1. 서론
기업이 자기의 명의와 계산으로 자기의 발행주식을 취득하는 것을 자사주 매입이라 한다.1) 자사주 매입은 기업이 주주에게 투자수익을 배분하는 지급정책 또는 주주환원 정책(payout policy)을 구성하는 중요한 요소의 하나이다.2) 현금 배당과 자사주 매입은 모두 기업이 보유하고 있는 현금이 주주들에게 배분되는 결과를 가져오며, 이로 인해 자사주 매입은 기업의 주주환원(payout)에서 현금 배당의 대체 수단으로 인식되며 널리 사용되고 있다.3) 세금이나 거래비용, 정보비대칭과 같은 시장 마찰(market friction)이 존재하지 않는 완전자본시장(perfect capital market)에서는 이론적으로 자사주 매입이 현금 배당과 완전히 동일한 기능을 수행한다. 그러나 현실에서는 많은 시장 마찰 요인이 존재하며 이에 따라 자사주 매입과 현금 배당의 기능 및 영향에서 차이가 발생하게 된다. Kalay and Lemmon(2008)은 자사주 매입과 배당의 주요한 차이로 세 가지를 들고 있는데 첫 번째는 세금 측면에서의 차이이며, 두 번째는 현금 배당의 경우는 변화를 기피하는 특성으로 인하여 배당 평탄화(dividend smoothing) 경향을 나타나는 데 비하여 자사주 매입은 그렇지 않다는 것이다. 세 번째는 자사주 매입의 경우 그 시점을 경영진이 선택할 수 있다는 것이다.4)
미국 시장에서는 자사주 매입이 활발하게 이용되고 있으며, 자사주 매입을 통해 주주에게 환원되는 자금 규모는 현금 배당을 통해 환원되는 자금 규모와 유사한 것으로 나타나고 있다. <그림 1>은 CRSP 및 Compustat에서 관련 자료를 입수할 수 있는 미국 상장기업 중 금융업종을 제외한 기업이 실시한 현금 배당 및 자사주 매입의 규모를 연도별로 보고하고 있다. 이를 보면 본 연구의 표본 기간인 2013년에서 2021년까지의 기간 동안 연도별 자사주 매입 금액은 현금 배당 금액과 충분히 비교 가능한 수준이거나 경우에 따라서는 더 큰 규모인 것을 알 수 있다.
<그림 1>
미국 기업의 배당 및 자사주 매입 추이
이 그림은 CRSP 및 Compustat에서 관련 자료를 입수할 수 있는 미국 상장기업 중 금융업종을 제외한 기업이 실시한 현금 배당 및 자사주 매입의 총 금액 추이를 연도별로 표시하고 있다.
하지만, 한국 시장에서의 자사주 매입은 미국 시장에서와는 달리 그렇게 활발하지 못한 상황이다. 한국거래소의 유가증권시장 상장기업 중 금융업종을 제외한 기업이 실시한 현금 배당 및 자사주 매입의 규모를 연도별로 보고하고 있는 <그림 2>를 보면, <그림 1>에서와 동일한 2013년에서 2021년까지의 기간 중에 연도별 자사주 매입 금액은 대부분의 연도에서 현금 배당 금액보다 크게 낮은 것을 알 수 있다. 2016년 및 2017년에는 자사주 매입 금액 규모가 현금 배당 금액 규모와 비교 가능한 수준까지 증가한 것으로 나타났으나 2018년 이후 자사주 매입 규모가 다시 크게 감소한 반면에 현금 배당 규모는 크게 증가함에 따라 자사주 매입과 현금 배당 규모 사이의 격차는 다시 크게 확대되었다.
<그림 2>
한국 기업의 배당 및 자사주 매입 추이
이 그림은 한국거래소의 유가증권시장 상장기업 중 금융업종을 제외한 기업이 실시한 현금 배당 및 자사주 매입의 총 금액 추이를 연도별로 표시하고 있다.
<그림 3>은 앞에서 살펴본 자사주 매입 및 현금 배당 규모의 한미간 비교를 기업의 자기자본 규모의 변화를 고려한 수치로 다시 보고하고 있다. 표시된 수치는 <그림 1> 및 <그림 2>에서 표시된 미국과 한국 상장기업의 현금 배당 규모와 자사주 매입 규모를 해당 기업의 전체 시가총액 대비 비율로 표시한 것이다. 미국 시장에서의 자사주 매입금 비율은 현금 배당금 비율과 비교할 때 전반적으로 매우 유사한 수준인 것으로 나타났으며 경우에 따라서는 더 높은 수준을 보이기도 한다. 한국 시장에서의 현금 배당금 비율은 분석 기간의 전반에는 미국 시장에서의 현금 배당금 비율 및 자사주 매입금 비율과 비교하여 상당히 낮은 수준을 보이고 있으나 분석 기간 후반에서는 비교 가능한 정도의 수준까지 증가하였으며 일부 연도에서는 더 높은 수치를 보이고 있다. 그러나 한국 시장에서의 자사주 매입금 비율은 일부 연도를 제외하면 전반적으로 배당금 비율에 비해 크게 낮은 상태이며 미국 시장에서의 자사주 매입금과 비교해서도 매우 낮은 수준인 것으로 나타나고 있다.
이와 같은 양적인 측면에서의 특성, 즉 현금 배당 대비하여 낮은 수준의 규모 이외에도 한국 시장에서의 자사주 매입은 질적인 측면에서도 독특한 특성을 가지고 있는데, 그것은 자사주 매입이 주주환원이라는 원래의 목적 이외의 용도로 사용되는 경우, 그 중에서도 지배주주의 이해관계를 위하여 활용되는 경우가 적지 않다는 것이다. Hwang et al.(2013)에 의하면 한국 시장에서 자사주 매입은 기업의 수익을 주주에게 배분하는 용도보다는 인수합병에 대한 지배주주의 방어수단으로서 주로 사용되고 있다. 또한 최근 언론에서 많이 회자된 일명 ‘자사주의 마법’ 역시 자사주 매입을 지배주주의 이익 추구를 위하여 사용하는 경우의 사례라고 할 수 있다.5) 최근 많은 관심을 받고 있는 고려아연의 지배권 분쟁에서도 지배주주의 지배권 방어를 위해 대규모의 자사주 매입을 실시한 사례가 발생하였다. 자사주는 의결권이 없지만 이를 소각하지 않고 매각 또는 교환 방식을 통해 특정 주체에 처분함으로써 지배주주의 우호지분을 확보할 수 있기 때문이다. 여기서의 이야기하는 ‘자사주 처분’은 재매각을 포함하여 보유중인 자사주를 다시 회사 외부로 내보내는 행위를 총칭하는 개념으로서 자사주 소각의 경우는 포함하고 있지 않은 것이며, 관련 선행 연구인 Kim and Lim(2017)에서의 용례를 따르고 있다. 즉 매입된 자사주의 향방은 처리 방식에 따라서 세 가지 경우로 구분될 수 있는데, 첫 번째는 자사주로서 계속 보유되는 것이며 두 번째는 소각되어 영구적으로 사라지는 것이고 세 번째는 자사주 처분을 통하여 다시 회사 외부로 나와 의결권을 가지는 주식으로서 시장에서 유통되는 것이다. 본 연구에서 사용하는 ‘자사주 처분’의 용어는 이러한 용례를 따른다.
이와 같이 한국 시장에서 자사주 매입 및 처분이 주주환원보다는 지배주주의 이해관계를 위해 활용되는 경우의 사례는 어렵지 않게 찾아볼 수 있다.6) 한편 Kim and Lim(2017)은 한국 기업의 자사주 처분 및 소각에 대한 연구를 통해서 자사주가 지배주주의 경영권 보호를 위해 활용되고 있다는 실증 증거를 제시하였으며, Kim and Im(2022)은 자사주 매입 및 보유가 기업가치에 미치는 영향에 대한 실증 분석을 통해 이와 일관적인 결과를 도출하였다. 그러나 이와 같은 한국 시장에서의 자사주 매입의 특성은 상대적으로 덜 연구된 분야로 남아있으며 추가적인 연구가 요구되는 상황이다. 본 연구는 이러한 필요성에 부응하여 기업 지배구조가 자사주 매입에 미치는 영향을 살펴보고자 한다. 여기서 기업 지배구조에 주목하는 것은 자사주 매입이 본래의 목적인 주주환원에 사용되는 경우와 지배주주의 이익 추구에 사용되는 경우에 있어 해당 기업의 지배구조가 미치는 영향은 크게 다를 것으로 예측되기 때문이다.
