식의 도구변수는 금기의 모든 설명 변수의 t-2, t-3시차가 가장 적합한 것으로 나타나 이를 도구변수로 선택하였다.22)
우선 이 분석에서 추정하고 있는 모형은 이미 앞 절에서 검토 한 바 있는 식(13)이다. 이 식은 이 분석의 주요한 관심사인 소유 구조를 나타내는 외국인지분율, 대주주지분율뿐만 아니라, R&D투 자상의 자금제약 여부를 검토할 수 있는 현금흐름변수와 조정속 도 및 오차수정항을 포함하고 있다.
우선, 전기의 R&D투자증가율 계수추정치는 통계적으로 유의 미한 음으로 나타나고 있다. R&D투자모형을 계량모형화할 때 R&D투자의 지속성과 같은 동태적인 특성을 고려하는 것이 중요 하다는 것을 확인시켜 주고 있다. 전체표본을 대상으로 한 분석결 과 대체적으로 0.5 내외의 값을 보여 주고 있다.
오차수정모형에 포함된 설명변수인 매출액증가율은 추정계수 의 설명력이 매우 낮은 것으로 나타나고 있다. 산출변화의 양의 유의한 계수는 미래이윤성의 양의 기대와 기업의 투자기회를 나 타내는 대리변수이지만, 우리의 결과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이 같은 연구결과는 이미 Harhoff(1997)의 연구 에서도 나타났던 것으로 독일의 가속도모형에서 산출가속도효과 를 나타내는 계수는 아주 작고, 통계적으로 유의하지도 않으며, 기대한 부호와 일치하지도 않았다고 보고하였다.
또한 금기(今期)의 현금흐름비율은 통계적으로 유의한 양으로 나타나고 있다. 금기의 현금흐름변수는 비교적 통계적 유의성이 높은 양으로 나타나고 있지만, 전기의 현금흐름비율은 통계적으로
22) 이 같은 방법은 이미 우리가 배당모형을 추정하는 과정에서도 일관되게 유지한 방식이다.
유의미하지도 않고 추정계수도 음으로 나타나고 있다. 이것은 기 업의 투자제한을 판단하는 데 있어서 전기의 내부자금 사정보다 는 금기의 내부자금 사정의 중요성이 R&D투자를 결정하는 데 있 어서 더 큰 역할을 한다는 것을 의미한다. 장기 현금흐름효과를 나타내는 계수의 합은 0.194로 나타났다.
오차수정모형에서 오차수정항(Error-Correction Term)은 이론적 인 기대부호와 일치하는 통계적으로 매우 유의한 음의 부호를 보 였다. R&D투자는 장기적인 균형에 상응하는 R&D자본의 수준을 회복하는 안정적인 조정과정을 따른다는 오차수정모형의 기본이 론에 부합하는 결과를 보이고 있다. 산출의 로그값으로 표현되는 규모의 경제효과를 나타내는 항은 통계적으로 유의한 음으로 나 타나고 있다. 즉 는 유의한 음으로 나타났고, 이것은 규모의 수익체감을 나타내는 것으로 볼 수 있다.
마지막으로, 외국인지분율이나 대주주지분율은 통계적으로 유 의미하지 않은 것으로 나타나고 있다. 대주주지분율의 증가는 R&D투자를 감소시킨다고 할 수 없다. 현재의 분석기간 중 소유 구조가 R&D투자에 미치는 효과는 매우 미미한 수준에 불과하여 R&D투자모형에서 이 변수가 차지하는 경제학적인 중요성은 그리 크지 않다는 것을 보여 준다. 추정결과는 적어도 소유구조의 R&D투자효과가 매우 미약한 수준에 불과하다는 것을 보여 주고 있다.23) 현재의 분석결과는 오히려 외국인투자지분율의 증가에도 불구하고 R&D투자가 감소하였다는 것을 뒷받침하지 못하고 있 다. 이 같은 결과는 최근에서야 외국인지분율이 급속히 증가하였
23) 박창균(2005)은 연구에서 외국인지분의 증가가 실물투자에 미치는 영향이 거의 없음을 밝히고 있다.
