1. 서론
자사주 매입은 대표적인 주주 환원 정책 중 하나로 간주된다. 최근 정부의 기업 밸류업 프로그램이 본격적으로 시행되면서 주주 환원 정책에 대한 주주 및 투자자들의 관심이 높아지고 있다. 뉴스나 신문 등 언론 매체를 통해 주주 환원에 대한 소식이 지속적으로 보도되면서, 기존의 현금 배당 외에 자사주를 활용한 주주 환원 정책에 대한 상장사와 주주들의 관심도 증가하고 있다. 또한 자사주의 활용 방법, 자사주 관련 상법 개정, 실무적 측면에서 기업이 자사주를 어떻게 활용할 수 있는지, 어떤 문제점이 있는지 등 자사주 관련 행위 전반에 대한 논의가 학계와 실무 차원에서 활발하게 이루어지고 있다.
국내 기업은 일반적으로 두 가지 방법으로 자기 주식을 취득할 수 있다. 첫째는 배당 가능 이익의 범위 내에서 이를 재원으로 취득하는 방법이다. 둘째는 인수합병, 감자 또는 주주가 기업에 주식 매수 청구권을 행사한 경우 등 불가피하게 자기 주식을 취득하는 방법이다. 기업의 지배구조, 투자자 보호 및 주주 환원의 측면에서 가장 주목받는 것은 배당 가능 이익의 범위 내에서 재원을 조달하여 취득하는 자사주이다. 일반적으로 기업이 취득한 자사주는 의결권이나 배당 청구권이 없다. 자사주 취득이 이루어지면 회사가 주주들에게 대금을 지급하고 이를 회수한 것이므로, 사실상 주식이 발행되지 않았거나 모든 권리가 정지된 것으로 보는 것이 합리적이다. 이는 상법상 자기 주식에 대한 의결권을 부정하고 있기 때문이다(상법 제369조 제1항). 의결권과 마찬가지로 배당 청구권 또한 부정된다는 것이 일반적인 견해다. 기업이 보유한 자사주에 대해 배당이나 잔여 재산을 분배하더라도 결국 다시 회사로 돌아오게 되어 아무런 의미가 없기 때문이다.
국내 기업들의 자사주 취득, 처분, 소각 행위는 미국과 일본 등의 주요국과 비교할 때 관행적인 차이를 보인다. 이러한 관행의 차이는 경영자나 지배주주가 주주 및 이해관계자의 이익 극대화 대신 다른 목적을 추구할 유인을 증가시킬 수 있다. 또한 이러한 관행적 차이로 인해 국내 주주들은 기업의 자사주 취득 행위만으로 그 목적이 주주 이익 환원인지, 아니면 경영권 방어 등 사적 이익 추구인지 정확히 판단하기 어려운 상황에 놓여 있다.
선행 연구들(Kim and Im, 2022; Park and Lee, 2024)은 자사주 취득이 대체로 주가 및 기업 가치에 긍정적인 영향을 미친다고 보여주고 있다. 이는 자사주 취득이 시장에 주주 이익 환원이라는 긍정적인 정보를 전달하고, 유통 주식 수를 감소시켜 내재된 의결권 및 배당권이 소멸하기 때문에 이러한 효과가 기업 가치에 직접적인 영향을 미치기 때문이다. 자사주 취득이 주가 및 기업 가치에 영향을 미치는 또 다른 경로 요인으로는 주식에 내재된 실질적인 권리의 변동 및 유통 주식 수의 증감 외에도 시장 마찰 요인인 대리인 문제의 완화 및 정보 비대칭의 해소를 고려할 수 있다. 일반적으로 자사주 취득은 주주들에게 기업의 미래나 성과에 대한 긍정적인 신호를 전달하고, 정보 비대칭 및 대리인 문제를 완화하기 위한 장치로 인식되고 있다. 그러나 상법상 자사주 보유를 인정하고 처분에 대한 별다른 규제가 없는 한국의 경우, 이사회의 결의만으로 취득한 자사주를 소각하거나 경영권 방어를 위해 우호 세력인 제3자에게 처분하는 것이 가능하다. 따라서 이러한 자사주 취득의 효과가 기존의 이론 및 실증 분석과는 다르게 나타날 가능성이 있다.
자사주 보유는 기업이 취득한 자사주의 누적량으로 간주될 수 있다. 자사주 취득 이후 기업이 보유하고 있는 자사주는 이미 취득 시점에서 주가 및 기업 가치에 영향을 미칠 요소가 시장에 반영되었기 때문에, 단순한 자사주 보유는 실질적인 기업 가치에 추가적인 영향을 미칠 요인이 없다고 볼 수 있다. 그러나 정보 비대칭의 관점에서 국내 주주들은 기업이 보유한 자사주가 주주 환원 절차를 마무리하는 소각으로 이어질지, 아니면 지배주주의 경영권 방어 등의 목적으로 제3자에게 처분될지 알 수 없는 상황에 놓여 있다. 따라서 기업이 보유하고 있는 자사주의 활용에 대한 주주들의 불확실성은 기업과 주주 간 정보 비대칭을 심화시킬 수 있다. 선행 연구에서 자사주 보유가 기업 가치에 부정적인 영향을 미친다는 실증 분석 결과는, 자사주 취득 후 남아 있는 불확실성으로 인한 정보 비대칭 증가가 부정적인 신호로 작용했을 것이라고 추론할 수 있다.
자사주 소각의 경우, 소각 시점에서 총발행 주식 수와 시가총액이 감소하지만, 이론적으로는 소각된 주식 수만큼 시가총액이 감소하므로 주가에는 변화가 없다고 해석할 수 있다. 따라서 자사주 소각은 보유와 마찬가지로 주가 및 기업 가치에 영향을 미칠 실질적인 요인이 남아 있지 않다고 볼 수 있다. 그러나 정보 비대칭의 관점에서 자사주 소각은 주주 환원 절차가 완료되었음을 주주들에게 알리는 신호로 작용하여, 자사주 취득 후 보유 과정에서 남아 있던 자사주 활용에 대한 불확실성을 해소함으로써 기업과 주주 간 정보 비대칭을 감소시킬 수 있다. 이를 토대로 자사주 소각이 기업 가치에 긍정적인 영향을 미친다는 선행 연구의 결과는, 자사주 취득 후 보유 과정에서 존재하던 활용도에 대한 불확실성이 해소되고 정보 비대칭이 감소함에 따라, 자사주 취득 시 제한적으로 반영되었던 주주 환원의 긍정적인 정보가 시장에 추가적으로 반영되었을 것이라고 추측할 수 있다.
이에 따라 본 연구는 자사주 취득, 보유, 소각으로 이어지는 주주 환원의 각 단계가 기업과 주주 간 정보 비대칭 수준에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 실증 분석을 수행하고자 한다.
실증 분석 결과, 국내 기업의 주주 환원의 1단계 절차인 자사주 취득은 당사자 간 정보 비대칭의 수준에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 그러나, 2단계 절차인 자사주 보유는 정보 비대칭을 증가시키는 것으로 나타났으며, 마지막 절차인 자사주 소각은 정보 비대칭을 감소시키는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 추가적인 정보 비대칭 변수 사용 및 성향 점수 매칭(PSM) 방법론을 사용한 강건성 분석에서도 일관되게 나타남을 확인했다. 본 연구의 실증 분석 결과는 기존 선행 연구에서 제시된 주주 환원 정책의 효과—즉 자사주 취득, 보유 및 소각이 기업 가치에 미치는 영향—를 불완전한 시장의 마찰 요인인 정보 비대칭 관점에서 설명할 수 있음을 보여준다. 자사주 취득은 기업과 주주 간의 정보 비대칭에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났지만, 자사주 보유는 보유한 자사주의 활용도에 대한 불확실성 때문에 내부 이해관계자와 주주 간의 정보 비대칭을 증가시키는 것으로 나타났다. 이러한 기업과 주주 간 정보 비대칭의 증가는 시장에 신호로 반영되어 주가 및 기업 가치에 부정적인 영향을 미치는 경로 요인으로 작용할 수 있다. 반면에 자사주 소각은 보유하고 있던 자사주를 소각함으로써, 취득 후 금고주 형태로 보유하면서 남아 있던 불확실성을 해소하여 기업과 주주 간의 정보 비대칭을 감소시키는 것으로 나타났다. 즉, 보유 자사주의 활용도에 대한 내부 이해관계자와 주주 간의 불확실성이 해소됨에 따라 정보 비대칭이 감소하고, 취득 시 제한적으로 반영되었던 주주 환원의 긍정적인 정보가 시장에 추가적으로 반영되어 주가 및 기업 가치에 긍정적인 영향을 미치는 경로 요인으로 작용할 수 있음을 시사한다.
본 연구는 다음과 같은 두 가지 점에서 의의를 가진다. 첫째, 본 연구는 자사주를 통한 주주 환원 정책—즉 자사주 취득, 보유, 소각이 정보 비대칭에 미치는 영향—을 처음으로 분석하여 주주 환원 정책에 새로운 시각을 제시한다. 기존 연구들이 자사주 행위가 주가에 미치는 직접적인 영향에 주로 집중한 반면, 본 연구는 주요 선진국의 자사주 관련 법 제도를 소개하고 이를 국내 법 제도와 비교함으로써 한국에서 자사주 관련 행위가 내부 이해관계자와 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 심층적으로 탐구하였다. 또한 한국 기업의 자사주 활동과 정보 비대칭의 관계를 실증적으로 분석한 연구가 드물다는 점에서, 본 연구는 국내 기업을 대상으로 새로운 분석을 제공하여 자사주를 통한 주주 환원 정책의 다양한 효과를 종합적으로 이해할 수 있도록 기여한다. 나아가 자사주 관련 행위가 기업의 재무 전략과 지배구조에 미치는 복합적인 영향을 정밀하게 분석할 수 있는 기반을 마련했다는 점에서 학문적 의의가 있다.
둘째, 본 연구는 기업 경영자, 투자자, 정책 입안자들에게 중요한 실무적 통찰력을 제공한다. 기업 경영자들은 자사주 취득, 보유, 소각 등의 주주 환원 정책을 수립할 때 이러한 행위가 주가와 기업 가치뿐만 아니라 정보 비대칭에 미치는 영향을 고려하여 더욱 전략적이고 효과적인 결정을 내릴 수 있다. 투자자들은 기업의 자사주 관련 행위가 정보 비대칭 수준에 어떠한 영향을 미치는지 이해함으로써 더 나은 투자 판단을 할 수 있다. 또한 정책 입안자들은 자사주 보유가 정보 비대칭을 증가시킨다는 점을 감안하여 자사주 관련 규제를 강화하거나 투명성을 제고하는 방안을 마련하는 데 도움을 받을 수 있다. 이를 통해 기업과 주주 간의 신뢰 관계를 개선하고 장기적인 투자 유인을 제공하는 데 기여할 수 있다는 점에서 본 연구는 실무적 의의를 지닌다.
본 연구의 구성은 다음과 같다. 서론에 이어 제2장에서는 미국의 자사주 관련 회사법 조항을 설명하고 제3장에서는 기존의 선행 연구들을 소개하고, 이에 기반한 가설을 설정한다. 제4장에서는 본 연구에서 사용한 표본 및 변수들의 정의, 그리고 연구 방법론에 대해 설명한다. 제5장에서는 실증 분석 결과를 제시하고 해석하며, 마지막으로 제6장에서는 실증 분석 결과를 요약하여 결론을 제시한다.
2. 미국 및 주요 선진국들의 자사주 관련 회사법 조항
한국의 자사주를 통한 주주 환원 정책이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 이해하기 위해서는, 주요 국가들의 자사주 관련 회사법 제도와 한국의 회사법 제도 간의 차이를 인지하고 이를 고려하는 것이 필수적이며, 이러한 차이를 이해하는 것은 정책 분석에 있어 매우 중요한 과정이다. 이에 따라 본 절에서는 주요국들의 자사주 관련 회사법과 한국의 조항이 어떻게 다른지 살펴본다.