본 연구의 목적은 한국 시장에서 기업의 지배구조가 자사주 매입에 미치는 영향에 대한 실증 증거를 제시하고, 이를 통하여 한국 시장에서 자사주 매입이 어떠한 방식으로 사용되고 있는가에 대하여 고찰해 보는 것이다. 본 연구는 다음과 같은 점에서 그 학문적 및 실무적 공헌이 있다. 첫 번째, 학술적인 측면에서 본 연구는 상대적으로 덜 연구된 한국 시장에서의 자사주 매입에 대한 관련 연구 확충에 기여할 것으로 기대된다. 미국 시장과는 다른 자사주를 통한 지배주주의 이익 추구라는 한국 시장에서의 특징적 현상에 대한 실증 증거는 최근에 들어서야 소수의 연구에 의해서 제시되기 시작하였다. 본 연구는 관련된 기존 연구인 Kim and Lim(2017) 및 Kim and Im(2022)에서 다루고 있지 않은 새로운 실증 증거들을 제시하고 있으며, 이와 같은 추가적인 실증 증거를 통해 기존의 연구 결과를 확인하는 동시에 이를 보완 및 확충할 수 있을 것으로 기대된다. 두 번째, 본 연구는 실무적인 측면에서 적지 않은 의미를 가질 수 있는 정책적 시사점을 제공하고 있다. 본 연구의 실증 결과는 한국 시장에서 자사주 매입이 기존 지배주주의 경영권 보호를 위해 활용되는 경우가 존재함을 시사하고 있으며, 이는 자사주 매입 관련 제도의 보완 필요성을 제기하는 것이다. 자사주 매입이 지배주주의 경영권 보호를 위해 활용될 가능성을 줄이기 위해서는 매입된 자사주의 소각 비중 증대 및 매입 자사주 처분시 처분 방식에 대한 제한 부여, 관련된 공시제도의 정비 등과 같은 관련 실무 및 제도의 개선에 관한 논의가 진행되어야 할 필요성이 있다.
본 논문의 구성은 다음과 같다. 2장에서는 본 연구의 연구주제와 관련된 기존 연구에서의 주요 결과를 요약한다. 3장에서는 실증분석에 사용된 자료를 설명하고 이와 관련된 기초통계량을 제시한다. 4장에서는 기업 지배구조와 자사주 매입간의 관계에 대한 실증분석 결과를 제시한다. 5장에서는 본 연구의 결론을 제시한다.
2. 관련 연구
본 장에서는 본 연구의 주제인 기업 지배구조와 주주환원의 주요 수단인 현금 배당과 자사주 매입 사이의 관계에 대한 기존의 연구들을 살펴본다. 우선 기업 지배구조와 현금 배당간의 관계를 살펴보고 있는 기존의 연구들의 결과는, 일반적으로는 우수한 지배구조가 현금 배당을 촉진하는 것으로 나타나고 있다고 파악할 수 있으나 어느 정도는 실증 결과가 혼재되어 있는 양상(mixed evidence)을 보이고 있다.7) Rozeff(1982)의 연구 및 Hu and Kumar(2004)의 연구는 내부자 소유지분이 낮은 기업이 더 많은 배당을 지급한다는 결과를 제시하였으며, La Porta et al.(2000)은 투자자 보호가 약한 국가에서 배당 지급이 낮다는 연구결과를 제시하였다. Short et al.(2002)은 기업의 기관투자자 지분과 배당금 지급 사이에 강한 양의 관계를 발견하였다. 또한 Francis et al.(2011)은 경영진이 인수합병의 위험으로부터 보호될 때 배당 지급의 경향과 양이 감소한다고 하였다. 한편 Mitton(2004)은 19개 신흥시장 국가를 대상으로 한 실증 분석을 통해 기업 지배구조가 우수한 기업이 더 많은 배당 지급을 실시함을 보였다.
한국 시장을 대상으로 기업의 지배구조와 배당 지급간의 관계를 살펴본 연구로는 Park et al.(2005)이 있다. 이들은 지배구조가 좋은 기업일수록 평균적으로 높은 배당수익률을 보이고 있음을 발견하였다. 또한 Hwang et al.(2013)은 한국의 기업집단 소속 기업들이 독립기업들보다 약한 주주권 보호와 낮은 배당 지급을 나타내고 있음을 보였다. 한편 Kim and Lee(2008)는 기업 지배구조와 배당간의 관계가 외부자본조달의 제약 정도에 따라 그 방향이 변화한다고 주장하였다.
기업 지배구조와 자사주 매입간의 관계에 대한 연구는 앞에서 살펴본 지배구조와 배당간의 관계를 살펴본 연구에 비해 상대적으로 적은 편이다. Jiraporn(2006)은 주주권 보호가 약한 기업은 자사주 매입을 적게 실시한다는 실증 결과를 제시하였다. 한국 시장을 대상으로 한 연구로는 Kim and Lim(2017)이 있는데 이들은 한국 기업들이 취득한 자사주의 대부분을 소각 없이 그대로 보유하거나 다시 매각 하는 경향이 있음을 발견하였다. 또한 지배구조가 양호한 기업들의 자사주 소각 경향이 더 강한 것으로 나타났으며 반면에 자사주 처분 규모는 더 작은 것으로 분석되었다. 이들은 이러한 분석결과를 바탕으로 자사주가 기존 지배주주의 경영권 보호를 위해 활용되고 있다고 주장하였다. 또한 Kim and Im(2022)은 자사주 매입 공시가 주가에 긍정적인 영향을 미치는 반면 기업의 자사주 보유 수준이 기업가치에 부정적인 영향을 미친다는 것을 발견하고 이것은 기업이 보유중인 자사주를 경영권 방어 등 주주가치에 부정적인 목적으로 사용할 가능성을 나타내는 것이라고 주장하였다.
3. 자료와 기초통계량
3.1 자료와 표본구성
본 연구는 한국거래소 유가증권시장에 상장되어 있는 기업 중 금융업종을 제외한 모든 기업을 대상으로 실증분석을 실시한다.8) 분석 대상 기업의 재무제표 정보, 배당정보, 그리고 자사주 보유, 소각, 그리고 처분과 관련된 정보는 FnGuide에서 입수하였다. 또한 각 기업의 지배구조 등급에 대한 정보는 한국ESG기준원에서 입수하였다. 표본기간은 현행의 평가등급 체계가 적용되기 시작한 2013년부터 2021년까지의 기간으로 설정하였다. 표본기간 중 금융업종을 제외한 유가증권시장 상장기업은 총 6,471개의 기업-연도 관측치(firm-year observation)가 존재하며, 이 중 지배구조 등급이 부여되지 않은 739개의 관측치를 제외한 5,732개의 기업-연도 관측치가 최종 분석대상 표본을 구성하게 된다. 동 최종 표본을 구성하는 기업수는 702개이다.
한국ESG기준원은 매년 평가가 가능한 모든 유가증권시장 상장기업, 일부 코스닥시장 상장기업을 대상으로 지배구조 평가등급을 산출하고 있으며 여기서 리츠(REITs)는 제외된다.9) <그림 4>에서 확인할 수 있는 것과 같이 매년 대부분의 유가증권시장 상장기업이 한국ESG 기준원의 지배구조 평가등급을 부여받고 있으며 등급 부여 기업의 비중은 2013년의 86.2%에서 2021년의 94.0%까지 계속적인 증가세를 보이고 있다. 본 연구의 실증분석에서 지배구조 평가등급이 부여되지 않은 기업은 분석대상 표본에서 제외되지만 유가증권시장 상장기업의 경우 대부분의 기업들이 지배구조 등급을 부여받음에 따라 분석대상 표본의 대표성(representativeness)에는 큰 문제가 없는 것으로 나타나고 있다.
<그림 4>
지배구조 등급 보유기업 추이
이 그림은 한국거래소의 유가증권시장 상장기업 중 금융업종을 제외한 기업을 대상으로 한국ESG기준원의 지배구조 등급이 부여된 기업과 부여되지 않은 기업의 추이를 연도별로 표시하고 있다.
