. 이러한 결과는 뛰어난 능력의 경영진이 혁신성과를 개선시킬 수 있음을 보여주며, 능력 중심의 경영진 채용이 기업 경쟁력 확보 차원에서 중요할 수 있음을 시사한다. 둘째, 사외이사 비율이 낮은 기업에서 경영진 능력이 뛰어날수록 혁신성과는 증가하였다. 이는 경영진 능력과 혁신의 관계가 이사회 내 사외이사 비중에 따라 상이할 수 있음을 보여준다. 셋째, 재무제약이 적은 기업에서 뛰어난 능력의 경영진은 혁신성과를 높이는 것으로 나타났다.

경영환경의 불확실성 증대로 인해 경영진 능력의 중요성이 부각됨에 따라 국외 재무분야의 관련 연구는 점차 증가하고 있다. 이와 관련하여 Shang(2021), Yung and Nguyen(2020)은 자료포락분석(DEA)으로 측정한 경영진 능력이 유동부채, 자본지출, 기업가치 등에 어떠한 영향을 미치는지 검토하였다. 반면, 경영진 능력의 효과를 분석한 국내 재무분야의 연구는 찾아보기 어려운 실정이다. 이러한 측면에서 국내 유가증권시장 상장사를 대상으로 경영진 능력과 혁신성과의 관계를 분석한 본고는 의의를 가지며, 기업의 생존 및 장기 성장을 위해 능력주의에 기반한 임원 인사체계로의 전환이 필요함을 시사한다. 이외에도 본 연구는 경영진 능력과 혁신성과의 관계가 사외이사 비율, 재무제약 수준에 따라 상이하게 나타나는지 알아보았다는 점에서 선행연구와 차별화된다.

Ⅱ. 선행연구 및 가설

고창열 외 3인(2013)은 국내 유가증권시장 상장사를 대상으로 경영진 능력과 기업성과의 관련성을 분석하여 이들 간 유의미한 정(+)의 관련성을 발견하였다. 이에 대해 저자들은 경영진의 능력이 우수할수록 산업 이해도가 높아 효율적 투자를 추진할 수 있기 때문이라고 해석하였다. 이건, 최우석(2016)은 국내 일반은행을 표본으로 경영진 능력이 기업성과에 미치는 영향력을 검증하여 능력이 뛰어난 경영진이 성과를 증진시킬 수 있음을 확인하였다. 강선아, 김용식(2017)은 경영진 능력과 기업성과의 관계에 대한 연구를 진행하여 재벌기업의 경영진 능력이 장기성과 즉 기업가치 향상에 긍정적으로 작용한다고 주장하였다. 또한 Andreou et al.(2017)은 우수한 능력의 경영진이 글로벌 금융위기 기간 동안 양질의 투자를 진행하여 기업가치 상승에 기여함을 발견하였다.

정주렴 외 2인(2017)은 2005년부터 2014년 기간 동안 유가증권시장에 상장된 회사의 자료를 사용하여 경영진 능력과 투자효율성의 관련성을 살펴보았다. 이를 통해 동 연구는 경영진 능력이 높을수록 기업의 과대 및 과소 투자가 줄어듦을 확인하였다. 저자들은 이를 바탕으로 기업의 내․외부 상황에 대한 높은 이해도를 가진 유능한 경영진일수록 최적의 투자 의사결정을 수행할 수 있다고 주장하였다. 박수연 외 2인(2016)도 경영진 능력이 투자효율성에 미치는 영향력을 분석하여, 과대투자성향이 높은 기업에서 경영진 능력이 우수할수록 투자가 감소함을 확인하였다. 또한 변설원, 박상봉(2020)은 국내 상장사를 대상으로 경영진 능력과 투자효율성의 관계를 검증하여 이들 사이에 유의미한 정(+)의 관련성을 발견하였다.

이건 외 2인(2015)은 국내 상장기업 자료를 바탕으로 경영진 능력과 회계 보수성의 관계를 분석하여 경영진 능력이 뛰어날수록 산업 전망 정확도가 높고 미래 불확실성이 감소하여 보수적인 회계처리가 줄어듦을 발견하였다. Bonsall Ⅳ et al.(2017)은 경영진의 능력이 높을수록 미래성과 변동성이 감소함을 확인하였으며, 이를 통해 저자들은 유능한 경영진
일수록 기업 운영상 발생할 수 있는 내․외부 충격에 효과적인 대응이 가능하다고 주장하였다. 반혜정, 정인희(2017)는 우수한 능력의 경영진이 CSR투자에 적극적임을 발견하였다. 동 연구는 이를 능력이 뛰어난 경영진이 기업의 성과 및 이미지 개선을 위해 장기적인 관점에서 투자를 수행한 결과라고 해석하였다. 이처럼 기존의 경영진 능력 관련 연구는 주로 경영진 능력과 기업성과, 투자효율성 등의 관계를 규명하는데 중점을 두고 있다.

이에 비해 경영진 능력과 혁신성과의 관계를 살펴본 연구는 한정적이다. Chen et al.(2015)은 미국 상장사의 특허자료를 바탕으로 경영진 능력과 혁신의 관계를 검증하여 이들 간 유의한 양(+)의 관련성을 발견하였다. 저자들은 능력이 뛰어난 경영진의 경우 기업 내부자원의 효과적 활용이 가능하여, 혁신활동 시 직원제도 등을 통해 인적자원을 효과적으로 활용함
으로써 혁신성과를 높일 수 있다고 주장하였다. Mishra(2021)는 1995년부터 2006년 기간의 미국 상장회사를 표본으로 경영진 능력과 연구개발투자의 관계를 분석하여 우수한 능력의 경영진이 혁신에 긍정적 영향을 미침을 확인하였다.

