단순 t-검정에 의해 나타난 두 집단 간 차이를 의문 없이 받 아들이기 위해서는 자연과학 실험에서와 같이 잘 통제된 상태 가 확보되어야 한다 그런데 소유경영과 전문경영이라는 두. , 경영형태를 비교할 경우 경영형태 외의 다른 조건들이 두 집단 간에 동일하게 적용되고 있다고 보기는 어렵다 소유경영이라. 는 것을 하나의 처리(treatment)라고 할 때 이러한 처리를, 적용받는 표본이 소유경영기업들이고 적용받지 않은 표본이, 전문경영기업들이다 두 표본이 동질적인 상태에서 소유경영이. 라는 실험이 랜덤하게 이루어지고 있다면 더 이상 다른 복잡한 분석이 필요하지 않다 그런데 현실에서는 소유경영체제를 선. , 택할 것인지 전문경영체제를 선택할 것인지의 의사결정이 기, 업이 처한 조건과 무관하게 랜덤하게 이루어지는 것이 아니다. 애초에 소유경영체제의 기업들은 전문경영체제의 기업들과 체 계적으로 다른 특성들을 가지고 있다면 소유경영체제의 선택, 이 아니라 이러한 특성들이 성과의 차이를 가져오는 원인들이 될 수 있다.
즉 서로 다른 경영형태를 취한 기업들이 여러 가지 면에서, 상이할 수 있는데 이러한 상이한 조건들을 통제할 필요가 있, 다 본 연구에서는 차이 검증에서 더 나아가 부채비율 기업나. , 이 기업규모 등을 설명변수로 추가한 회귀분석 모형을 이용해,
표본을 통계적으로 통제하면서 소유경영체제가 기업 성과에 미 치는 효과를 검증하였다 본 연구에서는. 2009~2012년의 개년4 패널자료를 이용하여 회귀분석을 하였다 우선 풀링된 패널자료. 에 가장 기본적인 회귀분석 모형인 를
(pooled panel data) OLS
적용하여 결과를 제시하였다 그 다음으로 패널자료의 장점을. 살려서 표준적인 패널 회귀분석 방법인 고정효과 모형과 랜덤 효과 모형을 추정하였다 마지막으로 종속변수의 전기 값이 설. 명변수로 추가되는 동태적 패널 회귀분석을 실시하였다.
일반 패널 회귀분석 모형
1)
풀링 패널 에 대한 결과
(1) (pooled panel) OLS
표 은 개년 전체 자료에 대해 를 적용한 분석결과
< 11> 4 OLS
이다. Adj ROA를 종속변수로 사용할 때는 연도더미와 그룹더미
를 포함시켰으며, ROA를 종속변수로 사용하는 경우에는 연도더 미와 그룹더미 외에 산업더미도 추가하였다 소유경영더미의 계. 수는 전부 1% 수준에서 유의한 양의 값을 가지는 것으로 나타 났다 종속변수로. Adj ROA를 사용한 모형에서는 다른 변수를 통제하고 볼 때, 소유경영체제가 전문경영체제(BC)에 비해 전문경영 표본 와 비교해서는 더 경영성과가 좋
1.96%( B 1.92%)
게 나타났다 부채비율 기업나이 등 다른 변수들을 통제한 상. , 태에서 두 경영유형 간 성과차이가 차이검증에서의 2.68%(전문 경영 표본 B와 비교해서는 2.74%)에 비하면 다소 낮은 편이지 만 OLS 분석의 결과는 여전히 소유경영기업의 경영성과가 더
좋다는 단순 t-검증의 결과를 강하게 지지하고 있다 종속변수. 를 ROA로 사용한 모형에서도 1% 수준에서 유의한 양의 값을 나타내고 있으며 소유경영더미의 값은 차이검증에서의 두 경영, 형태 간 성과 차이보다 오히려 더 커진다. OLS 모형에서 통제 변수로는 기업나이가 매우 유의한 양의 효과를 미치고 기업규, 모는 한계적으로(Adj ROA) 또는 5% 수준에서(ROA) 유의한 양 의 효과를 미치는 반면 부채비율은 유의하지 않은 음의 효과로, 추정됐다.
