[표 15] 는 비기대이익의 주식수익률 설명력을 검증한 결과를 요약한 것이다. 먼저 기본모형인 모형 1 의 결과를 보면 β1 의 계수가 0.5309 로 1%수준에서 유의적이며 선행연구들의 결과와 큰 차이를 보이고 있지 않다. 표본기업만을 대상으로 한 검증에서도 크게 다르지 않으며, 비기대이익의 추정계수도 유의적으로 나타났다.
이렇게 볼 때 비기대이익 모형의 검정력은 양호한 것으로 보인다.
확장모형인 모형 2 의 결과도 F 값이 상당히 높게 나타나 회귀모형의 문제는 없는 것으로 보인다. 지정전년도를 더미변수로 추가한 모형 2-지정전년도의 계수는 0.0685 로 비유의적이나, 모형 2-지정년도의 경우에는 지정년도의 계수가 0.4470 으로 음의 값을 가지며, t 값은 2.05 로 5%수준에서 유의적이다. 이는 지정년도의 비기대이익은 음의 추가적 정보력을 갖는 것을 의미하므로 [표 15]의 결과는 회계이익과 주가연관성에 대한 가설 중 감사인지정의 정보성가설이나 재량적 요소의 정보력가설을 지지하는 것으로 보인다. 표본기업만을 대상으로 한 검증(모형 2-1)에서도 지정년도의 계수는 음으로 나타났다. 표본기업만을 대상으로 한 분석의 경우는 기업 특성의 차이로 인한 영향은 거의 없을 것으로 보인다. 다만 이 경우는 계수의 통계적 유의성은 낮은 것으로 나타났다.
지정전년도와 지정년도를 함께 분석한 모형 3 의 경우도 모형의 검정력이 양호하며, β2 와 β3 의 계수가 각각 0.0079 와 0.4480 으로 모두 음(-)의 부호를 가진다. β2 는 비유의적이므로 큰 의미를 찾기는 어렵다. β3는 t 값이 5% 수준에서 유의적이다.
[표 15] 감사인 지정기업의 비기대이익의
기본적으로 모형 2 와 모형 3 은 유사한 의미를 가지며, 지정전년도에는 지정기업의 비기대이익의 추가적인 정보력을 기대하기 어려우나 지정년도에는 유의적인 추가정보력을 갖는 것으로 해석된다.
이런 결과는 두 가지로 설명할 수 있다. 먼저 발생액 검증에서 지정기업은 지정전에 이익을 조정하는 것으로 나타났으나 이런 점은 시장에 이미 반영되어 이로 인하여 이익반응계수에 차이를 보이지는 않는 것으로 보이며, 감사인지정이라는 새로운 정보가 시장에 전달됨에 따라 이익반응계수가 음의 방향으로 조정된다고 볼 수 있다. 이는 감사인지정이라는 사실을 시장이 해당 기업의 회계이익의 변동성이 향후 증가할 것으로 받아들인다고 볼 수 있다.
또 다른 설명은 재량적 요소의 정보력가설을 고려할 수 있다.
지정전에는 기업의 이익력에 관한 경영자의 사적정보가 시장에 전달되었으나, 앞서 발생액 검증에서 검토되었듯이 지정감사인의 감사로 사적정보의 전달이 차단되어 이익에 대한 주가반응이 조정될 수도 있다. [표 15]의 연구결과 β2 의 계수가 0 에 가까워 감사인지정전에는 지정기업의 추가적인 이익반응계수가 0 이거나 양(+)일 것이라는 예측과 일치하나 유의적인 결과로 볼 수는 없다.
[표 15]의 결과의 해석에는 유의할 점이 있다. 즉 상기 모형에서 비기대이익의 계산은 랜덤웍가정에 따라 관찰연도 실제 회계이익에서 직전년도의 회계이익을 차감하는 방식으로 이루어졌다. 그런데 지정기업의 경우 앞서 발생액검증에서 확인된 바와 같이 지정년도에는 재량적 발생액을 통한 이익조정이 억제되는 것으로 나타났으므로 비기대이익의 계산의 동질성이 손상될 가능성이 있다. 지정전년도의 비기대이익은 지정전년도와 그 전년도 모두 이익조정에 아무런 제약이 없는 상태에서 산출된 회계이익을 기초로 추정된 반면, 지정년도의 비기대이익은 이익조정에 제약이 없었던 전년도 이익을 기대이익으로 보아 이익조정에 제약이 있었던 지정년도이익에서 차감하였으므로 두 기간의 비기대이익의 동질성에 차이가 있다. 이런 차이로 인한 잡음이 상기 [표 15]의 결과에 영향을 주었을 가능성이 있다.
이런 점을 고려하여 다음에서 비기대이익에서 재량적 요소를 제거하여 계산한 검증을 실시하였다.