앞서 기술한 바와 같이 경영진 능력과 혁신에 관한 연구는 미국기업을 대상으로 일부 진행된 반면 국내기업과 관련된 분석은 극히 제한적이다. 그러나 한국의 경우 미국 등 주요 선진국에 비해 지배구조 수준이 낮으며, 소유경영기업 또한 적지 않다는 점에서 경영진의 의사결정 권한은 더욱 부각될 수 있다. 따라서 국내기업의 경우 혁신관련 의사결정 시 경영진의 영향력이 강하게 행사될 수 있으며, 경영진의 능력 또한 보다 중시 될 수 있다. 이에 본 연구는 국내 상장사 특허자료를 활용하여 경영진 능력과 혁신성과의 관련성을 검증하고자 한다.

박범진(2019)은 국내기업의 소유와 경영이 미국과 달리 엄격히 분리되어 있지 않다고 언급하였다.

유능한 경영진은 기업 내․외부 환경에 대한 이해도가 높아 효율적인 투자를 수행할 수 있다(고창열 외 3인, 2013; 정주렴 외 2인, 2017). 또한 경영진의 능력이 우수할수록 산업 전망 정확도가 높아 불확실성이 감소하고 장기적 관점의 투자가 증가할 수 있다(이건 외 2인, 2015; 반혜정, 정인희, 2017). 상기의 선행연구에 기초하여 본 연구는 능력이 뛰어난 경영진일수록 소속 산업의 기술 동향을 보다 정확히 예측하고, 이를 토대로 효율적 혁신투자를 진행함으로써 우수한 혁신성과를 낼 것으로 예상한다. 이에 본고는 다음의 가설을 구성하고 이를 검증하고자 한다.

가설 1: 경영진 능력과 혁신성과는 정(+)의 관련성을 보일 것이다.

혁신활동과 같은 기업 의사결정은 이사회의 주요 관심사이며, 사외이사는 보다 객관적인 입장에서 경영진에 대한 감시자 역할을 수행함으로써 효율적 의사결정을 유도할 수 있다
(Weisbach, 1988; Baysinger and Butler, 1985; Fama and Jensen, 1983). 이와 관련해 이동기, 조영곤(2001)은 미국기업을 대상으로 이사회 내 사외이사 비중과 연구개발 투자집중도의 관계를 분석하여 이들 간 유의한 양(+)의 관련성을 확인하였다. 저자들은 이를 사외이사가 연구개발투자에 소극적인 경영진을 효과적으로 감시하기 때문으로 해석하였다. 이장희 외 2인(2004)은 국내 394개 상장사를 표본으로 사외이사 비율과 경영진의 이익조정 간 관계를 분석하여 사외이사가 경영진을 적절히 감시해 이익조정이 감소함을 확인하였다.

김문태, 박길영(2009)은 2000년부터 2005년 기간의 국내 상장회사 자료를 활용하여 사외이사 비율이 경영진의 사적소비와 자산효율성에 어떠한 영향을 미치는지 검증하였다. 이를 통해 동 연구는 사외이사의 비율이 높을수록 경영활동에 대한 감시기능이 효과적으로 작동하여 대리인 문제가 감소하고 효율적인 영업활동이 이루어짐을 발견하였다. 임상균 외 2인(2014)은 국내 재벌기업을 대상으로 사외이사 비율과 투자효율성의 관계에 대한 연구를 진행하여 사외이사가 경영진 감시 역할을 수행해 과잉투자를 억제시킴을 확인하였다.

대리인 이론의 관점에서, 이사회 내 사외이사 비중이 적어 경영진을 효과적으로 감시하지 못하는 경우 기업의 혁신활동은 저해될 수 있다(이동기, 조영곤, 2001). 그러나 사외이사 비율이 낮더라도 경영진의 능력이 뛰어나다면 기업의 혁신투자는 오히려 증가할 가능성도 존재한다. 이는 경영진의 의사결정 권한이 증대되는 경우(낮은 사외이사 비율로 이사회 내 경영진의 영향력이 상대적으로 커질 경우), 혁신투자를 증진시키는 능력 있는 경영진의 의견이 기업경영에 보다 적극적으로 반영될 수 있기 때문이다. 상기 논의를 바탕으로 본 연구에서는 다음과 같은 가설을 수립한다.

가설 2: 경영진 능력과 혁신성과 간 정(+)의 관련성은 사외이사 비율에 따라 상이할 것이다.

나아가 본고는 재무제약 수준에 따라 경영진 능력과 혁신성과의 관계가 달리 나타나는지 알아보고자 한다. 북미, 유럽, 아시아 39개국의 기업을 대상으로 재무제약이 경영활동에 어떠한 변화를 가져오는지 살펴본 Campello et al.(2010)은 재무적 제약기업이 그렇지 않은 기업보다 글로벌 금융위기 기간 동안 기술 투자, 마케팅 지출, 채용 등의 규모를 더 크게 축소시킴을 발견하였다. 또한 Savignac(2008)은 재무제약과 혁신활동의 관계에 대한 연구를 진행하여 재무제약이 혁신활동을 저해시키는 요소임을 확인하였다. 이외에 이병주, 김동철
(2017)은 재무적 제약기업의 경우 자금조달의 어려움으로 인해 투자활동의 원활한 수행이 제한될 수 있다고 언급하였다. 상기 연구결과들은 경영진의 혁신 의사결정이 효과적으로 수행되기 위해서는 기업의 재무제약이 적어야 함을 시사한다. 이에 본고는 경영진 능력과 혁신의 관계에 있어 재무제약이 어떠한 영향을 주는지 알아보고자 한다.