동 지배구조 등급 평가에서 한국ESG기준원은 공개된 자료를 기반으로 S(탁월), A+(매우 우수), A(우수), B+(양호), B(보통), C(취약), 그리고 D(매우 취약) 등급의 총 7개 등급을 절대평가 방식으로 부여하고 있다. 그러나 실제로 S 등급을 부여받은 기업이 없어 실질적으로는 6개의 평가등급을 부여하고 있다고 말할 수 있다.10) 지배구조 등급을 결정하는 일반상장사 지배구조 평가모형에서는 기업유형, 자산규모, 지배주주 유무, 감사위원회 유무에 따라 평가 대상기업을 총 9개 유형으로 분류하고 해당 분류에 따라 평가지표를 적용한다. 이사회, 주주권 보호, 감사와 내부통제 등 지배구조와 관련된 주요 주제를 중심으로 구성되는 평가지표는 통계적 유의성(신뢰도 및 구조적 타당도) 분석을 거쳐 대분류 4개, 중분류 14개로 구성된다.11) <그림 5>는 본 연구의 실증분석에 사용된 표본 기업을 대상으로 지배구조 평가등급의 분포를 보여주고 있다. 분석 대상 표본에서 가장 높은 A+ 등급을 받은 기업-연도의 수는 50개로 전체 관측치수 5,732개의 0.87%에 해당하며, 약 5%의 기업만이 A+ 또는 A 등급을 부여 받고 있다. 가장 비중이 높은 등급은 B 등급으로 약 45%의 기업이 B등급을 부여 받았으며, 하위 약 30%의 기업은 C 또는 D 등급을 부여 받았다. 분석 표본에서 지배구조 평가등급의 연도별 분포는 전반적으로 전체 분포와 큰 차이를 나타내지는 않고 있으나, 최근 기간에 들어서 A 등급 및 B+ 등급의 비중이 증가하는 경향을 나타내고 있다.12)
3.2 기초통계량
본 연구의 실증분석에서 사용된 변수의 정의는 다음의 <표 1>에서 설명하고 있는 바와 같다. A+, A, B+, B, C, 그리고 D의 6개 등급으로 구성되는 개별 기업의 지배구조 등급은 실증분석을 위하여 각각 8, 7, 6, 5, 3, 그리고 1의 점수로 변환하여 Gov 변수를 생성하였다.13) High Gov는 Gov 변수의 값이 연도별 중앙값보다 크면 1, 아니면 0의 값을 가지는 가변수(dummy variable)이다. 지급정책(payout policy)을 측정하는 변수인 Div와 Rep는 각각 현금 배당금 총액과 자사주 매입금액 총액을 자산 총계 대비 퍼센트 비율로 표시한 값이다. CAR은 사건연구 (event study)에 사용되는 누적 비정상수익률(cumulative abnormal return)이며 구체적으로는 공시일 10일 이전에서 10일 이후까지의 사건기간(event window)을 대상으로 매일의 초과수익률을 합산한 값이다. 매일의 초과수익률은 KOSPI 수익률을 시장수익률로 사용하는 시장 모형(market model)을 사용하여 추정하였다.14) Cash는 현금 및 현금성 자산을 자산 총계로 표준화한 값이며, Lev는 총자산 대비 부채비율이다. Market Cap은 십억원 단위로 표시한 시가총액 수치이며 MtB는 자기자본의 시장가 대 장부가 비율이다. ROA는 총자산이익률이며, Treasury는 기업이 보유중인 자기주식 규모를 총 발행주식수 대비 비율로 표시한 값이다.
<표 1>
변수의 정의
이 표는 본 연구의 실증분석에서 사용된 변수의 정의를 제시하고 있다.
<표 2>는 본 연구의 실증분석에 사용된 5,732개의 기업-연도 표본에 대한 기초통계량을 보고하고 있다. 전체 표본 중 1,358개의 기업-연도에서는 배당금 지급 및 자사주 매입이 발생하지 않았다. 배당금 지급 또는 자사주 매입이 발생한 4,374개의 기업-연도에서 자사주 매입만이 발생한 경우는 220개, 배당금 지급만이 발생한 경우는 3,154개, 자사주 매입과 배당금 지급이 모두 발생한 경우는 1,000개인 것으로 나타났다. 자사주 매입만을 실시하는 그룹과 자사주 매입과 배당금 지급을 동시에 실시하는 그룹을 비교할 때 자사주 매입 규모는 유사한 것으로 나타났으며, 배당금 지급만을 실시하는 그룹과 자사주 매입과 배당금 지급을 동시에 실시하는 그룹을 비교하는 경우에도 배당금 지급 규모가 크게 차이나지는 않았다.15) 그러나 지배구조 평가점수는 지급정책의 형태에 따라 차이를 나타내고 있다. 구체적으로는 배당을 지급하는 경우(배당금만을 지급하는 경우 및 배당금 지급과 자사주 매입을 함께 실시하는 경우)의 지배구조 점수가 배당을 지급하지 않는 경우(자사주 매입만을 실시하는 경우 및 배당금 지급과 자사주 매입 모두 실시하지 않는 경우)보다 유의하게 높은 지배구조 점수를 가지는 것으로 나타났다. 그 외에도 몇몇 변수에서 배당금 지급 여부에 따라 이와 유사한 패턴이 관측되었는데, 구체적으로는 배당을 지급하는 경우가 배당을 지급하지 않는 경우와 비교할 때 보다 낮은 레버리지 비율, 높은 시가총액, 낮은 시장가대장부가 비율, 낮은 총자산이익률을 가지는 것으로 나타났다.
<표 2>
기초통계량
이 표는 본 연구의 분석대상 표본인 5,732개의 기업-연도 표본을 대상으로 계산된 각 변수의 기초통계량을 제시하고 있다. 분석대상 표본은 2013년에서 2021년까지의 기간에 한국거래소의 유가증권시장에 상장된 기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 지배구조 평가등급이 부여된 기업으로 구성된다. 각 변수의 기초통계량은 지급정책의 형태, 즉 해당 연도에 자사주 매입 및 배당의 실시여부에 따라 구분된 부분 표본별로 계산되었다. 하첨자 t-1이 표시된 변수는 해당 연도의 직전 연도 말의 값을 사용하여 측정되었음을 의미한다. 괄호 안의 수치는 평균의 차이를 검증하는 t-검정에서의 P-값을 표시한다. *, **, ***는 평균이 동일하다는 귀무가설이 각각 10%, 5%, 1% 유의 수준에서 기각됨을 의미한다. 각 변수의 정의는 <표 1>에서 제시한 바와 같다.
3.3 자사주 매입 및 처분 표본
여기서는 자사주 매입 및 처분 공시에 대한 시장 반응 분석에 사용되는 표본의 구성에 대하여 설명한다. 앞에서도 언급한 바와 같이 본 연구에서 다루고 있는 자사주 처분은 자사주 매입을 통하여 취득한 자사주를 매각 또는 교환 등의 방식을 통하여 다시 회사 외부로 내보내는 것을 의미하며, 따라서 자사주가 완전히 소멸되는 자사주 소각과는 구별되는 상호 배타적인(mutually exclusive) 개념이다. 동 분석에서는 한국거래소 유가증권시장 상장기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 지배구조 평가등급이 부여된 기업이 2013년부터 2021년까지의 표본기간 중 자사주를 매입하거나 처분한 경우를 분석대상으로 한다. 자사주 매입 및 처분 공시일은 한국거래소 상장공시시스템(KIND)에서 입수하였다. 자사주 매입 표본은 904개의 자사주 매입건으로 구성되며, 자사주 처분 표본은 197개의 자사주 처분건으로 구성된다. <표 3>은 자사주 매입 및 처분 표본의 연도별 및 업종별 분포를 표시하고 있다. Panel A에서 보고하고 있는 연도별 분포를 보면 자사주 매입 공시의 건수는 2018년까지는 꾸준한 증가세를 보였으나 그 이후에는 큰 폭의 등락을 보이고 있다. 반면에 자사주 처분 공시의 건수는 2016년까지 지속적인 감소세를 보이다가 그 이후에는 어느 정도 등락폭을 보이면서 변화하고 있다. 매입주식의 비율은 연도별로 1.3%에서 2.3% 사이의 값을 보이고 있으며, 처분주식의 비율은 이상치가 관측된 2018년을 제외하면 2.9%에서 11.5% 사이의 값을 보이고 있다. 전체적으로는 취득공시의 건수가 처분공시의 건수보다 4.6배 정도 더 많지만 반대로 처분주식의 비율은 매입주식의 비율보다 5배 이상 더 큰 것으로 나타났다. Panel B는 FnGuide의 WICS(Wise Industry Classification Standard)에 따른 업종별 분포를 표시하고 있다.16) 자사주 매입 공시의 업종별 분포는 업종에 따라 큰 폭의 변동을 보이고 있는데 전체 공시건수의 75% 정도가 경기관련소비재, 산업재, 소재의 3개 업종에 집중되어 있는 반면 에너지, 유틸리티, 커뮤니케이션서비스 업종에서는 전체의 4.4%라는 매우 낮은 건수를 나타내고 있다. 이러한 양상은 자사주 처분 공시에서도 유사하게 나타나고 있어 경기관련소비재, 산업재, 소재의 3개 업종에 67% 정도의 공시가 집중되어 있는 반면 에너지, 유틸리티, 커뮤니케이션서비스 업종에서는 전체의 5.1%의 공시만이 이루어졌다. 매입주식의 비율은 업종별로 1.3%에서 2.5% 사이의 값을 보이고 있으며, 처분주식의 비율은 이상치가 관측된 유틸리티와 커뮤니케이션서비스 업종을 제외하면 4.9%에서 13.1% 사이의 값을 보이고 있다.
