부실기업의 파급효과
는 일본은행이 매우 비효율적이고 부채의존적인 기업 즉 부실, 기업에 금융지원을 계속해 준 때문이라고 주장하였다 이러한. 열악한 은행관행은 생산적인 기업이 시장점유율을 증대시키지 못하도록 하고 전체 경제의 생산성 향상을 억제하였기 때문이 라고 지적하였다 이들은 일본의 기업데이터를 이용한 분석을. 통해 좀비기업이 집중되어 있는 산업에서 생산성 증가가 낮았 음을 보여 주었다.
CHK(2008)에 따르면 좀비기업은 정상기업의 이윤율을 낮추고 정상기업의 시장진입과 투자를 어렵게 한다 좀비기업이 지배하. 는 산업에서는 일자리의 창출과 일자리 파괴를 억제하며 생산 성 향상을 낮춘다는 분석결과를 얻었다 이들은. 1990년대 일본 의 장기불황이 좀비기업에 의한 은행의 관용적 대출행태에 기 인한다고 보고하고 있다 상장기업을 대상으로 분류한 결과 일. 본의 좀비기업의 비중은 1993년까지 업체 수 기준으로 5 15%∼ 수준이었으나, 1994 1996∼ 년 기간 중에는 급상승한 이후 2002 년까지 30% 이상을 유지한 것으로 나타났다 기업의 자산규모. 를 반영한 좀비기업의 비중 추이도 동일한 패턴을 보이고 있으 나 그 수준은 업체 수 비중보다 낮은 수준, (1990년대 중반 이후 약 15%)으로 나타나 상대적으로 규모가 작은 상장업체에서 좀비기 업이 많이 발생하였음을 시사하고 있다 좀비기업 비중을 업종. 별로 보면 건설업 부동산업 서비스업보다 제조업의 경우 상대, , 적으로 낮은 것으로 나타났다 제조업의 경우에도. 1990년대 중 반 이후 좀비기업 비중이 상승하였으나 비제조업과는 달리 좀 비기업의 비중이 크게 증가하지 않은 것으로 나타났다.
한편 우리나라의 경우에 부실기업의 퇴출이 지연되어 신규기, 업의 진입이 지연된다는 것을 보여주는 연구결과가 있다 김주. 훈 외(2009)는 외환위기 이전의 중소기업 존속률(43.1%)에 비해 외환위기 이후 존속률(51.3%)이 크게 증가하였으나 그중 절반 이상은 생산이 감소한 부실 중소기업의 존속이 증가한 것에 기 인한다 외환위기 이후 고성장 기업을 비롯한 중소기업의 성장. 이 과거에 비해 높아졌다 정부의 중소기업 지원확대로 생산이. 감소하는 부실기업들조차 퇴출이 지연되었다 퇴출지연으로 신. 규진입의 지체가 유발되었다 정부지원은 중소기업의 성장제고. 와 부실기업의 퇴출지연을 유발하였지만 부실기업의 퇴출지연 이 더 크게 나타났다고 지적하였다.
추정모형 (2)
기업투자함수를 설정하고 추정할 때 그동안 많은 실증모형들이 이용되어 왔다 또한. Galeotti et al.(1994), Fazzari et al.(1988) 및 매 출액 증가율을 설명변수로 포함하여 분석한Rosenberg(2004) 등과 같은 기업투자 함수를 추정하였다 즉. ,
＋
(5)
실증분석에서는 위의 식(5)로 표시된 기본모형을 변용하여 분 석하기로 한다 여기서 투자변수. ()는 유형고정자산 대비 현금 흐름표상의 기업투자 비율을 사용하였다. 는 유형고정자산
대비 현금흐름을 나타내고, 는 유형고정자산 대비 총부채를 의미하며, 는 유형고정자산 대비 유동자산 비율을 의미하 며, 는 매출액 증가율을 의미한다 현금흐름은 당기순이익과. 감가상각비를 합친 금액을 유형고정자산으로 나눈 값을 사용하 였다.
또한 투자함수를 실증 추정함에 있어서 부실기업이 정상기업 의 투자에 어떤 영향을 주는가를 검토하기 위해 CHK(2008)의 실증분석과 마찬가지로 정상기업의 더미변수를 의미하는
변수와 이 정상기업 더미변수와 부실기업의 산업 내 매출액 비 중을 의미하는 변수의 상호작용항인 ＊변수를 추 정과정에 포함하였다 부실기업의 증가는 정상기업의 경제활동. 을 해칠 수 있다 산업 내에 많은 부실기업이 존재할 때 부정적. 인 충격은 창업의 감소와 기업파괴의 증가를 가져오고 정상기 업이 이뤄 놓은 사업을 축소시킬 수 있다 이러한 예측이 맞는. 다면 상호작용항의 추정치는 투자함수와 고용함수에서 (-)가 되 어야 할 것이다.
추정결과 (3)
가 투자함수 추정결과.
