B : CARi = α + β1UEi + ∑
3
j= 2(βj- β1) DjUEi + ε (N=2848)
계 수 추정치 (t-값)
βj(j=1에서 3까지)는 기업그룹별(전체기업, 상․
하한가 기업, 상승․하락한 기업) 이익반응계 수이며, 더미변수 Dj(j=2에서 3까지)는 해당 기업의 그룹이 j일 경우 1의 값을, 다른 그룹 인 경우 0의 값을 갖는다
절편(α) 0.003 (2.579)***
β1 0.130 (19.312)***
β2-β1 1.052 (3.115)***
β3-β1 1.018 (5.061)***
adjusted-R2 0.219
상․하한가를 기록한 기업표본이 전체표본이나 상승 혹은 하락한 기업보다 회귀계 수가 더 크고 모형의 설명력도 더 높았으며 이러한 결과는 모든 연도에 걸쳐 일관되게 나타났다.
이들 이익반응계수의 차이가 통계적으로 유의한 지를 검증한 결과를 나타내고 있는
<표 6>의 panel B에서 상․하한가를 기록한 기업의 이익반응계수와 전체기업의 이익 반응계수의 차이가 유의함을 보여주고 있다.(β2-β1＞0) 또한 상승․하락한 기업의 이익반응계수도 전체기업의 이익반응계수보다 유의하게 큼을 보여주고 있다.(β3-β1＞0) 이상과 같은 결과에 비추어 볼 때 회계이익 공시의 정보효과를 검증한 기존의 연구 에서 검증기간 동안 주식가격이 상․하한가를 기록한 기업의 정보효과는 상대적으로 작게 평가되었고 검증기간 동안 주식가격이 상승·하락한 기업들의 정보효과는 상대적 으로 크게 평가됨으로써 서로 상쇄된 결과로 회계이익 공시의 정보효과가 제시되었다 고 볼 수 있다.
효과와 균형주식가격으로 산정된 누적비정상수익률을 이용한 회계이익 공시의 정보 효과에 유의한 차이가 있는가를 검증하였다.
<표 7>은 검증기간 3일에 걸쳐 Roll의 방법과 최우추정법을 이용하여 추정된 균형 주식가격과 실제주식가격으로 계산된 수익률을 비교하고 있다.
<표 7> 실제수익률과 균형수익률간의 비교 A : 상한가를 기록한 경우
평 균 연 도
수익률 구분 Friedman검증의
F-통계량
실 제 Roll 최우추정법
1995년(n=93) 0.0395 0.0655 0.0554 229.23***
1996년(n=54) 0.0568 0.0723 0.0652 69.24***
1997년(n=68) 0.0765 0.1042 0.0903 141.66***
1998년(n=114) 0.1062 0.1538 0.1322 202.44***
전 체(n=329) 0.0731 0.1052 0.0908 630.88***
B : 하한가를 기록한 경우
1995년(n=207) -0.4020 -0.0740 -0.0580 608.52***
1996년(n=27) -0.0561 -0.0692 -0.0576 15.70***
1997년(n=52) -0.0752 -0.1091 -0.0884 71.00***
1998년(n=17) -0.1042 -0.1387 -0.1158 10.00***
전 체(n=303) -0.0512 -0.0832 -0.0665 605.29***
주 : 표의 기업 수는 검증기간 3일 동안의 기업 수를 합산한 것임.
* 10% 미만에서 유의함
** 5% 미만에서 유의함
*** 1% 미만에서 유의함
상한가의 경우는 <표 7>의 패널 A에 나타난 바와 같이 Roll의 방법에 의해 추정된 주식가격을 이용한 수익률이 가장 높고 다음으로 최우추정법에 의한 수익률이 높으며 실제주식가격에 의한 수익률이 가장 낮음을 알 수 있다. 반대로 하한가의 경우는 Roll 의 방법에 의한 주가수익률이 가장 낮고 실제주가수익률이 가장 높은 것으로 나타났다.
이러한 결과에 대한 통계적 검증을 위하여 비모수통계기법인 Friedman검증을 수행 한 결과 상한가를 기록한 경우와 하한가를 기록한 경우 모두 전체년도에 걸쳐 1% 미만 에서 유의한 것으로 나타나 실제수익률과 추정된 균형수익률간에는 통계적으로 유의 한 차이를 보이고 있음을 확인하였다.