<표 3>
자사주 매입 및 처분 표본의 연도별 및 업종별 분포
이 표는 본 연구의 분석대상 표본인 904개의 자사주 매입 공시와 197개의 자사주 처분 공시의 연도별 및 업종별 분포를 표시하고 있다. 동 공시는 2013년에서 2021년까지의 기간 중에 한국거래소의 유가증권시장에 상장된 기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 지배구조 평가등급이 부여된 기업이 실시한 자사주 매입 및 처분에 대한 공시이며, 공시일은 한국거래소 상장공시시스템(KIND)에서 입수하였다. 매입, 처분 비율은 각각 발행주식수 대비 매입, 처분된 자사주 비율을 의미한다. Panel B에서의 업종 구분은 FnGuide의 WICS(Wise Industry Classification Standard)에 따른 것이다.
4. 실증분석결과
이 장에서는 본 연구의 실증분석 결과를 제시한다. 실증분석에서는 먼저 개별 기업의 지배구조 점수가 해당 기업의 배당 및 자사주 매입 정책에 어떠한 영향을 주는지를 살펴본다. 또한 자사주 취득 및 처분에 대한 시장의 반응이 해당 기업의 지배구조 점수에 따라 유의한 차이를 나타내는가를 사건연구(event study) 방법론을 사용하여 분석한다.
4.1 지배구조와 지급정책
본 절에서는 기업의 지배구조가 지급정책 또는 주주환원정책(payout policy) 즉 배당정책과 자사주 매입 정책에 미치는 영향에 대한 분석결과를 제시하고자 한다. 구체적으로는 기업의 지배구조 평가점수가 배당금 지급 규모 및 자사주 매입 규모에 유의한 영향을 미치는가를 실증분석하며, 이를 위하여 기업의 지급정책을 표시하는 변수, 즉 배당 정도를 표시하는 Div 변수와 자사주매입 정도를 표시하는 Rep 변수를 종속변수로 하고 기업의 지배구조 평가점수인 Gov 변수를 독립변수로 하는 회귀모형을 추정한다. 회귀모형의 추정에서 종속변수는 t 연도에 관측된 값을, 독립변수 및 통제변수는 모두 t-1 연도에 관측된 값을 사용하였다. 또한 기업 가변수(dummy variable) 및 연도 가변수(dummy variable)를 이용하여 기업 고정효과(firm fixed effect) 및 연도 고정효과(year fixed effect)를 통제하였으며, 추정된 계수추정치의 유의성 검정에서는 동일 기업을 군집단위로 하는 군집표준오차(clustered standard error)를 사용하였다. <표 4>는 이렇게 추정된 회귀모형의 결과를 표시하고 있다.
<표 4>
기업 지배구조가 배당과 자사주 매입에 미치는 영향
이 표는 본 연구의 분석대상 표본인 5,732개의 기업-연도 표본을 대상으로 추정된 회귀분석의 결과를 제시하고 있다. 분석대상 표본은 2013년에서 2021년까지의 기간에 한국거래소의 유가증권시장에 상장된 기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 지배구조 평가등급이 부여된 기업으로 구성된다. 회귀모형의 종속변수는 기업의 지급정책을 표시하는 변수, 즉 배당 정도를 표시하는 Div 변수와 자사주 매입 정도를 표시하는 Rep 변수이며, 독립변수는 기업의 지배구조 평가점수인 Gov 변수이다. 회귀모형의 추정에서 종속변수는 t 연도에 관측된 값을, 독립변수 및 통제변수는 모두 t-1 연도에 관측된 값을 사용하였다. 기업 가변수(dummy variable) 및 연도 가변수(dummy variable)를 이용하여 기업 고정효과(firm fixed effect) 및 연도 고정효과(year fixed effect)를 통제하였으며, 추정된 계수추정치의 유의성 검정에서는 동일 기업을 군집단위로 하는 군집표준오차(clustered standard error)를 사용하였다. 괄호 안의 수치는 계수추정치의 유의성 검정에서의 P-값을 표시한다. *, **, *** 는 계수추정치가 각각 10%, 5%, 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다. 각 변수의 정의는 <표 1>에서 제시한 바와 같다.
배당 정도를 종속변수로 하는 모형 (1)과 (2)에서는 지배구조 변수의 계수추정치가 유의한 양의 값을 가지는 것으로 나타났다. 이것은 지배구조 평가점수가 높을수록 해당 기업의 현금 배당금 규모가 커진다는 것을 의미한다. 통제변수 중에서는 시가총액과 현금자산 비중, 총자산이익률이 통계적으로 유의한 양의 계수추정치를 가지는 것으로 나타났고, 부채비율이 유의한 음의 계수추정치를 가지는 것으로 나타났다. 그러나 자사주 매입 정도를 종속변수로 하는 모형 (3)과 (4)에서는 전혀 다른 양상이 관측되었다. 지배구조 변수의 계수추정치는 유의한 음의 값을 가지고 있으며 통제변수 중에서는 자사주 보유 비중만이 유일하게 통계적으로 유의한 계수추정치를 가지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 지배구조가 좋을수록 해당 기업의 자사주 매입 규모가 작아진다는 의미이며, 지배구조가 지급정책의 두 가지 중요 형태인 현금 배당과 자사주 매입에 서로 반대방향으로 영향을 미치고 있음을 보여주고 있다.17)
Jensen(1986)의 잉여현금흐름(free cash flow) 이론에 의하면 기업의 배당 지급은 잉여현금흐름을 감소시켜 잉여현금흐름의 비효율적 사용으로 인한 대리인 비용을 절감할 수 있는 수단으로서 기능한다. 동 이론에 따르면 기업의 지배구조가 효과적일수록 더 많을 배당을 지급할 것으로 예측되며, 기업의 지급정책에서 현금 배당금 지급의 대체적인 수단으로서 간주되는 자사주 매입 역시 기업지배구조가 좋을수록 더 많아질 것으로 예측할 수 있다. 이러한 예측과는 다르게 나타난 한국 시장에서의 실증결과는 자사주 매입이 주주환원을 목적으로 하는 지급정책의 일환으로서가 아니라 다른 목적, 좀 더 구체적으로는 지배주주의 경영권 보호를 위해 사용되고 있을 가능성을 시사한다. 이를 좀 더 자세히 설명하자면, 지배주주의 경영권 보호는 그 자체로서 지배주주와 일반주주 사이의 대리인 문제를 악화시킬 수 있으며, 이에 더하여 자사주 매입은 기업의 중요 자원인 현금을 지출하는 행위이므로 이를 통한 지배주주의 경영권 보호는 일반주주의 이해관계를 침해하게 될 가능성이 더욱 높다고 할 수 있다.18) 따라서 기업에서 발생하는 대리인 문제의 완화를 목적으로 하는 기업 지배구조가 잘 구축되어 있는 기업에서는 주주환원의 목적에서 수행되는 자사주 매입의 규모는 증가하는 반면, 지배주주의 경영권 보호를 위한 자사주 매입의 규모는 감소할 것으로 예측할 수 있다. 따라서 본 연구의 실증 결과는 한국 시장에서의 자사주 매입이 비록 전부는 아니더라도 그 중 상당한 비중이 지배주주의 경영권 보호를 위하여 활용되고 있을 가능성을 보여주고 있다. 이는 한국 기업의 자사주 처분 및 소각에 대한 실증분석을 통하여 우리나라 시장에서의 자사주 매입 및 보유가 주주환원 정책의 일환으로서보다는 기존 지배주주의 경영권 보호를 위해 활용되고 있음을 보여준 Kim and Lim(2017)과 Kim and Im(2022)의 결과와 맥을 같이한다. 즉 자사주 매입이 주주환원의 수단으로서 사용된다면 기업의 지배구조가 좋을수록 자사주 매입이 증가할 것이나, 지배주주의 경영권 보호를 위하여 활용됨으로 인해 기업지배구조가 좋을수록 자사주 매입이 감소하는 결과가 나타난 것으로 해석할 수 있다.