다는 점에서 볼 때 아직까지는 외국인주주의 R&D투자 관련 의사 결정과정이 형성되어 가는 과정에서 발생하는 과도기적 현상이 아닌가 해석할 수 있다.
<표 9> 전체표본에 대한 R&D투자식의 추정결과: OLS 및 GMM 추정결과
OLS DIF_GMM
상수 0.124(0.913) -0.023(-0.775)
0.119(3.83) -0.552(-5.76)
△ 0.094(2.52) -0.118(-0.830)
△ 0.104(3.35) 0.006(0.042)
0.155(1.34) 0.423(1.66)
0.126(0.910) -0.229(-1.46)
0.005(0.814) -0.483(-3.03) 0.009(1.32) -0.548(-6.10)
-0.049(-0.925) 0.068(0.178)
-0.078(-1.20) -0.588(-1.21)
Sargan - 131.6(0.241)
m1 -0.156(0.875) -2.353(0.019)
m2 0.856(0.392) -0.248(0.804)
Wald(Joint) 57.30(0.000) 45.43(0.000) Wald(Dum) 121.20(0.000) 92.03(0.000) 주: <표 7>을 참조.
(2) 기업특성별 분석결과 가. 재벌기업과 비재벌기업
재벌기업과 비재벌기업을 두 표본으로 나누어 R&D투자함수를
추정한 결과 이미 앞에서 분석했던 전체 분석결과와 매우 유사한 결과를 보여 주고 있다.24)
첫째로, 조정항은 통계적으로 유의미할 뿐만 아니라 음의 부호 를 나타내고 있다. 재벌기업뿐만 아니라 비재벌기업에서도 모두 0.5 정도의 조정계수를 나타냈다.
둘째로, 재벌기업의 현금흐름항은 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타나고 있다. 그러나 비재벌기업의 현금흐름항은 통계적 으로 유의미할 뿐만 아니라 그 추정계수의 크기도 큰 것으로 추 정되고 있다. 이것은 재벌기업에 비해 비재벌기업이 R&D투자에 있어서 자금제약을 받고 있다는 것을 시사하는 것이다. 독립기업 은 기업규모가 상대적으로 큰 재벌기업에 비해 연구개발비의 재 원조달을 위해 담보화할 수 있는 순자산의 크기가 작아 외부금융 을 이용하는 데 어려움을 겪고 있다고 할 수 있다. 내부자금이 충 분하지 않아 금융시장으로부터 자금조달이 불가피한 경우 비대칭 적 정보로 인해 발생하는 프리미엄 때문에 금융제약을 받는 경우 가 발생할 수 있다. 따라서 금융제약을 받는 기업의 R&D투자에 대해서 자금제약을 완화함으로써 자본비용을 줄여 주는 정책이 사 회적으로 바람직하다는 것을 시사한다. 이것은 이들 두 그룹의 R&D투자활성화를 위해서는 서로 다른 정책을 구사하는 것이 바 람직하다는 것을 시사한다.
셋째로, 대주주지분율이나 외국인지분율은 모두 전체표본의 분 석결과와 마찬가지로 통계적으로 유의미하지 않다. 추정결과는 일
24) 동 분석기간 중 공정거래위원회가 매년 발표하는 30대 기업집단의 계열사들이 많이 변화하였다. 따라서 본 분석에서는 특정 연도를 기준으로 하여 구분하기보 다는 동 기간 중 5회 이상 재벌지정을 받은 기업집단 모두를 재벌기업으로 구분하 였다.
관성 있는 음으로 나타나고 있지만 통계적인 유의성은 낮은 것으 로 나타났다.
<표 10> 재벌기업과 비재벌기업의 R&D투자함수 분석결과
재벌기업 비재벌기업
상수 -0.012(-0.300) -0.024(-0.604)
-0.545(-5.01)*** -0.546(-6.30)***△ 0.131(0.622) -0.17(-1.01)
△ 0.232(0.920) -0.008(-0.053)
0.045(0.065) 0.575(1.86)*
-0.275(-0.652) -0.098(-0.649)
-0.179(-0.731) -0.500(-2.61)***
-0.477(-4.44)*** -0.572(-6.82)***
-0.302(-0.813) 0.321(0.830)
-0.198(-0.259) -0.533(-1.22)
Sargan 88.44(0.988) 127.6(0.324)
m1 -2.141(0.032) -2.240(0.025)
m2 0.436(0.662) -0.337(0.736)
Wald(Joint) 28.66(0.001) 60.30(0.000) Wald(Dum) 23.98(0.031) 76.15(0.000) 주: <표 7> 참조.
