주식시장의 상․하한가제도가 회계이익의 정보효과에 미치는 영향
정 우 성
(부산외국어대학교 경영학부 조교수)
Ⅰ. 머리말
Ⅱ. 상․하한가제도에 관한 선행연구
Ⅲ. 표본의 선정과 분석방법
Ⅳ. 실증분석의 결과 및 해석
Ⅴ. 맺음말
우리나라 증권시장에서는 투자자보호차원에서 급격한 주가변동을 억제하기 위하여 1965년부터 상․하한가제도price limits를 운영해 오고 있다.1) 1995년 4월 1일 상·하한가 폭이 정률제로 전환되기 이전의 상․하한가제도는 전일종가의 가격대에 따라 일일제 한 폭이 설정되는 정액제였으며 주가수준이 높을수록 상․하한가폭도 컸다. 이 제도는 1977년에 가격기준에 따라 변동폭을 설정한 이후 1985년 4만원대의 주식까지 점차적 으로 상·하한가 폭이 상승하는 제도로 운영되어 오다가 고액주식의 증가로 1986년 12 월 15일, 1988년 3월 2일 등 두 차례에 걸쳐 50만원대의 주식에 이르기까지 상․하한가 폭을 점차 증가시켜왔다. 그 후 1995년 4월 1일을 기해 모든 주식에 대하여 6%의 상․
하한가 폭을 적용하는 정률제로 전환하였는데, 이 변화는 이전에 비해 상․하한가 폭2) 이 확대되었다는 의미가 있을 뿐만 아니라 관리대상종목을 포함한 모든 주식에 동일한 비율의 상․하한가 폭을 적용했다는 관점에서 큰 차이가 있다. 이후 1996년 11월 25일 에 8%로 확대하였고, 1998년 3월 2일에는 다시 12%로, 최근의 1998년 12월 7일에는 15%로 확대하기에 이르렀다. 향후 정부는 추가로 상․하한가 폭을 확대하고 궁극적으 로는 이 제도를 폐지하려고 한다.
1) 주가의 급격한 변동을 방지하는 데 대하여 1987년 10월 블랙먼데이 이후 재무관리학자들과 정책관 계자들은 많은 관심을 가지게 되었는데, 급격한 주가변동의 감소책으로는 신용규제제도(margin regulation), 일시거래정지제도(circuit breaker system)로서 상·하한가 설정(price limits), 일시거래 정지(trading halts) 등이 있다.
2) 일반주식종목의 경우 100원에서 12,000원(기준가의 2%-6.7%로서 평균 4.6%)까지의 가격대별 정액 상․하한가 폭으로 운영되었고, 관리종목에 대해서는 가격에 무관하게 좁게 유지되어 왔다.
그러므로 상․하한가제도가 주가행태에 미치는 영향에 대한 실증적 연구가 필요한 실정이나 회계학은 물론 재무관리분야에서도 관련연구는 거의 없는 실정이다. 실증분 석이 적은 이유는 상․하한가 외에 주가에 영향을 주는 다른 변수들을 통제하는 데 따르는 어려움이 많다는 점과 특히 상․하한가제도를 채택하고 있는 나라가 적다는 점도 큰 이유가 될 것이다.3)
회계이익 공시의 정보효과를 검증하는 연구는 미국 뿐만 아니라 세계각국의 주식시 장에 대하여 이루어져 왔으며, 이들의 결과는 회계이익 공시가 주식수익률의 변동에 통계적으로 유의한 영향을 주고 있다고 결론짓고 있다(May, 1971; Brown and Kennelly, 1972; Hagerman, 1973; Foster, 1975; Morse 1981 등).
우리나라에서도 회계이익의 공시가 주식수익률에 영향을 미치는 지에 대하여 일련 의 연구가 이루어졌는데(예 : 최상문과 이정록 1982; 송인만 1989; 박준완 1989; 박준완 1990; 이남주와 나인철 1992 등), 연구에 사용된 방법은 상․하한가제도가 없는 미국 등의 시장자료를 기초로 개발된 방법론이 상․하한가제도로 인한 주식수익률의 영향 에 대한 고려가 없이 우리나라 자료에 적용되었다. 이들 연구의 결과는 미국 등의 연구 결과와 유사한 것으로 보고되고 있다. 우리나라의 연구들은 회계이익 공시일 이전부터 비정상수익률의 변동이 있음을 확인하고 있으나, 상․하한가제도로 인하여 정보효과 가 지연 내지 이연될 수도 있으며, 정보효과를 제한하거나 정반대로 과도한 상승 혹은 하락을 유도하였을 수도 있다. 따라서 회계이익정보가 시장에 공시됨으로써 주가에 영향을 미칠 때 상․하한가제도가 주가행태에 어떠한 영향을 미치는지는 흥미로운 연 구대상이며, 특히 회계이익 공시의 정보효과를 분석한 기존연구들의 결과를 해석할 때 의미 있는 정보가 될 것이고, 나아가 상․하한가제도가 시장효율성에 미치는 효과를 간접적으로 보여줄 수 있을 것이다. 물론 상․하한가제도가 관련 실증연구 결과에 미 치는 영향이 미미하여 상․하한가제도를 고려할 필요가 없을 수도 있으나 이는 경험적 검증이 필요한 사후적事後的 진술이다.
이러한 맥락에서 본 연구의 목적은 회계정보 중 투자자들에게 가장 중요한 정보로
3) 우리나라 외에 상․하한가제도를 운영하는 국가로는 대만과 태국, 말레이시아가 정률제를, 일본 주 식시장은 정액제를 채택하고 있다. 그러나 일본의 경우 상․하한가의 범위가 매우 크기 때문에 상․
하한가가 주가에 미치는 영향은 미미하다.
인식되고 있는 회계이익 공시의 정보효과를 검증하는 관점에서 상․하한가제도가 미 치는 영향을 분석함으로써 향후 상․하한가 폭의 확대 및 폐지에 따라 회계이익정보가 시장에서 보다 더 효율적으로 반영될 수 있을 지를 검토하고자 한다.
이러한 연구의 결과는 자본시장회계연구로 일컬어지는 많은 연구들의 결과를 해석 하는 데 중요한 정보가 될 수 있을 것이며, 향후 정부에서 추진하려는 상․하한가비율 의 추가확대 및 폐지안에 대한 실증적 근거를 마련해 줄 수 있을 것이다.
