III. 분석모형
1. 가설의 설정과 분석모형 및 자료의 작성
을 개연성이 있음에도 불구하고(<그림 1> 참조) 출자총액규제와 투자와의 부(+)의 관계를 보여 주지 못하는 점이 아쉽다고 할 수 있다.
셋째, 출자총액규제와 투자에 관한 정(+)의 인과관계에 대한 설명에도 불구하고 출자 총액규제가 기업의 투자에 실질적으로 제약하는 투자규모에 대한 의미를 명확히 제시 하지 못하고 있다. 출자총액규제의 폐지로 인한 기업투자 증가액 또는 출자총액규제로 인한 실질적 투자제약액이 기업의 전체 투자에서 차지하는 비중이 미미할 경우 재계와 정부의 논쟁에서 출자총액규제로 인해 기업투자가 지연되고 있다는 주장의 타당성이 약화될 것이기 때문이다. 이 경우 기업정책에 있어서도 기업투자를 제약하는 기업 내 여러 요인이 아닌 다른 요인의 개선에 정책초점이 맞추어져야 할 것이고, 출자총액규제 의 유지를 위한 규제목적의 타당성이 인정될 수도 있기 때문이다. 물론 이상의 선행연 구들에 대한 공과에 대해서 보다 명쾌한 결론이 도출되기에는 추후 많은 연구가 필요하 며, 보다 많은 관련 자료의 분석이 필요할 것이지만 위에서 논의된 선행연구가 출자총 액규제와 투자에 관한 효과와 문제의 본질을 충분히 토론의 장으로 끌어내었다고 할 수 있다.
본 연구에서는 이상의 연구들과 다소 상이한 접근 방법을 활용하여 출자총액규제와 투자와의 관계를 분석하지만 관련 정책효과의 분석에 있어 일정한 한계를 가지고 있으 며 역시 모든 논의와 문제를 해결할 수는 없을 것으로 판단된다.
출자총액규제와 대규모기업집단의 투자 141
본 연구에서 아래의 가설은 출자총액규제 내용의 잦은 변화, 출자규제의 존재 여부, 출자총액규제의 실제 기업의 출자비율 제약 여부, 출자규제의 강화 등 여러 다양한 형 태로 나타나는 정책적 규제의 여러 측면과 기업투자와의 관계를 살펴보기 위해서 설정 되었다.
가설 1: 총액규제와 관련된 빈번한 정책변화(정책 불안정성)는 기업투자를 저해한다.
가설 2: 출자총액규제의 존재 자체가 기업투자를 저해한다.
가설 3: 출자총액규제가 기업의 출자비율을 제약할 때 투자를 저해한다.
가설 4: 출자총액규제의 강화는 기업의 투자를 저해한다.
가설 5: 대기업집단에 대한 출자총액규제는 대기업집단을 제외한 타 기업의 투자를 저해한다.
1987년 출자총액제한제도가 도입된 이래 1994년 종전 출자한도 40%에서 25%로 축 소되었으며, 외환위기 이후 1998년에는 완전히 폐지되었고, 2001년에는 다시 부활하는 등 크게 4가지 기간 동안 잦은 변동을 겪었기 때문에 기업집단의 출자행위에 대한 규제 의 잦은 변동이 정책의 불안정성을 야기하여 기업투자를 저해하였을 가능성이 있는데 가설 1은 이를 검정하기 위한 가설이다. 가설 2는 출자총액규제의 존재 자체가 기업투 자를 제약하는지 여부를 검토하기 위한 가설이다. 개괄적으로 볼 때 선행하는 연구들이 검토한 내용이라고 볼 수 있다.
가설 3은 출자총액규제가 실제로 기업의 출자비율에 제약요인으로 작용할 때 투자를 저해하는지 여부를 살펴보기 위한 가설이다. 출자총액규제가 존재한다고 하더라도 규제
비율(출자한도비율)이 낮지 않을 경우 기업집단에는 실질적 제약요인으로 작용하지 않을
수 있다. 실제 <그림 1>을 보면 1987~1994년간 출자한도가 40%일 때 대규모기업집단 의 출자비율은 그보다 낮은 수준이었기 때문에 규제로서 큰 작용을 하지 않았다고 볼 수 있다. 반면 1994~1997년간 출자한도가 25%로 낮아져 규제가 보다 강화되었을 경우 나 2001년 이후 출자총액규제가 재도입되었을 때에도 기업집단의 출자비율은 이와 대 등하여 추가적인 출자에 대한 실질적 제약 효과가 존재할 수 있었음을 알 수 있다. 따라 서 실제 출자규제가 기업의 출자를 제약할 정도가 되었을 경우 투자를 저해하였는지를 평가하기 위한 가설이다. 가설 4는 출자총액규제의 강화가 기업의 투자를 저해했는지
여부를 평가하기 위한 것이다. 출자한도가 40%에서 25%로 강화되거나, 폐지되었다가 다시 도입되었을 경우 기업집단의 투자를 제약하는지 여부를 평가하기 위한 가설이다.