또한 실제수익률과 추정된 균형주식가격에 의한 수익률 사이의 차이에 대한 검증을 위해 추가적으로 각각 짝을 이룬 t-검증과 Wilcoxon 검증을 실시한 결과가 <표 8>에 나타나 있다.
<표 8> 실제수익률과 추정된 균형수익률간의 짝을 이룬 t-검증 및 Wilcoxon-검증의 결과
구 분
상한가를 기록한 경우 하한가를 기록한 경우
n= R1-R2 R1-R3 R2-R3 n= R1-R2 R1-R3 R2-R3
1995년 93 -7.427***
(-7.511)***
-6.584***
(-6.513)***
2.457**
(1.881)* 207 11.505***
(11.076)***
10.106***
(9.775)***
-4.757***
(-3.940)***
1996년 54 -4.886***
(-3.998)***
-4.172***
(-3.466)***
1.915*
(1.066) 27 2.597**
(2.077)**
0.665 (0.095)
-2.117**
(-1.765)* 1997년 68 -6.343***
(-5.914)***
-5.383***
(-5.161)***
2.763***
(1.680)* 52 4.769***
(3.368)***
4.675***
(3.176)***
-2.721***
(-1.206)***
1998년 114 -6.925***
(-6.142)***
-6.237***
(-5.559)***
2.819***
(1.525) 17 1.756* (0.948)
1.262 (0.914)
-1.110 (-0.310) 전 체 329 -8.482***
(-7.183)***
-6.119***
(-5.162)***
3.450***
(2.404)** 303 10.573***
(10.559)***
7.599***
(7.704)***
-5.167***
(-4.304)***
주 : ( )안의 수치는 Wilcoxon 검증통계량의 Z값을 나타내는 것임.
R1 : 실제수익률(실제주식가격을 이용한 주식수익률)
R2 : Roll수익률(Roll의 방법에 의하여 추정된 균형주식가격을 이용한 수익률) R3 : 최우수익률(최우법에 의하여 추정된 균형주식가격을 이용한 수익률)
* 10% 미만에서 유의함
** 5% 미만에서 유의함
*** 1% 미만에서 유의함
짝을 이룬 수익률간의 차이를 검증한 결과, 상한가를 기록한 경우에는 전체연도에 걸쳐 ‘R1-R2’, ‘R1-R3’, ‘R2-R3’ 모두 유의한 것으로 나타났다. 하한가의 경우에는 1996 년과 1998년의 ‘R1-R3’검증과 1998년의 ‘R2-R3’검증 등 3가지의 경우를 제외하고는 전체연도에 걸쳐 모두 유의한 차이를 보이는 것으로 나타났다. 유의하지 않게 나타난 3가지 경우는 표본수가 적은 데(각각 27개와 17개) 기인한 것으로 보여진다. 그러나 표본수가 적은 경우에도 실제수익률과 Roll의 방법에 의한 수익률 사이에는 5%와 10% 미만에서 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다.
이상과 같은 실제주식가격 및 실제수익률과 추정된 균형주식가격 및 균형수익률 사 이의 유의한 차이는 상․하한가제도의 영향을 적절히 고려하지 않고 실제주식가격만 을 이용해 회계이익 공시의 정보효과를 검증한 연구들의 결과해석에 대한 의문을 제기 하게 한다.
(2) 균형주식가격에 의한 회계이익 공시의 정보효과
검증기간 동안 Roll의 방법과 최우추정법에 의해 추정된 균형주식가격에 근거해 산 정된 누적비정상수익률과 비기대이익을 회귀분석함으로써 균형주식가격에 의한 회계 이익 공시의 정보효과를 검증하였다. 분석대상이 되는 표본기업은 검증기간 동안 1회 이상 상․하한가를 기록한 기업이다.
<표 9>에는 이들 기업에 대한 누적비정상수익률과 비기대이익의 기술통계량이 제 시되어 있다.