미국의 경우, 1930년대까지는 자사주 취득이 원칙적으로 금지되었으나, 1982년 Safe Harbor Rule(SEC Rule 10b-18)을 도입하면서 기업이 자사주를 본격적으로 취득할 수 있게 되었다. 오늘날 기업들은 주주에게 이익을 분배하기 위해 자사주를 취득하며, 각 주의 회사법은 이를 긍정적으로 받아들이고 있다. 단, 기업이 채무초과 상태에 빠지지 않고, 다른 주주나 채권자의 이익을 해치지 않는 범위 내에서 자사주 취득은 자유롭게 허용된다. 자사주의 의결권과 배당권이 제한된다는 점은 한국과 동일하다.
자기주식 취득 후의 처리는 각 주에서 채택한 법 체계에 따라 상이하다. 캘리포니아, 네브래스카, 하와이 등 30개 이상의 주는 Revised Model Business Corporation Act(RMBCA)를 따르며, 자사주를 자동으로 소각하도록 규정한다. 이들 주에서는 금고주(Treasury Share) 개념이 존재하지 않으며, 자사주 취득 시 취득한 주식 수만큼 미발행 수권주식(Authorized but unissued shares)의 수가 증가한다. 기업이 자사주를 다시 발행할 경우, 이는 금고주 처분이 아닌 신주 발행으로 간주된다.
반면, 델라웨어, 뉴저지, 뉴욕, 미주리, 오클라호마, 오하이오, 일리노이, 텍사스 등의 주에서는 자사주를 금고주(Treasury Shares)로 보유할 수 있으며, 이사회가 이를 소각하거나 처분할 수 있는 재량을 가진다. 절대적 다수의 미국회사들이 델라웨어주에 설립되었다는 점에서 회사가 취득한 자사주를 소각해야하는 의무는 사실상 없다고 볼 수 있다. 그러나 한국과 달리, 자사주를 경영권 방어 등의 목적으로 제3자에게 처분할 때는 주주 권리 보호와 신주 발행에 준하는 법적 제약과 절차를 따른다(Song, 2017)1).
미국에서 금고주 보유를 허용하는 주들이 자사주를 제3자에게 처분할 때 신주 발행과 유사한 절차를 따르는 이유는 다음과 같다. 첫째, 신주 발행과 자사주 처분 모두 이사회 결의를 필요로 하여 투명성과 공정성을 보장한다2). 둘째, 자사주 처분은 공정한 시장 가격에서 이루어져 기존 주주의 이익을 보호하고 시장 조작을 방지한다. 셋째, 대규모 자사주 처분이나 경영권 방어 목적으로 자사주를 처분할 경우 신주발행과 동일하게 이사회 및 필요한 경우 주주총회의 승인을 받아 주주 권리를 보호한다3). 넷째, 이러한 중요한 결정은 주주들에게 관련 정보를 투명하게 공시함으로써 의사 결정을 돕는다. 마지막으로, 신주 발행과 자사주 처분은 모두 회사의 자본구조와 재무 상태에 중요한 영향을 미친다.
미국에서는 주주 권리 보호 수단이 강력하게 마련되어 있어, 주주들이 권리가 침해되었을 경우 주주 총회 소집 요구, 주주 대표 소송, SEC 및 주 증권 규제 기관에 신고, 주주 제안 상정, 법적 조치 등 다양한 방법으로 대응할 수 있다. 이를 통해 주주들은 회사의 부당 행위에 맞서 권리를 보호하고, 회사 운영의 투명성을 확보할 수 있다. 따라서 미국에서는 각 주의 회사법에 따라 금고주를 보유하거나 즉시 소각하는 것이 가능하다.
반면, 한국은 미국에 비해 주주들의 권리 보호 수단이 상대적으로 부족하며, 금고주 처분 시 적용되는 절차도 차이가 있다. 이러한 차이로 인해 미국 기업이 금고주를 제3자에게 처분하는 경우와 한국 기업의 금고주 처분이 미치는 효과는 상이할 수 있다. 미국에서는 이사회 결의, 주주 총회 승인, 공정한 시장 가격 확보 등의 절차를 통해 주주와 회사의 이익을 보호하는 제도가 잘 마련되어 있으며, 한국도 이러한 제도를 참고하여 개선할 필요가 있다. 정리하자면, 한국의 자사주 활동은 미국, 일본, 영국, 독일 등 주요 국가들과 비교할 때 그 효과가 다를 수 있으며, 기존의 자사주 관련 연구와는 다른 결과를 보일 가능성이 있다. 이는 회사법의 차이뿐만 아니라, 한국의 자사주 관련 제도와 관행이 주요국들에 비해 상대적으로 취약하고, 심각한 정보 비대칭 문제로 인해 주주 보호가 충분하지 않기 때문이다. 따라서 국내 기업의 자사주를 통한 주주 환원 정책을 심층적으로 이해하고 분석하려면, 한국의 법 제도와 기업 특성을 반영한 실증 연구가 필요하다. 본 연구는 이러한 배경을 바탕으로, 한국의 법 제도와 기업 특성을 고려하여 자사주 취득, 보유 및 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 실증적으로 분석한다.
3. 선행연구 및 가설 설정
Modigliani와 Miller(1961)의 배당 무관성 정리에 따르면, 완전한 시장에서 투자와 자본 구조가 결정되면 기업의 배당 정책은 주주의 부에 영향을 미치지 않는다. 즉, 완전 시장 하에서는 기업이 주주에게 이익을 환원하는 방법—현금 배당이든 자사주 매입이든—에 차이가 없으며, 이러한 배당 정책은 기업 가치(주주의 부)에 영향을 주지 않는다. 그러나 현실 세계는 시장 마찰(Market Friction) 요인이 존재하는 불완전한 시장으로, 주주들에게 이익을 환원하는 방법에 따라 주주의 부에 영향을 미칠 가능성이 있다. 우리나라의 경우, 기업이 주주 이익 환원을 목적으로 현금 배당이나 자사주를 취득할 때 주가 및 기업 가치에 긍정적인 영향을 미친다는 다수의 연구가 있다. 이는 실제 시장이 불완전함을 간접적으로 증명하는 결과로 해석될 수 있다.
Kim과 Im(2022)의 연구에 따르면, 자사주 취득뿐만 아니라 자사주의 처분, 소각 및 보유도 주가 및 기업 가치에 영향을 미친다. 대리인 문제의 관점에서 경영자나 지배주주는 자사주를 주주 이익 환원이 아닌 자신의 사적 이익—예를 들어 경영권 방어 등을 목적으로—취득하고 보유할 수 있다. 또한 경영권 분쟁이 발생할 경우, 경영자는 보유한 자사주를 우호적인 제3자에게 매각하여 자신에게 유리한 지분율을 확보하는 수단으로 활용할 수 있다. 이와 관련하여 2015년 삼성물산과 제일모직의 합병 사건에서, 서울고등법원은 삼성물산이 우호 세력인 KCC에 약 6%의 자사주를 처분함으로써 합병 찬성 지분율을 확보하여 합병 결의를 성사시킨 결정(서울고등법원 2015라20485)을 내렸다. 이에 대해 미국계 헤지펀드 엘리엇은 삼성물산의 KCC에 대한 자사주 처분 행위가 주주 평등 원칙을 위배한다고 주장하며 가처분 소송을 제기하였으나, 결국 패소하였다.
Bagwell(1991)의 연구는 기업에 적대적 인수합병의 위험이 존재할 때, 해당 기업의 경영자 혹은 지배주주는 자사주 매입을 통해 인수 비용을 증가시켜 이러한 위험을 방어할 수 있다는 결과를 제시하고 있다. 이는 시장에 유통되고 있는 주식들을 기업이 원래 가격보다 더 비싸게 사들여 적대적 인수자가 인수합병을 성사시키기 위해 지불해야 하는 비용 자체를 높임으로써, 경영권 방어 용도로 사용할 수 있다는 것이다. 실제로 우리나라의 경우, 자사주 취득을 통한 경영권 방어가 사실상 유일한 방어 수단이다. Ko and Joh(2009)의 연구에 따르면, 지배주주의 지분율이 높은 기업일수록 현금 배당을 시행할 가능성이 크며, 반대로 낮은 기업일수록 자사주 취득을 시행할 가능성이 크다는 결과가 나왔다. 또한, 자사주 취득 규모를 분석한 결과, 지배주주의 지분율이 낮을수록 기업의 자사주 취득 규모가 더 큰 것으로 나타났다. 이는 국내 기업들의 자사주 취득이 경영권 방어 수단으로 사용될 수 있음을 암시하는 실증 분석 결과를 제시하고 있다.
기업들의 자사주 취득 및 처분 행위를 실증 분석한 Park(2016)의 결과를 살펴보면, 경영권 방어 등과 같은 사적 이윤 추구 목적의 자사주 취득 및 처분은 기존 경영진 및 지배주주의 고착화를 유발할 가능성이 높으며, 이는 오히려 대리인 문제를 심화시키는 결과로 이어질 수 있다. 특히, 우호적인 제3자에게 취득한 자사주를 시장 가격보다 낮은 가격으로 처분하는 경우 주주 가치를 희석시킬 수 있으며, 심한 경우 주가 하락으로 이어질 가능성이 있음을 보여주고 있다.
Kim and Im(2017)은 실제로 국내 기업들의 대부분이 취득한 자사주의 소각하지 않고 그대로 보유하거나 제3자에게 처분하는 경향이 있음을 발견하였다. 또한, 기업의 지배구조 수준이 양호한 기업들이 그렇지 않은 기업들에 비해 취득한 자사주를 더 많이 소각하는 경향이 있다는 연구 결과를 제시하였다. 이러한 경향은 총발행 주식 수의 10% 이상을 자사주로 보유한 기업들에서 더욱 두드러지며, 이는 경영권 방어와 밀접한 관련이 있는 것으로 추정된다. 이는 자사주가 경영자나 지배주주의 경영권 방어와 같은 사적 이익을 위해 사용되고 있음을 실증적으로 보여주는 결과이다.
Park, Kim, and Shu(2020)는 국내 기업들이 자사주 취득보다는 현금 배당 지급을 선호한다는 연구 결과를 제시하였다. 이는 자사주가 주주 이익 환원의 목적이 아닌 다른 목적으로 활용된다는 기존 연구를 지지하는 결과이다. 국내 기업들의 자사주 활동이 주가 및 기업 가치에 미치는 반응 및 변화를 대리인 문제의 관점에서 분석한 Kim and Im(2022)의 연구 결과에 따르면, 자사주 취득과 소각은 주가 및 기업 가치에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히, 자사주 취득 공시보다는 소각 공시 이후 주가가 더 증가한다는 것을 발견하여, 자사주 취득과 소각이 별개의 사건으로 시장에서 구분되어 인식되고 있음을 암시하였다. 또한, 자사주 보유는 기업 가치에 부정적인 영향을 미친다는 것을 확인하였고, 보유 중인 자사주가 추후 경영자 혹은 지배주주의 경영권 방어 등 사적 이윤 추구의 목적으로 사용될 가능성이 있음을 시사하였다.
마찬가지로, 자사주 활동이 기업 가치에 미치는 영향을 ESG와 지배구조 관점에서 분석한 Park and Lee(2024)의 연구는 자사주 관련 행위들이 소유구조 등 다양한 지배구조 특성에 영향을 받으며, 자사주 취득과 소각이 대체로 기업 가치에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 발견했다. 또한, 기업의 ESG 활동은 자사주 취득과 소각에 긍정적인 영향을 주며, ESG 평가 등급이 낮은 기업들이 자사주를 취득하고 소각할 때 기업 가치가 증가하는 것으로 나타났다. 반면, ESG 활동을 열심히 하는 그룹과 그렇지 않은 그룹 모두에서 자사주 처분은 기업 가치에 부정적인 영향을 미친다는 결과를 제시하였다.