가설 3: 경영진 능력과 혁신성과 간 정(+)의 관련성은 재무제약 수준에 따라 상이할 것이다.

Ⅲ. 연구설계

1. 표본

본 연구에서는 국내 유가증권시장 상장 12월 결산회사의 2010년부터 2019년까지 10개년 자료를 분석에 사용하였다. 이 중 타 업종과 영업 방식 및 재무적 특성이 상이한 금융업, 변수 측정에 필요한 자료 수집이 제한되는 기업 등은 표본에서 제외하였으며, 최종적으로 4,992개의 기업-연도 패널자료를 사용해 분석을 진행하였다. 혁신성과에 관한 자료는 특허청 산하 한국특허정보원이 운영하는 특허정보검색 서비스를 통해 수작업으로 수집
하였다. 이외 변수 측정에 필요한 자료는 에프엔가이드의 DataGuide, 금융감독원의 전자공시
시스템(DART)에서 추출하였다.

연도별 표본 수는 2010년 442개, 2011년 477개, 2012년 476개, 2013년 486개, 2014년 490개, 2015년 505개, 2016년 516개, 2017년 518개, 2018년 536개, 2019년 546개이다.

2. 변수 및 모형

1) 변수

본 연구의 주요 설명변수인 경영진 능력(MA)은 이건 외 2인(2015), Demerjian et al.(2012), 고창열 외 3인(2013) 등의 연구를 참고하여 2단계에 걸쳐 측정하였다. 1단계에서는 자료포락분석(DEA) 기법을 활용하여 기업의 상대적 효율성 점수를 산출하였다. 여기서 상대적 효율성이란 동종 산업 내 타 기업과 비교한 개별 기업의 투입 대비 산출 효율성을 의미하며, 식 (1)과 같이 측정된다. 이때, 자료포락분석(DEA)의 신뢰도를 확보하기 위해 산업별 표본 수가 투입․산출요소 수의 6배인 30개 보다 많거나 같은 경우만 분석대상으로 하였다(고창열 외 3인, 2013; 정주렴 외 2인, 2017).

[eqn: "max" _{upsilon } theta = {"SALES"} over {upsilon _{1} "CGS"+ upsilon _{2} "SGA"+ upsilon _{3} "PPE"+ upsilon _{4} "INT"}]	(1)

SALES	: 매출액

CGS	: 매출원가

SGA	: 판매비와 일반관리비

PPE	: 유형자산(건설 중인 자산, 토지 제외)

INT	: 무형자산

자료포락분석(DEA)을 통해 산출한 효율성 점수는 경영진 능력뿐만 아니라 기업의 특성을 포함한다. 이에 2단계에서는 효율성에 영향을 미치는 기업특성이 제거된 식(2)의 잔차를 통해 경영진 능력을 측정하였다. 박수연 외 2인(2016)은 이렇게 측정된 경영진 능력(MA)이 학력, 경력 등 인구통계학적 정보에 기반한 능력 변수에 비해 경영진의 능력을 보다 직접적으로 측정할 수 있음을 언급하였다.

[eqn: "EFF" _{i,t} = alpha + beta _{1} "SIZ" _{i,t} + beta _{2} "MS" _{i,t} + beta _{3} "FCFD" _{i,t} + beta _{4} "AG" _{i,t}]	(2)
[eqn: + beta _{5} "BS" _{i,t} + beta _{6} "FOR" _{i,t} +"YRD"+ epsilon _{i.t}]

EFF	: 자료포락분석(DEA)으로 측정한 효율성 점수

SIZ	: 자산총계의 자연로그 값

MS	: 시장점유율(매출액 기준)

FCFD	: 잉여현금흐름이 0보다 클 때 1, 아닐 때 0

AG	: 상장 후 경과연수

BS	: 사업부문수

FOR	: 외화환산손익 및 외환차손익의 절대크기 합을 매출액으로 나눈 값

YRD	: 연도더미

본 연구의 가설 2 및 가설 3을 검증하기 위해 사용된 사외이사 저비율 더미(LOD)와 재무 비제약 더미(FUD)는 다음과 같이 계산하였다. 먼저 사외이사 저비율 더미(LOD)는 임상균 외 2인(2014), 김문태, 박길영(2009)의 연구를 참고하여 이사회 내 사외이사 비율을 측정한 뒤, 그 값이 중앙값 이하일 때 1, 중앙값 초과일 때 0의 값을 주어 만들었다. 따라서 사외이사 저비율 더미(LOD)가 1인 경우 해당 기업의 이사회 내 사외이사 비중이 상대적으로 낮음을 의미한다. 재무 비제약 더미(FUD)는 Altman et al.(1995)의 K-score를 이용하여 계산하였다. K-score는 식 (3)과 같이 측정되며, 그 수치가 높을수록 재무적 제약이 적고, 낮을수록 재무적 제약이 큼을 의미한다. 본고는 K-score가 중앙값보다 커 재무적 곤경에 빠질 가능성이 상대적으로 낮은 경우 1, 그 외 0인 재무 비제약 더미(FUD)를 만들어 분석에 사용하였다.