나. 첨단산업과 전통산업
전체표본을 첨단산업과 전통산업으로 구분하였을 때 R&D투자 변동요인에 어떤 차이가 나타나는가를 분석해 보기로 한다. 최근
전자, 화학 등 첨단산업을 중심으로 외국인의 지분율이 증가하였 다. Himmelberg and Pertersen(1994), Grabowski(1968) 등이 첨단 산업과 전통산업으로 구분하여 이들이 연구개발투자에 어떤 영향 을 주는가를 실증분석한 바 있는데 이러한 분석을 응용해 보고자 한다.25)
첫째로, 금기의 현금흐름항은 양이고 통계적인 유의성이 높으며 전기의 현금흐름항은 통계적으로 유의하지 않은 음으로 나타났다.
첨단산업은 금기에 자금사정에 의해 투자자금의 제한을 받는 것 으로 나타났다.26) 장기 현금흐름의 합은 0.116(=0.465-0.349)으로 나타나 자금제약을 받고 있다고 할 수 있다. 첨단산업은 성장산업 이고, 또 투자에 따른 불확실성이 매우 큰 산업으로 R&D투자에 따른 자금제약 상태에 있는 것으로 보인다. 앞의 분석결과를 종합 해 보면 비재벌 첨단산업에 있어서 자금 제약이 존재하는 것으로 추론해 볼 수 있다. 둘째로, 전기의 매출증가는 금기의 R&D투자 에 상당한 영향을 주는 것으로 나타나고 있다. 특히 첨단산업에 이러한 현상이 매우 강하게 나타나고 있는데, 전기 매출증가율은 5% 유의수준에서 통계적으로 유의한 변수로 나타났다.
Cincera(2004)는 산출변화율이 유의한 양으로 나타나는 것은 미래 이윤성이 양이 될 것이라는 기대를 함축하며, 통계적으로 유의한 양의 산출변화는 긍정적인 장래전망을 가능케 함으로써 기업의
25) 실증분석과정에서 첨단산업은 화합물 및 화학제품 제조업 중 기초유기 및 무기 화합물, 무기안료 및 염료 제조업, 의약품 제조업, 기타 화학제품 제조업을 포함 한 것이며 사무계산 및 회계용기계 제조업, 영상, 음향 및 통신장비 제조업, 전기 기계 및 전기변환장치 제조업, 그리고 의료․정밀․광학기기․시계 제조업으로 규정하였고 그 이외의 산업은 전통산업으로 정의하였다.
26) 첨단산업의 자금제약 존재에 대한 최근의 실증분석 결과에 대해서는 구재운․맹 경희(2004)를 참조.
투자를 증대시키는 요인으로 작용한다고 지적하였다. 마지막으로 외국인지분율 등 소유구조변수는 여전히 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다.
<표 11> 전통산업과 첨단산업의 R&D투자함수 분석결과
첨단산업 전통산업
상수 0.0191(0.716) -0.0145(-0.415)
-0.614(-6.04)*** -0.616(-5.98)***△ 0.103(0.715) -0.250(-1.30)
△ 0.407(2.06)** -0.182(-0.826)
0.465(1.77)* 0.157(0.361)
-0.349(-1.38) -0.038(-0.117)
-0.191(-1.18) -0.736(-3.38)***
-0.662(-7.38)*** -0.601(-6.39)***
0.130(0.26) -0.168(-0.358)
-0.641(-0.911) -0.014(-0.415)
Sargan 75.95(1.000) 120.2(0.503)
m1 -1.605(0.108) -1.763(0.078)
m2 -0.324(0.746) -0.005(0.996)
Wald(Joint) 197.3(0.000) 70.66(0.000) Wald(Dum) 56.03(0.000) 77.89(0.000) 주: <표 7> 참조.