Ⅱ. 상․하한가제도에 관한 선행연구
1. 상․하한가제도
증권시장은 원칙적으로 자유경쟁시장이기 때문에 매매거래에 관하여 어떤 인위적 인 제한을 가하는 것은 바람직한 일이 아니다. 그러나 수급의 편향이나 과당매매에 의 한 주가의 급격한 등락을 억제하여 투자자들을 보호한다는 목적에서 우리나라 증권시 장에서는 시장기능 억제장치의 하나인 상․하한가제도price limits를 운영하고 있다. 이 제도는 전일종가를 기준으로 하루 중 변할 수 있는 가격의 상한과 하한을 설정하고 가격이 이 범주를 벗어날 수 없도록 강제하여 인위적으로 가격변동성을 억제하는 가격 안정화장치이다.4) 그러나 내재가치에 영향을 미칠 수 있는 새로운 정보가 발생하여 균형가격이 제한폭을 넘어서서 형성되어야 하는 경우에 상․하한가제도는 새로운 균 형가격을 형성하기 위하여 필요한 가격변동을 제한폭 범위 내로 제한함으로써 균형가
4) 상․하한가제도 이외도 다음과 같은 가격안정화장치들이 있다.
① 시장조성인(dealer)제도 : 딜러에게 독점적인 거래권을 주는 대신에 가격안정화의무를 부여하여 일시적인 수급불균형으로 인한 가격변동을 억제하는 제도이다.
② 집중거래(batch trading)제도 : 일정시간 동안의 주문을 한데 모아서 주기적으로 단일가격에 거래 를 체결시킴으로써 가격변동성을 억제하는 방법이다.
③ 일시거래정지제도(circuit breaker) : 일정제한폭 이상으로 가격이 변할 경우에 일시적으로 거래 를 중단하고 수급불균형상태를 공지하여 가격급변에 대한 원인을 재평가하고 투자자의 불안심 리를 해소할 수 있는 시간적인 여유를 제공함으로써 불필요한 가격변동을 억제하고 새로운 균형 가격으로 시장을 재개하는 제도이다.
격의 발견이 지연되고 유동성이 낮아지게 되어 오히려 시장의 정보효율성을 저해할 수도 있다.
우리나라에서 상․하한가제도는 1965년 1월 4일부터 시행되었으며 그 당시 제도의 내용은 전일의 종가를 기준으로 정률제와 정액제가 혼합된 형태였다. 이후 수 차례에 걸쳐 그 폭이 조금씩 상향조정되면서 정액제와 정률제가 혼합되어 사용되었다. 1995년 4월 1일 이후로는 정률제가 실시되어 주가의 수준에 관계없이 동일한 비율(6%)의 상․하한가 폭이 적용되었고, 1996년 11월 25일부터는 8%로 확대되고, 1998년 3월 2일 에는 12%로 재차 확대되었다. 1998년 12월 7일부터는 다시 15%로 확대되었으며 이 때는 일시거래정지제도가 함께 도입되었다. 일시거래정지제도의 내용을 살펴보면 종 합주가지수가 전일보다 10%이상 하락해 그 상태가 1분간 지속될 때 일시거래정지제 도가 발동하여 매매를 30분간 정지시킨 뒤 재개하도록 되어 있다.5)
각 기간에 따른 상․하한가 폭과 기준가격 및 상․하한가비율의 변화를 구체적으로 살펴보면 <표 1>, <표 2>와 같다. 표에서 보는 바와 같이 상․하한가제도는 지속적으 로 그 폭이 확대되어 오고 있으며 정부는 상․하한가 폭을 추가로 확대하여 궁극적으 로 상․하한가제도를 폐지할 것으로 알려져 있다. 그러나 이 제도의 효과에 대해서는 이론적 방향이 분명하지 않다. 우선 상․하한가제도의 긍정적인 면을 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 투자자들에게 정보를 재평가하고 투자전략을 재구성할 수 있는 냉각기간
cooling-off period을 제공함으로써 정보에 대한 과민반응을 억제하여 비합리적인 가격형 성을 방지한다. 둘째, 주문불균형상태에 관한 정보를 주식투자자들에게 알려주는 효과 가 있어 주식가격회복에 기여한다. 셋째, 가격변동을 제한함으로써 가격조작에 따른 이익을 감소시킨다. 그러므로 상․하한가제도는 투자자들에게 냉각기간을 제공하고 추가적인 공시효과로 주식의 균형가격의 형성을 용이하게 하며 거짓정보에 의한 주가 조작을 통제하는 등 순기능이 존재한다.
5) 이 제도는 하루 1차례만 적용되며 시장의 정상적 종료를 위해 2시 20분 이후에는 발동하지 않는다.
<표 1> 우리나라 증권시장의 상․하한가제도의 변화 A : 1965년 1월 4일-1973년 7월 24일까지의 경우
기 간
기준가격 1965. 1. 4 1966. 11. 10 1967. 8. 1 1970. 3. 9 1972. 6. 12 200원
300원 400원 500원 600원 700원 800원 900원 1,000원 1,200원 1,500원 이상
이하 20%
이하 100원 이하 110원 이하 120원 초과 130원
미만 50원 〃 60원 〃 70원 〃 80원 〃 90원 미만 100원 이하 110원 초과 120원
전
종
목
상하 20%
미만 50원 미만 60원 미만 70원 미만 80원 미만 90원 이하 100원 초과 110원
※액면초과 : 액면의 10%
※액면미달 : 액면의 5%
※액면이 50원인 종목 : 상하 50원
B : 1973년 7월 25일-1995년 3월 31일까지의 경우 기 간
기준가격 1973. 7. 25 1974. 7. 1 1984. 9. 1 1986. 12. 15 1988. 3. 2 500원
1,000원 2,000원 3,000원 5,000원 7,000원 10,000원 15,000원 20,000원 30,000원 40,000원 50,000원 70,000원 100,000원 150,000원
이상
전
종
목
50원
※시장 1부 종목 : 500원 이상 100원 500원 미만 50원
※시장 2부 및 특별 관리종목 : 50원
미만 30원 〃 50원 〃 70원 〃 100원 〃 150원 〃 200원 〃 300원 〃 400원 〃 500원 〃 700원 이상1,000원
미만 30원 〃 50원 〃 70원 〃 100원 〃 200원 〃 300원 〃 400원 〃 600원 〃 800원 〃 1,000원 〃 1,300원 〃 1,500원 이상 2,000원
미만 100원 〃 200원 〃 300원 〃 400원 〃 600원 〃 800원 〃 1,000원 〃 1,300원 〃 1,600원 〃 2,000원 〃 2,500원 〃 3,000원 이상 4,000원
<표 2> 우리나라 증권시장의 상․하한가 비율(1995년 4월1일-현재) 1995. 4. 1 1996. 11. 25 1998. 3. 2 1998. 12. 7 전 종목 상하 6% 전 종목 상하 8% 전 종목 상하 12% 전 종목 상하 15%
그러나 상․하한가제도는 다음과 같은 부정적 효과를 가져오기도 한다. 첫째, 상․
하한가제도는 새로운 정보에 대한 주가반응속도를 지연시키는 잡음으로 작용하여 시 장의 효율성을 저해한다. 둘째, 상․하한가에 도달한 주가는 상승 또는 하락의 한 방향 으로만 가격이 변동하므로 시장의 유동성을 제한한다. 셋째, 자성효과magnetic effect가 존재한다.6) 넷째, 가격이 상․하한가에 도달한 것 자체가 추가적인 정보이므로 규모가 작은thin 시장에서는 투자자가 주가조작을 통하여 이익을 얻기 위해 상․하한가로 거 래하려는 동기를 가진다. 다섯째, 상․하한가 폭이 존재하는 시장에서는 상․하한가의 정보효과도 정보소유 투자자의 정보가 가격에 완전히 반영되기 전에 공개될 확률이 높기 때문에 잡음 투자자noise investor7)들이 가격으로부터 판단할 수 있는 추가적인 기 회가 존재한다. 그리고 상․하한가의 제한으로 가격변동위험이 감소될 것으로 믿는 소액투자자, 무경험자를 시장으로 유인한다. 따라서 시장에서 정보소유 투자자의 비중 은 점차 감소되고 잡음 투자자의 비중이 높아진다.