불완전 시장에 존재하는 시장 마찰 요인으로 Jensen and Meckling(1976)이 제시한 대리인 문제(Agency Problem)외에도 정보 비대칭(Information Asymmetry)을 주요 요인으로 꼽을 수 있다. 대리인 문제의 관점이 경영자 혹은 지배주주 등 기업 내부 관계자의 의사결정에 초점을 맞추었다면, 정보 비대칭의 관점은 이론적으로만 설명되었던 기업의 자사주 행위에 대한 주주들의 반응이 실제 주식시장에서 어떻게 나타나는지를 실증적으로 살펴볼 수 있다.
Isagawa(2000)의 연구결과에 따르면 경영자는 사적 이윤을 충족시키려는 동기하에 기업과 주주 간 비대칭적인 정보를 이용하여 실제로 기업이 투자한 프로젝트가 수익을 창출하지 못하더라도 이러한 정보를 숨기고서 자사주를 취득하는 경향이 있으며 이러한 행동이 주주의 부를 침해한다고 지적하였으며, Hillert et al.(2016)은 자사주 취득이 해당 기업 주식의 유동성을 증가시킴을 발견함과 동시에, 기업의 경영진들은 이러한 특성을 이용하여 자사주 취득을 전략적으로 시행할 수 있는 기회주의적인 유인을 가질 수 있다는 연구 결과를 제시하였다.
Anolick et al.(2021)은 2000년부터 2017년 까지 유럽 9개국을 대상으로 기업의 자사주 취득에 대한 실증 분석을 한 결과, 기업들은 시장의 불확실성, 정보 비대칭성을 충분히 인지하고 자사주 취득시 이를 고려하여 행동한다는 연구 결과를 제시하였다. 또한 Barclay and Smith(1988)은 회사 경영진이 자사주 매입 계획을 공시하였을 때, 정보가 부족한 일반 투자자 및 주주들은 기업의 경영진들이 내부 정보를 가진 사람들과 거래를 할 것이라는 것을 인지하여 자사주 매입에 대한 정보 비대칭 비용을 증가시키며 이러한 주주들의 인식은 회사의 정보 환경을 손상시키고 더 높은 유동성 비용을 유발한다는 결과를 보여주었다.
앞에서 언급한 선행 연구들은 해외 기업들을 대상으로 정보 비대칭의 관점에서 기업의 자사주 행위를 다양하게 분석하고 있다. 하지만 국내에서 한국 기업의 자사주 행위와 정보 비대칭의 관계를 분석한 연구는 아직까지 미비한 실정이다. 앞서 언급하였듯이 한국의 자사주 관련 행위는 다른 주요국들과는 다른 관행적인 차이를 보이기 때문에 이러한 관행적 차이를 반영하여 자사주와 정보 비대칭에 대한 관계를 살펴보는 연구는 학문적으로 중요한 의미를 가질 수 있다. 이에 본 연구는 자사주를 통한 기업의 주주 환원 정책, 즉 자사주 취득, 보유, 소각의 각 단계가 정보 비대칭 수준에 미치는 영향을 실증적으로 분석한다. 이를 통해 국내 기업들의 각 단계별 주주 환원 정책이 실제로 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 명확히 밝히고자 한다.
정보 비대칭의 관점에서 주주들은 국내 기업들의 자사주 취득이 과연 주주 이익 환원의 목적으로 이루어지는 것인지, 경영권 방어 등 사적 이윤 추구를 위한 제3자 처분을 목적으로 하는 것인지 공시를 확인하는 것만으로는 그 의도를 정확하게 판단하기 어렵다. 이는 주주들의 입장에서 기업의 자사주 취득 목적에 대한 불확실성이 존재한다는 것이며, 기업 내부 관계자들과 주주 간 정보 비대칭이 존재한다고 볼 수 있다. 다시 말하면, 자사주 취득 시점에서 주가 및 기업 가치에 나타나는 긍정적인 효과는 취득 시점에 남아있는 불확실성과 정보 비대칭이 반영되지 않은 채 유통 주식 수의 감소로 인한 제한된 효과라고 볼 수 있다. 이에 자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 어떠한 영향을 주는지 확인하기 위해 다음과 같은 가설을 설정한다.
가설 1: 기업의 자사주 취득은 정보 비대칭을 심화시킬 것이다.
자사주 보유는 기업이 취득한 자사주의 누적이다. 이렇게 기업이 보유하고 있는 자사주는 주주 이익 환원을 위해 소각될 수도 있으며, 경영자 혹은 지배주주의 경영권 방어 등 사적 이윤 추구를 목적으로 제3자에게 처분될 수도 있다. 즉, 기업이 자사주를 많이 보유하면 할수록 보유 자사주의 활용도에 대한 주주들의 불확실성이 증가할 가능성이 있으며, 내부 관계자와 주주 간 정보 비대칭이 심화 될 가능성 또한 존재한다. 이 논리를 확장하면, 기업의 자사주 보유로 인한 불확실성과 정보 비대칭의 심화가 시장에 부정적인 정보를 전달하게 되어, 이에 대한 주주들의 반응이 주가 및 기업 가치에 부정적인 영향을 미칠 수 있다는 설명이 가능하다. 이를 검증하기 위해 다음과 같은 가설을 설정한다.
가설 2: 기업의 자사주 보유는 정보 비대칭을 심화시킬 것이다.
자사주 소각의 경우, 기업의 자사주 취득 이후 보유하는 동안 주주들의 자사주 활용 목적에 대한 불확실성이 자사주를 소각함과 동시에 해소됨에 따라 시장에 제한적으로 반영되었던 주주 환원에 대한 긍정적인 효과가 시장에 완전히 반영되어 정보 비대칭이 감소할 수 있다. 이를 검증하기 위해 다음과 같은 가설을 설정한다.
가설 3: 기업의 자사주 소각은 정보 비대칭을 감소시킬 것이다.
4. 표본구성 및 연구 방법
4.1 자료
본 연구는 유가증권시장(KOSPI)에 상장된 총 2,439개의 기업-연도 불균형 패널 데이터를 활용하여, 기업의 자사주를 통한 주주 환원 정책, 즉 자사주 취득, 보유, 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 실증 분석한다. 본 연구에서 사용된 정보 비대칭 변수는 한국거래소(KRX)에서 제공하는 일별 데이터를 기반으로 하며, 특히 한국거래소가 2016년부터 역선택 비용(Adv_Cost) 관련 자료를 제공하기 시작한 시점을 반영하여, 표본 기간을 2016년부터 2021년까지로 설정하였다. 정보 비대칭의 추정치로는 연평균 스프레드율(Quoted Spread), 역선택 비용(Adverse Selection Cost), 그리고 목표 주가 괴리율(Target Price Error)을 사용한다. 자사주 취득, 보유, 소각 및 주주총회 관련 자료는 한국상장사협의회에서 제공하는 TS2000을 통해 추출하였다. 대리인 문제 및 기업 지배구조 특성을 통제하기 위한 변수로는 특수관계인을 포함한 지배주주의 지분율, 잉여현금흐름, 외국인 지분율, 사외이사 비율, 그리고 한국ESG기준원에서 제공하는 각 기업의 ESG 평가 점수 중 지배구조(G) 점수를 사용한다. 이 외 실증 분석에 사용된 각 기업의 재무제표 자료는 Fn-Guide에서 제공하는 Data-Guide를 통해 추출하였다.
4.2 변수 및 연구 방법론
4.2.1 정보 비대칭 변수(Information Asymmetry)
(1) 스프레드율(Quoted Spread)
본 연구에서는 정보 비대칭 변수로서 Nagar et al.(2019)와 Shin et al.(2020)의 방법론을 바탕으로 스프레드율(Spread)을 정보 비대칭의 추정치로 사용한다. 스프레드(Spread)는 최우선 매도호가와 최우선 매수호가의 차이로 나타난다. 최우선 매도호가는 주식을 매도하려는 투자자들이 가장 저렴하게 팔 수 있는 가격을 의미하며, 반대로 최우선 매수호가는 주식을 사려는 투자자들이 최대한 비싸게 살 수 있는 가격을 의미한다. 만약 매수하려는 투자자와 매도하려는 투자자 간에 정보 비대칭이 존재하지 않는다면, 호가 스프레드는 0에 수렴해야 한다. 즉, 매도자가 가지고 있는 정보와 매수자가 가지고 있는 정보의 차이가 존재하지 않아 양측의 거래자들은 해당 주식의 본래 가치(Fundamental Value)에 적합한 가격을 제시한다는 것이다. 반대로 스프레드가 증가한다는 것은 주식을 매매하려는 투자자와 매수하려는 투자자 간에 정보 비대칭이 존재한다는 것을 의미하며, 이러한 특성을 이용하여 스프레드를 정보 비대칭의 추정치로 사용할 수 있다.
선행 연구들에 따르면, Bid-Ask 스프레드는 거래일의 시세정보를 모두 포함하기 때문에 정보 비대칭의 대용 변수로 사용되는 우수한 측정치로 여겨진다(Leuz and Verrecchia 2000; Holden and Jacobsen 2014; Fong et al. 2017; Nagar et al. 2019; Shin et al. 2020). Leuz와 Verrecchia(2001)는 매도-매수호가 스프레드는 정보 비대칭이 존재할 때 주식 거래에서 발생할 수 있는 역선택 문제를 반영하며, 정보 비대칭이 감소하면 역선택도 감소하고 스프레드 역시 줄어든다고 설명한다. Nagar et al.(2019)은 일별 퍼센트 bid-ask 스프레드로 측정하는 것이 가장 적절한 방법론임을 주장하여, 이를 기반으로 다음의 공식을 이용해 연평균 스프레드율을 계산하였다. Ask_it는 i 기업의 t 시점에서의 최우선 매도호가를, Bid_it는 i 기업의 t 시점에서의 최우선 매수호가를 나타낸다.
(2) 역선택 비용(Adverse Selection Cost)
또 다른 추정치로서 역선택 비용(Adverse Selection Cost)은 평균 유효 스프레드(Effective Spread)에서 평균 실현 스프레드(Realized Spread)를 차감한 값을 사용한다. 역선택 비용은 Huang and Stoll(1996)의 방법에 따라 거래자가 실제로 지불하는 비용 중 거래의 즉시성을 위해 거래자가 지불하는 일시적인 비용(Temporary Cost)을 제외한 비용을 나타낸다.
(2-1) 유효 스프레드율(Effective Spread)
역선택 비용을 구하기 위한 평균 유효스프레드는 거래가격과 체결 시점 최우선 매도, 매수호가 중간값의 차이를 두 배 하여 절댓값을 구하고 이를 연평균 한 값이며, 평균 실현 스프레드는 거래가격과 거래 직후(5분) 최우선 매도, 매수호가 중간값의 차이를 두 배 하여 연평균 한 값이다.
양철원(2012)의 연구에 따르면 주식시장에서는 거래 체결가격이 최우선 매수호가나 최우선 매도호가에서 형성되지 않고, 두 호가 사이 더 좋은 가격으로 형성이 되는 경우가 있으며, 이 때문에 유효 스프레드는 실제 거래의 효과를 잘 측정할 수 있고, 실제 거래자가 지불하는 비용을 의미한다.
