실증분석 결과

본 연구에서 설정된 가설의 검정을 위해 기업의 투자와 이에 영향을 미치는 각종 변 수들간의 회귀분석 모형의 추정결과를 살펴보면 다음 <표 3>과 같다. 우선 토빈 Q의 투 자율과의 관계를 보면 4개 모형 모두에서 통계적으로 유의한 정(+)의 인과관계를 보여 주고 있다. 기업 가치를 최대화하는 것이 목표인 기업 경영자 입장에서 기업의 시장가 치가 장부가치보다 큰 경우, 즉 토빈 Q가 클 경우에 투자를 늘린다는 것을 의미한다.

토빈 Q 투자모형이 한국의 기업에 있어서 타당함을 보여 주는 결과라고 볼 수 있다.

기업투자와 현금흐름과의 관계에 있어서는 통계적으로 유의한 정(+)의 인과관계를 보 여 주고 있다. 현금흐름은 부채, 증자에 의한 방법이 아닌 기업이 내부적으로 조달할 수

있는 자금으로 이것이 풍부할수록 투자를 늘리게 된다는 것을 의미한다.

매출액 가속도 모형은 한국기업의 투자행태를 설명하는 데 부적합한 것으로 판단된 다. 투자지출 규모는 매출액의 증가에 비례한다는 것을 입증할 수 없다. 4개 모형에서 일관되게 가속도 모형은 인정할 수 없는 추정결과를 보여 주고 있다.

다음은 출자총액제한과 관련된 가설검정 결과를 보여 주는 추정결과를 살펴보자. 우 선 출자총액제도가 도입, 강화, 폐지, 재도입의 과정을 거치는 잦은 정책변화가 기업의 투자환경에 불확실성을 제공함으로써 기업투자를 위축시킬 수 있을 것이란 점은 1% 유 의수준하에서는 4개 모형 모두에서 통계적으로 입증할 수 없었다. 하지만 낮은 통계적 유의성에도 불구하고 일관된 부(－)의 추정계수를 보여 주고 있기 때문에 잦은 정책변화 가 투자를 감소시킬 개연성이 있음을 나타내고 있다.

출자총액제한제도로 인한 출자규제가 기업의 출자한도에 근접함으로써 실제 기업의 추가적인 출자증대에 장애가 될 경우 기업투자에 저해요인으로 작용할 가능성이 있음 을 보여 주는 모형 I의 추정결과를 보면 역시 통계적 유의성이 없는 부(－)의 인과관계 를 나타내고 있다. 즉 출자총액규제로 인해 기업의 추가적인 출자가 장애를 받는 수준 으로 규제가 이루어지더라도 투자율이 감소한다는 의미 있는 인과관계가 발견되지 않 고 있다. 이는 출자총액규제가 기업투자를 저해하지 않는다는 것을 단적으로 보여 주는 것이라고 할 수 있다. 모형 II에서는 출자총액규제의 존재 자체가 기업투자를 저해하는 지 여부를 평가하는 모형이다. 출자총액규제가 있을 경우 기업투자율을 낮추는 부(－)의 인과관계를 보여 주고 있기 때문에 출자총액규제가 투자를 저해할 수 있는 개연성을 보 여 주고는 있지만 통계적인 유의성은 매우 낮은 수준이다. 따라서 모형 I과 동일하게 출 자총액규제는 기업의 투자를 유의미하게 저해한다고 평가할 수 없다는 사실을 알 수 있 다.

모형 III에서는 출자총액규제가 강화될 경우 기업투자가 저해되는지 여부를 평가하는 모형이다. 출자제한비율을 40%에서 25%로 강화하거나, 출자총액규제가 없던 상태에서 새로 도입하는 정책행위 자체는 기업투자에 큰 영향을 미치지 못하는 것으로 평가할 수 있다.

출자총액규제와 대규모기업집단의 투자 149

<표 3> 투자함수의 추정결과

모형 I 모형 II 모형 III 모형 IV

추정계수 t-값 msl 추정계수 t-값 msl 추정계수 t-값 msl 추정계수 t-값 msl _cons 0.309 3.4 0.001 0.295 3.4 0.001 0.273 3.3 0.001 0.294 3.4 0.001

q1 0.219 2.2 0.029 0.217 2.2 0.032 0.221 2.2 0.029 0.219 2.2 0.030 cfk1 0.574 29.9 0.000 0.575 30.0 0.000 0.576 30.1 0.000 0.575 30.0 0.000 sk 0.004 3.0 0.003 0.004 3.0 0.003 0.004 3.0 0.002 0.004 3.0 0.002 imf -0.282 -3.6 0.000 -0.265 -3.2 0.001 -0.288 -3.6 0.000 -0.278 -3.5 0.001 polchn -0.136 -1.6 0.111 -0.167 -2.0 0.041 -0.179 -1.7 0.087 -0.171 -2.1 0.038 chadum -0.083 -1.0 0.320

dum0000 -0.101 -1.1 0.268

streng 0.0347 0.3 0.790

cha -0.001 -0.8 0.422

관측치수 1,139 1,139 1,139 1,139

기업수 105 105 105 105

R-sq within 0.477 0.477 0.476 0.477

between 0.389 0.388 0.389 0.388

overall 0.470 0.470 0.469 0.470

chi2(8) 1,005 1,006 1,004 1,005

주: 추정방법은 패널자료 추정법으로 Random Effect 추정법을 사용하였다.

마지막으로 모형 IV에서는 출자총액제한제도로 인해 기업의 추가적인 출자가 제약을 받을 경우, 즉 전술한 <그림 1>에서처럼 1994~1997년간 출자한도가 25%로 낮아져 보 다 강화되었을 경우나 2001년 이후 출자총액규제가 재도입되어 기업집단의 출자비율이 규제비율과 대등하여 더 이상의 출자가 어려워졌을 경우 이 두 변수의 격차를 독립변수 로 한 회귀결과를 검토해 보았을 때에도 출자총액규제는 기업의 투자를 제약하지 못하 고 있음을 알 수 있다.

본 연구에서는 또한 이상의 출자총액제한과 관련된 다양한 형태의 변수를 도입하여 출자규제 대상이 아닌 기업군에 대해 회귀분석을 수행하였다. 회귀분석 결과, 출자총액

제한 관련 변수와 투자율간에는 부호와 통계적 유의성 측면에서 전혀 무의미한 결과를 얻을 수 있었다. 이는 가설 5, 즉 출자총액규제로 인해 규제대상인 기업집단의 투자행위 가 저해되어 이들 기업과 관련성 있는 여타 기업의 투자행위가 제약을 받지 않고 있다 는 것을 의미한다고 해석된다.