1. 서론
우리나라 금융산업의 대형화 및 겸업화 확대에 따라 금융그룹의 수와 규모가 증가하고 있다. 금융그룹은 공동지배하에 있는 2개 이상의 금융회사로 이루어진 기업집단을 말하는데 은행업, 보험업, 금투업 중 2개 이상의 금융업권에 걸쳐 영위하는 복합금융그룹과 특정 금융업권 이외의 비중이 전혀 없거나 미미한 동종금융그룹으로 나눌 수 있다.1) 2000년 금융지주회사법이 제정된 이후 금융지주회사, 특히 은행 중심의 은행지주회사는 보험사 등을 인수합병 등의 방법으로 그룹에 편입시켜2) 비은행 부분을 계속 확대해왔다. 반면, 은산분리에 따라 은행업 진출이 제한되어 있는 산업자본은 보험업 등을 중심으로 한 금융그룹을 형성해 왔다.3) 금융그룹화는 이종 금융회사간의 결합 형태인 복합금융그룹화를 통해 주로 진전되어 왔다고 할 수 있다. 따라서 우리나라의 보험업권은 단독(stand-alone)으로 존재하는 보험사뿐 아니라 금융지주그룹에 소속된 보험사와 대기업집단(산업자본)인 금산결합금융그룹에 소속된 보험사가 다수 존재하고 있다.
그간 실무는 물론이고 학계에서는 복합금융그룹화가 소속 금융회사의 경영성과 및 부실위험 등에 영향을 미치는지 여부뿐 아니라 금융지주, 금산결합 등 금융회사가 소속된 복합금융그룹의 유형에 따른 영향이 다른지에 대한 관심이 커져왔다. 그러나 높은 관심에도 불구하고 아직까지 관련 연구는 상대적으로 소수이고, 복합금융그룹화의 영향에 대해서 긍정적 견해와 부정적 견해가 혼재되어 있는 실정이다. 규모 및 범위의 경제효과에 따른 비용절감, 수익안정 등의 시너지 발생과 효율적인 위험분산이라는 이득이 발생할 수 있다는 견해도 있으나, 주주의 유인구조 왜곡 등에 의해 공격적인 자산운용 등 위험을 추구하는 경우 부실위험이 오히려 증가할 수 있으며, 그룹 내 한 쪽의 경영부실이 다른 쪽으로 파급되어 경영상의 부실위험이 증폭되는 부정적 효과에 대한 견해도 존재하고 있다. 또한 금융지주회사법 등에 따라 그룹차원의 엄격한 감독이 이미 적용되고 있는 금융지주그룹에 비해 상대적으로 완화된 규제 하에 있는 금산결합금융 그룹 간에 규제차이가 현존하는 상황에서, 그룹유형에 따른 경영성과 및 부실위험이 다른지를 실증적으로 분석하는 것은 은산분리 관점에서도 매우 중요하다. 은산분리를 주장하는 기저에는 산업자본에 속하는 금산결합금융그룹은 계열사와의 시너지 창출도 가능하지만 그룹내 출자 등을 통한 위험전이로 부실위험이 더 커질 수 있다는 우려가 있기 때문이다. 앞서 언급하였듯이 우리나라는 이미 산업자본의 비은행금융회사에 대한 소유가 허용되어 있기 때문에 그간 산업자본 소유에 따른 부정적 영향을 줄이기 위한 방향으로 정책이 시행되어 왔다. 최근 금산결합금융그룹에 대해 그룹차원의 추가적인 금융위험을 감독하고자 하는 금융그룹통합감독방안의 도입이 추진되고 있는 것도 이러한 부정적 영향을 줄이고 금융부문의 건전성을 유지하는데 목적이 있다고 판단된다.