(2-2) 실현 스프레드율(Realized Spread)
실현 스프레드율은 Huang and Stoll(1996)이 제시한 거래자가 실제로 지불하는 비용인 유효스프레드에서 거래의 즉시성을 고려하여 거래자가 지불하는 일시적인 비용(Temporary Cost) 부분을 나타낸다. Pt 는 t 시점의 거래가격, Mt+5 는 주식의 t 시점에서의 거래 체결 5분 후 최우선 매수호가와 매도호가의 중간값을 나타낸다. Qt는 만약 거래가 매수 거래이면 +1, 매도 거래이면 -1의 값을 가지는 방향 지시 변수이다.
(3) 애널리스트 목표 주가 괴리율(Analyst Target Price Error)
앞서 언급한 스프레드율(Quoted Spread)과 역선택 비용(Adverse Selection Cost)은 모두 유동성과 관련된 추정치이다. 강건성 검증을 위해 유동성과 관련된 정보 비대칭 추정치 외에도, 애널리스트들이 예측한 목표 주가와 실제 주가의 괴리율을 또 다른 정보 비대칭 추정치로 사용하여 분석을 진행한다. 목표 주가 괴리율(Target Price Error)은 Im(2015)의 방법론에 따라 계산한다. 적정 주가 예측치의 평균값을 매월 기준일 종가로 나눈 후 1을 차감하여 산출하고, 이렇게 얻어진 월별 자료를 모두 합산하여 연율화한 연평균 적정 주가 괴리율을 사용한다.
4.2.2 대리인 문제 및 기업지배구조 변수
본 연구에서는 대리인 문제와 기업 지배구조 특성을 통제하기 위해 여러 지표를 사용하였다. 지배주주 및 특수관계인의 지분율을 나타내는 변수인 own, 잉여현금흐름을 나타내는 변수인 FCF는 EBITDA를 총자산으로 나눈 값으로 정의한다. 또한, 외국인 보유 지분율을 나타내는 변수인 Foreign과 사외이사 수를 이사회 총 구성원 수로 나눈 값을 나타내는 변수인 Outside를 사용하였다. 특히, 대리인 문제를 보다 정교하게 통제하기 위해 한국ESG기준원에서 제공하는 ESG 점수를 활용하였다. 이를 통해 지사위원회 유무 등의 기준으로 기업을 분류하고, 이사회 리더십, 주주권 보호, 감사, 이해관계자 구조(G) 점수를 추가적으로 사용하였다. G 점수는 기업 유형, 자산 규모, 지배주주 유무, 경영진과의 소통 등의 문항을 통해 해당 기업의 지배구조를 평가한다. G 점수를 포함함으로써 앞서 언급한 대리인 문제 변수들의 한계를 보완하고, 대리인 문제가 미칠 수 있는 잠재적 영향을 통제하여 정보 비대칭 관점에서 실증 분석 결과를 보다 정확하게 관찰할 수 있다. 그 외 분석에 사용된 기업 특성을 나타내는 통제 변수들의 자세한 정의는 <부록 1>의 표를 참고하기 바란다.
4.2.3 연구 방법론
본 연구에서는 패널 데이터 분석 방법을 사용하여 시간이 지나면서 변하지 않는 특성과 산업에 따른 특성을 고려하기 위해 산업 고정효과(Industry Fixed-Effect)와 연도 고정효과(Year Fixed-Effect)를 더미 변수로 모형에 포함시키는 LSDV(Least Squares Dummy Variable) 방법론을 적용한다. 또한, 변수 간 존재할 수 있는 내생성(Endogeneity) 문제를 효과적으로 통제하기 위해 도구 변수(IV)를 사용한 2단계 최소자승법(2SLS) 회귀분석을 사용한다. 이분산성(Heteroskedasticity) 및 자기 상관성(Autocorrelation)이 결과에 미치는 영향을 통제하기 위해 Peterson(2009)의 방법론을 따라 기업 수준(Firm level)에서 클러스터를 형성한 군집 표준 오차(Clustered Standard Errors)를 사용한다. 실증 분석 시 자사주의 보유와 소각에 대한 분석은 이미 자사주를 취득한 후 금고주로 보유하고 있는 기업에 한해 수행이 가능하다. 따라서 자사주 보유와 소각에 대한 실증 분석은 기존에 자사주를 보유하고 있는 기업에 한해서 분석 대상으로 한다.
본 연구는 자사주를 통한 주주 환원 정책, 즉 자사주 취득, 보유 및 소각의 각 단계가 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 실증 분석하기 위해 다음과 같은 연구 모형을 설정하였다. 먼저, 자사주를 통한 주주 환원 정책의 정보 효과를 추정하기 위해 주주 환원 정책 시행 시 각 단계에서 발생하는 유통 주식 수4)의 증감으로 인한 기계적인 변화를 통제할 필요가 있다. 이를 위해, 본격적인 실증 분석에 앞서 식(6)의 모형을 사용하여 총발행주식수 대비 유통 주식 수의 비중(Share Outstanding)을 독립 변수로, 정보 비대칭 변수(Inform_Asym)를 종속 변수로 하여 회귀분석을 수행한다. 이 과정에서 추정된 잔차(Residuals)를 기계적인 유통 주식 수의 증감으로 인한 영향을 통제한 정보 비대칭의 추정치로 사용한다. 이후, 식(7)의 모형을 통해 해당 잔차를 정보비대칭의 새로운 종속 변수(Net Inform)로 하여 자사주를 통한 주주 환원 정책이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 실증 분석한다.
(7)
실증 분석 시, 기업이 직면한 상황이나 고려되지 못한 변수가 자사주를 통한 주주 환원 정책과 정보 비대칭에 유의한 영향을 미칠 수 있어, 이러한 상황은 실증 분석 시 내생성 문제를 유발할 가능성이 존재하기 때문에 엄밀한 분석을 위해서는 이러한 내생성 문제를 적절히 통제할 필요가 있다. 본 연구에서는 자사주 취득, 보유 및 소각 변수와 관련된 내생성 문제를 해결하기 위해 Park and Lee(2024)의 방법론을 참고하여 다음의 변수들을 각 단계의 도구 변수(IV)로 사용한다.
첫째, 자사주 취득의 도구 변수(IV)로 기업의 배당 가능 이익(PAD)을 사용한다. 기업은 배당 가능 이익 수준에 따라 현금 배당 지급 여부와 자사주 취득 여부 및 취득량에 대한 의사 결정이 달라질 수 있다. 기업이 주주 환원을 위한 배당 가능 이익을 충분히 보유하고 있다면, 배당의 안정성을 유지하면서도 주어진 한도 내에서 자사주를 추가로 취득할 가능성이 높아질 것이다. 따라서 배당 가능 이익은 자사주 취득 행위와 밀접한 관련이 있으며, 양(+)의 관계가 예상된다(Relevance Condition). 기업의 현금 배당 및 자사주 취득은 배당 가능 이익 내에서만 가능하기 때문에 자사주 취득과 밀접한 관계가 있을 것으로 예상되지만, 배당 가능 이익 자체가 기업과 주주 간 정보 비대칭이나 주식의 유동성에 직접적인 영향을 미친다고 보기는 어렵다 (Exclusion Condition). 또한, 배당 가능 이익이 음(-)의 값을 가지는 경우 현금 배당 및 자사주 취득 여력이 부족하다고 판단할 수 있으므로, 본 연구에서는 기업의 배당 가능 이익이 양(+)의 값을 가지는 경우 1의 값을 가지는 더미 변수를 생성하여 자사주 취득의 도구 변수로 사용한다.
[1st Stage Regression]
(8)
[2nd Stage Regression]
(9)
두 번째로, 자사주 보유의 도구 변수(IV)로 지배주주의 소유-지배 괴리도(Disparity)를 사용한다. 지배주주의 소유-지배 괴리도는 지배주주가 상대적으로 적은 지분율(소유권)을 보유하면서도, 다양한 경로(계열사, 특수관계인 등)를 통해 더 큰 경영 지배력을 행사하는 상황에서 발생하는 지분율의 괴리를 뜻한다. 본 연구에서는 개별 기업 단위의 소유-지배 괴리도를 계산하기 위해, 각 기업에서 계열사 및 특수관계인을 포함한 지배주주 전체 지분율(지배권)에서 계열사 및 특수관계인을 제외한 지배주주 1인이 직접 보유하고 있는 지분율(소유권)을 차감한 값을 지배주주 소유-지배 괴리도(Disparity)로 사용한다. 지배주주의 소유-지배 괴리도가 큰 기업은 경영권을 방어하고 지배력을 강화하기 위해 자사주를 보유할 가능성이 높다. 이와 관련하여 두가지 경우를 고려해 볼 수 있는데, 첫째, 지배주주가 낮은 소유권을 가지고 있는 경우, 외부로부터의 적대적 인수합병(M&A) 시도를 방어하려는 경향이 강하다. 또한, 우호적인 제3자에게 자사주를 처분하여 본인들의 경영권을 지키려는 유인이 존재할 수 있다.
이를 목적으로 기업이 자사주를 보유하면 유통 주식 수가 줄어들어 외부 세력이 지분을 확보하기 어렵게 되어 지배주주의 경영권 방어에 유리하다. 둘째, 기업이 자사주를 보유함으로써 지배주주의 실질적인 지배력을 강화할 수 있다. 자사주가 금고주 형태로 있는 동안 해당 주식은 의결권이 없기 때문에, 지배주주가 상대적으로 더 큰 의결권을 행사할 수 있게 된다. 이는 지배주주가 기업의 주요 의사결정에 대한 통제력을 유지하고 강화하는 데 도움이 된다. 따라서 지배주주의 소유-지배 괴리도와 자사주 보유는 양(+)의 관계가 예상된다(Relevance Condition). 지배주주의 소유-지배 괴리도는 지배주주가 실질적으로 통제하는 지분과 공식적으로 소유한 지분 간의 차이를 나타내는 소유구조를 의미하기 때문에, 이러한 소유구조의 특성이 시장에서 평가되는 기업과 주주 간 정보 비대칭에 직접적인 영향을 미친다고 보기는 힘들다(Exclusion Condition). 그러나 이러한 소유-지배 괴리도는 지배주주 혹은 경영자의 사적 이윤 추구를 위한 기업의 자사주 보유를 통해 정보 비대칭 수준에 간접적으로 영향을 미칠 수 있다. 높은 소유-지배 괴리를 가진 지배주주는 경영권 방어를 위해 자사주를 보유할 목적으로 자사주를 취득할 가능성이 높지만, 주주들은 이러한 정보를 쉽게 알아내기 힘들기 때문에, 결과적으로 소유-지배 괴리도는 직접적으로는 영향을 미치기 힘들지만 자사주 보유라는 경로를 통해 간접적으로 정보 비대칭을 증가시키는 결과를 초래할 수 있다.