2. 선행연구 검토
상․하한가제도는 대부분의 선진국가에서는 현존하지 않는 제도이므로 상․하한가 제도와 관련한 실증연구는 많지 않다. 우리나라에서도 현재까지 회계학분야에서는 상․하한가제도와 관련한 어떠한 유형의 연구도 존재하지 않으며 단지 재무관리분야 에서 일부 이루어지고 있는데 이들 연구는 크게 두 가지 즉 상․하한가제도가 주가기
6) 주가가 상․하한가에 가까워지면 거래가 곧 정지될 것이라는 판단하에 상․하한가로 거래함으로써 주가기복이 증가하는 효과를 의미한다.
7) 잡음은 자산가치와 거래가치의 차이를 의미한다. 일시적 유동성 부족과 정보의 해석과 분석의 오류 에 기인한 거래 등에 의한 개인적인 요인 및 달러의 재고상태, 가격발견과정의 지연, 매도-매수가 차이 등의 가격이 형성되는 시장의 거래제도적 요인의 영향을 받는다.
복에 미치는 영향을 분석한 연구와 균형주식가격을 추정하는 연구 등으로 나눌 수 있 다. 이들 연구는 우리나라의 상․하한가제도가 정액제를 채택하고 있을 때 일일제한 폭이 동일한 가격일지라도 상이한 상․하한가비율8)을 가진다는 점에 착안하여 이루 어진 것들이다.
(1) 상․하한가제도와 주가기복에 관한 연구
한국의 주식시장에서 주가변동성에 상․하한가제도가 미치는 영향을 밝히는 연구 들로서 먼저 이상빈과 김광정(1993)의 연구를 들 수 있다. 그들은 상․하한가 이외에 횡단면적 차이를 조정하기 위해 매일의 상․하한가 비율을 서열화하여 이를 기준으로 3개(high, medium, low)의 포트폴리오를 구성하여 수정된 Levene 검정통계치를 이용 해 high와 low 사이의 수익률변동성의 차이를 검증하였다. 연구결과는 상․하한가제 도가 가격변화를 감소시킬 뿐만 아니라 주가의 변동성을 감소시키는 데 유의한 영향을 미치는 것으로 해석되었다. 그러나 보유기간별로 결과가 동일하지 않게 나타났는데 그 이유는 기간별로 상․하한가의 영향을 받은 거래일 수와 상․하한가 비율이 다르기 때문인 것으로 보고되었다.
박상용과 조옥래(1995)는 상․하한가 대비 가격변동률 분포와 상‧하한가 도달 후의 주가행태분석을 이용하여 상․하한가제도가 주가기복에 미치는 영향을 실증분석 하 였다.
그들은 상․하한가 대비 변동률(RDi,t)의 분포를 확인하고 상․하한가의 크기에 따 라 주가기복에 차이가 있는가를 살펴보기 위해 회귀모형을 설정하였다. 또한 상․하한 가 외에 주가기복에 영향을 미치는 변수를 통제하기 위해 거래량, 규모, 주가수준, 시장 수익률 등을 포함하는 다중회귀모형을 설정하였다. 연구결과, 상․하한가대비 변동률 은 ‘0’을 중심으로 대칭적으로 분포하며 상․하한가 근처(0.8-0.9)의 가격변동은 매우 적으며 상․하한가까지 변동한 경우가 많고 상승의 경우 이러한 결과가 더욱 뚜렷하게
8) 여기서 상․하한가비율은 주가가 상․하한가까지 변동한 경우의 변동율을 의미한다. 정액 상․하한 가제도가 운영될 때(1995년 3월 31일 기준) 예를 들어 전일종가가 20,000원-29,900인 경우 일일 상․
하한가 폭은 1,000원이다. 이 경우 동일한 가격대라 하더라도 20,000원인 주식과 29,900원인 주식의 상․하한가비율은 각각 5%와 3.34%로서 차이가 난다.
나타났다. 상․하한가비율과 상․하한가대비 변동률의 관계를 살펴본 결과, 상․하한 가비율이 클수록 가격변동이 상․하한가 방향으로 접근하는 것으로 나타났다. 또한 상․하한가의 자석효과의 가능성에 의해서 주가기복이 증가한 것으로 해석하였다. 결 국 상․하한가제도는 주가기복을 감소시킨 것이라기보다는 가격변동을 제한하여 새 로운 가격형성을 억제함으로써 가격발견과정을 지연시켜 주식시장의 효율성을 저해 하는 요인으로 작용하고 있는 것으로 판단하였다.