본 연구는 우리나라에서 영업하고 있는 생명보험사, 손해보험사를 대상으로 복합금융그룹 소속 여부와 금융지주, 금산결합으로 대별될 수 있는 복합금융그룹의 유형에 따른 금융회사의 경영성과 및 부실위험에 대한 관계를 분석하고자 한다.4) 금융산업의 경쟁이 날로 심화되는 가운데 규모 및 범위의 경제효과를 획득하고자 하는 금융회사들의 복합금융그룹 형성 유인은 점증하여 왔다. 그러나 복합금융그룹은 개별 금융회사의 경영과는 상이한 리스크를 포함하고 있고 전체 경제에 미칠 수 있는 파급효과도 큰 점을 고려하면, 복합금융그룹 소속 여부와 금융회사의 경영성과 및 리스크 간의 관계를 살펴보는 것은 금융회사의 건전성을 상시적으로 평가하고 위험을 조기인식하고자 하는 금융당국 등에게 가치 있는 일이라 판단된다. 이는 금융감독의 궁극적 목적이 금융안정성 제고 및 금융회사의 지급불능위험 등으로 부터의 소비자보호에 있다는 측면에서도 매우 중요하다. 한편 보험업권을 대상으로 본 연구가 이루어지는 것은 앞서 언급 하였듯이 은행뿐만 아니라 산업자본이 주로 보험사와의 결합을 통해 금융그룹화가 진행되었기 때문에 보험업권이 은행, 저축은행 등 타 업권에 비해 단독으로 존재하는 금융회사뿐 아니라 금융지주·금산결합금융그룹에 소속된 금융회사가 비교적 고르게 존재하여 본 분석의 취지에 가잘 잘 부합하는 대상이라 판단하는데 있다.5) 은행계 금융지주회사는 저금리 등으로 인한 은행부문 수익성의 한계가 존재하는 상황에서 포트폴리오 다양화 및 비은행 부문 이익을 확대하는 차원의 인수합병(M&A)을 통해 보험회사를 그룹에 편입시켜 왔다. 한편 우리나라 금융법상 은행에 대해서는 산업자본의 소유제한이 있으나 은행이외 금융회사에 대한 산업자본의 소유 제한은 없는 상황에서 대규모 기업집단은 보험 등의 비은행금융회사를 많이 소유하고 있다. 특히 보험사는 보험계약자를 통한 자금조달 등에서의 우위를 바탕으로 계열사 출자 등 기업지배구조 구축 및 경쟁력을 확보하고자 하는 산업자본에 의해 많은 소유가 이루어져 왔다. 최근 금융의 겸업화 진전에 따라 은행, 보험, 증권 간의 산업특성 차이가 줄어들고 있으나 은행은 물론이고 보험사는 증권사에 비해 금융소비자 보호 등 경제전체에 미칠 수 있는 외부효과가 더 크다는 점에서도6) 복합금융그룹 소속 여부와 보험회사의 경영성과 및 부실위험 간의 관계를 분석하는 것은 중요하다고 판단된다.
본 연구와 관련한 선행연구를 살펴보면7), 국내에서의 그룹화와 관련된 연구는 주로 대기업 집단을 중심으로 비금융회사를 대상으로 수행되었으며 상대적으로 금융산업을 대상으로 한 연구는 많지 않은 상황에 있다. 특히 재벌로도 불리는 금산결합금융그룹은 우리나라에 존재하는 특수한 산업조직형태에 해당되어 직접적으로 본 연구의 주제와 관련된 해외문헌도 찾기 어렵고, 해외에서는 주로 복합금융그룹과는 별개로 은행 등 개별 금융회사의 대형화와 사업다각화에 초점을 둔 연구가 많이 이루어졌다.