[1st Stage Regression]
(10)
[2nd Stage Regression]
(11)
마지막으로, 본 연구에서는 자사주 소각 행위와 관련한 내생성 문제를 통제하기 위해 주주총회 자료를 이용한 총발행주식수 대비 의결권 없는 주식 수(No_Voting)를 자사주 소각 활동에 대한 도구 변수(IV)로 사용한다5). 자사주 소각은 진정한 주주 이익 환원의 마지막 단계로 볼 수 있다. 이는 자사주를 소각함으로써 취득 시 남아있던 주주 이익 환원의 불확실성을 해소하고, 시장에 긍정적인 정보를 추가적으로 전달함으로써 주주 이익 환원 절차를 마무리 짓는다는 것이다. 의결권의 소멸 및 부활, 즉 내재되어 있는 권리 변동의 경우 자사주 취득 및 처분 시점에 영향을 받지만, 자사주 소각의 경우 총발행주식 수에만 영향을 주며, 의결권과 배당권 등 내재된 권리 변동에는 영향을 주지 않는다. 그러나 배당 가능 이익이 정해진 상태에서 배당 우선주의 비중이 증가하면, 주주들에게 증가한 만큼의 현금 배당을 우선적으로 지급하게 되어, 동일한 재원으로 자사주를 취득할 수 있는 여력이 줄어들 수 있다. 이는 자연스럽게 배당 가능 이익으로 취득한 자사주 소각 규모의 감소로 이어질 가능성이 있다. 6) 다시 말해, 기업은 배당 가능 이익을 재원으로 현금 배당과 자사주를 취득하며, 동 재원으로 취득한 자사주에 한정하여 이사회 결의를 통해 소각 절차를 진행한다. 따라서 배당 가능 이익이 정해진 상태에서 배당 우선주의 비중이 증가하면 배당 가능 이익 대비 현금 배당에 대한 비중이 늘어나고, 그 결과 주주 환원 목적의 자사주 취득에 사용할 재원이 감소하여 자사주 소각 규모 또한 줄어들 가능성이 높다. 반대로, 기업의 배당가능이익이 정해진 상태에서 의결권이 없는 주식 수가 적거나 감소한다면, 이를 재원으로 하는 자사주 취득 규모가 증가하고, 이에 따른 자사주 소각 규모 또한 증가할 것이라 예상해 볼 수 있다. 이를 바탕으로 자사주 소각 행위와 의결권이 없는 주식 수 간에 음(-)의 관계가 성립할 것이라 예상된다(Relevance Condition). 의결권이 없는 주식 수는 기업의 정관에 명시된 종류 주식의 발행 혹은 자사주 취득 후 금고주 형태로의 보유 및 이후 자사주 관련 행위에 영향을 줄 수는 있지만, 자사주 보유와 동일한 저량(Stock)으로서의 의결권이 없는 주식 수는 시장에서 평가되는 기업의 정보 비대칭에 영향을 미친다고 보기는 어렵다(Exclusion Condition). 이에 따라 본 연구에서는 자사주 소각 행위에 대한 도구 변수로 의결권이 없는 주식 수를 사용하여 실증 분석을 진행한다.
[1st Stage Regression]
(12)
[2nd Stage Regression]
5. 실증 분석 결과
<표 1>은 본 연구에 사용된 변수들에 대한 기초통계량을 제시한 표이다. 주요 변수들을 살펴보면, 전체 표본 기업 중 약 34%가 자사주를 취득하는 것으로 나타났으며, 87.4%가 자사주를 보유 중이고, 발행 주식 수 대비 평균적으로 5% 정도의 자사주를 보유하고 있는 것으로 나타났다. 자사주 소각의 경우, 전체 표본 기업 중 약 11%가 취득한 자사주를 소각하는 것으로 나타났으며, 본문에 언급하지는 않았지만 소각한 자사주의 평균 규모는 발행 주식 수 대비 0.1% 수준인 것으로 나타났다.
<표 1>
기초통계량
<표 1>은 2016년 1월 1일부터 2021년 12월 31일까지 유가증권시장에 상장된 기업들을 대상으로 총 2,439개의 기업-연도 표본을 선정하여 자사주 활동 변수와 정보 비대칭 변수 및 통제변수들의 기초통계량을 제시한다.
<표 2>는 주요 변수들의 상관관계 분석표를 제시한 표이다. 모형 내 변수 간 존재할 수 있는 다중공선성(Multicollinearity) 문제를 확인하기 위해 Variance Inflation Factor(VIF) 테스트를 수행한 결과, 평균 VIF 값은 1.46으로 나타나 변수 간 다중공선성 문제는 없음을 확인하였다.
<표 2>
상관관계 분석표
<표 2>는 2016년 1월 1일부터 2021년 12월 31일 까지 유가증권시장(KOSPI)에 상장된 총 2,439개의 기업-연도 표본을 대상으로 주요 변수 간 상관관계를 분석한 결과를 나타내고 있다.
| Variables | Size | Lev | Growth | ROA | G_Score | Foreign | FCF | Own | Outside | Holding | Repur_D | Hold_Rati | Retire_D | Spread | Adverse |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Size | 1 | ||||||||||||||
| Lev | 0.007 | 1 | |||||||||||||
| Growth | 0.002 | 0.023 | 1 | ||||||||||||
| ROA | 0.213*** | -0.229*** | 0.077*** | 1 | |||||||||||
| G_Score | 0.534*** | 0.107*** | -0.022 | 0.206*** | 1 | ||||||||||
| Foreign | 0.607*** | -0.133*** | -0.017 | 0.191*** | 0.365*** | 1 | |||||||||
| FCF | 0.379*** | -0.130*** | 0.117*** | 0.626*** | 0.263*** | 0.327*** | 1 | ||||||||
| Own | -0.114*** | -0.094*** | -0.042** | 0.111*** | -0.071*** | -0.193*** | 0.057*** | 1 | |||||||
| Outside | 0.037* | 0.009 | -0.003 | -0.024 | -0.101*** | 0.003 | 0.040** | -0.025 | 1 | ||||||
| Holding | 0.080*** | -0.030 | 0.034* | 0.008 | 0.013 | 0.046** | 0.031 | -0.127*** | -0.045** | 1 | |||||
| Repur_D | -0.012 | -0.050** | -0.022 | 0.046** | 0.064*** | 0.005 | 0.013 | 0.063*** | 0.034* | -0.494*** | 1 | ||||
| Hold_Ratio | -0.045** | -0.138*** | 0.036* | 0.061*** | 0.045** | -0.036* | 0.012 | -0.114*** | -0.090*** | 0.230*** | -0.097*** | 1 | |||
| Retire_D | -0.068*** | 0.002 | -0.006 | 0.015 | -0.026 | -0.005 | 0.008 | 0.098*** | 0.011 | -0.743*** | 0.448*** | -0.175*** | 1 | ||
| Spread | -0.422*** | -0.078*** | 0.026 | -0.009 | -0.224*** | -0.222*** | -0.157*** | 0.167*** | -0.025 | -0.033* | 0.008 | 0.101*** | 0.047** | 1 | |
| Adverse | 0.234*** | -0.151*** | 0.007 | 0.103*** | 0.119*** | 0.155*** | 0.119*** | 0.096*** | -0.108*** | 0.021 | 0.014 | 0.129*** | 0.035* | 0.106*** | 1 |
<표 3>은 자사주를 통한 주주 환원의 첫 번째 단계인 자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 2SLS 회귀분석 결과를 제시한다.
<표 3>
자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 2SLS 분석 결과
<표 3>은 자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 2SLS 분석 결과를 제시하고 있다. 정보 비대칭 변수은 Spread는 연평균 스프레드율을 사용, 자사주 취득 변수인 Repur_2SLS는 배당가능이익(PAD)을 도구 변수(IV)로 사용하여 추정한 변수이다. Size는 총자산의 로그값, Lev는 총자산 대비 총부채, Growth는 매출액 성장률, ROA는 총자산 대비 당기순이익 G_score는 한국ESG기준원이 제공하는 지배구조(G) 점수를 사용, Foreign은 외국인 지분율, FCF는 잉여현금흐름 변수로써 EBITDA를 총자산으로 나눈 비율을 사용한다. Own은 지배주주 및 특수관계인을 포함한 지분율을 사용, Outside는 이사회의 독립성을 나타내는 변수로써 사외이사 수를 이사회 구성인원으로 나눈 비율을 사용한다. 가로 안의 값은 군집 표준오차를 나타내며, Year_FE는 연도고정효과, Industry_FE는 산업고정효과, Year_x_Industry_FE는 두 고정효과의 교차항을 나타낸다. *, **, ***은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다.
|
(1) Repur_D |
(2) Spread |
(3) Spread |
(4) Spread |
|
|---|---|---|---|---|
| Repur_2SLS | -0.066 | -0.268 | -0.254 | |
| (0.056) | (0.168) | (0.172) | ||
| PAD | 0.059*** | |||
| (0.017) | ||||
| Size | -0.016 | -0.051*** | -0.053*** | -0.053*** |
| (0.011) | (0.003) | (0.004) | (0.004) | |
| Lev | -0.131** | -0.065*** | -0.079** | -0.079** |
| (0.053) | (0.018) | (0.033) | (0.033) | |
| Growth | -0.010 | 0.014* | 0.018 | 0.020 |
| (0.026) | (0.008) | (0.014) | (0.014) | |
| ROA | 0.136** | 0.194*** | 0.289 | 0.281 |
| (0.049) | (0.051) | (0.185) | (0.184) | |
| G_Score | 0.065*** | 0.002 | 0.001 | 0.001 |
| (0.017) | (0.005) | (0.008) | (0.008) | |
| Foreign | 0.051 | -0.236*** | -0.274 | -0.269 |
| (0.101) | (0.072) | (0.190) | (0.187) | |
| FCF | -0.245** | 0.104*** | 0.117* | 0.117* |
| (0.096) | (0.033) | (0.061) | (0.062) | |
| Own | 0.002* | 0.001*** | 0.002*** | 0.002*** |
| (0.001) | (0.001) | (0.001) | (0.001) | |
| Outside | 0.137*** | 0.004 | 0.017 | 0.017 |
| (0.039) | (0.021) | (0.035) | (0.036) | |
|
|
||||
| N | 2433 | 2433 | 2433 | 2433 |
| adj. R2 | 0.022 | 0.197 | 0.202 | 0.200 |
| Year_FE | YES | NO | YES | NO |
| Industry_FE | YES | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES | |
| Clustering | Firm | NO | Firm | Firm |
모형(1)은 2SLS 분석의 1단계 회귀분석 결과를 나타낸다. 자사주 취득에 대한 도구 변수인 배당 가능 이익(PAD)은 자사주 취득과 1% 수준에서 유의한 양(+)의 값을 가지는 것으로 나타나, 도구 변수가 만족해야 하는 관련성 조건(Relevance Condition)을 충족하는 것으로 나타났다7). 자사주 취득이 스프레드로 측정한 정보 비대칭에 미치는 영향은 2단계 획귀 분석 결과를 나타내는 모형(2)-(4) 모두에서 유의한 결과가 나타나지 않았다. 이러한 결과는 자사주 취득만으로는 주주들에게 기업의 주주 환원 정책에 대한 정보를 완전히 전달한다고 보기 어렵다는 것을 시사한다. 실제로 기업의 자사주 취득만으로는 주주 환원을 위한 소각을 목적으로 취득한 것인지, 경영권 방어를 위해 자사주를 보유하다가 우호적인 제3자에게 처분하기 위한 목적으로 취득한 것인지 정확하게 판단할 수 없기 때문에 이러한 결과가 실증 분석에서도 동일하게 나타난 것으로 보인다.
<표 4>는 두 번째 단계인 자사주 보유가 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 분석한 2SLS 분석 결과를 제시한다.