장하성과 박주범(1995)은 하루 중 거래자료를 이용하여 상‧하한가 발생전후에 주가 의 변화가 어떻게 이루어졌는가를 분석함으로써 상․하한가제도의 가격변동성 억제 효과와 균형가격발견의 지연효과에 대하여 분석하였다. 특히 상․하한가제도는 상‧하 한가 발생 당일에만 적용되는 제도이므로 상․하한가제도의 단기적인 가격효과를 측 정하는 데 초점을 맞추었다. 상․하한가제도 자체가 주가변동성을 얼마나 억제하는 효과를 가지는가를 측정한 결과 단기적인 가격변동성을 억제하는 효과는 있지만 반드 시 장기적인 가격변동성을 억제하는 효과를 갖는 것은 아닌 것으로 나타났다. 그들은 상‧하한가 발생일 전후 5일의 하루 중의 변동성을 측정한 결과 상‧하한가 발생일 이후 가 이전보다 오히려 가격변동성이 증가한 것으로 나타남으로써 상․하한가제도가 장 기적인 가격변동성의 억제효과를 갖는 것은 아니라고 주장하였으며, 이와 같은 연구결 과로 인해 그들은 현행 상․하한가가 지나치게 협소하게 책정되어 있다고 추정함으로 써 향후 제도개선 시에 상․하한가를 확대하여야 할 것으로 판단하였다.
선우석호(1997)는 상․하한가제도가 크게 완화되기 시작한 1995년 4월 1일 이후 주 가수익률의 변동성이 그 전기간에 비해 감소 또는 증가하였는가를 변동성의 여러 개념 을 도입하여 실증 분석하였다. 이는 상․하한가제도가 고액주식의 변동성을 제약하는 효과가 있는 반면, 중‧저액주식의 경우에는 도리어 변동성을 증가시키는 효과가 있는 것으로 나타나 그는 제한폭 완화가 변동성을 증가시킬 것이라는 시각은 우려에 불과한 것으로 판단하였다. 또한 제한폭에 의해 발생한 야간의 사적정보와 주간의 공적정보의 충돌에 의해 개장초에 큰 변동성이 야기된 것으로 보았다. 이 연구는 제한폭의 완화 후 1년 동안이라는 비교적 짧은 기간의 자료에 바탕을 둔 연구였으나 상․하한가제도 가 시장효율성에 미치는 부정적인 효과가 일관되게 나타남으로써 시장효율성의 증대 를 위해 향후 상․하한가는 추가로 완화되어야 할 것이라는 시사점을 제시하였다.
(2) 균형주식가격의 추정에 관한 연구
남명수와 안창모(1995)는 상․하한가제도를 무시하고 주가변동성 모수를 추정하는 경우와 상․하한가제도를 고려하여 주가변동성 모수를 추정하는 경우를 상호 비교함 으로써 상․하한가제도가 주가변동성에 미치는 영향을 검토하였다. 상․하한가제도가 존재하는 경우가 철폐되는 경우의 평균주가수익률보다 낮은 것으로 나타났으나 그 차 이는 소수점 다섯째 자리에서 차이가 나고 연평균수익률로 볼 때 0.5% 정도 이하이기 때문에 주식매매 왕복수수료에 비해 상대적으로 훨씬 작게 나타났고 따라서 상․하한 가제도가 평균주가수익률과 일일주가수익률의 표준편차에 주는 영향은 적다고 해석 하였다. 결론적으로 그들은 상․하한가의 크기를 확대 운영하는 방안과 일시적이며 비정상적인 변동성의 확대에 대응할 수 있는 거래정지나 신축적이고 종목별로 차별적 인 제한폭을 설정하는 방안을 고려해 볼 필요가 있다고 제시하였다.
정진호(1996)는 가격제한이 적용된 경우 주식가격이 진정한 가격을 나타낼 수 없다 는 전제하에 추정모형을 통해 가격제한 하에서 관찰불가능했던 균형주가를 추정하여 공시된 주가와의 차이점을 분석하였다. 추정에 사용된 모형은 Sutrick(1993)의 연구에 사용되었던 조건부기대치법CE; Conditional Expectation이었으며, 이 중 거래주가변동의 분산값을 구하기 위해서는 최고가격과 최소가격 사이에서 25개의 주가를 무작위 생성 시켜 추정하였고, Mathematica 프로그램을 이용하여 적분값을 구하였다. 분석결과 가 격제한이 가격하락시보다 상승시에 주가에 더 큰 영향을 미친다는 점을 발견하였다.
또한 상․하한가제도가 주식시장의 안정성에 기여하는가를 살펴본 분석에서는 균형 가 추정치와 공시주가의 분산이 유의한 차이가 없었으므로 상․하한가제도가 없어지 더라도 증시의 안정성이 크게 저해되지는 않는다는 증거로 해석하였다.
Ⅲ. 표본의 선정과 분석방법
1. 표본의 선정
본 연구의 대상기간은 4년(1995-1998년) 동안이다. 1995년도부터 조사대상으로 선
정한 이유는 1995년 4월 1일에 상․하한가제도가 정액제에서 정률제(6%)로 전환하였 으며, 그 이후 1996년 11월 25일에 상․하한가 폭이 8%로 변경되었고, 1998년 3월 2일 에는 12%로 변경되었으므로 상․하한가 폭이 확대되어도 회계이익 공시의 정보효과 가 여전히 제약되는가를 분석할 수 있기 때문이다.
본 연구의 목적을 달성하기 위하여 1998년 3월말 현재 한국증권거래소에 상장된 기 업 중 다음의 요건을 동시에 충족시키는 기업을 최종표본으로 선정하였다.
① 12월말 결산기업
② 연구기간 동안 계속 상장된 기업
③ 금융업을 제외한 기업
④ 연구기간 동안 증권시장지에 주주총회일을 공시한 기업
⑤ 추정기간 및 검증기간에 5일 이상 주식거래가 형성되지 않은 기업 및 관리대상종 목으로 분류된 기업은 제외
⑥ 분석기간 중 합병, 기업매수, 사업부 처분 등 구조변경이 발생한 기업은 제외
⑦ 한국신용평가(주)의 데이터베이스인 KIS-SMAT에서 일별주가자료를 이용할 수 있는 기업
선정기준 ①, ②는 표본의 동질성을 기하기 위해 제시한 기준이며, 기준 ③은 금융업 종이 제조업과는 달리 정부의 정책에 따른 영향을 많이 받는 업종이므로 분석결과에 그 영향을 배제하기 위해 선정하였다. 기준 ④는 검증기간인 주주총회일을 증권시장지 에서 찾을 수 없는 기업이 있었으므로 이를 분석에서 제외시키기 위해 선정하였으며, 기준 ⑤, ⑥은 연구기간 동안 다른 사건으로 인해 모형의 추정 및 결과해석이 왜곡되지 않도록 하기 위해 선정한 기준이다. 마지막으로 기준 ⑦은 연구모형에 필요한 재무제 표변수와 비정상수익률을 구하기 위해 한국신용평가(주)의 데이터베이스 KIS-SMAT 를 이용하였기 때문에 선정한 기준이다.