4.2 자사주 매입 및 처분에 대한 시장 반응
앞에서의 분석에서 기업의 자사주 매입이 주주환원의 목적이 아닌 다른 목적, 구체적으로는 지배주주의 경영권 보호 목적을 위하여 사용된다는 주장을 지지하는 실증 결과를 살펴보았다. 본 절에서는 이에 대한 추가적인 실증 증거를 탐색하기 위하여 자사주 매입 및 처분에 대한 시장의 반응을 사건연구(event study) 방법론을 사용하여 살펴보고자 한다. 구체적으로는 한국거래소 상장공시시스템(KIND)에서 제공하는 자사주 매입 및 처분 공시일을 사용하여 공시에 대한 시장 반응을 시장모형(market model)을 사용하여 추정한 누적 비정상수익률(cumulative abnormal return; CAR)을 통하여 분석한다. 동 분석의 목적은 기업의 자사주 매입 및 처분 공시에 대한 시장 반응(market valuation)이 해당 기업의 지배구조 점수에 따라 유의한 영향을 받는지를 살펴보는 것이다.19) 동 사건연구 방법론(event study methodology)에 사용되는 누적 비정상수익률은 공시일 10일 이전에서 10일 이후까지의 사건기간(event window)을 대상으로 매일의 초과수익률을 합산한 값, 즉 CAR(-10,10)이다. 시장모형을 사용한 매일의 초과수익률 추정에서 시장수익률은 KOSPI 수익률을 사용하였으며, 시장모형의 모수(parameters) 추정 기간은 사건기간 직전 1년간의 기간이다.
4.2.1 자사주 매입에 대한 시장 반응
<표 5>는 전체 표본 및 몇 가지 부분표본에 걸쳐 자사주 매입 공시의 누적 비정상수익률 CAR(-10,10) 평균값을 보여주고 있다. 전체 표본에서의 평균 CAR 값은 0.38%로서 통계적으로 유의한 양의 값을 가지고 있다. 이는 전체적으로 볼 때 자사주 매입에 대하여 시장이 긍정적으로 반응함을, 즉 자사주 매입이 기업가치를 증대시키는 사건으로 시장에서 인식되고 있음을 보여준다. 그러나 부분표본 분석은 이러한 긍정적인 시장의 반응이 해당 기업의 지배구조 점수에 따라 유의하게 다르게 나타남을 보여주고 있다. Panel A에서 해당 기업의 지배구조 점수에 따라 구분한 부분 표본 분석에서는 지배구조 점수가 높은 그룹과 낮은 그룹이 각각 0.814% 및 0.217%의 평균 CAR 값을 보고하고 있어 지배구조 점수가 높은 그룹의 CAR이 낮은 그룹의 CAR보다 3.8배 가량 크게 나타나고 있다. 이 두 그룹의 평균 CAR값의 차이는 1% 수준에서 통계적으로 유의하였다. 이러한 결과는 지배구조 점수가 낮은 기업이 높은 기업보다 주주환원의 목적이 아닌 지배주주의 경영권 보호 목적에서의 자사주 매입을 실시하는 경향이 더 크다는 것을 시사한다.
<표 5>
자사주 매입 공시의 누적 비정상수익률: 단변량 분석
이 표는 본 연구의 분석대상 표본인 904개의 자사주 매입 공시에 대해서 추정된 누적 비정상수익률 (cumulative abnormal returns; CAR)을 보여주고 있다. 자사주 매입 공시는 2013년에서 2021년까지의 기간 중에 한국거래소의 유가증권시장에 상장된 기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 지배구조 평가등급이 부여된 기업이 실시한 자사주 매입 공시이며, 공시일은 한국거래소 상장공시시스템(KIND)에서 입수하였다. 지배구조 점수와 자사주 보유 비중에 따른 부분 표본은 해당 변수의 연도별 중앙값을 기준으로 구분하였다. 보고된 누적 비정상수익률 CAR(-10,10)은 공시일 전후 10일간의 사건기간에 걸쳐 측정된 값이며 %단위로 표시되었다. 보고된 누적 비정상수익률에서 *, **, *** 는 CAR 평균값이 각각 10%, 5%, 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다. 괄호 안의 수치는 CAR 평균값의 차이를 검증하는 t-검정에서의 P-값을 표시하며, *, **, ***는 평균이 동일하다는 귀무가설이 각각 10%, 5%, 1% 유의 수준에서 기각됨을 의미한다.
이러한 분석에 추가하여 본 연구에서는 자사주 매입 공시의 누적 비정상수익률이 해당 기업의 자사주 보유 비중에 영향 받는가를 살펴보았다. Kim and Lim(2017)에 의하면 우리나라 기업들에서는 자사주 매입을 통하여 취득한 자사주의 대부분을 소각하지 않고 보유하거나 재매각 하는 경향이 존재하며, 자사주가 기존 지배주주의 경영권 보호를 위해 활용되고 있다. 그렇다면 경영권 보호를 위한 목적으로 자사주를 취득하여 보유하고 있는 기업의 경우 자사주 보유 비중이 높을 것으로 예상되며 이러한 상황에서의 추가적인 자사주 매입에 대한 시장 반응은 그렇지 않은 경우와 다르게 나타날 수 있다. 그러나 자사주 보유 비중을 기준으로 구분한 부분 표본 분석에서는 평균 CAR 값의 유의한 차이가 관측되지 않았다. 자사주 보유 비중이 높은 그룹과 낮은 그룹의 평균 CAR 값은 각각 0.470% 및 0.295%로 자사주 보유 비중이 높은 그룹이 낮은 그룹보다 0.175%P 높은 것으로 나타났으나 이러한 차이는 통계적으로 유의하지 않았다. 이러한 결과는 경영권 보호 목적에서의 자사주 매입 및 활용이 자사주 보유 비중에 미치는 영향이 단방향이 아니라 복잡한 양상으로 나타날 수 있기 때문인 것으로 추정된다. 경영권 보호 목적에서의 자사주 활용은 궁극적으로는 자사주 처분(소각이 아닌)의 형태로 마무리 된다. 따라서 기업의 자사주 매입 및 처분을 통한 자사주 축적과 활용이 계속적으로 반복되는 활동일 경우, 자사주를 경영권 방어에 활용하는 기업의 경우에도 시점에 따라 자사주를 매입하는 때의 자사주 비중은 높을 수도 낮을 수도 있기 때문이다.20)
Panel B에서는 이러한 결과를 좀 더 자세히 살펴보기 위하여 지배구조 점수와 자사주 보유 비중을 기준으로 4가지 부분 표본을 구성하여 CAR 값을 살펴보았다. 분석 결과는 Panel A에서의 결과를 다시 한 번 확인시켜주는 것이었는데, 구체적으로는 지배구조 점수가 높은 그룹과 낮은 그룹의 CAR 차이는 자사주 보유 비중을 통제한 이후에도 통계적으로 유의했고, 자사주 보유 비중이 높은 그룹과 낮은 그룹의 CAR 차이는 지배구조 점수를 통제한 이후에도 통계적으로 유의하지 않았다.
앞에서 살펴본 결과는 누적 비정상수익률에 대한 단변량 분석(univariate analysis)의 결과로서 자사주 매입 공시의 누적 비정상수익률에 영향을 미칠 수 있는 제반 변수들을 통제하지 않았다는 단점을 가지고 있다. 이에 따라 본 연구에서는 해당 변수들을 통제한 다변량 분석(multivariate analysis)을 추가적으로 수행하였다. 동 분석에서는 누적 비정상수익률을 종속변수로 하고 지배구조 평가점수를 독립변수로 하며, 누적 비정상수익률에 영향을 미칠 수 있는 변수들을 통제변수로 사용하는 다변량 회귀모형을 추정하였다. 여기서 종속, 독립, 및 통제 변수의 관측연도 설정과 유의성 검정에서의 군집표준오차 사용은 앞의 <표 4>에서와 동일하다. 동 회귀분석에서는 업종 가변수(dummy variable) 및 연도 가변수(dummy variable)를 이용하여 업종 고정효과 (industry fixed effect) 및 연도 고정효과(year fixed effect)를 통제하였으며, 업종 구분은 FnGuide의 WICS(Wise Industry Classification Standard) 대분류에 따른 것이다.