대표적인 국내 연구로서8) Hahm and Kim(2006)은 1992년부터 2003년까지의 국내 금융회사 들의 금융그룹화가 그룹소속 개별 금융회사의 경영위험에 미치는 영향을 분석하였다. 분석결과, 외환위기 이후 독립 금융회사와 비교하여 금융그룹 소속 금융회사의 도산위험이 대체로 낮은 것으로 나타나며 겸업화효과에 비해 대형화효과에 의한 수익성 및 변동성 개선효과가 유의하게 나타나고 있다고 보고하였다. 그리고 Park et al.(2009a)은 2003년부터 2006년까지의 국내 복합금융그룹 및 개별금융회사의 분기별 재무자료를 이용하여 복합금융그룹화가 해당 그룹소속 개별금융회사의 부실위험에 미치는 영향을 분석하였다. 분석결과, 단변량 비교에서는 복합금융그룹 소속 금융회사들의 부실위험이 비금융그룹 금융회사들에 비해 유의적으로 낮게 나타나지만, 부실위험에 영향을 미치는 다른 요인들의 효과를 통제하는 다변량 분석에서는 개별금융회사의 그룹소속 여부는 해당금융회사의 부실위험에 부정적 영향을 미치며 이러한 부정적 영향은 해당 복합금융그룹의 대형화 및 다각화 특성으로 인해 다소 완화되는 결과를 보고하고 있다. 한편 Park et al.(2009b)은 2003년부터 2007년까지의 국내 복합금융그룹 및 개별금융회사의 기업가치 측도를 이용하여 복합금융그룹화가 해당금융그룹 및 소속 금융회사들의 기업가치에 미치는 영향을 분석하고 이를 통해 복합금융그룹화의 할증 또는 할인이 존재하는지를 검증하였다. 분석결과, 개별상장금융회사 표본의 경우 복합금융그룹화가 소속금융회사의 기업가치에 미치는 영향은 대체로 부정적이지만 이러한 부정적 효과는 해당 그룹의 규모가 크거나 다각화가 잘된 경우 완화되는 것으로 나타난다고 주장하였다. 그러나 비상장금융회사까지 포함할 경우에는 복합금융그룹화의 효과는 매우 미미하거나 유의하지 않고 업종별로도 차이가 있다는 결과를 제시하고 있다. 그리고 최근에 저축은행을 대상으로 복합금융그룹화의 효과를 검증한 Bae(2018)은 복합금융그룹 소속 저축은행과 비금융그룹 소속 저축은행의 수익성과 영업효율성에 차이가 있으며, 수익다각화가 복합금융그룹 형태로 이루어질 경우 소속 저축은행의 총자산순이익률이 증가하고 총자산 대비 영업비용이 감소한다는 결과를 제시하고 있다.
해외연구로서는 복합금융그룹과 직접 관련된 실증적 연구결과 보다는 은행 등 개별금융회사의 대형화 및 수익구조 변화에 따른 겸업화가 금융회사의 경영성과 및 리스크에 미치는 영향을 분석한 기존문헌을 참고할 수 있다. Berger et al.(1999)은 은행이 대형화될수록 자산이 오히려 공격적으로 구성되고, 겸업화가 진전될수록 대리문제가 심화되어 금융회사의 위험이 높아질 수 있다고 주장한다. De Nicolo(2000)는 21개국 은행자료를 이용한 분석에서 대형은행의 도산위험이 소형은행에 비해 상대적으로 높으며, 이는 은행이 대형화될수록 도덕적 해이에 따른 위험추구행위가 증가하여 규모의 경제 등을 통한 위험감축효과가 상쇄되기 때문이라는 결과를 보고하고 있다. DeYoung and Roland(2001)는 1988년부터 1995년까지의 미국 상업은행에 대한 분석에서 수수료기반의 영업활동이 증가할수록 은행수익의 변동성이 커지는 결과를 보고하고 있다. 그들은 겸업화에 따라 은행의 리스크가 증가되는 이유에 대해 비이자수익이 이자수익보다 큰 변동성을 가지며, 감독기관이 비이자 수익행위에 대해서는 자본유지를 요구하지 않기 때문에 높은 수준의 레버리지가 가능해 수익의 변동성이 커지는 점을 지적하고 있다. 그리고 Stiroh(2004)는 1984년부터 2001년까지의 미국 은행들의 자료를 이용한 분석을 통해 수수료기반의 비이자수익업무가 증가할수록 순이자수익과 상대적으로 변동성이 높은 비이자수익 간의 상관관계가 높아져 겸업화에 따른 위험분산효과가 감소하는 결과를 보고하고 있다. 그리고 Stiroh and Rumble(2006)는 미국 금융지주회사를 대상으로 한 분석을 통해 비이자업무 증가 등의 수익다각화가 오히려 위험을 더욱 증가시키고 있다는 결과를 제시하였다. 기업가치에 대한 은행의 다각화효과를 검증한 Laeven and Levine(2007)의 분석에서는 다각화된 업무를 하는 금융회사의 기업가치는 개별업무를 각각 전문화하여 발생하는 기업가치보다 낮다는 결과를 제시하고 있다. 한편 Cumming and Hirtle(2001)는 위험전이 등으로 인해 복합금융그룹 및 소속 금융회사의 위험이 증가할 수 있다고 주장하고 있다. 그들은 복합금융그룹은 하나의 결합체라는 인식이 강하기 때문에 그룹 내 개별 금융회사가 경영위기에 처할 경우 그룹 전체의 안전성 및 건전성에 영향을 미친다는 주장을 제기하고 있다.