[eqn: K-score=-17.862+1.472X _{1} +3.041X _{2} +14.839X _{3} +1.516X _{4}]	(3)

X1       : ln(자산총계)

X2       : ln(매출액/자산총계)

X3       : 이익잉여금/자산총계

X4       : 자기자본/부채총계

본 연구의 종속변수인 혁신성과(INO)는 정성창, 김영환(2016), 하성수, 김학건(2021)의 연구와 같이 개별 기업의 연도별 설정등록 특허건수에 1을 더한 후 자연로그를 취하여 사용하였다. 통제변수는 Chen et al.(2015), 정성창, 김영환(2016), 임정대(2019) 등의 연구를 참고해 기업규모(SIZE), 유형자산비율(TANG), 총자산이익률(ROA), 대주주지분율(LAR), 업력(AGE), 부채비율(LEV), 토빈Q(TOQ)를 사용하였다. 큰 규모를 가진 기업은 규모의 경제를 바탕으로 활발한 혁신활동을 수행할 수 있다(Cohen and Klepper, 1996). 이에 본고는 총자산의 자연로그 값으로 기업규모(SIZE)를 측정해 모형에 포함시켰다. 유형자산비율
(TANG)은 총자산 대비 유형자산 비중이며, 총자산이익률(ROA)은 Hsu et al.(2010), Cremers and Ferrell(2014) 등의 연구를 참고하여 t기의 당기순이익을 자산총계로 나누어 측정하였다. 대주주지분율(LAR)은 전체 지분 중 최대주주와 특수관계인이 보유한 지분의 비중으로 산출하였다. 업력(AGE)은 설립 후 경과연수에 1을 더한 후 이를 자연로그 변환하여 계산
하였다. 부채비율(LEV)은 자기자본 대비 총부채 비율이며, 성장성 대용변수인 토빈Q(TOQ)는 t기의 시가총액과 부채총계의 합을 총자산으로 나누어 측정하였다.

최수정(2018)은 특허의 경우 불확실성을 내포한 연구개발투자비와 달리 혁신활동을 통해 얻을 수 있는 성과물이라는 점에서 혁신의 대용치로 더욱 적합하다고 주장하였다.

2) 연구모형

본고는 경영진 능력-혁신성과의 관련성을 확인하기 위해 식 (4)를 설정하였으며, 사외이사 비율, 재무제약 수준이 이들 관계에 어떠한 영향력을 주는지 검토하고자 식 (5), 식 (6)을 수립하였다. 본 연구는 개별 기업의 고유 특성과 연도별 특성이 결과에 미치는 영향력을 고려하고자 이원고정효과모형(two-way fixed effects)을 분석에 활용하였다. 또한 본고는 이상치의 영향을 최소화하고자 분석에 사용된 모든 변수의 상하 1% 값을 조정(winsoriz-ing)하여 사용하였다.

연구모형의 분산팽창지수(VIF) 평균값을 확인한 결과 최대값이 1.34로 나타나 다중공성선의 문제는 크지 않은 것으로 판단되었다.

모든 모형의 LM 검정과 하우스만 검정 결과, 고정효과모형이 확률효과모형보다 더욱 적합한 것으로 확인되었다. 이에 본고는 Dai et al.(2020), Ferreira et al.(2018), Brav et al.(2018) 등을 참고하여 고정효과모형을 분석에 활용하였다.

[eqn: "INO" _{i,t} = alpha + beta _{1} "MA" _{i,t} + beta _{2} "SIZE" _{i,t} + beta _{3} "TANG" _{i,t} + beta _{4} "ROA" _{i,t} + beta _{5} "LAR" _{i,t}]	(4)
[eqn: + beta _{6} "AGE" _{i,t} + beta _{7} "LEV" _{i,t} + beta _{8} "TOQ" _{i,t} + epsilon _{i.t}]

[eqn: "INO" _{i,t} = alpha + beta _{1} "MA"_{i,t} + beta _{2} "MA"_{i,t} TIMES "LOD"_{i,t} + beta _{3} "LOD"_{i,t} + beta _{4} "SIZE"_{i,t}]	(5)

[eqn: + beta _{5} "TANG" _{i,t} + beta _{6} "ROA" _{i,t} + beta _{7} "LAR" _{i,t} + beta _{8} "AGE" _{i,t} + beta _{9} "LEV" _{i,t}]
[eqn: + beta _{10} "TOQ" _{i,t} + epsilon _{i.t}]

[eqn: "INO" _{i,t} = alpha + beta _{1} "MA" _{i,t} + beta _{2} "MA" _{i,t} TIMES "FUD" _{i,t} + beta _{3} "FUD" _{i,t} + beta _{4} "SIZE" _{i,t}]	(6)

[eqn: + beta _{5} "TANG" _{i,t} + beta _{6} "ROA" _{i,t} + beta _{7} "LAR" _{i,t} + beta _{8} "AGE" _{i,t} + beta _{9} "LEV" _{i,t}]
[eqn: + beta _{10} "TOQ" _{i,t} + epsilon _{i.t}]

Ⅳ. 실증분석 결과

1. 기초통계량

<표 1>에서는 주요변수의 기초통계를 확인한다. 종속변수인 혁신성과(INO)의 평균, 중앙값은 각각 1.121, 0.693으로 나타났다. 독립변수인 경영진 능력(MA)의 경우 평균은 0.002이며 중앙값은 0.006으로 확인되었다. 통제변수 중 유형자산비율(TANG)은 평균이 0.300으로 나타났으며, 성장성을 대리하는 토빈Q(TOQ)의 평균은 1.160으로 관찰되었다. 상관관계 분석결과는 <표 2>에 제시되어 있다. 분석결과, 경영진 능력(MA)은 혁신성과
(INO)와 유의미한 관련성을 보이지 않았다. 그러나 상기 결과는 혁신성과에 영향을 줄 수 있는 다양한 기업특성이 고려되지 않은 결과이므로, 회귀분석을 이용해 이들 사이의 관계를 보다 면밀히 알아보고자 한다.