기술통계치를 살펴보면 검증기간 동안 상․하한가를 기록한 표본은 전체 표본에 비 해 누적비정상수익률이 크고, 비기대이익은 작은 것으로 나타났다. 이러한 차이에 대 해서 t검증을 수행한 결과 <표 10>에서 나타난 바와 같이 전체연도에 있어서 모두 유의한 것으로 나타났다.
검증기간 동안 상․하한가를 기록한 기업에 대해 추정된 균형주식가격에 의한 회계 이익 공시의 정보효과를 검증한 결과가 <표 11>에 제시되어 있다.
추정된 균형주식가격을 이용해 산정된 누적비정상수익률과 비기대이익의 역류회귀 분석을 통하여 회계이익 공시의 정보효과를 분석한 결과는 실제주식가격에 근거해 산 정된 누적비정상수익률을 이용해 회계이익 공시의 정보효과를 분석한 결과보다 회귀
<표 9> 실제주식가격 및 균형주식가격에 의한 누적비정상수익률과 비기대이익의 기술통계
년 도 구 분 누적비정상수익률
비기대이익 CAR-11) CAR-22) CAR-33)
1995년 (n=178)
평 균 -0.0417 -0.0384 -0.0401 -0.0041 최 대 0.0939 0.1370 0.0985 0.3711 최 소 -0.1741 -0.2321 -0.2087 -0.1800
표준편차 0.0581 0.0760 0.0690 0.0906
1996년 (n=70)
평 균 0.0252 0.0284 0.0270 -0.0039 최 대 0.1459 0.1560 0.14735 0.3920 최 소 -0.1685 -0.1588 -0.1667 -0.4878
표준편차 0.0699 0.0734 0.0722 0.1573
1997년 (n=97)
평 균 0.0107 0.0148 0.0126 -0.0087 최 대 0.2269 0.2509 0.2007 0.4425 최 소 -0.2329 -0.2769 -0.2528 -0.4726
표준편차 0.1019 0.1173 0.1081 0.1427
1998년 (n=103)
평 균 0.1324 0.1206 0.1162 0.1181 최 대 0.3939 0.3842 0.3576 1.1457 최 소 -0.3404 -0.3463 -0.3568 -2.0153
표준편차 0.1111 0.1505 0.1413 0.4008
전체년도 (n=448)
평 균 0.0172 0.0201 0.0177 0.0128 최 대 0.3939 0.3842 0.3576 1.1457 최 소 -0.3404 -0.3463 -0.3568 -2.0153
표준편차 0.1179 0.1223 0.1155 0.1974
주 : 1) CAR-1(상․하한가를 기록한 기업의 실제수익률에 의한 누적비정상수익률) 2) CAR-2(Roll균형수익률에 의한 누적비정상수익률)
3) CAR-3(최우추정균형수익률에 의한 누적비정상수익률)
<표 10> 전체표본의 CAR와 CAR-1의 차이검증 평 균
연 도 전체기업 상․하한가기업 t 통계량(Pr.)