이상과 같은 기준에 의해 최종적으로 선정된 표본기업은 연구기간 동안 총 356사이 며 업종별 분포는 다음과 같다. <표 3>에 의하면 표본기업들은 16개 업종에 전반적으 로 고르게 분포되어 있음을 알 수 있다.9)
9) 업종 중 ‘어업 및 광업’의 경우 표본기업수가 4개사로 다른 업종에 비해 적으나 이는 현재 동업종의 전체상장업체 수(1998년 기준 4개사)가 적기 때문이다.
<표 3> 표본기업의 업종별 분포
업 종 구 분 기업수
어 업 및 광 업 음 식 료 섬 유 의 복 및 가 죽 제 지 화 학 및 제 약 석 유 및 고 무
비 금 속 광 물
1 차 금 속
조 립 금 속 및 기 계 ․ 장 비 사 무 용 기 계 및 전 기 ․ 전 자 자 동 차 및 기 타 운 송 장 비
건 설
도 ․ 소 매
숙 박 ․ 운 송
기 타
4 19 24 15 15 55 17 18 25 21 50 20 27 23 12 11
합 계 356사
2. 분석방법
본 연구의 연구가설alternative hypothesis은 ‘상․하한가제도가 없을 경우의 이익공시 의 정보효과는 상․하한가제도하에서의 정보효과보다 클 것이다’로 요약된다. 즉 상․
하한가제도가 없을 경우 이루어졌을 것으로 추정되는 균형주식가격을 이용한 경우는 상․하한가제도하에서의 실제주식수익율에 의한 경우보다 이익반응계수가 더 클 것 이다. 본 논문의 주목적은 상․하한가제도가 회계이익공시의 정보효과에 영향을 미치 는지를 확인하는 것이다.
(1) 균형주식가격의 추정
본 연구에서는 검증기간 동안 상․하한가를 기록한 기업의 주식가격에 대해 추정된 균형주식가격을 이용한 회계이익 공시의 정보효과와 실제주식가격을 이용한 회계이
익 공시의 정보효과를 검증하여 유의한 차이가 있는가를 분석한다. 이러한 분석을 위 해서는 검증기간(-1일, 이익공시일, ＋1일) 동안 1회 이상의 상한가 또는 하한가를 기 록한 기업만이 포함되며,10) 균형주식가격을 추정하는 방법으로는 1) Roll(1984)의 방 법, 2) 최우추정법Maximum Likelihood Estimation을 사용하였다.
1) Roll의 방법
Roll은 만약 주가가 상․하한가 폭에 도달하였다면 균형주식가격은 다음날의 주가 로 추정하고, 만약 주가가 상․하한가 폭에 이틀 이상 연속적으로 도달하였다면 최후 로 상․하한가 폭에 도달한 다음날의 주가를 균형주가로 추정하였다.
2) 최우추정법
최우추정법에서는 주식가격 대신 주식가격의 변화를 이용함으로써 절대가격을 이 용할 경우에 가격수준이 다르기 때문에 생기는 상대적인 가격변동의 차, 즉 기준가격 이 다르기 때문에 생기는 수익률의 차이를 무시하는 문제를 해결하고자 하였다. 특정 거래일(i)에 발생한 실제가격변화의 벡터를 ( Xi), 공시된 가격변화의 벡터를 ( X*i), 가격변화의 상․하한가 폭을 (M), Xi의 임의의 원소를 ( xi, X*i)의 임의의 원소를 ( X*i), xi의 분산을 ( σ2i), X*i의 추정치를( Xi), L은 우도함수를 나타낸다. 만약 주가변화가 1일부터 j-1일까지 지속되었다면, Xi의 최우추정치는 다음과 같다.
X = arg max L ( Xi,… , Xj∣x*i, …, x*j)
(1)의 식을 주가변화가 하루만 상․하한가 폭에 도달하고 다음날에는 상․하한가 폭 이내의 가격으로 종가가 형성된 경우에 적용해 보면 다음과 같다.
10) 검증기간 동안 상‧하한가를 기록하지 않은 기업은 추정된 균형주식가격과 실제주식가격 사이에 차이가 없기 때문이다.
xi…xj ··· (1)
X = (X1, X2) = arg max L (X1, X2∣x*1, x*2) = f(x1)⋅f(x2) x* 1＞M
x1 +x2= M +x*2
= arg max 1 2 π σ1 e- x
2
i / 2 σ12 ⋅ 1 2 π σ2 e-x
2 i / 2 σ22
x* 1＞M
x1 +x2= M +x*2
=
{
max(
M, σ1σ2( M + x12+ σ222*))
, min(
x2*, σ2σ2( M + x12+ σ222*)) }
··· (2)11) 이상과 같은 방법으로 추정된 균형주식가격에 의한 수익률을 계산함으로써 상․하 한가제도가 없을 경우의 회계이익 공시의 정보효과가 상․하한가제도가 존재하는 실 제시장에서의 정보효과와 유의한 차이가 나는지를 아래의 회귀식으로 검증할 수 있다.
CAR = α + β UE + ε
CAR : i기업의 t기간(-1일, 이익공시일, 1일) 동안의 누적비정상수익률(Cumulative Abnormal Return)
UE : 비기대이익(Unexpected Earnings)
그러나 본 연구에서는 상․하한가로 인해 균형가격이 제약을 받았다고 가정하므로 상․하한가의 영향을 분석하기 위하여 아래와 같이 역류회귀분석reverse regression을 사
11) 예를 들어, A기업의 3월 3일의 종가가 상한가를 기록하여 25,900원이고, 다음날인 3월 4일의 종가 는 400원 상승하여 26,300원을 기록한 경우, 최우추정법을 이용하여 균형주식가격을 추정하면 다음 과 같다. 3월 3일과 3월 4일의 주가변동의 분산치가 2.876, 0.829 인 경우 최우추정치 공식에 대입하 면 다음과 같다.