표 풀링된 패널자료에 대한 분석 결과
< 11> OLS
종속변수: Adj ROA
독립변수
소유경영(A) 대 전문경영(BC) 소유경영(A) 대 전문경영(B) 추정계수 t- (robust) 유의확률값 추정계수 t- (robust) 유의확률값
상수항 5.03 3.20 0.00 -25.16 -1.47 0.14
부채비율 -0.01 -0.50 0.62 0.00 -0.18 0.86
기업나이 0.12 7.01 0.00 0.12 6.93 0.00
기업규모 0.00 1.62 0.11 0.00 1.83 0.07
소유경영더미 1.96 3.00 0.00*** 1.92 2.94 0.00***
거래소상장더미 -1.73 -1.52 0.13 -1.95 -1.69 0.09
외감기업더미 -0.48 -0.44 0.66 -0.71 -0.64 0.52
연도더미 2010 -0.03 -0.04 0.97 0.01 0.01 0.99
연도더미 2011 1.44 1.96 0.05 1.43 1.92 0.06
연도더미 2012 -0.02 -0.03 0.98 -0.10 -0.12 0.90
그룹더미 포함 포함
R2 0.05 0.05
관측치수 3,964 3,837
표 계속
< 11>
종속변수: ROA
독립변수 소유경영(A)대 전문경영(BC) 소유경영(A)대 전문경영(B) 추정계수 t- (robust) 유의확률값 추정계수 t- (robust) 유의확률값
상수항 -14.52 -0.84 0.40 -21.79 -1.26 0.21
부채비율 0.00 -0.20 0.84 0.00 0.18 0.86
기업나이 0.13 7.25 0.00 0.13 7.14 0.00
기업규모 0.00 1.95 0.05 0.00 1.93 0.05
소유경영더미 2.63 3.64 0.00*** 2.61 3.60 0.00***
거래소상장더미 -3.25 -2.44 0.02 -3.28 -2.43 0.02
외감기업더미 -2.65 -2.00 0.05 -2.67 -1.98 0.05
연도더미 2010 0.23 0.29 0.77 0.27 0.34 0.74
연도더미 2011 0.44 0.61 0.54 0.45 0.60 0.55
연도더미 2012 -1.52 -1.94 0.05 -1.60 -2.02 0.04
그룹더미 포함 포함
산업더미 포함 포함
R2 0.10 0.09
관측치수 3,997 3,870
고정효과 모형 및 랜덤효과 모형 (2)
표 와 표 은 일반적인 패널분석 방법인 고정효과 모
< 12> < 13>
형과 랜덤효과 모형의 추정결과이다 고정효과 모형은 기업 간. 이질성(individual heterogeneity)을 통제하기에 좋은 모형이고, 랜덤효과 모형은 설명변수의 외생성이 충족되는 경우에 고정효 과 모형보다 효율적인 모형이다 설명변수의 외생성은. Hausman 로 판단한다 표 에서 보면 소유경영더미는 고정효과
test . < 12> ,
모형과 랜덤효과 모형 모두에서 양의 값을 가지나 고정효과 모, 형에서는 유의하지 않고 랜덤효과 모형에서는 약, 15% 수준에 서 한계적으로 유의하다 그런데. , Hausman test 결과 랜덤효과, 모형이 기각되므로 고정효과 모형에 따라야 한다 즉. , Hausman 에 의할 때 설명변수 중에서 일부 또는 전부 에서 내생성의
test , ( )
문제가 있다고 보여지는 것이다 고정효과 모형에 따르면 소유. 경영기업의 성과가 전문경영기업보다 좋다고 할 수 없다.
