감사인지정제도가 본래의 취지대로 운영된다면 감사인 지정기업은 지정년도에 재량적 발생액이 감소될 것이다. 이럴 경우 재량적 발생액이 감소한 지정기업의 회계이익에 대한 주가연관성이 어떻게 변화하는지 관찰하면 우리나라 주식시장의 이익조정에 대한 반응을 추정할 수 있다. 이를 검증하기 위하여 (3)식을 확장하였다.
CARi,t = β0 + β1 UAEi,t + β2 D1UAEi,t + ui,t ----(4)
여기서 D1 = 1 : 지정기업
상기의 식(4)를 두 기간에 걸쳐 각각 검증하였다. 즉, 지정전년도와 지정년도 두 기간에 대하여 검증하였다. 여기서 β2 는 지정기업의 주가에 대한 비기대이익의 추가적인 설명 력을 의미한다.
재량적 요소의 정보력가설에 의하면 지정전년도에는 재량적 발생액을 통한 지정기업의 이익조정으로 미래이익에 대한 경영자의 사적정보가 시장에 전달되었을 것이므로 회계이익의 정보관련성이 높았을 것이고, 따라서 지정전년도를 대상으로 한 검증에서는 β2 는 다른 기업과 유사하여 0 의 값을 갖거나 양( +)의 값을 가질 것으로 기대된다. 반면 감사인이 지정되면 재량적 발생액을 통한 이익조정이 어려워지고 시장이 경영자의 정보로부터 차단되므로 회계이익의 정보관련성이 저하될 것이다. 따라서 β2 는 음(-)의 값을 가질 것으로 예측된다.
반면에 이익의 질적요소를 강조하는 가설에 의하면 지정전년도에는 지정기업의 이익조정으로 회계이익의 질이 낮았을 것이므로 β2 는 음(-)의 값을 가질 것으로 예측된다. 반면 지정년도에는 독립성이 제고된 감사를 통하여 회계이익의 질적
개선이 있을 것이므로 회계이익의 주가연관성이 높아질 것이다 따라서 β2 는 0 의 값이나 양(+)의 값을 가질 것으로 예측된다.
마지막으로 감사인지정의 정보성 효과측면을 고려하면 감사인 지정사실을 투자자가 지정기업의 회계이익의 변동성이 높아질 것으로 받아들일 수 있다. 감사인이 지정되었다는 사실이 해당 기업이 이익을 조정할 가능성이 높다는 의미로 전달된다면 그 이전에는 시장에서 정상기업으로 인식되었던 기업들의 경우 감사인지정은 투자자들이 향후 지정기업의 회계이익에 변동성이 높아질 것으로 변동성에 대한 예상을 조정하는 계기가 될 수 있다.
이 경우 지정년도에 지정기업의 이익반응계수가 적어지는 방향으로 움직일 것이다.
두 기간에 대한 개별적인 분석에 추가하여 지정년도와 지정전년도를 함께 분석하기 위하여 아래 식(5)를 검증하였다.
CARi,t = β0 + β1 UAEi,t + β2 D1UAEi,t + β3 D2UAEi,t + ui,t ---- (5)
D1 = 1 : 지정기업의 지정전년도 D2 =1 : 지정기업의 지정년도
여기서 β1 은 지정과 비지정기업 전체의 비기대 회계이익에 대한 주가수익률의 반응계수를 나타낸다. 식(5)의 β2 와 β3도 식(4)에서 각 기간별로 예측한 결과와 같은 방향의 부호를 가질 것으로 예측된다.
회계이익과 주가연관성에 관한 가설과 그에 따른 식(5)의 각 계수에 대한 예측부호는 [표 2]와 같다.
[표 2] 주가연관성 가설과 예측부호
예측부호
β1 β2 β3
재량적 요소의 정보력가설 + +,0 -
회계이익의 질적가설 + - +,0
감사인지정의 정보성 + -
계 수 가 설
제 5 장 연구의 설계
제 1 절 표본의 선정
상장법인으로 감사인이 증선위에 의하여 지정된 기업 중 다음의 조건을 만족 시키는 기업을 표본기업으로 선정하였다.
① 1995 년부터 1999 년까지 기간 중에 감사인이 신규로 지정된 기업
② 금융업에 속하지 않는 기업
③ 결산기가 12 월말인 기업
④ 지정년도에 관리종목이 아닌 기업
감사인지정으로 인한 재량적 발생액의 변화는 감사인이 최초로 지정된 연도에 가장 분명하게 발생할 것이므로 관찰기간 중에 신규로 감사인이 지정된 기업을 표본으로 하였다.
금융업에 속한 기업은 기본적으로 지정대상에서 제외되고 있으며, 예외적으로 지정되는 경우에도 재무제표의 구성과 재무비율의 행태 등이 비금융업 기업과 많은 차이를 보이므로 표본의 동질성을 위하여 표본에서 제외하였다.