X = arg max L ( Xi, … , Xj∣x*i, …, x*j)
=
{
max ( 10, 2.876*( 10+ 4 )
2.876 + 0.829
)
, min ( 4, 0.829*(10 + 4) 2.876 +0.829 )
}
= ( 10.867, 3.133)
따라서 3월 3일의 균형주식가격은 24,900＋1,100(10.867×100)에 의해 26,000원이 되고 3월 4일은 26,000＋300(3.133×100)에 의해 26,300원이 된다. 최우추정법에 대하여 보다 자세한 사항은 sutrick(1993) 을 참조
··· (3)
용하여 가설을 검증한다.
UEi = α + β CARitj + ε
j=1, 2, 3 1은 실제주식가격, 2는 Roll, 3은 최우추정법에 의하여 추정된 균형주식가격을 이용해 계산한 것임.
역류회귀분석을 하는 결과는 이익반응계수ERC; Earnings Response Coefficient를 측정하 는 것이 아니고 주식수익율반응계수RRC; Return Response Coefficient를 측정하는 것이다.
따라서 이익반응계수에 대한 상․하한가제도의 영향을 수익률반응계수를 사용하여 측정한다.12)
(2) 비정상수익률
회계이익의 공시시점은 분석대상기업의 회계이익이 자본시장에 공개된 시점으로서 본 연구에서는 주주총회일을 중심으로 검증하였다. 검증기간을 -1일, 0, ＋1일로 설정 한 이유는 주주총회일 이전에 주주는 감사인이 제출한 재무제표를 열람할 수 있기 때 문에 회계이익정보가 시장에 반영될 수 있다는 점을 고려하였다. 또한 재무보고서의 증권시장지(또는 일간지)에의 게재가 통상 주주총회일 다음날에 이루어짐으로써 일반 투자자들을 통해 회계이익정보가 시장에 반영된다고 보기 때문이다. 이러한 검증기간 은 선행연구에서 회계이익 공시의 정보효과를 검증하기 위해 가장 많이 이용된 기간이 다.13)
12) 역류회귀분석에 대하여는 Beaver, Lambert and Ryan(1987) 등을 참조
13) 회계이익 공시의 정보효과를 검증하는 연구에서는 검증기간의 설정이 매우 중요하며 연구의 결과 를 좌우할 수 있다. 그러나 이익정보가 자본시장에 처음 알려지는 시기를 정확하게 알아내는 것은 쉬운 일이 아니다. 이러한 맥락에서 본 연구에서는 주주총회일 이전에 대주주를 포함한 이해관계 자집단의 회계이익정보의 이용가능성에 대하여 고려하였다. 따라서 설정된 검증기간 이전의 3일 동안(주주총회일로부터 -4--2일)과 표본기업의 개별 주주총회일이 분포된 기간을 모두 포함한 2월 15일-4월 4일 동안의 표본기업의 상․하한가비율을 조사하였다. 그 결과 본 연구에서 설정한 검증기간 동안의 상․하한가비율(7.1%-7.7%)에 비해 낮게(2.8%-5.9%) 나타났다. 따라서 검증기 간 동안 상․하한가제도가 미치는 영향을 검증하는 본 연구에서는 주주총회일을 전후한 3일간을 검증기간으로 설정하는 것이 보다 타당한 것으로 판단된다(회계이익정보의 공시시기의 적합성을 검토한 연구로는 송인만(1989)의 연구가 있다).
··· (4)
회계이익 공시의 정보효과를 검증하기 위해서 종속변수로 사용된 누적비정상수익 률CAR은 -1일과 이익공시일 및 ＋1일의 일별주식수익률과 기대수익률의 차이인 비정 상수익률을 누적시켜 계산하였다. 기대수익률의 계산을 위해서는 많은 연구들에서 시 장모형에 의한 수익률을 사용하였으나, 미국의 증권시장과는 달리 우리나라의 경우 베 타의 안정성이 낮으므로 적합하지 않을 수 있으며,14) 연구기간 중 1998년의 경우 시장 모형으로 기대수익률을 추정할 경우 IMF의 영향으로 인해 추정에 사용된 기간과 검증 기간의 수익률 사이에 큰 차이를 나타내고 있으므로15) 본 연구에서는 평균조정수익 률모형mean-adjusted return model을 이용하여 기대수익률을 계산하였다.16)
평균조정수익률모형은 i주식의 기대수익률은 시계열 상에 있어서 여러 가지 값을 가질 수 있지만 평균적으로 일정한 상수의 값을 가지고 있다고 가정한다. 그러므로 t시 점에서 i기업의 누적비정상수익률은 다음의 식 (5)와 같이 표시할 수 있다.
CARit = t =-1∑1 (Ri t - Ki t)
여기서 CARi t는 i기업의 t검증기간 동안의 누적비정상수익률을 나타내고, Rit는 i기업의 t시점에서의 실제수익률을 나타내며, Kit는 사건일 이전 일정 기간 동안의 평균주식수익률로서 정상적인 경우에 i기업에서 얻을 수 있는 기대수익률을 의미한다.
14) 심병구(1989)의 연구에서는 1977년부터 1986년까지의 수익률자료를 이용하여 실증분석한 결과 우 리나라의 증권시장에서는 주식의 베타위험은 안정성이 낮다는 연구결과를 보고하고 있다.
15) 추정기간(1997년 1월-1997년 12월) 동안의 평균수익률 분포 : 669.6, 698.1, 656.7, 694.3, 713.1, 765.2, 752.3, 640.5, 676.5, 676.6, 584.1, 494.1, 390.3
검증기간(1998년 2월, 3월) 동안의 평균수익률 분포 : 525.2, 523.0
16) 자본시장회계연구에서 비정상수익률을 계산할 때 사용되는 기대수익률에는 평균조정수익률 이외 에 규모조정수익률(size-adjusted returns), 시장조정수익률(market-adjusted returns), 시장위험조 정수익률(market risk-adjusted returns) 등이 있다. Brown과 Warner(1980)는 시뮬레이션을 통해 평균조정수익률, 시장조정수익률, 시장위험조정수익률 중 대체로 시장모형에 의한 경우가 우수하 였으나 일부 상황에서는 단순평균조정수익률모형이 더 나은 것으로 보고하고 있다. 또한 Easton과 Zmijewski(1989)은 시장모형을 사용하였지만 평균조정수익률을 사용했을 때와 동일한 결과를 나 타냈다고 보고하고 있다. 이외에도 Banz(1981), Kothari and Wasley(1989) 등은 규모조정수익률의 우수성을 주장하였다. 따라서 어느 방법이 항상 가장 우수하다고는 할 수 없다. 본 연구에서도 시장 모형을 사용하여 보았으나 미미한 차이였으나 평균조정수익률에 의한 결과가 다소 나은 것으로 나타났으므로 동 방법에 의한 결과를 보고하였다.