표 패널회귀분석 결과 종속변수
< 12> ( : Adj ROA)
변수 모형
소유경영(A) 대 전문경영(BC) 소유경영(A) 대 전문경영(B) 고정효과 모형 랜덤효과 모형 고정효과 모형 랜덤효과 모형 추정
계수 t-값 유의 확률
추정
계수 z-값 유의 확률
추정
계수 t-값 유의 확률
추정
계수 z-값 유의 확률 상수항 4.41 0.68 0.50 -8.56 -2.19 0.03 4.56 0.69 0.49 -8.40 -2.13 0.03 부채비율 -0.16 -7.59 0.00 -0.05 -3.96 0.00 -0.16 -7.54 0.00 -0.05 -3.54 0.00 기업나이 0.09 0.54 0.59 0.16 4.66 0.00 0.10 0.55 0.58 0.16 4.57 0.00 기업규모 0.00 0.30 0.77 0.00 0.48 0.63 0.00 0.34 0.73 0.00 0.46 0.65 소유경영더미 0.64 0.42 0.67 1.48 1.59 0.11+ 0.83 0.53 0.60 1.47 1.56 0.12+
거래소상장
더미 -1.99 -0.62 0.54 -2.33 -0.71 0.48
외감기업더미 -0.55 -0.18 0.85 -0.86 -0.28 0.78
연도더미 2010 0.95 1.61 0.11 0.70 1.28 0.20 0.93 1.55 0.12 0.73 1.30 0.19 연도더미 2011 1.75 2.64 0.01 1.52 2.80 0.01 1.64 2.43 0.02 1.48 2.66 0.01 연도더미 2012 0.11 0.14 0.89 -0.18 -0.33 0.74 0.07 0.09 0.93 -0.24 -0.42 0.68
그룹더미 포함 포함 포함 포함
R2: within 0.033 0.019 0.031 0.017
between 0.001 0.066 0.001 0.067
overall 0.004 0.048 0.004 0.048
Hausman test 44.09(0.01) 64.78(0.00)
관측치수 3,964 3,964 3,837 3,837
표 에서 보듯이 를 종속변수로 사용한 모형의 경우
< 13> ROA
에서 독립변수의 외생성 가정이 기각되지 않는다
Hausmant test .
따라서 고정효과 모형보다 효율적인 랜덤효과 모형에 따라 추, 정치를 해석할 수 있다. ROA가 보다 적절한 성과변수라는 전제 하에 랜덤효과 모형에 의해 소유경영기업의 경영성과가 전문경 영기업보다 더 낫다고 할 수 있는 것이다 이때 소유경영더미. , 계수 추정치의 유의확률은3~4% 수준이다 이처럼 랜덤효과 모. 형은 t-검정이나 OLS 모형과 비슷한 결과를 제시해주고 있다. 랜덤효과 모형의 결과는 설립자 가족(founding-family)이 이사회 나 감사위원회 등에서 여전히 활동할 때에만 가족기업의 성과 가 우수하고 이사회나 감사위원회 등에서의 활동 없이 단순히, 대주주로만 있는 경우에는 가족기업이 비가족기업보다 낫지 않 다는 Andres(2008)의 연구와도 일맥상통하는 것이다.17)
그런데 고정효과 모형은 왜, OLS의 결과를 뒷받침하지 못하 는가 통계적으로 유의한 수준에서 소유경영체제가 전문경영체? 제보다 낫다고 할 수 없다는 고정효과 모형의 결론이 실증적으 로 맞을 수 있다 시간불변의 기업 간 이질성. (time-constant firm 이 존재하는 경우에 나 랜덤효과 모형에 비해
heterogeneity) OLS
17) 지배주주 및 친인척이 등기임원인지 여부를 기준으로 등기임원에 해당되 면 가족기업 소유경영 으로 분류하고 단순히 지배주주로만 있는 경우는‘ ( )’ , 가족기업 전문경영 으로 분류하는 본 연구의 경영형태 구분에 따르면
‘ ( )’ ,
에서의 설립자 가족이 이사회나 감사위원회 등에서 활동하는 Andres(2008)
가족기업은 가족기업 소유경영 에 해당되고 이러한 활동이 없는 가족기‘ ( )’ , 업은 가족기업 전문경영 에 해당된다‘ ( )’ . Andres(2008)의 연구 결과는 가족‘ 기업 소유경영 표 에서의( )’( 6 A)은 비가족기업 전문경영 표 에서의‘ ( )’( 6 C)보 다 성과가 우수하고 가족기업 전문경영 표 에서의, ‘ ( )’( 6 B)은 비가족기업 전‘ ( 문경영 표 에서의)’( 6 C)과 성과 차이가 없다는 것이다.