본 연구는 2013년 1월부터 2018년 12월까지 국내 보험회사의 분기별 패널데이터를 이용하여 복합금융그룹 소속 여부뿐 아니라 소속 유형과 보험회사의 ROA 등 경영성과, Z-Score로 측정된 부실위험 등 리스크 간의 관계를 분석하고 있다. 우선, 성향점수매칭(PSM) 기법을 이용하여 단독(stand-alone) 보험사와 복합금융그룹 소속 보험사 간, 금융지주그룹 소속 보험사와 금산 결합금융그룹 소속 보험사 간 매치한 후 단변량 차이분석을 실시한다. 이후 다변량 선형회귀분석 모형, Heckman(1979) two-stage 회귀분석모형을 이용하여 보험업권의 대표적인 재무특성 변수와 거시경제변수 등 여러 변수를 통제한 상태에서 복합금융그룹 소속 여부뿐 아니라 소속그룹의 유형에 따른 보험회사의 경영성과 및 리스크에 대한 관계를 살펴본다.
분석결과를 요약하면, 첫째, 복합금융그룹에 소속됨에 따른 보험사의 수익성 및 단순자기자본 비율은 단독으로 존재하는 보험사에 비해 유의하게 낮고 수익변동성 및 부실위험은 유의하게 높은 것으로 나타나고 있다. 둘째, 금융지주그룹에 비해 금산결합금융그룹에 소속됨에 따른 보험사의 수익성, 수익변동성, 부실위험에 대한 통계적으로 유의한 부정적 관계가 더 강하게 나타난다. 마지막으로 이러한 관계는 금산결합금융그룹에 소속된 보험사가 보유하고 있는 계열사 출자주식이 부정적으로 작용한데서 비롯되는 것으로 분석되고 있다. 보험사의 계열사 출자 지분 확대는 계열사의 경영실적 변동이 전이되어 보험사의 수익변동을 높이고 결과적으로 Z-Score로 측정되는 부실위험을 증가시킬 수 있는 것으로 판단된다.
본 논문의 구성은 다음과 같다. 서론에 이어 제 2장에서는 분석자료와 연구모형에 대해 기술한다. 제 3장에서는 실증분석 결과를 제시한 후 끝으로 제 4장에서 결론을 제시한다.
2. 연구 자료 및 설계
2.1 연구자료
본 연구의 분석대상은 2013년부터 2018년까지의 기간 중에 우리나라에서 영업하고 있는 생명보험 22개사와 손해보험 15개사 등 총 37개 보험사이다. 분석대상 보험사는 <표 1>에 제시된 바와 같이 우선 복합금융그룹 소속 여부에 따라 단독(stand-alone) 보험사와 복합금융그룹 소속 보험사로 구분하고, 복합금융그룹 소속 보험사는 복합금융그룹의 유형에 따라 금융지주그룹 소속 보험사와 금산결합금융그룹 소속 보험사로 구분한다.9) <표 2>는 2018년 12월 말 기준 보험업권의 주요 복합금융그룹 현황을 보여주고 있다. 다수의 보험사가 금융지주그룹과 금산결합 금융그룹에 비교적 균등하게 분포되어 있는 것을 확인할 수 있다.
<표 1>
연구표본
<표 2>
보험업권의 주요 복합금융그룹
표 안의 내용은 각 사의 사업보고서를 기초로 작성된 자료로서, 기준시점은 2018년 12월 말임. 소속회사에서 금융지주그룹은 소속 자·손자·증손회사 기준이며, 금융지주그룹의 경우 지분율 제한이 없는 경영참여형 사모투자전문회사(PEF)가 손자회사로 다수 포함되어 있음. 금산결합금융그룹의 소속회사는 동일인이 단독으로 또는 동일인관련자(배우자, 6촌 이내의 혈족, 4촌 이내의 인척, 계열회사 등)와 합하여 당해 회사 발행주식(우선주 제외)의 30% 이상 지분을 소유하고 최다출자자이거나 지배적인 영향력을 행사하는 회사로서 계열사 편입대상 회사를 말함. 공정위 발표(2019년 5월 15일)에 따르면, <표 2>에 포함된 금산결합 금융그룹 중에서 동부는 공시대상기업집단(자산 5조 원 이상 10조 원 미만)에 해당되며, 나머지 기업집단은 자산 10조 원 이상의 상호출자제한기업집단에 해당됨.