분석 결과는 <표 5>에서 살펴본 단변량 분석에서의 결과를 다시 한 번 확인시켜 준다. <표 6>의 모형 (1)에서는 지배구조 점수를 가변수(dummy variable) 형태로 사용하였다. High Gov 변수는 Gov 변수의 값이 각 연도의 중앙값보다 크면 1 아니면 0의 값을 가지는 가변수이다.21) 동 변수의 계수추정치는 0.561로 통계적으로 유의한 양의 값을 나타나고 있다.22) 동 계수추정치는 지배구조 점수가 높은 그룹의 CAR 평균값이 낮은 그룹보다 0.561% 높다는 것을 의미하며 이러한 수치는 단변량 분석에서의 두 그룹의 CAR 평균값 차이 0.597%와 유사한 수준을 보이고 있다. 이것은 CAR 값에 영향을 미칠 수 있는 여타 변수들의 영향을 통제한 이후에도 두 그룹의 CAR 평균값 차이는 그다지 감소하지 않고 있음을 나타낸다. 모형 (2)에서는 지배구조 점수를 가변수 형태가 아닌 원래의 점수 형태로 사용하였으며 동 계수추정치는 5% 수준에서 통계적으로 유의한 양의 값인 0.213을 가지고 있다. 이러한 결과는 지배구조 점수가 1점 증가할 때 CAR 평균값은 0.213% 증가함을 의미하며 이는 적지 않은 수준의 경제적 유의성(economic significance)을 보이는 것으로 판단된다.
<표 6>
기업 지배구조와 자사주 매입 공시의 누적 비정상수익률: 다변량 분석
이 표는 본 연구의 분석 표본인 904개의 자사주 매입 공시를 대상으로 추정된 누적 비정상수익률(cumulative abnormal returns; CAR)에 대한 다변량 회귀분석 결과를 보여주고 있다. 자사주 매입 공시는 2013년에서 2021년까지의 기간 중에 한국거래소의 유가증권시장에 상장된 기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 지배구조 평가등급이 부여된 기업이 실시한 자사주 매입 공시이며, 공시일은 한국거래소 상장공시시스템 (KIND)에서 입수하였다. 회귀모형의 종속변수는 %단위로 표시된 자사주 매입 공시의 누적 비정상수익률 CAR(-10,10)이며, 독립변수는 기업의 지배구조 평가점수인 Gov 변수이다. High Gov 및 High Treasury 변수는 Gov 및 Treasury 변수의 값이 각 연도의 중앙값보다 크면 1 아니면 0의 값을 가지는 가변수(dummy variable)이다. 회귀모형의 추정에서 종속변수는 t 연도에 관측된 값을, 독립변수 및 통제변수는 모두 t-1 연도에 관측된 값을 사용하였다. 업종 가변수 및 연도 가변수를 이용하여 업종 고정효과(industry fixed effect) 및 연도 고정효과(year fixed effect)를 통제하였으며, 추정된 계수추정치의 유의성 검정에서는 동일 기업을 군집단위로 하는 군집표준오차(clustered standard error)를 사용하였다. 괄호 안의 수치는 계수추정치의 유의성 검정에서의 P-값을 표시한다. *, **, *** 는 계수추정치가 각각 10%, 5%, 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다. 업종 구분은 FnGuide의 WICS(Wise Industry Classification Standard) 대분류에 따른 것이다. 각 변수의 정의는 <표 1>에서 제시한 바와 같다.
한편 이러한 결과는 기업의 자사주 보유비중을 통제하는 경우에도 흔들림 없이 유지되는 것으로 나타났다. 모형 (3) 및 (4)는 각각 모형 (1) 및 (2)에 자사주 보유비중 변수인 Treasury를 추가한 모형이며, 추정결과는 지배구조 평가 점수 변수인 High Gov 및 Gov의 계수추정치 크기와 유의성이 거의 변화하지 않는 것으로 나타났다. 또한 추가된 자사주 보유 비중 변수 Treasury의 계수추정치는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 앞에서 살펴본 CAR에 대한 단변량 분석 결과와 일관된다. 모형 (5) 및 (6)은 각각 모형 (3)과 (4)에서 자사주 보유비중 변수를 가변수 형태로 바꾸고 지배구조 점수와 자사주 보유비중의 교호항 (interaction term)을 추가한 모형이다. High Treasury 변수는 Treasury 변수의 값이 각 연도의 중앙값보다 크면 1 아니면 0의 값을 가지는 가변수이다. 지금까지의 분석결과와 일관되게 자사주 보유비중 변수와 교호항은 모두 통계적으로 유의하지 않았다.23)24)
4.2.2 자사주 처분에 대한 시장 반응
<표 7>은 자사주 처분 공시에서의 누적 비정상수익률에 대한 단변량 분석 결과를 보고하고 있다. 표의 구성과 분석 방식은 <표 5>에서와 동일하다. 전체 표본에서의 평균 CAR 값은 -2.36%로서 통계적으로 유의한 음의 값을 보이고 있다. 이는 전체적으로 볼 때 자사주 처분에 대하여 시장이 부정적으로 반응함을 보여주며, 주식 발행시의 일반적인 시장 반응과 일관되는 것이다.25) 여기서 자사주 매입 공시의 경우에서와 같은 방식으로 시행한 부분표본 분석은 유사한 결과를 보여주고 있다. 구체적으로는 자사주 처분에 대한 시장의 반응이 해당 기업의 지배구조 점수에 따라 유의하게 다르게 나타나고 있는데, Panel A에서 표시하고 있는 해당 기업의 지배구조 점수에 따라 구분한 부분 표본 분석에서는 지배구조 점수가 높은 그룹과 낮은 그룹이 각각 -0.950% 및 -2.831%의 평균 CAR 값을 보고하고 있어 지배구조 점수가 낮은 그룹의 CAR이 높은 그룹의 CAR보다 절대값에서 3.0배 가량 큰 것으로 나타나고 있다. 이 두 그룹 사이의 평균 CAR값의 차이는 5% 수준에서 통계적으로 유의한 것으로 분석되었다. 자사주 처분의 경우, 지배구조 점수가 낮은 그룹에서 유의하게 더 낮은 CAR이 관측된다는 이러한 결과는 <표 5>에서 보고된 자사주 매입 공시에 대한 분석결과의 거울상(mirror image)과 같은 것으로 해석될 수 있으며, 다시 한번 지배구조가 좋지 않은 기업이 좋은 기업에 비해 주주환원의 목적이 아닌 지배주주의 경영권 보호 목적에서의 자사주 매입을 실시하는 경향이 있음을 시사하는 것이다.
<표 7>
자사주 처분 공시의 누적 비정상수익률: 단변량 분석
이 표는 본 연구의 분석대상 표본인 197개의 자사주 처분 공시에 대해서 추정된 누적 비정상수익률(cumulative abnormal returns; CAR)을 보여주고 있다. 자사주 처분 공시는 2013년에서 2021년까지의 기간 중에 한국거래소의 유가증권시장에 상장된 기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 지배구조 평가등급이 부여된 기업이 실시한 자사주 처분 공시이며, 공시일은 한국거래소 상장공시시스템(KIND)에서 입수하였다. 지배구조 점수와 자사주 보유 비중에 따른 부분 표본은 해당 변수의 연도별 중앙값을 기준으로 구분하였다. 보고된 누적 비정상수익률 CAR(-10,10)은 공시일 전후 10일간의 사건기간에 걸쳐 측정된 값이며 %단위로 표시되었다. 보고된 누적 비정상수익률에서 *, **, *** 는 CAR 평균값이 각각 10%, 5%, 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다. 괄호 안의 수치는 CAR 평균값의 차이를 검증하는 t-검정에서의 P-값을 표시하며, *, **, ***는 평균이 동일하다는 귀무가설이 각각 10%, 5%, 1% 유의 수준에서 기각됨을 의미한다.