<표 1> 기초통계량

이 표는 기초통계를 제시한다. INO는 혁신성과, MA는 경영진 능력, LOD는 사외이사 저비율 더미, FUD는 재무 비제약 더미이다. SIZE는 기업규모, TANG은 유형자산비율, ROA는 총자산이익률, LAR는 대주주지분율, AGE는 업력, LEV는 부채비율, TOQ는 토빈 Q이다.

	N	Mean	S.D.	Min	P50	Max
INO	4,992	1.121	1.580	0.000	0.693	6.985
MA	4,992	0.002	0.065	-0.223	0.006	0.165
LOD	4,669	0.447	0.497	0.000	0.000	1.000
FUD	4,669	0.500	0.500	0.000	1.000	1.000
SIZE	4,992	26.814	1.466	24.019	26.590	31.249
TANG	4,992	0.300	0.180	0.001	0.291	0.730
ROA	4,992	0.016	0.081	-0.405	0.025	0.193
LAR	4,992	0.440	0.160	0.097	0.441	0.841
AGE	4,992	3.452	0.766	0.693	3.714	4.443
LEV	4,992	1.083	1.266	0.049	0.737	8.736
TOQ	4,992	1.160	0.681	0.456	0.960	4.696

2. 회귀분석

경영진 능력이 혁신성과에 긍정적 영향을 미칠 것이라는 본고의 가설1을 검증한 결과는 <표 3>과

<표 3> 경영진 능력과 혁신성과

이 표는 이원고정효과모형을 사용하여 경영진 능력이 혁신성과에 어떠한 영향을 미치는지 분석한 결과이다. INO는 혁신성과, MA는 경영진 능력, SIZE는 기업규모, TANG은 유형자산비율, ROA는 총자산이익률, LAR는 대주주지분율, AGE는 업력, LEV는 부채비율, TOQ는 토빈 Q이다. ( )는 t값이며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 유의수준이다.

	INO
	(1)	(2)	(3)
MA	0.390 ** (2.16)	0.394 ** (2.16)	0.393 ** (2.16)
SIZE	0.277 *** (7.60)	0.292 *** (8.02)	0.277 *** (7.57)
TANG	0.948 *** (7.21)	0.932 *** (7.08)	0.948 *** (7.21)
ROA	-0.305 ** (-2.18)	-0.348 ** (-2.40)	-0.309 ** (-2.13)
LAR	-0.271 ** (-2.09)		-0.273 ** (-2.10)
AGE	0.232 *** (3.59)		0.232 *** (3.58)
LEV		-0.001 (-0.13)	-0.001 (-0.14)
TOQ		-0.001 (-0.05)	-0.002 (-0.09)
Constant	-7.400 *** (-7.52)	-7.165 *** (-7.34)	-7.397 *** (-7.47)
R2	0.055	0.051	0.055
N	4,992	4,992	4,992

같다. 분석결과에 따르면, 모든 모형에서 경영진 능력(MA)은 유의한 정(+)의 회귀계수 값을 가졌다. 고창열 외 3인(2013)은 능력이 뛰어난 경영진의 경우 기업환경에 대한 이해도가 높아 효율적 의사결정을 수행할 수 있다고 주장하였으며, 반혜정, 정인희
(2017)는 경영진의 능력이 높을수록 장기적 관점의 투자가 증가한다고 언급하였다. 따라서 <표 3>은 능력 있는 경영진이 기업의 장기 성장을 위해 혁신활동을 적극적으로 추진할 수 있음을 시사하며, 이는 미국기업을 표본으로 한 Chen et al.(2015)의 주장과도 일관된다. 강건성 검정의 일환으로 <표 4>에서는 확률효과모형을 분석에 사용하였다. 분석결과, 모든 모형에서 경영진 능력(MA)은 혁신성과(INO)와 유의미한 정(+)의 관계를 보였다. 이는 <표 3>과 일관된 결과로 고정효과모형 대신 확률효과모형을 사용한 경우에도 본고의 분석결과가 강건함을 보여준다.

가설 1 분석 시 표본 수를 4,669개 사용한 경우에도 <표 3>, <표 4>의 결과와 일관되었다.

<표 4> 강건성 검정 1: 확률효과모형

이 표는 경영진 능력이 혁신성과에 미치는 영향을 확률효과모형으로 분석한 결과이다. INO는 혁신성과, MA는 경영진 능력, SIZE는 기업규모, TANG은 유형자산비율, ROA는 총자산이익률, LAR는 대주주지분율, AGE는 업력, LEV는 부채비율, TOQ는 토빈 Q이다. ( )는 t값이며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 유의수준이다.