<그림 1> 연도별 출자비율, 출자규제비율 추이
<그림 2> 기업의 연도별 자금조달별 설비투자계획 추이
자료: 산업은행, 설비투자계획조사, 통계편, 각 연도.
자료: 공정거래위원회
출자총액규제와 대규모기업집단의 투자 143
그리고 마지막 가설 5는 대규모기업집단에 대한 출자총액규제가 대규모기업집단에 소속되지 않은 다른 기업집단이나 중소기업의 투자를 저해하였는지 여부를 평가하기 위한 가설이다. 한국의 기업현실에서 대기업의 투자가 진행될 경우 경기부양에 긍정적 효과가 있고 또 기업집단 밖의 관련 중소기업의 매출증가가 기대될 것이기 때문에 출자 총액규제로 대기업의 투자가 제약을 받는다면 이들 기업의 투자 역시 이루어지지 않을 것이기 때문이다. 따라서 그 가능성 여부를 검증해 보고자 하는 것이다.
(2) 추정모형의 설정
이상의 가설은 일반적으로 많이 사용되는 투자함수에 위 가설과 관련된 변수들을 정 의함으로써 검증이 가능하게 된다. 본 연구에서 활용하고자 하는 투자함수는 토빈 Q 모 형과 매출액 가속도 모형을 결합한 형태이다.
토빈의 Q 모형은 기업의 가치를 최대화하는 것이 목표인 경영자는 기업의 시장가치 가 장부가치보다 큰 경우에는 항상 투자를 늘린다는 것이 모형이고, 매출액 가속도 모 형은 투자지출 규모가 매출액의 증가율에 비례한다는 모형인데 이는 구체적으로는 Devereux and Schiantarelli(1989)의 모형에 매출액을 변수로 추가적으로 도입․변형하여 사용한 모형이라고 할 수 있다. 즉
(1)
여기서 는 고정자산에 대한 투자비율, 는 토빈의 Q, 는 고정자산에 대한 현금흐름의 비중, 는 고정자산에 대한 총부채의 비중 , 는 고정자산에 대한 유동자산의 비중, 는 고정자산에 대한 매출의 비중을 나타낸다.
그 다음은 출자총액제한제도의 효과를 살펴보기 위한 변수로서 은 출자총액 제한 관련 정책변화를 나타내는 더미변수, 는 출자총액규제의 존재 여부, 실제 출 자제약 여부, 출자총액규제 강화 여부를 나타내는 변수이다.
여기서 출자총액규제의 효과를 살펴보기 위한 가설검정에 사용될 변수인 에는 3가지 변수가 각각 독립적으로 투자함수의 추정에 도입되게 된다. 그 이유는 변수의 속 성상 유사한 측면이 있을 수 있고, 또 이를 반영하여 변수들이 상관관계가 높기 때문에
다중공선성 문제를 피하기 위함이다(<표 1> 참조).
(3) 자료의 작성
본 연구에서는 이상에서 설정된 투자함수를 추정하기 위해 1993~2003년까지의 한국 신용평가(주)의 KISLINE 데이터베이스를 사용하여 상장기업 가운데 금융기관을 제외 한 제조업을 분석대상으로 투자, 고정자산, 토빈의 Q, 매출, 현금흐름, 유동부채 등에 대 한 자료를 기초로 투자함수 추정에 필요한 자료를 작성하였다.
구체적으로 살펴보면, 고정자산은 고정자산 장부가격을 사용하였는데 구체적으 로는 투자자산과 유형자산 및 무형자산의 합으로 정의하였다. 실증분석에서 는 기초 의 고정자산이기 때문에 전년도 기말의 자료를 사용하였다. 투자는 재무상태 변동표 의 고정자산의 증가와 현금흐름표상의 유․무형자산의 증가액을 사용하였다. 고정자산 (계)의 증가분을 활용할 수도 있으나 실증분석 결과 통계적 적합성이 매우 낮은 결과를 보여 주었기 때문에 전자를 사용하였다.