자사주 보유 비중을 기준으로 구분한 부분 표본 분석에서는 자사주 매입 공시의 경우에서와 동일하게 평균 CAR 값의 유의한 차이가 관측되지 않았다. 자사주 보유 비중이 높은 그룹과 낮은 그룹의 평균 CAR 값은 각각 -2.845% 및 -1.896%로 자사주 보유 비중이 높은 그룹이 보유 비중이 낮은 그룹보다 0.949%P 더 낮은 것으로 나타났으나 이러한 차이는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 지배구조 점수와 자사주 보유 비중을 기준으로 4가지 부분 표본을 구성하여 CAR 값을 분석한 결과는 Panel B에서 보고되고 있으며, 결과는 Panel A에서의 결과와 전반적으로 크게 다르지 않은 것으로 나타났다. 지배구조 점수가 높은 그룹은 자사주 보유비중의 높고 낮음에 관계없이 지배구조 점수가 낮은 그룹에 비해서 더 높은 CAR 평균값을 보이고 있다. 다만 자사주 보유비중이 낮은 경우에는 두 그룹간의 CAR 평균 차이가 통계적으로 유의하지 않았다. 자사주 보유비중이 높은 그룹은 지배구조 점수의 높고 낮음에 무관하게 자사주 보유 비중이 낮은 그룹에 비해서 더 낮은 CAR 평균값을 보이고 있으나 두 그룹간의 차이는 통계적으로 유의하지 않거나 한계적으로만(marginally) 유의한 것으로 나타났다.26)
본 연구에서는 앞에서 살펴본 단변량 분석에 더하여 자사주 매입 공시에서와 같이 다변량 분석(multivariate analysis)을 수행하였다. 구체적으로는 누적 비정상수익률과 지배구조 평가점수를 각각 종속변수와 독립변수로 설정하고 누적 비정상수익률에 영향을 미칠 수 있는 제반 변수들을 통제변수로 사용하는 다변량 회귀분석을 수행하였다. 여기서 종속, 독립, 및 통제 변수의 관측연도 설정, 고정효과의 통제 및 유의성 검정에서의 군집표준오차 사용은 앞의 <표 6>에서와 동일하다.
<표 8>에서 보고되고 있는 분석 결과는 전반적으로 앞에서 살펴본 단변량 분석에서의 결과와 일관된다. 모형 (1)에서 (4)까지에서는 지배구조 점수를 표시하는 High Gov 변수 또는 Gov 변수의 계수추정치가 통계적으로 유의한 양의 값을 보이고 있다. High Gov 변수의 계수추정치는 지배구조 점수가 높은 그룹의 CAR 평균값이 낮은 그룹보다 1.834% 또는 1.848% 높다는 것을 의미하는데 동 수치는 단변량 분석에서의 두 그룹의 CAR 평균값 차이 1.881%와 유사한 수준이다.27) 또한 지배구조 평가점수 변수의 계수추정치는 대응되는 자사주 매입 공시에서의 계수추정치보다 3배 또는 4배 이상 큰 값을 가지고 있는 것으로 나타났다.28) Gov 변수의 계수추정치는 지배구조 점수가 1점 증가할 때 CAR 평균값이 약 0.89% 정도 증가함을 보여주는데 이는 상당한 수준의 경제적 유의성(economic significance)인 것으로 생각된다. 지배구조 평가 점수 변수의 계수추정치는 자사주 보유비중의 통제 여부에 영향받지 않는 것으로 나타나고 있으며, 자사주 보유 비중 변수 Treasury의 계수추정치는 통계적으로 유의하지 않았다. 한편 지배구조 점수와 자사주 보유비중의 교호항(interaction term)을 추가한 모형 (5) 및 (6)에서는 자사주 보유비중 변수와 교호항의 계수추정치 모두가 통계적으로 유의하지 않았다.29)
<표 8>
기업 지배구조와 자사주 처분 공시의 누적 비정상수익률: 다변량 분석
이 표는 본 연구의 분석 표본인 197개의 자사주 처분 공시를 대상으로 추정된 누적 비정상수익률(cumulative abnormal returns; CAR)에 대한 다변량 회귀분석 결과를 보여주고 있다. 자사주 처분 공시는 2013년에서 2021년까지의 기간 중에 한국거래소의 유가증권시장에 상장된 기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 지배구조 평가등급이 부여된 기업이 실시한 자사주 처분 공시이며, 공시일은 한국거래소 상장공시시스템 (KIND)에서 입수하였다. 회귀모형의 종속변수는 %단위로 표시된 자사주 처분 공시의 누적 비정상수익률 CAR(-10,10)이며, 독립변수는 기업의 지배구조 평가점수인 Gov 변수이다. High Gov 및 High Treasury 변수는 Gov 및 Treasury 변수의 값이 각 연도의 중앙값보다 크면 1 아니면 0의 값을 가지는 가변수(dummy variable)이다. 회귀모형의 추정에서 종속변수는 t 연도에 관측된 값을, 독립변수 및 통제변수는 모두 t-1 연도에 관측된 값을 사용하였다. 업종 가변수 및 연도 가변수를 이용하여 업종 고정효과(industry fixed effect) 및 연도 고정효과(year fixed effect)를 통제하였으며, 추정된 계수추정치의 유의성 검정에서는 동일 기업을 군집단위로 하는 군집표준오차(clustered standard error)를 사용하였다. 괄호 안의 수치는 계수추정치의 유의성 검정에서의 P-값을 표시한다. *, **, *** 는 계수추정치가 각각 10%, 5%, 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의함을 나타낸다. 업종 구분은 FnGuide의 WICS(Wise Industry Classification Standard) 대분류에 따른 것이다. 각 변수의 정의는 <표 1>에서 제시한 바와 같다.
4.3 강건성 검정
4.3.1 지배구조 평가점수와 주주환원 정책
본 논문의 실증분석에서 주된 역할을 하는 독립변수는 지배구조 평가점수이다. 그런데 여기서 한 가지 주의하여야 할 사항은 기업의 지급정책 또는 주주환원 정책(payout policy)이 해당 기업의 지배구조 점수에 영향을 미치는 경로의 가능성이다. 일반적으로 기업의 지배구조 평가는 기업 활동과 관련된 다양한 측면에 대한 평가 요소들로 구성되는데, 만일 주주환원 정책이 지배구조 평가에 반영이 된다면 양자 사이에 기계적인 연관성(mechanical association)이 발생할 가능성이 있다. 한국ESG기준원의 지배구조 평가지표는 4개의 대분류와 14개의 중분류로 구성되는데 이 중 두 번째 대분류인 주주권보호 아래의 3개의 중분류 중 두 번째 항목이 주주환원이다. 여기서 말하는 주주환원은 기업의 배당 지급과 자사주 매입을 모두 포함하는 것으로 알려져 있으나 기업의 주주환원 정책이 구체적으로 어떠한 방식으로 지배구조 평가등급에 반영되는지는 공개되지 않고 있는 상황이며, 평가등급을 구성하는 항목별 점수 역시 공개되지 않고 있다.
본 연구에서는 지배구조 평가점수와 주주환원 정책 사이의 기계적 연관성의 가능성을 간략하게라도 살펴보기 위해서 기업의 지배구조 점수와 현금 배당 정도 및 자사주 매입 정도 사이의 단순 상관관계를 확인하였다. 구체적으로는 기업 지배구조 평가점수인 Gov 변수와 현금 배당 정도를 표시하는 Div 변수, 그리고 자사주 매입 정도를 표시하는 Rep 변수 간의 상관계수를 살펴보았다. 분석 결과 Gov 변수와 Div 및 Rep 변수간의 상관계수는 각각 0.1894, 0.0597인 것으로 나타났으며 동 상관계수들은 모두 유의수준 1%에서 통계적으로 유의하였다. 한편 Div 변수와 Rep 변수간의 상관계수는 0.0889이며 역시 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의하였다. 추정된 상관계수들은 모두 높은 수준의 통계적인 유의성을 가지고 있으나 여기서 중요한 것은 그 절대값의 크기, 즉 두 변수간의 연관성의 강도이다. Gov 변수와 Div 변수간의 상관계수 0.1894는 그다지 강한 상관관계라고 하기는 어려운 수준이며, 특히 본 연구의 주된 분석 대상인 자사주 매입 변수 Rep와 Gov 변수간의 상관계수 0.0597은 사실상 0에 가까운 값이라고 할 수 있어 두 변수 사이의 기계적 연관성의 정도는 사실상 없거나 있더라도 매우 약한 수준에 불과하다고 할 수 있다. 이것은 배당 지급과 자사주 매입을 포함하는 주주환원 정책이 전체 지배구조 등급을 결정하는 14개의 항목 중 오직 하나임에 따라 지배구조 등급에 미치는 영향은 제한적이기 때문인 것으로 판단된다. 또한 <표 3>에서 사용한 실증 분석 모형에서 종속변수인 배당 지급과 자사주 매입 변수는 t 연도에 관측된 값을, 독립변수인 지배구조 등급은 t-1 연도에 관측된 값(lagged value)을 사용하고 있어 종속변수가 독립변수에 영향을 미치는 역의 인과관계(reversed causality) 문제를 어느 정도 완화할 수 있을 것으로 판단된다. 따라서 이러한 사항들을 종합적으로 고려할 때 이와 같은 변수간의 기계적 연관성의 가능성이 역의 인과관계 문제를 발생시켜 분석결과에 영향을 미쳤을 가능성은 우려할 정도로 크지는 않은 것으로 판단된다.