··· (5)
기대수익률은 회계연도 종료일을 기준으로 그 이전의 150일(반기보고서의 공시 이 후부터 연말까지) 동안의 수익률을 평균한 것이다. 계산기간을 반기보고서의 공시 이 후부터 회계연도 종료일 이전으로 설정한 이유는 반기이익정보로 인한 정보효과를 통 제하고 개별기업 수익률의 독립성을 확보하기 위한 것이다. 즉 회계정보의 공시가 집 중적으로 이루어지는 시기에는 어느 한 기업의 회계정보 공시가 다른 기업의 주가에도 영향을 미칠 수 있기 때문에 통제할 필요가 있으며 또한 1월 효과January effect의 통제도 필요하기 때문이다.
주식수익률은 한국신용평가(주)의 KIS-SMAT가 제공하는 일별수익률을 이용하였 으며 이 자료는 배당 및 유․무상증자 등이 조정된 후의 수익률이기 때문에 수정없이 그대로 사용할 수 있었다.
(3) 비기대이익
비기대이익UE은 당해연도의 실제이익과 기대이익의 차이를 의미하므로 이익예측치 가 필요하다. 지금까지의 연구결과에 의하면 평균적으로 연간회계이익은 랜덤워크모 형(혹은 마팅게일모형)에 의해 잘 설명될 수 있다는 결과가 폭넓은 지지를 받고 있으 며, 김정교(1989)의 연구에 의하면 우리나라의 연간이익의 시계열속성도 단순랜덤워 크과정에 의해 가장 잘 묘사될 수 있다고 제시하였다. 그러나 연간회계이익의 시계열 속성이 추세를 지닌 랜덤워크모형random-walk with drift에 의해 가장 적절히 설명된다는 과거의 연구결과(Albert, Lookabill and McKeown, 1977; Watts and Leftwich, 1977)도 있으며, Fried와 Givoly(1982) 및 이경주와 장지인(1992) 등에 의하면 재무분석가에 의한 이익예측치가 랜덤워크 등의 시계열모형에 의한 예측치 보다 정확하며 시장기대 이익의 대용치로서 우수한 것으로 제시하고 있다. 그러나 재무분석가의 예측치를 사용 할 경우 1995년 이후 재무분석가들이 예측대상으로 한 기업 수와 재무분석가 이익예측 치를 공시한 기업이 현저히 줄어들어 표본의 수가 많이 적어지게 되며, 또한 우리나라 의 경우 재무분석가 이익예측치를 일정하게 공시하는 기업이 없어 기존의 연구에서 일관되게 이용되어온 대표성 있는 재무분석가의 예측치를 선정하기가 어렵다.
따라서 본 연구에서는 연간이익의 시계열속성을 고려한 모형random-walk with drift : RWD을 사용하여 기대이익을 다음과 같이 산출하였다.17)
17) 기대이익을 산출하기 위해 어떠한 예측모형을 사용하는 것이 가장 적절한가 하는 점에 있어서는 획일적으로 단정하기 어렵다. 그 이유는 사후적으로 검정해 볼 때 예측을 위한 대상기간의 특성에 따라 예측의 정확성이 차이가 나기 때문이다. 따라서 본 연구의 대상기간 동안 표본기업의 순이익 변동의 추이를 검토해 본 결과, 대체적으로 증가와 감소를 반복하고 있었으며, 단순랜덤워크모형에 비해 drift를 감안한 랜덤워크모형을 사용한 것이 오차가 적은 것으로 나타나 RWD모형을 사용하 였다. 최근의 자본시장회계 연구들에서는 기대이익의 대용치로서 비기계적모형인 재무분석가의 예측치를 주로 사용하는 추세이다. 그러나 재무분석가의 예측치 대신 시계열모형을 사용함에 따른 비기대이익의 측정오류가 본 연구의 결과에 미치는 영향은 알 수 없다.
E(X it) = Xi t- 1 + δt
여기서, Xi t는 i기업의 t회계연도 당기순이익, δ는 추세를 나타내는 것으로서 과거 5년간의 i기업의 당기순이익 변동금액의 평균치로 측정하였다.18) 따라서 비기대이익 은 실제이익에서 RWD모형에 의한 예측치를 차감 한 후 주식의 시장가치로 표준화하 여 다음의 식(6)과 같이 계산하였다.
UEit = Xi t - E(Xit) Pi t- 1
여기에서, Pi t- 1은 t년도 초의 i기업 주식의 시장가치로서 (기초주가×발행주식수) 로 계산된다. 비기대회계이익을 표준화할 때 주식의 시장가치 외에 이익예측치도 자 주 사용되기는 하나, Christie(1987)에서 시장가치의 이용이 이론적으로 보다 우수하다 고 제시하였고, 많은 기존의 연구(Easton and Zmijewski, 1989; Collins and Kothari, 1989)에서도 사용되었으므로 주식의 시장가치를 분모로 사용하였다.
Ⅳ. 실증분석의 결과 및 해석
1. 회계이익 공시일 전후의 상한가 및 하한가비율
<표 4>는 356개 표본기업의 검증기간(회계이익 공시일을 중심으로 -1일, 0일, ＋1 일)동안의 종가기준 주식가격변동의 방향에 대한 분포를 나타내고 있다.
<표 4> 검증기간 동안의 주식가격변동 방향
18) 이러한 방법의 추세측정은 Beaver 등 (1979), 이경주와 장지인(1992) 등에 의하여 사용되었다.
··· (7)
··· (6)
구분
연도 상한가 하한가 상승 하락 불변
1995년 93사(8.7%) 207사(19.4%) 203사(19%) 439사(41.1%) 126사(11.8%) 1996년 54사(5.1%) 27사(2.5%) 450사(42.1%) 376사(35.2%) 161사(15.1%) 1997년 68사(6.4%) 52사(4.9%) 314사(29.4%) 499사(46.7%) 135사(12.6%) 1998년 114사(10.7%) 17사(1.6%) 436사(40.8%) 409사(38.3%) 92사(8.6%) 계 329사(7.7%) 303사(7.1%) 1403사(32.8%) 1723사(40.3%) 514사(12.1%) 주 : 표의 기업 수는 검증기간 3일 동안의 기업 수를 합산한 것임.