	INO
	(1)	(2)	(3)
MA	0.421 ** (2.32)	0.393 ** (2.16)	0.408 ** (2.24)
SIZE	0.474 *** (19.46)	0.477 *** (19.59)	0.477 *** (19.63)
TANG	0.858 *** (7.12)	0.851 *** (7.05)	0.858 *** (7.12)
ROA	-0.426 *** (-3.06)	-0.488 *** (-3.41)	-0.450 *** (-3.12)
LAR	-0.433 *** (-3.55)		-0.434 *** (-3.55)
AGE	0.002 (0.06)		-0.001 (-0.01)
LEV		-0.004 (-0.37)	-0.005 (-0.51)
TOQ		0.018 (0.90)	0.015 (0.75)
Constant	-11.640 *** (-17.66)	-11.936 *** (-18.20)	-11.729 *** (-17.82)
R2	0.354	0.344	0.358
N	4,992	4,992	4,992

나아가 본고는 경영진 능력과 혁신성과 간 관계가 사외이사 비율에 따라 차이를 보이는지 검증하였으며, 그 결과는 <표 5>와 같다. 먼저 사외이사 저비율 더미(LOD)는 모든 모형에서 혁신성과(INO)와 부(-)의 관련성을 나타냈는데, 이는 이사회 내 사외이사 비중이 낮은 경우 혁신활동이 감소할 수 있음을 보여준다. 그러나 경영진 능력(MA)과 사외이사 저비율 더미(LOD)의 교차변수(MA×LOD)는 모형 (1)～(3)에서 유의한 정(+)의 계수 값을 일관되게 보여 사외이사 비율이 낮더라도, 경영진의 능력이 뛰어난 경우 혁신성과가 증가하는 것으로 나타났다. 이는 사외이사 비중이 적어 이사회 내 경영진의 권한이 큰 기업에서 우수한 능력의 경영진은 혁신성과 개선을 유도할 수 있음을 의미한다. 이상의 결과는 경영진 능력과 혁신의 관계가 사외이사 비율에 따라 달라질 수 있음을 시사한다.

<표 5> 경영진 능력-사외이사 저비율 더미 상호작용 효과

이 표는 이원고정효과모형을 사용하여 경영진 능력과 혁신성과의 관계가 사외이사 비율에 따라 상이한지 분석한 결과이다. INO는 혁신성과, MA는 경영진 능력, LOD는 사외이사 저비율 더미, SIZE는 기업규모, TANG은 유형자산비율, ROA는 총자산이익률, LAR는 대주주지분율, AGE는 업력, LEV는 부채비율, TOQ는 토빈 Q이다. ( )는 t값이며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 유의수준이다.

	INO
	(1)	(2)	(3)
MA	0.058 (0.26)	0.040 (0.18)	0.059 (0.26)
MA×LOD	0.737 *** (2.63)	0.775 *** (2.76)	0.739 *** (2.64)
LOD	-0.053 ** (-2.02)	-0.055 ** (-2.08)	-0.053 ** (-2.02)
SIZE	0.268 *** (6.94)	0.283 *** (7.34)	0.269 *** (6.94)
TANG	0.978 *** (7.10)	0.964 *** (6.98)	0.978 *** (7.10)
ROA	-0.330 ** (-2.28)	-0.377 ** (-2.53)	-0.343 ** (-2.30)
LAR	-0.246 * (-1.80)		-0.248 * (-1.81)
AGE	0.256 *** (3.63)		0.256 *** (3.62)
LEV		-0.004 (-0.36)	-0.004 (-0.39)
TOQ		-0.001 (-0.06)	-0.001 (-0.03)
Constant	-7.291 *** (-6.96)	-6.965 *** (-6.72)	-7.305 *** (-6.93)
R2	0.053	0.049	0.053
N	4,669	4,669	4,669

<표 6>은 경영진 능력, 재무 비제약, 그리고 혁신성과의 관계를 분석한 결과이다. 먼저 재무 비제약 더미(FUD)의 회귀계수는 정(+)의 부호를 일관되게 보여 재무적 제약이 적은 기업일수록 혁신성과가 높은 것으로 확인되었다. 이는 혁신투자의 경우 많은 자원이 요구되며 불확실성이 크다는 점에서(김진수, 2009), 관련 의사결정 시 재무제약 수준이 영향을 미칠 수 있음을 보여준다. 이어서 경영진 능력(MA)과 재무 비제약 더미(FUD)의 교차항(MA×
FUD)은 모든 모형에서 혁신성과(INO)와 정(+)의 관련성을 나타냈으며 유의하였다. 이상의 결과는 재무제약이 적은 기업에서 우수한 능력의 경영진은 혁신성과를 제고시킬 수 있음을 시사한다. <표 7>에서는 강건성 검정 차원에서 재무 비제약 더미(FUD) 대신 KZ 재무 비제약 더미(KZUD)를 이용하였다. 분석결과, <표 6>과 같이 경영진 능력(MA) 및 KZ 재무 비제약 더미(KZUD)의 교차변수(MA×KZUD)는 정(+)의 방향성을 보였으며 유의하였다.

<표 5>, <표 6> 결과의 강건성을 검토하기 위해 교차항 분석 대신 표본분할 분석(sample split)을 수행한 경우에도 기존결과와 일관되었다.

KZ 재무 비제약 더미(KZUD)는 Kaplan and Zingales(1997)가 고안한 KZ-index를 활용하여 측정하였다. KZ-index는 다음과 같이 도출되며, 그 값이 클수록 재무제약이 큼을 의미한다.
[eqn: "KZ-index"=-1.002X _{1} -39.368X _{2} -1.315X _{3} +3.139X _{4} +0.283X _{5}]
여기서, X1은 현금흐름/자산총계, X2는 현금배당/자산총계, X3는 현금 및 현금성자산/자산총계, X4는 부채총계/자산총계, X5는 (시장가치+부채총계)/자산총계이다. 본고는 KZ-index 값이 중앙값 이하로 재무적 제약이 상대적으로 적은 경우 1, 그 외 0인 KZ 재무 비제약 더미(KZUD)를 만들어 분석에 사용하였다.