1995년 -0.033 -0.042 1.755(0.039)**
1996년 0.013 0.025 -1.877(0.031)**
1997년 -0.007 0.011 -2.079(0.019)**
1998년 0.055 0.109 -4.754(0.000)***
전 체 0.007 0.015 -1.759(0.039)**
주 : ** 5% 미만에서 유의함
*** 1% 미만에서 유의함
<표 11> 균형주식가격에 의한 회계이익 공시의 정보효과 A : UEi = α + β CARij + ε1)
년 도 구 분 실제주가에 의한
회계이익 정보효과
Roll-균형주가에 의한 회계이익 정보효과
최우-균형주가에 의한 회계이익 정보효과
1995년 (n=178)
α 0.020**
(2.588)
0.018**
(2.231)
0.013* (1.764) β 0.581***
(5.324)
0.358***
(4.179)
0.429***
(4.584)
R2 0.107 0.090 0.139
F 28.342*** 17.461*** 21.011***
1996년 (n=70)
α -0.035**
(-2.110)
-0.038**
(-2.231)
-0.037**
(-2.201) β 1.248***
(5.497)
1.190***
(5.508)
1.221***
(5.578)
R2 0.308 0.308 0.314
F 30.218*** 30.334*** 31.109***
1997년 (n=97)
α -0.015
(-1.123)
-0.016 (-1.234)
-0.016 (-1.200) β 0.588***
(4.503)
0.522***
(4.626)
0.572***
(4.693)
R2 0.176 0.184 0.188
F 20.278*** 21.403*** 22.021***
1998년 (n=103)
α -0.252***
(-3.880)
-0.225***
(-3.421)
-0.239***
(-3.636) β 3.339***
(8.871)
2.810***
(8.215)
3.039***
(8.429)
R2 0.413 0.401 0.433
F 77.105*** 67.485*** 71.048***
전체년도 (n=448)
α -0.002**
(-2.142)
-0.006***
(-3.400)
-0.004**
(-2.292) β 1.617***
(12.604)
1.379***
(12.042)
1.481***
(12.273)
R2 0.252 0.245 0.263
F 158.863*** 145.001*** 150.631***
주 : 1) k=1, 2, 3 1은 실제주가에 의한 누적비정상수익률, 2는 Roll-균형주가에 의한 누적비정상수익률, 3은 최우-균형주가에 의한 누적비정상수익률
( )안의 값은 t 통계량
* 10% 미만에서 유의함
** 5% 미만에서 유의함
*** 1% 미만에서 유의함
B :UEi = α + β1CARi + ∑
3
j= 2(βj- β1) DjCARi + ε (N=1344)
계 수 추 정 치 (t-값)
βj(j=1에서 3까지)는 그룹별 수익률반응계수 이며, 더미변수 Dj(j=2에서 3까지)는 해당기업 의 그룹이 j일 경우 1의 값을, 다른 그룹인 경 우 0의 값을 갖는다
절편(α) -0.004 (-2.486)**
β1 1.619 (12.633)***
β2-β1 1.017 ( 4.267)***
β3-β1 1.019 ( 2.427)**
adjusted-R2 0.252
계수가 더 작은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 전체연구기간에 걸쳐 일관되게 나타 났으며 회귀식과 계수값 모두 유의한 것으로 검증되었다.
Roll의 방법으로 추정된 균형주식가격을 이용해 회계이익 공시의 정보효과를 검증 한 경우가 최우추정법에 근거한 균형주식가격을 이용한 경우보다 수익률반응계수의 크기가 더 작게 나타났다. 즉 전체연도의 경우 Roll의 방법으로 추정된 균형주가를 이용한 회귀분석의 수익률반응계수는 1.379이고, 최우추정법에 의한 경우의 누적비 정상수익률과 비기대이익의 회귀분석에서 산출된 베타계수는 1.481인데 실제주가를 이용한 경우의 회귀분석에서는 1.617로 나타났다. 그러나 모형의 설명력은 최우추정 법을 이용한 경우의 회귀분석모형이 전체연도에 걸쳐 일관되게 가장 큰 것으로 나타 났다.
실제주식가격 및 균형가격(Roll모형에 의한 가격과 최우법에 의한 가격)과 비기대이 익의 회귀분석에서 산출된 수익률반응계수간의 차이가 유의한 것인지를 검증한 결과
<표 11> panel B에 나타난 바와 같이 (β2-β1)의 차이와 (β3-β1)의 차이가 모두 1%
미만과 5% 미만 수준에서 유의한 것으로 나타났다.
이러한 결과는 이익공시일 중심으로 ±1일 즉 검증기간 3일 동안 상한가 혹은 하한 가를 기록한 기업의 경우 상․하한가제도로 인해 제약된 주식가격의 변화부분에 대한 일련의 고려 없이 회계이익 공시의 정보효과를 분석하는 것은 모형의 설명력을 감소시 키고 회계이익 공시의 정보효과가 과소 측정되도록 한다고 볼 수 있다.
따라서 우리나라의 경우 회계이익 공시의 정보효과를 분석한 연구들이 진행되기 이
전부터 주식가격변동에 대한 상․하한가제도가 존재하였으므로20) 이러한 제도로 인 한 영향을 적절히 고려하지 못한 점이 기존의 실증연구결과에서 회계이익 공시의 정보 효과가 과소 측정된 이유 중의 하나가 될 수 있을 것이다.