<표 4>에 의하면 검증기간 동안 상한가를 기록한 기업은 7.7%이며, 하한가를 기록 한 기업은 7.1%로 나타났다. 회계학 분야의 관련연구가 없어서 정확한 비교는 어렵지 만, 1989년의 자료를 대상으로 한 정진호(1996)의 연구에서는 평균적인 상한가비율이 3.36%, 하한가비율이 2.08%이었으며, 장하성과 박주범(1995)의 연구에서는 상한가 비 율이 6.3%, 하한가비율이 3.66%이었다. 연구대상 연도와 검증일 및 검증일 수가 상이 하기는 하지만 본 연구는 전술한 기존연구들에 비해 상․하한가의 폭이 단계적으로 확대된 기간임을 고려한다면 이익공시일에는 상한가 및 하한가의 비율이 높은 것으로 볼 수 있다. 또한 1995년을 제외하고는 하한가의 비율에 비해 상한가의 비율이 높은 것으로 나타나 상․하한가제도가 상한가에 대하여 더욱 제한적으로 적용되었음을 알 수 있고 이는 기존의 연구결과와도 일치하는 것이다.
이러한 결과는 회계이익 공시의 정보효과를 검증하는 연구에서 상․하한가제도의 작용으로 인해 회계이익 공시의 정보효과가 제약되어 측정될 수 있음을 의미하는 것이다.
2. 회계이익 공시의 정보효과
표본기업을 대상으로 검증기간 동안의 누적비정상수익률CAR과 비기대이익UE의 회 귀분석을 통해 회계이익 공시의 정보효과를 검증한 결과와 사용된 변수의 기술통계치 가 <표 5>와 <표 6>에 나타나 있다.
<표 5> 누적비정상수익률(CAR)과 비기대이익(UE)의 기술통계
변수 통계치 전 체 1995년 1996년 1997년 1998년
CAR
평 균 최 대 최 소 표준편차
0.0070 -0.0334 0.0134 -0.0071 0.0555 0.3288 0.0939 0.1432 0.1883 0.3288 -0.2180 -0.1770 -0.1166 -0.2025 -0.2180 0.0714 0.0478 0.0427 0.0645 0.0891
UE
평 균 최 대 최 소 표준편차
0.0242 0.0100 0.0038 -0.0371 10.1201 1.1146 0.5291 0.4580 0.4484 1.1146 -0.8866 -0.1800 -0.4449 -0.5317 -0.8866 0.1947 0.1148 0.1164 0.1320 0.3070
먼저 <표 5>에서 기술통계를 살펴보면, 이익 공시일을 전후한 기간에 대해 누적된 비정상수익률은 전체연도의 경우 평균이 0.0070이었고 비기대이익의 평균은 0.0242이 었다. 두 변수의 경우 모두 자료의 측정오류measure error 또는 이례치outliers가 실증분석 결과에 미칠 수 있는 영향을 제거하기 위해서 ‘평균±3×표준편차’를 기준으로 조정
winsorizing하였다.19) 비기대이익의 계산시 시장기대이익의 대용치로 재무분석가의 예 측치를 이용한 연구들에서는 재무분석가의 과대예측으로 인해 값이 음(-)으로 나오는 경우가 대부분인데 비해 본 연구에서는 추세를 고려한 랜덤워크모형을 이용함으로써 양(＋)의 값을 나타내었다. 이것은 이익예측모형에 따른 예측치의 대부분이 실제이익 보다 작음을 의미한다.
회계이익 공시의 정보효과를 검증한 결과를 살펴보면 연구기간 전체년도에 걸쳐 일 관되게 회귀계수(β)가 모두 1% 미만에서 유의한 것으로 나타났고 R2도 기존의 연구 결과에 비해 비교적 높게 나타났다(<표 6> 참조). 따라서 회계이익정보는 유용한 것으 로 평가할 수 있다.
또한 <표 6>에서 검증기간 동안 주식가격이 상․하한가를 기록한 표본과 상승․하 락한 표본으로 나누어 회계이익 공시의 정보효과를 분석한 결과는 모든 표본기업을 대상으로 회계이익 공시의 정보효과를 분석한 결과보다 정보효과가 더 크다는 것을 알 수 있다.
19) 이례치의 처리(truncate)에 대하여 기존의 실증연구들에서는 (1) 분석에서 제외하거나(trimming) (2) 특정값(100%-300%)을 초과하는 경우 이 값으로 조정하는 방법(winsorizing)으로 처리하고 있 으나 획일적으로 정립된 기준은 없다.
<표 6> 회계이익 공시의 정보효과 비교 A :CARi = α + β UEi + ε
연 도 구 분 전체기업 상․하한가를 기록한 기업 상승․하락한 기업
1995년
α -0.034***
(-14.269) n=356 -0.041***
(-10.037) n=178 -0.026***
(-10.764) n=178 β 0.124***
(5.797)
0.239***
(5.324)
0.026***
(3.115)
R2 0.087 0.107 0.052
F 33.606*** 28.342*** 9.702***
1996년
α 0.011***
(5.704) n=356 0.026***
(3.735) n=70 0.010***
(5.233) n=286 β 0.177***
(10.333) 0.247***
(5.497) 0.109***
(5.622)
R2 0.232 0.308 0.147
F 106.786*** 30.218*** 48.916***
1997년
α -0.005
(-1.567) n=356 0.013
(1.401) n=97 -0.012***
(-4.667) n=259 β 0.189***
(8.024)
0.299***
(4.503)
0.121***
(6.994)
R2 0.154 0.176 0.110
F 64.389*** 20.278*** 31.612***
1998년
α 0.043***
(10.258) n=356 0.095***
(9.520) n=103 0.020***
(6.128) n=253 β 0.100***
(10.816) 0.130***
(8.871) 0.065***
(8.790)
R2 0.248 0.413 0.235
F 116.996*** 77.105*** 77.258***
전체년도
α 0.003*
(1.685) n=1424 0.011**
(2.573) n=448 -0.001
(-0.279) n=976 β 0.130***
(19.284) 0.162***
(12.604) 0.077***
(13.522)
R2 0.207 0.252 0.158
F 371.865*** 158.863*** 182.834***
주 : ( ) 안의 값은 t 통계량
* 10% 미만에서 유의함
** 5% 미만에서 유의함
*** 1% 미만에서 유의함
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.
3. 상․하한가를 고려한 회계이익공시의 정보효과
(1) 상․하한가에 대한 균형주식가격의 추정
검증기간 동안 상․하한가를 1회 이상 기록한 기업을 대상으로 균형주식가격을 추 정하여 실제 주식가격으로 산정된 누적비정상수익률을 이용한 회계이익 공시의 정보
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