<표 6> 경영진 능력-재무 비제약 더미 상호작용 효과

이 표는 이원고정효과모형을 사용하여 경영진 능력과 혁신성과의 관계가 재무제약 수준에 따라 상이한지 분석한 결과이다. INO는 혁신성과, MA는 경영진 능력, FUD는 재무 비제약 더미, SIZE는 기업규모, TANG은 유형자산비율, ROA는 총자산이익률, LAR는 대주주지분율, AGE는 업력, LEV는 부채비율, TOQ는 토빈 Q이다. ( )는 t값이며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 유의수준이다.

	INO
	(1)	(2)	(3)
MA	0.141 (0.62)	0.152 (0.67)	0.143 (0.63)
MA×FUD	0.661 * (1.93)	0.640 * (1.86)	0.667 * (1.94)
FUD	0.061 * (1.76)	0.079 ** (2.26)	0.061 * (1.74)
SIZE	0.276 *** (7.17)	0.291 *** (7.56)	0.276 *** (7.14)
TANG	0.980 *** (7.11)	0.968 *** (7.01)	0.979 *** (7.10)
ROA	-0.354 ** (-2.42)	-0.402 *** (-2.68)	-0.359 ** (-2.39)
LAR	-0.233 * (-1.70)		-0.235 * (-1.72)
AGE	0.254 *** (3.57)		0.253 *** (3.56)
LEV		-0.002 (-0.15)	-0.003 (-0.23)
TOQ		-0.007 (-0.31)	-0.005 (-0.25)
Constant	-7.557 *** (-7.22)	-7.224 *** (-6.98)	-7.541 *** (-7.17)
R2	0.052	0.049	0.052
N	4,669	4,669	4,669

<표 7> 강건성 검정 2: 재무 비제약 더미 대용변수

이 표는 재무 비제약 더미 대신 KZ 재무 비제약 더미를 사용하여 이원고정효과모형으로 분석한 결과이다. INO는 혁신성과, MA는 경영진 능력, KZUD는 KZ-index를 이용하여 측정한 재무 비제약 더미 대용치, SIZE는 기업규모, TANG은 유형자산비율, ROA는 총자산이익률, LAR는 대주주지분율, AGE는 업력, LEV는 부채비율, TOQ는 토빈 Q이다. ( )는 t값이며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 유의수준이다.

	INO
	(1)	(2)	(3)
MA	0.114 (0.29)	0.219 (0.55)	0.144 (0.36)
MA×KZUD	1.055 ** (2.27)	0.954 ** (2.04)	1.045 ** (2.25)
KZUD	0.055 (1.41)	0.044 (1.07)	0.045 (1.11)
SIZE	0.304 *** (4.47)	0.373 *** (5.44)	0.313 *** (4.50)
TANG	1.313 *** (6.51)	1.323 *** (6.54)	1.316 *** (6.53)
ROA	-0.027 (-0.07)	-0.111 (-0.30)	-0.036 (-0.10)
LAR	-1.141 *** (-3.77)		-1.148 *** (-3.79)
AGE	0.318 *** (3.62)		0.310 *** (3.50)
LEV		-0.041 (-1.03)	-0.029 (-0.73)
TOQ		-0.015 (-0.48)	-0.015 (-0.48)
Constant	-8.155 *** (-4.48)	-9.429 *** (-5.12)	-8.316 *** (-4.49)
R2	0.062	0.054	0.062
N	3,293	3,293	3,293

Ⅴ. 결  론

경영환경의 불확실성 확대에 따라 경영진 능력의 중요성이 보다 강조되고 있다. 이에 본 연구는 2010～2019년까지 유가증권시장에 상장된 4,992개의 기업-연도 패널자료를 사용하여 경영진 능력과 혁신성과의 관계를 살펴보았으며, 이들 관계에 있어 사외이사 비율, 재무제약 수준이 어떠한 영향력을 미치는지 검토하였다. 본고에서 사용된 경영진 능력은 이건 외 2인(2015), Demerjian et al.(2012), 고창열 외 3인(2013) 등의 자료포락분석(DEA) 방식을 사용하여 측정하였으며, 혁신성과는 하성수, 김학건(2021), 정성창, 김영환(2016)의 연구를 토대로 한국특허정보원 특허정보검색 서비스를 통해 수작업하여 산출하였다.

분석결과, 첫째, 경영진 능력(MA)과 혁신성과(INO) 사이에는 유의한 정(+)의 관련성이 확인되었으며, 이는 고정효과 및 확률효과모형을 사용한 경우 모두 일관되었다. 고창열 외 3인(2013), 반혜정, 정인희(2017)는 우수한 능력의 경영진은 기업환경에 대한 이해도가 높아 효율적 의사결정을 수행하며, 장기적 관점의 투자를 증대시킬 수 있음을 언급하였다. 따라서 본 연구결과는 우수한 능력의 경영진은 지속 성장 및 기업 경쟁력 제고를 위해 혁신활동을 적극적으로 추진할 수 있음을 보여준다. 둘째, 경영진 능력(MA)과 사외이사 저비율 더미(LOD)의 교차항(MA×LOD)은 혁신성과(INO)와 정(+)의 관계를 가졌으며 유의하였다. 이러한 결과는 사외이사의 비중에 따라 경영진 능력과 혁신성과의 관계가 상이할 수 있음을 시사한다. 셋째, 경영진 능력(MA)과 재무 비제약 더미(FUD)의 교차변수
(MA×FUD)는 혁신성과(INO)와 정(+)의 관련성을 나타냈으며 유의미하였다. 이는 재무
제약이 적은 기업에서 경영진의 능력이 우수할수록 혁신성과가 증대됨을 의미한다.