<표 4>
자사주 보유가 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 2SLS 분석 결과
<표 4>는 자사주 보유가 기업과 주주 간 정보 비대칭에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 2SLS 분석 결과를 제시하고 있다. 정보 비대칭 변수은 Spread는 연평균 스프레드율을 사용, 자사주 보유 변수인 Hold_2SLS는 지배주주의 소유-지배 괴리율(Disparity)을 도구 변수(IV)로 사용하여 추정한 변수이다. Size는 총자산의 로그값, Lev는 총자산 대비 총부채, Growth는 매출액 성장률, ROA는 총자산 대비 당기순이익 G_score는 한국ESG기준원이 제공하는 지배구조(G) 점수를 사용, Foreign은 외국인 지분율, FCF는 잉여현금흐름 변수로써 EBITDA를 총자산으로 나눈 비율을 사용한다. Own은 지배주주 및 특수관계인을 포함한 지분율을 사용, Outside는 이사회의 독립성을 나타내는 변수로써 사외이사 수를 이사회 구성인원으로 나눈 비율을 사용한다. 가로 안의 값은 군집 표준오차를 나타내며, Year_FE는 연도고정효과, Industry_FE는 산업고정효과, Year_x_Industry_FE는 두 고정효과의 교차항을 나타낸다. *, **, ***은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다.
|
(1) Hold_Ratio |
(2) Spread |
(3) Spread |
(4) Spread |
|
|---|---|---|---|---|
| Hold_2SLS | 1.278*** | 1.574*** | 1.577*** | |
| (0.243) | (0.474) | (0.479) | ||
| Disparity | 0.001*** | |||
| (0.001) | ||||
| Size | -0.006*** | -0.046*** | -0.045*** | -0.045*** |
| (0.002) | (0.003) | (0.005) | (0.005) | |
| Lev | -0.062*** | 0.046* | 0.059 | 0.056 |
| (0.022) | (0.026) | (0.043) | (0.043) | |
| Growth | 0.005 | 0.007 | 0.007 | 0.009 |
| (0.005) | (0.008) | (0.015) | (0.015) | |
| ROA | 0.054** | 0.198*** | 0.210 | 0.204 |
| (0.027) | (0.049) | (0.185) | (0.184) | |
| G_Score | -0.012*** | -0.007 | -0.0010 | -0.009 |
| (0.049) | (0.006) | (0.010) | (0.010) | |
| Foreign | -0.042 | -0.268*** | -0.324 | -0.317 |
| (0.026) | (0.074) | (0.200) | (0.197) | |
| FCF | -0.012 | 0.167*** | 0.179*** | 0.179*** |
| (0.049) | (0.038) | (0.059) | (0.059) | |
| Own | -0.001*** | 0.002*** | 0.003*** | 0.003*** |
| (0.001) | (0.001) | (0.001) | (0.001) | |
| Outside | -0.029 | 0.055** | 0.060 | 0.061 |
| (0.019) | (0.023) | (0.037) | (0.038) | |
|
|
||||
| N | 2433 | 2125 | 2125 | 2125 |
| adj. R2 | 0.086 | 0.201 | 0.202 | 0.202 |
| Year_FE | YES | NO | YES | NO |
| Industry_FE | YES | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | NO | YES |
| Clustering | Firm | NO | Firm | Firm |
모형(1)의 결과, 자사주 보유에 대한 도구 변수인 소유-지배 괴리율(Disparity)은 자사주 보유와 1% 수준에서 유의한 양(+)의 값을 가지는 것으로 나타나, 도구 변수(IV)가 만족해야 하는 관련성 조건을 충족하는 것으로 나타났다8). 자사주 보유가 정보 비대칭 수준에 미치는 영향을 나타낸 모형(3)의 계수 값은 1.574로 1% 수준에서 유의한 양(+)의 값을 가지는 것으로 나타나, 기업이 자사주를 많이 보유할수록 기업과 주주 간 정보 비대칭이 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 앞선 <표 3>의 결과와는 다르게 1단계 회귀분석 결과인 모형(1)을 제외한 모든 모형에서 1% 수준에서 유의한 양(+)의 값을 가지는 것으로 나타났다. 이는 기업이 자사주를 많이 보유하면 할수록 보유하고 있는 자사주의 활용도, 즉 주주 환원을 위해 소각할지, 혹은 지속적으로 보유하면서 경영권 방어를 위해 우호적인 제3자에게 처분할지에 대한 주주들의 불확실성이 증가하며, 내부 관계자와 주주 간 정보 비대칭이 심화 될 것이라는 본 연구의 가설 2를 지지하는 결과로 볼 수 있다.
<표 5>는 자사주를 통한 주주 환원의 마지막 단계인 자사주 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 분석한 2SLS 분석 결과를 제시한다.
<표 5>
자사주 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 2SLS 분석 결과
<표 5>는 자사주 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 2SLS 분석 결과를 제시하고 있다. 정보 비대칭 변수인 Spread는 연평균 스프레드율을 사용하고, 자사주 소각 변수인 Retire_2SLS는 총발행주식수 대비 의결권 없는 주식 수(No_Voting)를 도구 변수(IV)로 사용하여 추정한 변수이다. Size는 총자산의 로그값, Lev는 총자산 대비 총부채, Growth는 매출액 성장률, ROA는 총자산 대비 당기순이익을 나타낸다. G_score는 한국ESG기준원이 제공하는 지배구조(G) 점수를 사용하며, Foreign은 외국인 지분율, FCF는 잉여현금흐름 변수로서 EBITDA를 총자산으로 나눈 비율을 사용한다. Own은 지배주주 및 특수 관계인을 포함한 지분율을 사용하며, Outside는 이사회의 독립성을 나타내는 변수로서 사외이사 수를 이사회 구성 인원으로 나눈 비율을 사용한다. 괄호 안의 값은 군집 표준 오차를 나타내며, Year_FE는 연도 고정 효과, Industry_FE는 산업 고정 효과, Year_x_Industry_FE는 두 고정 효과의 교차항을 나타낸다. *, **, ***은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다.
|
(1) Retire_D |
(1) Spread |
(2) Spread |
(3) Spread |
|
|---|---|---|---|---|
| Retire_2SLS | -0.104** | -0.548*** | -0.546*** | |
| (0.050) | (0.115) | (0.117) | ||
| No_Voting | -0.428*** | |||
| (0.075) | ||||
| Size | -0.026*** | -0.053*** | -0.065*** | -0.065*** |
| (0.006) | (0.003) | (0.005) | (0.005) | |
| Lev | 0.018 | -0.039*** | -0.044 | -0.045 |
| (0.034) | (0.018) | (0.031) | (0.031) | |
| Growth | 0.006 | 0.014** | 0.019 | 0.021 |
| (0.014) | (0.008) | (0.014) | (0.014) | |
| ROA | 0.045 | 0.173*** | 0.192 | 0.189 |
| (0.090) | (0.048) | (0.173) | (0.172) | |
| G_Score | 0.006 | 0.002 | 0.005 | 0.005 |
| (0.009) | (0.005) | (0.008) | (0.008) | |
| FCF | -0.021 | -0.224*** | -0.247 | -0.242 |
| (0.134) | (0.072) | (0.191) | (0.187) | |
| Foreign | 0.203*** | 0.119*** | 0.196*** | 0.196*** |
| (0.061) | (0.034) | (0.064) | (0.065) | |
| Own | 0.002*** | 0.002*** | 0.002*** | 0.002*** |
| (0.001) | (0.001) | (0.001) | (0.001) | |
| Outside | 0.027 | 0.001 | 0.001 | 0.001 |
| (0.038) | (0.026) | (0.033) | (0.033) | |
|
|
||||
| N | 2323 | 2125 | 2125 | 2125 |
| adj. R2 | 0.073 | 0.201 | 0.218 | 0.234 |
| Year_FE | YES | NO | YES | NO |
| Industry_FE | YES | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES | |
| Clustering | Firm | NO | Firm | Firm |
모형(1)의 결과, 자사주 소각에 대한 도구 변수인 총발행주식수 대비 의결권 없는 주식 수(No_Voting)는 자사주 소각 활동에 대하여 1% 수준에서 유의한 음(-)의 값을 가짐을 확인하여, 도구 변수(IV)가 만족해야 하는 관련성 조건을 충족하는 것으로 나타났다9). 자사주 소각이 정보 비대칭 수준에 미치는 영향을 나타낸 모형(3)의 계수 값은 -0.538로 1% 수준에서 유의한 음(-)의 값을 가지는 것으로 나타나, 기업이 자사주를 소각할수록 기업과 주주 간 정보 비대칭이 감소하는 것으로 나타났으며, 이러한 결과는 1단계 회귀분석 결과를 보여주는 모형(1)을 제외한 모든 모형에서 일관되게 나타남을 확인하였다. 기업이 자사주 취득 후 보유하는 동안 자사주 활용에 대한 남아있던 주주들의 불확실성이 소각을 함으로써 해소됨과 동시에 제한적으로 반영됐던 주주 환원에 대한 정보가 시장에 추가적으로 반영되어 정보 비대칭이 감소할 것이라는 본 연구의 가설 3을 지지하는 결과이다.
<표 6>은 앞서 자사주를 통한 주주 환원 정책의 각 단계가 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 실증 분석 결과의 강건성 분석으로, 역선택 비용(Adv_Cost)을 정보 비대칭의 추정치로 사용하여 동일한 분석을 진행한 결과이다.
<표 6>
역선택 비용을 이용한 자사주 취득, 보유 및 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 강건성 분석 결과
<표 6>은 지시주를 통한 주주 환원 정책, 즉 자사주 취득, 보유 및 소각의 각 단계가 기업과 주주 간 정보 비대칭(Adv_cost)에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 강건성 검증 결과를 제시하고 있다. 종속 변수인 역선택 비용(Adv_cost)은 유효 스프레드에서 연평균 실현 스프레드를 차감한 값을 사용한다. 가로 안의 값은 군집 표준오차를 나타내며, Year_FE는 연도고정효과, Industry_FE는 산업고정효과, Year_x_Industry_FE는 두 고정효과의 교차항을 나타낸다. *, **, ***은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다.
| Panel A | |||
|
|
|||
| (1) | (2) | (3) | |
| Adv_Cost | Adv_Cost | Adv_Cost | |
|
|
|||
| Repur_2SLS | -1.247*** | -1.118 | -1.164 |
| (0.399) | (1.525) | (1.565) | |
|
|
|||
| N | 2433 | 2433 | 2433 |
| adj. R2 | 0.341 | 0.345 | 0.334 |
| Controls | YES | YES | YES |
| Year_FE | NO | YES | NO |
| Industry_FE | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES |
| Clustering | NO | Firm | Firm |
|
|
|||
| Panel B | |||
|
|
|||
| (1) | (2) | (3) | |
| Adv_Cost | Adv_Cost | Adv_Cost | |
|
|
|||
| Hold_2SLS | 7.561*** | 17.32*** | 17.41*** |
| (1.704) | (4.293) | (4.352) | |
|
|
|||
| N | 2125 | 2125 | 2125 |
| adj. R2 | 0.374 | 0.394 | 0.383 |
| Controls | YES | YES | YES |
| Year_FE | NO | YES | NO |
| Industry_FE | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES |
| Clustering | NO | Firm | Firm |
|
|
|||
| Panel C | |||
|
|
|||
| (1) | (2) | (3) | |
| Adv_Cost | Adv_Cost | Adv_Cost | |
|
|
|||
| Retire_2SLS | -1.648*** | -6.264*** | -6.234*** |
| (0.350) | (1.499) | (1.515) | |
|
|
|||
| N | 2125 | 2125 | 2125 |
| adj. R2 | 0.347 | 0.373 | 0.377 |
| Controls | YES | YES | YES |
| Year_FE | NO | YES | NO |
| Industry_FE | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES |
| Clustering | NO | Firm | Firm |
역선택 비용을 정보 비대칭 변수로 사용하여 자사주 취득과의 관계를 실증 분석한 Panel A의 결과, 고정효과 및 기업 수준에서 클러스터를 형성하여 표준 오차를 통제한 모형(2)와 (3)에서는 앞선 <표 4>의 결과와 동일하게 자사주 취득과 정보 비대칭 간에 유의한 관계는 나타나지 않았다.
자사주 보유가 정보 비대칭을 심화시킨다는 결과에 대한 강건성 검증을 수행한 Panel B의 분석 결과, 앞선 Panel A의 분석 결과와 동일하게 역선택 비용으로 측정한 정보 비대칭 수준과도 1% 수준에서 유의한 양(+)의 관계가 나타나, 기업이 자사주를 많이 보유할수록 기업과 주주 간 정보 비대칭이 증가한다는 결과가 일관되게 나타났다. 마지막으로, 자사주 소각의 경우에도 앞선 실증 분석과 동일하게 모든 모형에서 정보 비대칭 수준과 통계적으로 유의한 음(-)의 관계가 나타나, 기업이 보유하고 있는 자사주를 소각할수록 기업과 주주 간 정보 비대칭이 감소한다는 사실을 다시 한번 확인하였다.