4.3.2 지배구조 평가등급과 평가점수
본 연구에서는 한국ESG기준원의 기업 지배구조 평가등급을 계량분석에 사용하기 위한 지배구조 평가점수로 전환하면서 A+, A, B+, B, C, 그리고 D의 지배구조 등급에 각각 8, 7, 6, 5, 3, 그리고 1의 점수를 부여하였다. 즉 A+, A, B+, B등급 사이에는 각각 1점의 점수 차이를 두고 B, C, D등급 사이에는 각각 2점의 점수 차이를 둔 것이다. 이것은 A 및 B 등급은 +등급과 +가 아닌 등급으로 세분되어 있지만 C 및 D 등급은 그렇지 않은 점을 고려하기 위한 것이다. 그러나 관점에 따라서는 이와 같은 평가점수 부여방식에 의문이 제기될 수도 있다. +등급과 +가 아닌 등급은 단순한 호칭의 문제일 뿐이며 6개의 등급 차이의 점수 차이가 모두 동일한 형태로 평가 점수를 부여해야 한다는 것이다. 여기서는 이러한 견해를 고려하기 위하여 지배구조 평가등급을 평가점수로 변환하는 방식에 따라 본 연구의 실증분석 결과가 크게 영향을 받는지를 살펴보았다. 구체적으로는 모든 평가등급 차이에 동일한 1점의 점수 차이를 두어 변환한 후 실증분석을 다시 수행하였다. 이것은 다시 말하자면 지배구조 등급 변수에서 현재 사용하고 있는 비선형적 점수 체계가 분석결과에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 선형적 점수 체계를 사용하는 경우의 분석 결과를 확인하는 것이라 할 수 있다. 추가 분석 결과, 평가등급 사이의 점수차가 모두 동일한 경우에도 본 연구의 중요 실증분석 결과는 기존의 결과와 질적으로 유사한(qualitatively similar) 것으로 나타났다.30)
4.3.3 대안적인 사건기간의 사용
본 연구에서는 자사주 매입 및 처분 공시에 대한 누적 비정상수익률(CAR)의 사건기간(event window)으로 사건일 전후 10일간의 기간을 사용하고 있다. 여기서는 이와 같은 사건기간의 선택이 분석결과에 영향을 미치게 될 가능성을 살펴보기 위하여 3가지의 대안적인 사건기간을 사용하여 추가 분석을 실시하였다. 구체적으로는 기존의 CAR(-10,10) 대신 CAR(-5,5), CAR(-3,3), 그리고 CAR(-1,1)을 종속변수로 하여 <표 6> 및 <표 8>의 분석을 다시 실시하였다. 분석 결과는 기존의 결과와 질적으로 유사한(qualitatively similar) 것으로 나타났으며, 이는 본 연구에서 사용한 사건기간의 선택에 특별한 문제점이 없음을 보여주고 있다.31)
4.3.4 추가적인 통제변수의 사용
여기서는 한국 시장의 특수성을 고려하기 위한 통제변수를 추가하여 실증 분석 결과의 강건성을 검증하고자 한다. 한국 시장의 특수성으로 항상 언급되는 것이 바로 대규모 기업집단의 존재와 지배주주와 일반주주 사이의 대리인 문제이다. 이를 고려하기 위하여 본 연구에서는 주요 실증 분석인 <표 3>, <표 6>, 그리고 <표 8>의 분석에 대규모 기업집단 소속여부를 표시하는 가변수(dummy variable)와 지배주주 지분율 변수를 통제변수에 추가하여 다시 분석을 수행하였다. 분석 결과는 기존 분석 결과와 질적으로 유사한 것으로(qualitatively similar) 나타나고 있으며, 이는 본 논문의 분석 결과의 강건성을 다시 한번 확인하여 주는 것이라 할 수 있다.32)
5. 결론
본 연구에서는 2013년에서 2021년까지의 자료기간을 대상으로 한국의 상장기업에서 기업 지배구조가 지급정책 또는 주주환원 정책, 그 중에서도 자사주 매입 정책에 미치는 영향에 대한 실증분석을 수행하고, 이를 바탕으로 우리나라 시장에서 자사주 매입이 가지고 있는 독특한 의미에 대하여 살펴보았다. 구체적으로는 한국거래소 유가증권시장 상장기업 중 금융업종이 아니며 한국ESG기준원의 기업 지배구조 평가등급을 가지고 있는 기업들에서 지배구조 평가등급이 현금 배당과 자사주 매입에 미치는 영향, 그리고 자사주 매입 및 처분 공시에 대한 시장반응을 분석하였다. 본 연구의 실증분석 결과를 요약하면 아래와 같다. 첫 번째, 기업의 지배구조 평가등급이 높을수록 배당 정도는 증가하지만 자사주 매입 정도는 감소한다. 두 번째, 지배구조 평가등급이 높을수록 자사주 매입의 공시효과가 더 높은 것으로 나타난다. 세 번째, 지배구조 평가등급이 낮을수록 자사주 처분의 공시효과가 더 낮은 것으로 나타난다. 이러한 분석 결과는 한국 시장에서의 자사주 매입이 어느 정도는 주주환원이라는 원래의 목적이 아닌 기존 지배주주의 경영권 보호 목적을 위하여 사용되고 있음을 시사하는 것이며, 관련된 기존 연구인 Kim and Lim(2017) 및 Kim and Im(2022)의 결과와 일관되는 것이라 할 수 있다.
앞에서도 언급한 바와 같이 이러한 실증 결과는 자사주 매입과 관련된 제반 제도의 보완 필요성을 뒷받침하여 준다. 자사주 매입이 원래의 목적이 아닌 지배주주의 경영권 보호를 위해 활용되는 것을 방지하기 위해서는 자사주 소각 비중 증대, 자사주 처분시 처분 방식에 대한 제한 부여, 자사주 관련 공시제도의 정비 등을 포함하는 관련 실무 및 제도의 개선에 관한 논의가 이루어져야 할 것으로 판단된다.
본 연구의 한계점으로는 자료상의 몇 가지 제약 사항들을 들 수 있다. 우선 자사주 처분 공시의 경우 관측치 수가 작을 뿐만 아니라 자사주 처분의 세부적인 형태 분류에 대한 자료 입수가 어려운 상황임에 따라 이를 고려한 좀 더 세밀한 분석이 수행되지 못하였다. 또한 자사주 소각의 경우는 본 연구의 주된 주제와 약간 벗어나 있는데다 관련 공시 자료의 입수가 쉽지 않은 상황임에 따라 실증분석에서 다루지 못하였다. 이러한 한계점은 향후의 추가 연구에서 좀 더 장기의 표본기간 사용 및 추가적인 자료 출처의 발굴을 통하여 보완될 필요가 있다고 하겠다. 또한 본 연구에서는 기업의 전반적인 지배구조의 효과성을 측정하는 지배구조 등급을 독립변수로 사용함에 따라 기업의 소유구조 및 이사회의 구성 등 지배주주의 경영권 방어와 직접적으로 관련된 개별 변수의 영향은 살펴보지 못하고 있다. 이러한 점은 본 연구의 실증 결과를 바탕으로 분석 대상을 확장하는 향후의 추가 연구에서 다루어져야 할 것이다.
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