본 연구는 다음과 같은 점에서 의미를 가지며 차별화된다. 첫째, 본고는 국내기업을 대상으로 경영진 능력과 혁신성과의 관계를 검토한 초기 연구로서 그 의미가 있으며, 이를 통해 능력 중심의 경영진 채용이 기업 성장 및 경쟁우위 확보 차원에서 중요할 수 있음을 시사한다. 둘째, 본고는 사외이사 비율, 재무제약 수준이 경영진 능력과 혁신성과의 관계에 어떠한 영향력을 주는지 검토하였다는 점에서 기존 연구들과 차이가 있다. 그럼에도 본 연구는 자료수집의 제약으로 인해 경영진 능력 측정 시 언론 노출 횟수 등 여타 경영진 능력 측정치를 고려하지 못했다는 점에서 한계를 내포하며, 이를 보완한 후속 연구가 진행되기를 기대한다.

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THE KOREAN JOURNAL OF FINANCIAL MANAGEMENT

Volume 39, Number 4, August 2022

Managerial Ability and Innovation Performance: Outside Directors and Financial Constraints

Sungsoo Ha*․Hakkon Kim**

		<Abstract>
	This study explores the effect of managerial ability on innovation performance using a sample of Korean-listed companies. We also investigate the relationship of managerial ability, outside directors ratio, and innovation performance. In addition, we analyze how the interaction term between managerial ability and degree of financial constraints can affect the innovation performance. The main findings are as follows. First, managerial ability and innovation performance have a positive relationship. This result indicates that high-ability managers may contribute to improving innovation. Second, the interaction term between managerial ability and a low ratio of outside directors dummy(LOD) has a positive effect on firm’s innovation performance. Third, the interaction term between managerial ability and a low degree of financial constraints dummy(FUD) has a positive relationship with the innovation performance. These findings show that the relationships between managerial ability and innovation performance can be different depending on outside directors ratio and degree of financial constraints. This paper has contributions in that it is an early study that examined the effect of managerial ability on innovation using Korean firms and suggests that the managerial ability may be important for increasing corporate competitiveness.
Keywords：Managerial Ability, Innovation Performance, Patents, Outside Directors, Financial Constraints

*  First Author, Integrated Ph.D. Program, College of Business, Department of International Business, Chungbuk National University, E-mail: gk4420@chungbuk.ac.kr

** Corresponding Author, Associate Professor, College of Business, Department of International Business, Chungbuk National University, E-mail: kimhk0283@chungbuk.ac.kr

<표 2> 피어슨 상관계수

이 표는 상관관계 분석결과를 보여준다. INO는 혁신성과, MA는 경영진 능력, LOD는 사외이사 저비율 더미, FUD는 재무 비제약 더미이다. SIZE는 기업규모, TANG은 유형자산비율, ROA는 총자산이익률, LAR는 대주주지분율, AGE는 업력, LEV는 부채비율, TOQ는 토빈 Q이다. ( )는 p값이며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 유의수준이다.

	INO	MA	LOD	FUD	SIZE	TANG	ROA	LAR	AGE	LEV	TOQ
INO	1.000
MA	-0.004 (0.781)	1.000
LOD	-0.054 *** (0.000)	0.007 (0.638)	1.000
FUD	0.163 *** (0.000)	0.138 *** (0.000)	0.011 (0.435)	1.000
SIZE	0.594 *** (0.000)	0.048 *** (0.001)	-0.027 * (0.065)	0.265 *** (0.000)	1.000
TANG	0.090 *** (0.000)	-0.153 *** (0.000)	-0.041 *** (0.006)	-0.082 *** (0.000)	0.113 *** (0.000)	1.000
ROA	0.104 *** (0.000)	0.286 *** (0.000)	-0.021 (0.151)	0.391 *** (0.000)	0.179 *** (0.000)	0.036 ** (0.013)	1.000
LAR	-0.157 *** (0.000)	0.046 *** (0.002)	0.021 (0.154)	0.126 *** (0.000)	-0.014 (0.345)	0.042 *** (0.005)	0.177 *** (0.000)	1.000
AGE	-0.071 *** (0.000)	0.005 (0.727)	0.028 * (0.054)	0.112 *** (0.000)	-0.056 *** (0.000)	-0.005 (0.714)	-0.063 *** (0.000)	-0.098 *** (0.000)	1.000
LEV	0.022 (0.139)	-0.082 *** (0.000)	-0.064 *** (0.000)	-0.417 *** (0.000)	0.128 *** (0.000)	0.117 *** (0.000)	-0.328 *** (0.000)	-0.084 *** (0.000)	-0.013 (0.374)	1.000
TOQ	0.102 *** (0.000)	0.062 *** (0.000)	-0.009 (0.536)	-0.025 * (0.087)	-0.037 ** (0.011)	-0.094 *** (0.000)	0.050 *** (0.000)	-0.126 *** (0.000)	-0.143 *** (0.000)	-0.036 ** (0.014)	1.000