본 연구에서 이용하는 자료는 불균형 패널자료이고 종속변수 의 시차변수가 독립변수의 하나로 포함되는 동태적인 모형이다. 이러한 모형을 동태적 패널자료(dynamic panel data)모형이라 하 는데 이 같은 모형의 추정에는 GMM을 이용함으로써 효율적이
고 일관성 있는 추정치를 얻을 수 있다.11)
표 은 투자함수를 을 이용하여 추정한 결과와 그에
< 7> SYS-GMM
상응하는 표준오차를 보고하고 있다. Arellano and Bond(1991)가 오 차항에서 고차의 계열상관의 여부를 보기 위해 개발한m2검정치와 그에 상응하는 값 그리고p Sargan 통계치와 그에 상응하는 값을p 보여주는데 이것은 모형이 올바르게 설정되었고 또한 수단변수들이 타당하다는 결합 귀무가설을 검정하는 데 이용된다.12) 그런데 Arellano and Bond(1991)의 단계2 GMM추정치의 점근적 표준오차 는 하향편의가 나타나 통계적 유의성을 과장하는 것으로 나타났다. 이에 따라Windmeijer(2005)는 이 같은 표준오차의 하향편의를 교정하 는 방법을 제시하고 있는데 이번 연구에서는, Windmeijer(2005)의 수정 된 표준오차방식(WC-robust)으로 추정한 단계 추정치를2 SYS-GMM추 정치와 함께 제시하고 있다 따라서. WC-robust 무조정 추정치와
WC-robust조정 추정치는 동일하지만 이 두 추정치에 대한 표준오,
차는 서로 다르게 나타난다.
이 투자함수 추정식에서는 전기의 투자 현금흐름 부채비율, , , 매출액증가율 및 유동성 등을 주요한 설명변수로 사용하여 추정 한 것이다 우선 현금흐름은 투자의 현금흐름 민감성을 나타내는. 변수로 투자함수를 추정하는 데 자주 사용되는 변수이다 매출액. 증가율은 해당기업의 성장을 나타내는 변수이다 매출액증가율이. 낮은 기업은 신규투자를 단행할 유인이 없지만 매출액이 증가하,
11) Ahn and Schmidt(1995) 및 Blundell and Bond(1998)를 참조.
12) 이에 대한 보다 자세한 내용은 Arellano and Bond(1991)와 Blundell, 를 참조할 것
Bond, Devereux, and Schiantarelli(1992) .
면 그 기업은 새로운 설비투자를 통해서 생산능력을 증대시키려 할 것이다 분석결과를 보면 전기의 기업투자는 금기의 기업투자. , 에 많은 영향을 주는 것으로 나타나고 있다 현금흐름과 부채비. 율의 증가는 투자에 통계적으로 유의한 변수는 아니었다 매출액. 증가율 변수는WC-robust 무조정의 경우1% 유의수준에서 통계 적으로 유의한 양의 계수를 나타내고 있다 반면에. WC-robust조 정을 한 경우에는10% 유의수준에서 통계적으로 유의한 양의 추 정계수를 나타내고 있다 여기에서 우리가 관심을 갖고 있는 변수. 는 정상기업더미(HFD)와 상호작용항의 추정계수이다 정상기업. 더미변수는 WC-robust 무조정의 경우 5% 유의수준에서 유의한
표 전체 표본 투자비율 추정결과
< 7>
구 분 WC-robust무조정 WC-robust조정
추정치 표준오차 추정치 표준오차
0.197*** 0.033 0.197*** 0.050
0.011 0.007 0.011 0.012
0.000 0.001 0.000 0.001
0.058*** 0.016 0.058* 0.030
0.058 0.000 0.058 0.000
0.000 0.001 0.000 0.002
0.159** 0.075 0.159* 0.085
＊ 0.061 0.115 0.061 0.123
상수항 0.038 0.052 0.038 0.065
Sargan 0.124
m2 0.260
주: 1) ( ) 안은 표준오차임.
모든 방정식에 연도더미를 포함함
2) .
는 잔차의 차 시계열상관 검증치이며 의 정규분포
3) m2 2 N(0,1)
통계치는 과도식별제약에 대한 검증치이며 분포를 함
4) Sargan x2(k) .
변수였으며, WC-robust 조정의 경우 10% 유의수준에서 유의한 양의 추정계수를 보여주고 있다 반면 상호작용항은 통계적인. 유의성이 매우 낮은 것으로 나타났다 전체 표본을 가지고 분석. 한 결과 정상기업이 투자를 유의하게 증가시키는 것으로 나타나 지만 부실기업이 정상기업의 투자를 감소시키는 효과는 유의성, 있게 나타나지 않는다고 해석할 수 있다.