결산기가 12 월말이 아닌 기업들은 주식수익률 분석에서 다른 행태를 보일 가능성이 크다. 통제기업을 선정함에 있어서도 동일한 결산월을 사용하는 기업을 선정해야 하기 때문에 분석의 편의와 통제의 효율을 높이기 위하여 표본 및 통제기업에서 제외하였다.
관리종목에 편입된 기업은 재무적 어려움에 처한 기업으로 볼 수 있다. 부실기업의 경우 주가에 대한 현금흐름의 설명력이 증가하며, 재량적 발생액을 포함한 회계발생항목이 주식수익률에 대하여
유의적인 변수가 되지 못한다는 연구결과와(송인만, 백원선, 이정주 1999; 나종길과 최정호 2000) Jones 모형이 극단적인 기업성과를 보이는 기업을 대상으로 한 경우에는 일정한 편의를 가진다는 보고(Dechow et al 1995; Subramanyam 1996)등을 고려할 때 검증의 적합성을 제고하기 위하여 관리종목을 표본에서 제외하였다.
표본 선정기준에 따라 표본기업으로 선정된 기업 수는 [표 3]과 같다. 전체 지정기업 중 상장법인이 약 38.5%를 차지하며, 비금융상장법인 중 신규지정기업은 266 개사로 약 44.8%에 해당한다. 이 중 관리종목이 41 개를 차지하며, 특히 98 년과 99 년으로 갈수록 증가하는 경향을 보이고 있다. 비 12 월 결산 법인과 KIS-FAS 에서 자료를 구할 수 없는 기업을 제외하고, 총발생액이 지나치게 큰 음(-)의 값을 갖는 기업을 제외한 후 159 개 기업이 최종표본으로 선정되었다13. 총발생액이 지나치게 큰 음을 갖는 기업은 비 12 월 결산법인을 제외한 전체 비금융업 상장법인에 대하여 지정전년도의 총발생액을 기준으로 10 분위로 분리하였을 경우 최하 10 분위에 속하는 기업들을 의미한다. 이들 기업은 손실세척(big bath)을 통한 발생액의 조정 가능성이 있어 표본에서 제외시켰다. 최종서(1998)는 발생조정이 과다할 경우 주식시장에서의 회계정보의 유용성이 감소될 수 있음을 보인 바 있다.
13 총발생액이 지나치게 큰 음의 값을 갖는 기업은 표본기업, 통제기업 및 산업-연도별 발생액 추정모형의 추정에서도 공통적으로 제외하였다.
[표 3] 표본기업의 선정
구분 1999 년 1998 년 1997 년 1996 년 1995 년 합 계 1.총지정기업 220 개 331 개 311 개 354 개 341 개 1557 개 2.비상장법인제외 (130) (161) (187) (232) (247) (957)
3. 상장법인소계 90 170 124 122 94 600
4.금융업제외 (0) (4) (0) (1) (1) (6)
5.비금융상장법인 90 166 124 121 93 594
(1)계속지정기업 35 72 70 77 74 328
(2)신규지정기업 55 94 54 44 19 266
가.비 12 월말/
자료부족 (12) (13) (14) (4) (4) (47)
나.관리종목 (30) (7) (3) (1) (0) (41)
다.총발생액 과다
음의 기업 (5) (7) (4) (2) (1) (19)
6.표본기업 8 개 67 개 33 개 37 개 14 개 159 개
선정된 표본의 산업별 분포는 [표 4]와 같다. 전체적으로 보면 화학과 전기,전자 업종이 가장 많은 표본을 보이고 있으며 기타 산업은 비교적 고른 분포를 보이고 있다. 화학과 전기,전자업종은 상장기업 전체에서 차지하는 비중이 가장 크므로 표본의 산업별 분포는 특이한 것으로 볼 수 없다.
[표 4] 표본기업의 산업별 분포
산업분류1) 표본기업수
음식료품 13
섬유, 의복 10
화학 20
의약품 3
비금속광물제품 8
철강, 금속 10
기계 10
전기, 전자 30
운수장비 12
유통업 11
건설업 8
운수창고업 5
기타제조업 19
합계 159
1) 한국신용평가주식회사의 산업분류 중 중분류임
표본기업의 기술적 통계치는 [표 5]와 같다. 총자산의 평균이 460,489 백만원, 중위수가 128,135 백만원으로 상대적으로 규모가 적으며 14 , 총자산에 비하여 유형자산은 크지 않은 편이다.
매출액순이익률과 당기순이익의 평균이 모두 음의 값을 보여 수익성이 양호하지는 않은 모습을 보이고 있다. 부채비율은 258%로 상장법인의 평균적인 수준과 큰 차이는 없으나 지정전년도의 평균은
327%로 40% 가까이 높은 수준을 보인다. 이는 부채비율로 지정된