이러한 실증 분석 및 강건성 검증 결과는 자사주를 통한 주주 환원 정책의 각 단계, 즉 자사주 취득, 보유, 그리고 소각을 시행하는 기업과 그렇지 않은 기업 간 특성 차이로 인해 발생하는 표본 선택 편의(Sample Selection Bias) 등의 문제로 편향된 결과값이 나타났을 가능성이 있다. 이러한 문제점을 해결하기 위해 성향 점수 매칭(PSM) 방법을 통해 자사주 취득, 보유, 그리고 소각을 시행하는 기업과 그렇지 않은 기업 간 특성이 유사한 표본들을 1:1로 매칭시켜 전체 표본을 재구성하고 동일한 분석을 진행하였다.
<표 7>은 성향 점수 매칭(PSM) 방법론을 이용하여 자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대해 표본 선택 편의(Sample Selection Bias)를 통제한 실증 분석 결과를 제시한다.
<표 7>
성향 점수 매칭(PSM) 방법론을 이용한 자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 강건성 분석 결과
<표 7>은 자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대하여 성향점수매칭(PSM) 방법을 사용, 기업 특성이 비슷한 표본들끼리 1:1 매칭시켜 표본선택편의(Sample Selection Bias)를 통제한 뒤, 자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭(Spread, Adv_cost)에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 강건성 검증 분석 결과를 제시하고 있다. 가로 안의 값은 군집 표준오차를 나타내며, Year_FE는 연도고정효과, Industry_FE는 산업고정효과, Year_x_Industry_FE는 두 고정효과의 교차항을 나타낸다. *, **, ***은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다.
| Panel A | ||||||
|
|
||||||
| Repurchase = O | Repurchase = X | Difference (2) - (1) | ||||
|
|
||||||
| (1) | (2) | (3) | ||||
|
|
||||||
| Mean | S.D | Mean | S.D | Diff | t | |
|
|
||||||
| Size | 8.087 | 1.606 | 8.138 | 1.590 | 0.051 | (0.642) |
| Lev | 0.438 | 0.194 | 0.438 | 0.204 | 0.000 | (-0.014) |
| Growth | 0.044 | 0.325 | 0.040 | 0.272 | -0.003 | (-0.228) |
| ROA | 0.025 | 0.071 | 0.023 | 0.070 | -0.002 | (-0.664) |
| G_Score | 3.939 | 0.808 | 3.968 | 0.861 | 0.029 | (0.710) |
| FCF | 0.068 | 0.059 | 0.068 | 0.064 | 0.000 | (-0.139) |
| Foreign | 0.116 | 0.131 | 0.116 | 0.139 | 0.000 | (0.061) |
| Own | 47.42 | 16.49 | 47.58 | 16.64 | 0.167 | (0.204) |
| Outside | 0.262 | 0.167 | 0.259 | 0.175 | -0.002 | (-0.254) |
|
|
||||||
| Observations | 820 | 820 | 1640 | |||
|
|
||||||
| Panel B | ||||||
|
|
||||||
| (1) | (2) | (3) | ||||
| Spread | Spread | Spread | ||||
|
|
||||||
| Repur_2SLS | -0.070 | -0.254 | -0.239 | |||
| (0.068) | (0.227) | (0.233) | ||||
|
|
||||||
| N | 1640 | 1640 | 1640 | |||
| adj. R2 | 0.194 | 0.197 | 0.189 | |||
| Controls | YES | YES | YES | |||
| Year_FE | NO | YES | NO | |||
| Industry_FE | NO | YES | NO | |||
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES | |||
| Clustering | NO | Firm | Firm | |||
|
|
||||||
| Panel C | ||||||
|
|
||||||
| (1) | (2) | (3) | ||||
| Adv_Cost | Adv_Cost | Adv_Cost | ||||
|
|
||||||
| Repur_2SLS | -1.383*** | -1.233 | -1.309 | |||
| (0.458) | (1.757) | (1.849) | ||||
|
|
||||||
| N | 1640 | 1640 | 1640 | |||
| adj. R2 | 0.325 | 0.347 | 0.335 | |||
| Controls | YES | YES | YES | |||
| Year_FE | NO | YES | NO | |||
| Industry_FE | NO | YES | NO | |||
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES | |||
| Clustering | NO | Firm | Firm | |||
<표 7>의 Panel A는 자사주를 취득한 기업과 그렇지 않은 기업 간 비슷한 특성을 가진 표본들을 1:1 매칭한 후, 두 그룹의 특성 간 유의한 차이가 있는지에 대한 차이 검정 결과를 제시하고 있다. PSM을 사용한 1:1 매칭 이후 두 그룹의 기업 특성 간 유의한 차이는 없는 것으로 나타났다. Panel B는 매칭 이후 자사주 취득이 스프레드로 측정한 정보 비대칭에 미치는 영향을 분석한 결과이다. 분석 결과, 표본 선택 편의를 통제한 뒤에도 <표 3>의 결과와 동일하게 모든 모형에서 유의한 값을 가지지 않는 것으로 나타났다. Panel C는 자사주 취득이 역선택 비용으로 측정한 정보 비대칭에 미치는 영향을 분석한 결과이다. <표 6>의 강건성 분석 결과와 동일하게 고정효과 및 표준오차를 통제한 모형(2)와 (3)에서 자사주 취득은 정보 비대칭에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
<표 8>은 자사주 보유가 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대해 표본 선택 편의(Sample Selection Bias)를 통제한 실증 분석 결과를 제시한다.
<표 8>
성향 점수 매칭(PSM) 방법론을 이용한 자사주 보유가 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 강건성 분석 결과
<표 8>은 자사주 보유가 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대하여 성향점수매칭(PSM) 방법을 사용, 기업 특성이 비슷한 표본들끼리 1:1 매칭시켜 표본선택편의(Sample Selection Bias)를 통제한 뒤, 자사주 보유가 기업과 주주 간 정보 비대칭(Spread, Adv_cost)에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 강건성 검증 분석 결과를 제시하고 있다. 가로 안의 값은 군집 표준오차를 나타내며, Year_FE는 연도고정효과, Industry_FE는 산업고정효과, Year_x_Industry_FE는 두 고정효과의 교차항을 나타낸다. *, **, ***은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다.
| Panel A | ||||||
| Holding = O | Holding= X | Difference (2) - (1) | ||||
|
|
||||||
| (1) | (2) | (3) | ||||
|
|
||||||
| Mean | S.D | Mean | S.D | Diff | t | |
|
|
||||||
| Size | 7.895 | 1.394 | 7.805 | 1.380 | -0.090 | (-0.575) |
| Lev | 0.391 | 0.210 | 0.405 | 0.198 | 0.015 | (0.637) |
| Growth | 0.043 | 0.244 | 0.096 | 0.525 | 0.053 | (1.141) |
| ROA | 0.035 | 0.046 | 0.038 | 0.134 | 0.002 | (0.213) |
| G_Score | 3.981 | 0.736 | 4.032 | 0.825 | 0.051 | (0.576) |
| FCF | 0.066 | 0.045 | 0.060 | 0.050 | -0.006 | (-1.115) |
| Foreign | 0.085 | 0.096 | 0.090 | 0.083 | 0.005 | (0.491) |
| Own | 43.18 | 15.27 | 43.22 | 15.72 | 0.041 | (0.023) |
| Outside | 0.197 | 0.176 | 0.183 | 0.161 | -0.014 | (-0.723) |
|
|
||||||
| Observations | 158 | 158 | 316 | |||
|
|
||||||
| Panel B | ||||||
|
|
||||||
| (1) | (2) | (3) | ||||
| Spread | Spread | Spread | ||||
|
|
||||||
| Hold_2SLS | 2.074*** | 3.342*** | 3.469*** | |||
| (0.757) | (1.059) | (1.061) | ||||
|
|
||||||
| N | 316 | 316 | 316 | |||
| adj. R2 | 0.227 | 0.273 | 0.318 | |||
| Controls | YES | YES | YES | |||
| Year_FE | NO | YES | NO | |||
| Industry_FE | NO | YES | NO | |||
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES | |||
| Clustering | NO | Firm | Firm | |||
|
|
||||||
| Panel C | ||||||
|
|
||||||
| (1) | (2) | (3) | ||||
| Adv_Cost | Adv_Cost | Adv_Cost | ||||
|
|
||||||
| Hold_2SLS | 10.72** | 24.00** | 25.41** | |||
| (5.224) | (10.01) | (10.79) | ||||
|
|
||||||
| N | 316 | 316 | 316 | |||
| adj. R2 | 0.281 | 0.307 | 0.276 | |||
| Controls | YES | YES | YES | |||
| Year_FE | NO | YES | NO | |||
| Industry_FE | NO | YES | NO | |||
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES | |||
| Clustering | NO | Firm | Firm | |||
<표 8>의 Panel A는 자사주를 보유한 기업과 그렇지 않은 기업 간 비슷한 특성을 가진 표본들을 1:1 매칭한 후, 두 그룹의 특성 간 유의한 차이가 있는지에 대한 차이 검정 결과를 제시하고 있다. 매칭 결과, 두 그룹 특성 간 유의한 차이는 없는 것으로 나타났다. Panel B는 매칭 이후 자사주 보유가 스프레드로 측정한 정보 비대칭에 미치는 영향을 분석한 결과이다. 분석 결과, 표본 선택 편의를 통제한 뒤에도 <표 4>의 결과와 동일하게 모든 모형에서 자사주 보유가 정보 비대칭에 미치는 영향이 1% 수준에서 유의한 양(+)의 값을 가지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 역선택 비용으로 정보 비대칭을 측정하여 동일한 분석을 한 Panel C에서도 유의한 양(+)의 관계가 일관되게 나타남을 확인하였다.
<표 9>는 자사주 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대해 표본 선택 편의(Sample Selection Bias)를 통제한 실증 분석 결과를 제시한다.
<표 9>
성향 점수 매칭(PSM) 방법론을 이용한 자사주 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 강건성 분석 결과
<표 9>는 자사주 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대하여 성향점수매칭(PSM) 방법을 사용, 기업 특성이 비슷한 표본들끼리 1:1 매칭시켜 표본선택편의(Sample Selection Bias)를 통제한 뒤, 자사주 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭(Spread, Adv_cost)에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 강건성 검증 분석 결과를 제시하고 있다. 가로 안의 값은 군집 표준오차를 나타내며, Year_FE는 연도고정효과, Industry_FE는 산업고정효과, Year_x_Industry_FE는 두 고정효과의 교차항을 나타낸다. *, **, ***은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다.