표 은 대기업과 중소기업의 기업투자의 변동요인을 추정한
< 8>
결과이다 이 표는 전체 표본을 대기업과 중소기업으로 구분하. 여 부실기업의 경제적 파급효과가 달리 나타나는가를 분석한 것이다. 대기업 투자함수와 중소기업의 투자함수 모두에서Sargan 통계치 와m2가 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타나고 있다 따라서. 전체적으로 모형의 추정과정에서 적용한 도구변수가 적절하고 또 시계열 자기상관이 없다는 것을 보여주고 있다 그렇지만 대. 기업 투자함수의 경우WC-robust 무조정 투자함수의 추정계수의
유의성과WC-robust 조정 투자함수의 추정계수의 유의성이 매우
큰 차이를 나타내고 있다. 특히 대기업 투자함수의 경우 무조정 투자함수의 추정계수는 매우 유의한 추정계수 WC-robust
를 보여주고 있다 전기의 투자 현금흐름 부채비율 유동성비율. , , , 등은 통계적으로 유의할 뿐만 아니라 이론적인 기대에 부합하는 부호를 보여주고 있다 그러나. WC-robust 조정 투자함수의 경우 전기의 투자비율뿐만 아니라 현금흐름 부채비율 매출액 증가율, , , 유동성비율 등 어느 것 하나 통계적이 유의성이 없었다 더구나. 무조정인 경우나 조정인 경우 모두에서 우
WC-robust WC-robust
리가 관심을 갖고 있는 정상기업 더미변수 및 상호작용항은 통계
적인 유의성이 없는 변수로 나타나고 있다 대기업의 경우 다음. 절의 분석에 제시된 고용증가율 추정식과 마찬가지로 정상기업 더미변수 부실기업의 산업 내 비중변수뿐만 아니라 상호작용항, 의 분석결과는 통계적으로 유의미한 변수가 아니었다.
표 대기업과 중소기업의 투자비율 추정결과
< 8>
구 분
대기업 중소기업
WC-robust
무조정 WC-robust조정 WC-robust무조정 WC-robust조정 추정치 표준
오차 추정치 표준
오차 추정치 표준
오차 추정치 표준 오차
0.108*** 0.039 0.108 0.080 0.169*** 0.033 0.169*** 0.062
0.015** 0.006 0.015 0.010 0.015** 0.007 0.015 0.013
-0.002** 0.001 -0.002 0.000 0.001 0.001 0.001 0.001
0.016 0.012 0.016 0.073 0.063*** 0.016 0.063 0.048
-0.003*** 0.001 -0.003 0.003 0.000 0.000 0.000 0.000
0.004*** 0.001 0.004 0.002 -0.001 0.001 -0.001 0.002
0.104 0.080 0.104 0.107 0.193*** 0.066 0.193** 0.094
＊ 0.195 0.152 0.195 0.271 -0.312** 0.151 -0.312* 0.185 상수항 0.085 0.066 0.085 0.089 0.075 0.049 0.075 0.071
Sargan 0.537 0.123
m2 0.656 0.488
주: <표 7>을 참조.
반면에 중소기업 투자함수 추정치의 분석결과는 대기업을 대 상으로 한 분석결과와 다르게 나타나고 있다 우선. WC-robust 무조정의 중소기업 투자함수 추정결과에 의하면 전기의 투자뿐 만 아니라 매출액 증가율 변수가 통계적으로 유의한 것으로 나 타났다 이뿐만 아니라 정상기업 더미변수는 통계적으로. 1% 유
의수준에서 유의한 양의 추정계수를 보여주고 있다 상호작용항. 은 5% 유의수준에서 통계적으로 유의한 음의 추정계수를 보여 주고 있다 뿐만 아니라. WC-robust 조정 중소기업 투자함수 추 정치의 경우에도 통계적인 유의성은 다소 감소하기는 하지만 정상기업 더미변수는 5% 유의수준에서 유의한 양의 추정계수를 보여주고 있고 상호작용항은, 10% 유의수준에서 유의한 음의 추정계수를 나타내고 있다 이것은 부실 중소기업의 산업 내 비. 중이 증가하면 정상기업의 투자가 감소된다는 것을 유의성 있 게 보여주는 것이라고 할 수 있다 이것은 부실기업의 비중이. 높은 산업에서 활동하는 정상기업의 경우 투자증가율을 낮춘다 는 것을 함축하는 것이다.
우리는 투자함수 추정식 분석결과에서 다음과 같은 중요한 결론을 도출해 낼 수 있다 한 산업 내에 존재하는 부실기업의. 비중의 증가는 그 산업 내에서 경제활동을 하고 있는 정상 중소 기업의 투자를 감소시키는 역할을 한다. CHK(2008)가 적절히 지 적한 바와 같이 산업 내에 많은 부실기업이 존재할 때 부정적인 충격은 창업이 감소하고 기업파괴가 증가하여 정상기업이 이뤄 놓은 다수의 사업을 축소시키는 결과를 초래할 수 있다 일본의. 경우를 분석한 Ogawa(2003)도 재무적인 부실이 중소기업의 유 형고정자산의 투자에 악영향을 준다는 결과를 보고하였다 이것. 은 이미 앞서의 논의에서 지적한 바와 같이 중소기업의 경우 부 실기업의 정상기업 발목잡기 현상이 현실적으로 나타나고 있음 을 보여주는 좋은 증거라 할 수 있다.