내생성 문제를 해결하는 데 고정효과 모형이 우위에 있다 그런. 데 패널자료는 개체 간 변동과 개체 내 변동을 포함하고 있는, 데 고정효과 모형은 개체 간의 변동보다는 개체 내의 변동에, 주목하는 추정모형이다 고정효과 모형에서 소유경영체제 더미. 의 추정은 개체 간 변동이 아니라 개체 내 변동에서 온 것이므 로 표본 내 모든 기업들이 표본기간 내에 동일한 경영형태를, 유지하고 있었다면 소유경영더미는 아예 추정이 되지 않았을, 것이다 즉 고정효과 모형에서 소유경영더미 추정치는 표본 내. , 기업들 중에서 경영형태가 바뀐 기업들을 대상으로 경영체제의 효과를 추정하고 있는 것이다 본 연구에서 사용하고 있는 표본. 에서는 표본기간 내에 경영체제를 변경한 경우는 많지 않기 때 문에 개체 간 변동은 주목하지 않고 개체 내 변동이 있는 일부, 만을 살피는 고정효과 모형에 전적으로 의존할 수는 없다고 생 각된다.18)
18) 그러면 개체 내 변동이 별로 없는 변수에 대해 고정효과 모형을 적용하여, 분석하는 것이 적합하지 않은 것인가 패널자료에는 시간에 따라 변하는 변? 수(time-varying variable)와 시간불변의 변수(time-constant variable)가 있으 며 고정효과 모형에서 시간 불변의 변수는 소거되는 단점이 있다 그런데, . , 계량패키지를 이용하여 고정효과 모형을 추정하는 경우에 특정변수가 개체 내 변동이 없어서 시간 불변이거나 개체 내 변동이 있는 개체들이 거의 없 다면 그 변수는 공선성(collinearity)으로 인해 제외되며 개체 내 변동이 불, 충분한 자료라면 분산이 커서 값이 작게 나올 가능성이 크므로 모형 내에t 서 자정작용이 작동한다고 생각된다 한편 고정효과 모형은 기업특수적인. , 이질성(heterogeneity)을 처리하는 대가로 시간불변의 변수(time-constant 들을 모두 소거하지만 일치성 을 담보하는 장점을 지니 variable) (consistency)
므로 시간불변의 변수 또는 개체 내 변동이 있는 개체들의 수가 불충분한, 변수들까지 추정하는 랜덤효과 모형이나 Hausman-Taylor의IV/GLS 모형을 사용하기 위한 준거로서 사용된다.
본 연구의 고정효과 모형에서 추정된 소유경영더미는 소유경 영체제로 변화할 때의 효과를 나타내는 것으로 경영체제의 변, ‘ 화 의 효과에 주목하여 해석할 필요가 있다 즉 고정효과 모형’ . , 에서 소유경영더미 추정치가 양(+)이지만 유의하지는 않으므로 경영체제가 소유경영으로 변화 하는 경우에 통계적으로 기업성‘ ’ 과를 높이는 유의한 효과가 있다고 할 수는 없다.
표 패널회귀분석 종속변수
< 13> ( : ROA)
변수 모형
소유경영(A) 대 전문경영(BC) 소유경영(A) 대 전문경영(B) 고정효과 모형 랜덤효과 모형 고정효과 모형 랜덤효과 모형 추정
계수 t-값 유의 확률
추정
계수 z-값 유의 확률
추정
계수 t-값 유의 확률
추정
계수 z-값 유의 확률 상수항 60.66 3.04 0.00 -8.24 -0.44 0.66 82.59 3.00 0.00 -8.36 -0.44 0.66 부채비율 -0.15 -7.37 0.00 -0.05 -3.61 0.00 -0.16 -7.29 0.00 -0.04 -3.18 0.00 기업나이 0.10 0.62 0.54 0.18 4.99 0.00 0.11 0.63 0.53 0.17 4.89 0.00 기업규모 0.00 0.46 0.65 0.00 0.46 0.64 0.00 0.50 0.62 0.00 0.41 0.68 소유경영기업
더미 1.23 0.80 0.42 2.04 2.14 0.03** 1.40 0.89 0.37 2.03 2.11 0.04**
거래소상장
더미 -2.58 -0.78 0.43 -2.77 -0.83 0.40
외감기업더미 -2.19 -0.72 0.47 -2.35 -0.77 0.44
연도더미 2010 1.12 1.90 0.06 0.94 1.72 0.09 1.11 1.85 0.06 0.98 1.75 0.08 연도더미 2011 0.42 0.63 0.53 0.46 0.85 0.40 0.31 0.45 0.65 0.42 0.75 0.45 연도더미 2012 -1.45 -1.85 0.07 -1.60 -2.84 0.01 -1.50 -1.89 0.06 -1.65 -2.89 0.00
그룹더미 포함 포함 포함 포함
산업더미 포함 포함 포함 포함
R2: within 0.081 0.042 0.080 0.041
between 0.000 0.103 0.000 0.103
overall 0.000 0.080 0.000 0.079
Hausman test 87.53(0.58) 94.14(0.26)
관측치수 3,997 3,997 3,870 3,870
고정효과 모형은 경영진의 능력과 같은 개별 기업 간 이질성 또는 관측되지 않은 개별효과
(heterogeneity) (unobservable