| Panel A | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
||||||
| Retirement = O | Retirement = X | Difference (2) - (1) | ||||
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| (1) | (2) | (3) | ||||
|
|
||||||
| Mean | S.D | Mean | S.D | Diff | t | |
|
|
||||||
| Size | 7.802 | 1.539 | 7.821 | 1.392 | 0.019 | (0.148) |
| Lev | 0.453 | 0.193 | 0.443 | 0.203 | -0.010 | (-0.612) |
| Growth | 0.049 | 0.260 | 0.040 | 0.223 | -0.010 | (-0.458) |
| ROA | 0.023 | 0.070 | 0.028 | 0.066 | 0.005 | (0.919) |
| G_Score | 3.796 | 0.831 | 3.774 | 0.843 | -0.022 | (-0.308) |
| FCF | 0.068 | 0.064 | 0.072 | 0.059 | 0.004 | (0.777) |
| Foreign | 0.113 | 0.152 | 0.102 | 0.132 | -0.012 | (-0.944) |
| Own | 50.58 | 14.97 | 51.83 | 17.72 | 1.251 | (0.886) |
| Outside | 0.258 | 0.164 | 0.248 | 0.169 | -0.010 | (-0.685) |
|
|
||||||
| Observations | 270 | 270 | 540 | |||
|
|
||||||
| Panel B | ||||||
|
|
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| (1) | (2) | (3) | ||||
| Spread | Spread | Spread | ||||
|
|
||||||
| Retire_2SLS | -0.059 | -0.859*** | -0.853*** | |||
| (0.087) | (0.241) | (0.248) | ||||
|
|
||||||
| N | 540 | 540 | 540 | |||
| adj. R2 | 0.222 | 0.259 | 0.277 | |||
| Controls | YES | YES | YES | |||
| Year_FE | NO | YES | NO | |||
| Industry_FE | NO | YES | NO | |||
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES | |||
| Clustering | NO | Firm | Firm | |||
|
|
||||||
| Panel C | ||||||
|
|
||||||
| (1) | (2) | (3) | ||||
| Adv_Cost | Adv_Cost | Adv_Cost | ||||
| Retire_2SLS | -1.439** | -4.039** | -4.091** | |||
| (0.598) | (1.774) | (1.827) | ||||
| N | 540 | 540 | 540 | |||
| adj. R2 | 0.258 | 0.310 | 0.337 | |||
| Controls | YES | YES | YES | |||
| Year_FE | NO | YES | NO | |||
| Industry_FE | NO | YES | NO | |||
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES | |||
| Clustering | NO | Firm | Firm | |||
<표 9>의 Panel A는 자사주를 소각한 기업과 그렇지 않은 기업 간 비슷한 특성을 가진 표본들을 1:1 매칭한 후, 두 그룹의 특성 간 유의한 차이가 있는지에 대한 차이 검정 결과를 제시하고 있다. 매칭 결과, 앞선 분석과 마찬가지로 두 그룹 특성 간 유의한 차이는 없는 것으로 나타났다. Panel B는 매칭 이후 자사주 소각이 스프레드로 측정한 정보 비대칭에 미치는 영향을 분석한 결과이다. 분석 결과, 표본 선택 편의를 통제한 후, 고정효과 및 표준 오차를 통제하지 않은 모형(1)을 제외, 모형(2),(3)에서 자사주 소각이 정보 비대칭에 미치는 영향이 1% 수준에서 유의한 음(-)의 값을 가지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 역선택 비용으로 추정한 Panel C의 모든 모형에서도 일관되게 나타남을 확인하였다.
마지막으로, 지금까지의 실증 분석에 사용된 정보 비대칭 변수들은 모두 유동성에 기반한 정보 비대칭 변수들이기 때문에 공통적인 성격으로 인해 결과값이 편향되었을 가능성 또한 배제할 수 없다. 따라서, 본 연구의 결과를 견고하게 지지하기 위해 유동성에 기반한 정보 비대칭 측정치 외에 추가적인 정보 비대칭 변수를 사용하여 실증 분석을 진행하고, 앞선 결과들이 일관되게 나타나는지 확인할 필요가 있다.
<표 10>은 스프레드(Spread)와 역선택 비용(Adv_Cost)처럼 유동성에 기반한 정보 비대칭 변수 외에 에널리스트의 목표 주가와 실제 주가 간의 괴리도, 즉 목표 주가 괴리율(Target Price Error)을 새로운 정보 비대칭 변수로 사용하여 앞선 결과들이 일관되게 나타나는지 실증 분석한 결과를 제시한다.
<표 10>
목표 주가 괴리율을 이용한 주주 환원 정책이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 강건성 분석 결과
<표 10>은 자시주를 통한 주주 환원 정책, 즉 자사주 취득, 보유 및 소각의 각 단계가 기업과 주주 간 정보 비대칭(TP_Ratio)에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 강건성 검증 결과를 제시하고 있다. 종속 변수인 목표 주가 괴리율(TP_Ratio)은 애널리스트의 목표 주가 추정치의 평균값을 매월 기준일 종가로 나누어 1을 차감한 값을 연평균 한 값을 사용한다. 가로 안의 값은 군집 표준오차를 나타내며, Year_FE는 연도고정효과, Industry_FE는 산업고정효과, Year_x_Industry_FE는 두 고정효과의 교차항을 나타낸다. *, **, ***은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다.
| Panel A | |||
|
|
|||
| (1) | (2) | (3) | |
| TP_Error | TP_Error | TP_Error | |
|
|
|||
| Repur_2SLS | -0.209** | -0.387* | -0.329 |
| (0.096) | (0.228) | (0.241) | |
|
|
|||
| N | 991 | 991 | 991 |
| adj. R2 | 0.125 | 0.205 | 0.194 |
| Controls | YES | YES | YES |
| Year_FE | NO | YES | NO |
| Industry_FE | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES |
| Clustering | NO | Firm | Firm |
|
|
|||
| Panel B | |||
|
|
|||
| (1) | (2) | (3) | |
| TP_Error | TP_Error | TP_Error | |
|
|
|||
| Hold_2SLS | 0.571* | 1.756** | 1.821** |
| (0.331) | (0.762) | (0.785) | |
|
|
|||
| N | 893 | 893 | 893 |
| adj. R2 | 0.118 | 0.203 | 0.186 |
| Controls | YES | YES | YES |
| Year_FE | NO | YES | NO |
| Industry_FE | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES |
| Clustering | NO | Firm | Firm |
|
|
|||
| Panel C | |||
|
|
|||
| (1) | (2) | (3) | |
| TP_Error | TP_Error | TP_Error | |
|
|
|||
| Retire_2SLS | -0.180*** | -0.808*** | -0.818*** |
| (0.027) | (0.133) | (0.137) | |
|
|
|||
| N | 893 | 893 | 893 |
| adj. R2 | 0.047 | 0.198 | 0.223 |
| Controls | YES | YES | YES |
| Year_FE | NO | YES | NO |
| Industry_FE | NO | YES | NO |
| Year_x_Industry_FE | NO | NO | YES |
| Clustering | NO | Firm | Firm |
Panel A는 자사주 취득이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 목표 주가 괴리율을 사용하여 실증 분석한 결과를 제시한다. 분석 결과, 아무런 조건들을 통제요건에 포함시키지 않은 모형(1)과 고정효과 모형과 표준 오차를 통제한 모형(2)에서 자사주 취득은 기업과 주주 간 정보 비대칭에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타나지만, <표 3> 및 <표 6>의 결과와는 일관되지 않는 혼재된 결과를 보여주고 있다. 따라서 실증 분석 결과, 자사주 취득은 기업과 주주 간 정보 비대칭에 유의한 영향을 미친다고 보기엔 힘든 결과를 보여주고 있다.
Panel B와 Panel C는 자사주 보유와 소각이 정보 비대칭에 미치는 영향에 대한 실증 분석 결과를 제시하고 있다. 목표 주가 괴리율로 측정한 정보 비대칭을 종속 변수로 동일한 분석을 진행한 결과, 앞선 분석 결과들과 동일하게, 자사주 보유는 기업과 주주 간 정보 비대칭을 증가시키며, 자사주 소각은 정보 비대칭을 감소시키는 결과가 일관되게 나타났다. 정리하자면, 자사주를 통한 주주 환원 정책, 즉 자사주 취득, 보유 및 소각이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향에 대하여 실증 분석한 결과, 자사주 취득이 정보 비대칭을 심화시킬 것이라는 가설 1은 지지 되지 않는 것으로 나타났다. 그러나 자사주 보유가 정보 비대칭을 심화시킬 것이라는 가설 2와 자사주 소각은 정보 비대칭을 감소시킬 것이라는 가설 3을 지지하는 것으로 나타났다.
6. 결 론
본 연구는 국내 기업의 자사주를 통한 주주 환원 정책—즉 자사주 취득, 보유 및 소각—이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 실증적으로 분석하였다. 연구 결과, 자사주 취득은 기업과 주주 간 정보 비대칭 수준에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 자사주 취득만으로는 기업의 주주 환원 정책에 대한 충분한 정보를 제공하지 못함을 시사한다. 실제로 자사주 취득의 목적이 주주 환원을 위한 소각인지, 경영권 방어를 위해 자사주를 보유하다가 우호적인 제3자에게 처분하기 위한 것인지 명확히 판단할 수 없기 때문에 이러한 결과가 나타난 것으로 보인다. 반면, 자사주 보유는 정보 비대칭을 증가시키는 것으로 나타났다. 이는 기업이 자사주를 많이 보유할수록 주주들이 그 활용 방안에 대해 불확실성을 느끼게 되며, 이는 내부 이해관계자와 주주 간 정보 비대칭을 심화시킬 수 있음을 보여주는 결과로서, 자사주 보유가 기업과 주주 간 정보 비대칭을 증가시킨다는 본 연구의 가설 2를 지지한다. 한편, 자사주 소각은 기업과 주주 간 정보 비대칭을 감소시키는 것으로 나타났다. 이는 기업이 자사주를 소각함으로써 취득한 자사주의 활용에 대한 주주들의 불확실성을 해소하고, 제한적으로 반영되었던 주주 환원에 대한 정보를 시장에 추가적으로 반영하여 정보 비대칭을 감소시킨다는 것을 시사하며, 본 연구의 가설 3을 지지한다.
본 연구는 두 가지 주요한 의의를 가진다. 첫째, 국내 회사법과 기업의 특성을 반영하여 자사주 취득, 보유, 소각이 기업 가치에 미치는 영향을 정보 비대칭의 관점에서 최초로 분석함으로써 주주 환원 정책 연구에 새로운 시각을 제공한다. 특히 한국 기업의 자사주 활동과 정보 비대칭의 관계를 실증적으로 분석한 연구가 드물다는 점에서, 본 연구는 국내 기업을 대상으로 새로운 분석을 제공하고 이를 통해 자사주 정책의 다양한 효과를 종합적으로 이해하며, 기업의 재무 전략과 지배구조에 미치는 복합적인 영향을 정밀하게 분석할 수 있는 기반을 마련했다는 점에서 학문적 의의가 있다. 둘째, 본 연구는 기업 경영자, 투자자, 정책 입안자들에게 중요한 실무적 통찰력을 제공한다. 기업 경영자들은 정보 비대칭을 고려하여 더욱 전략적이고 효과적인 결정을 내릴 수 있으며, 투자자들은 자사주 관련 행위가 정보 비대칭에 미치는 영향을 이해하여 더 나은 투자 결정을 할 수 있다. 정책 입안자들은 자사주 보유가 정보 비대칭을 증가시킨다는 점을 바탕으로 자사주 관련 규제 강화나 투명성 제고 방안을 마련하는 데 도움을 받을 수 있다. 이는 기업과 주주 간의 신뢰를 개선하고 장기적인 투자 유인을 제공하는 데 기여할 수 있다는 점에서 실무적 의의가 있다.
그러나 본 연구는 다음과 같은 한계점을 가진다. 첫째, 데이터 수집의 한계로 인해 한국거래소 (KRX)에서 제공하는 2016년부터 2021년까지 6년간의 주식시장 일별 자료를 이용하여 실증 분석을 진행하였으므로, 표본 기간이 상대적으로 짧다는 한계가 있다. 둘째, 본 연구는 유가증권시장(KOSPI)에 상장된 기업들만을 대상으로 실증 분석을 수행하였기 때문에, KOSDAQ 시장을 포함한 상장 기업 전체를 대상으로 한 결과를 일반화하는 데에는 제한이 따른다. 따라서 추후 연구에서는 더 긴 표본 기간과 유가증권시장(KOSPI)과 KOSDAQ 시장에 상장된 기업들의 상이한 특성을 고려하여, 기업의 자사주를 통한 주주 환원 정책이 기업과 주주 간 정보 비대칭에 미치는 영향을 비교 분석하는 것도 의미 있는 연구가 될 것이다.
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