실증분석에 사용되는 여러 변수들 가운데 특히 토빈의 Q를 정교하게 구하는 작업은 많은 노력을 요구하는 것으로 본 연구에서는 토빈 Q의 대리변수를 사용하였다. 토빈의 Q값을 계산하기 위해서는 불가피하게 기업의 주식가격이 필요한바, 본 실증분석에서는 주식가격이 존재하는 상장회사를 분석 대상으로 하였다. Chung and Pruit(1994)가 제시 한 방법을 이용하여 공명재(1999)와 마찬가지로 다음과 같이 대리변수 Q값을 구하였 다.1) 이를 위해 우선 기업의 시장가치는 자기자본의 시장가치와 타인자본의 시장가치의 합계로 정의하여 도출하였다. 자기자본의 시장가치는 기업의 기말주가에 보통주 발행주 식 수를 곱하여 산출하였다. 보통주 발행주식 수, 주가는 KISLINE DB의 주가자료를 활 용하였다. 또한 타인자본의 시장가치는(유동부채-유동자산+고정부채)의 장부가격으로 정의하였다.
현금흐름은 세후이익과 감가상각비 및 기타무형자산상각의 합계로서 구하였다.2) 장
1) 공명재(1999), 박상수․진태홍(1996) 등과 마찬가지로 본고에서 사용한 토빈 Q의 대리변수는 (기업의 시 장가/기업의 장부가)인 비율(M/B)을 사용하였다.
2) 무형자산상각을 포함시켜 현금흐름을 산출한 이유는 근래에 기업의 자산 중 무형자산의 비중이 점차 커 지고 있고 무형자산에 대한 투자가 중요해지고 있는 상황에서 무형고정자산상각을 현금흐름에 포함시 키는 것이 보다 정확한 현금흐름을 산출할 수 있다고 판단하였기 때문이다.
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기부채는 사채와 장기차입금의 합으로 정의하였다. 그 외 유동자산 은 재무자료 의 유동자산의 합계를 사용하였다. 기업투자에 있어서 가속도 모형을 반영하기 위해서 는 매출액 자료가 사용되었다. 또한 IMF 체제 아래서의 투자가 다소 영향을 받았음을 고려하여 1998, 1999, 2000년에 대해서 IMF dummy변수를 정의하였다.
다음은 본 논문에서 설정한 여러 가지 가설의 실증분석을 위해 필요한 변수에 대한 정의이다. 첫째, 출자총액규제가 자주 변화된 점을 반영하여 출자총액규제의 잦은 변동 이 정책 불안정성으로 인해 기업의 투자에 악영향을 미쳤을 수 있음을 반영하기 위해 정책이 바뀐 연도, 가령 출자총액규제가 강화되거나, 완화되거나, 폐지될 경우 정책이 변화되었다고 보고 정책변화가 있었던 다음 연도에 대해 1의 값을 그렇지 않은 연도에 는 0의 값을 부여하였다(Plochn).
둘째, 출자총액규제가 존재했느냐 그렇지 않느냐에 따라 출자총액규제의 존재가 기 업투자에 영향을 미쳤는지를 분석하고자 하였다. 이를 위해 출자총액규제가 있었던 연 도에 1의 값을, 출자총액규제가 폐지되었던 연도에 0의 값을 부여하였다.
셋째, 출자총액규제가 기업의 실제 출자비율의 한계치에 도달하여 투자를 실질적으 로 제한한 개연성이 있었던 기간이 1995~1997년과 2001~2004년이었다는 점을 반영하 여 이 기간에 대해 1의 값을, 그렇지 않은 연도에 대해서는 0의 값을 부여하였다
(Chadum). 이 변수는 더미변수가 아닌 출자총액규제비율과 실제출자비율의 차이를 나타
내는 변수(Cha)로 정의되어 실증분석에 이용되기도 하였다. 그 다음은 역시 출자총액제 한이 기업투자에 영향을 미치는 경우가 기존의 출자총액제한이 강화되었을 때 나타날 수 있음을 반영하기 위해 출자총액제한의 강화 여부를 정의하여 출자총액규제가 강화 된 기간에 1의 값을, 그렇지 않은 기간에 0의 값을 부여하였다(Streng).
이상의 방법으로 작성된 각종 변수들의 단순 기술통계량과 상관계수행렬을 보면 다 음의 <표 1>, <표 2>와 같다. 특히 <표 2>에서 관련변수들간의 상관계수는 이상에서 설 정한 모형과 깊은 관련이 있다. 고정자본에 대한 현금흐름, 장기부채, 유동자산의 비율 은 이상의 모형에서는 독립적으로 모형에 포함되어 있으나 본 연구에서는 상관관계가 너무 높아서 현금흐름 변수만을 사용하였다. 다른 변수를 포함한 추정결과도 이론적 인 과관계가 유의성 있게 나오고 있었지만 본 연구에서 출자총액제한과 관련된 가설검정 에 영향을 미치는 요인이 아닌바 생략하였다.