분석자료 중 재무데이터는 예금보험공사의 경영정보시스템(FIAS)을 통해 개별 보험사가 금융감독원에 분기별로 제출하는 업무보고서 상의 세부 데이터를 활용하고 있다. 표본기간 중에 상장되어 있는 12개 보험사10)의 기업가치에 대한 관계를 분석하기 위해 FnGuide를 통해 주가 데이터를 수집하였으며, 기업가치의 대용변수로 일반적으로 사용되고 있는 Tobin’s Q를 계산하여 분석에 이용하였다.
앞서 언급하였듯이 본 연구는 단독, 금융지주·금산결합 그룹 등 상이한 유형의 존재형태에 따른 보험회사의 경영성과 및 부실위험에 대한 유의미한 통계적 관계를 실증적으로 검증하여 제시하는데 목적이 있다. 사실 금융그룹화를 살펴본 기존연구 결과는 긍정적 견해와 부정적 견해가 혼재되어 있어 단일 가설 설정을 통한 연구에 한계가 있다. 우리나라 금융회사의 겸업화와 대형화는 은행지주회사 위주의 그룹화를 통해 촉진되었으며, 규모와 범위의 경제 관점에서 은행의 사업구조를 분석하고 겸업화효과를 검증하는 연구(Wee, 2018; Lee et al., 2009 등)가 주로 이루어져 왔다. 주로 은행의 비은행업무 확대를 통한 그룹화로 시너지효과가 발생하여 비용이 감소하고 잠재고객층이 확대될 경우 수익성과 자본적정성이 개선되고 위험분산에 따른 리스크 감소가 이루어질 수 있다는 주장이 있다(Boyd et al., 1993; Saunders and Walter, 1994; Jung and Kang, 2006 등). 반면 오히려 자기자본확충에 소극적으로 대응함으로써 자기자본 비율에 부정적 영향이 나타나고(Demsetz and Strahan, 1997), 수익률 변동성이 증가하여(Kwan, 1998; DeYoung and Roland, 2001; Stiroh, 2004; Stiroh and Rumble, 2006) 부실위험을 높이는 등 오히려 리스크를 증대시킨다는 연구결과(Boyd and Graham, 1986)도 다수 존재하고 있다.
또한 산업자본(대규모기업집단)의 비은행 금융계열사 소유 및 경영에 대한 문제는 우리나라 금융정책에 매우 중요한 이슈이고, 기업집단 계열사 간 출자는 지배구조와 관련되어 큰 관심의 대상이 되어 왔음에도 불구하고 복합금융그룹 소속 여부뿐 아니라 유형에 따라 결과가 달리 나타나는지를 비교하여 분석한 실증연구는 많지 않다. 금융지주회사는 계열사에 대한 출자가 엄격히 제한되어 있는 반면 금산결합 소속 금융회사의 계열사에 대한 출자는 완화되어 있기 때문에 계열사 간 출자가 지배구조 강화를 위한 수단으로 이용될 수 있다. 또한 금산결합금융 그룹과는 달리 금융지주회사의 경우에는 계열기업 간에 차단벽을 설치하여 위험이전을 억제하고 연결원칙에 입각해 계열기업들을 연결하여 전체적인 위험을 규제하는 그룹단위의 연결감독 및 통합리스크 관리가 가능한 점도 차이점이다.11) 이와 같은 상황에서 재벌그룹계열 자산운용사와 여타 비그룹계열 자산운용사의 투자성과를 실증적으로 비교분석한 Park and Kim(2012)은 그룹계열 자산운용사는 계열사의 주가가 하락하는 경우에도 계열사에 대한 투자를 유지 또는 증가시키는 전략을 취한다는 연구결과를 제시하고 있다. 이러한 그룹계열 자산운용사의 투자 행태는 펀드 자체의 수익률 증진보다 계열그룹 전체의 수익률 증진을 고려하는 투자의사결정 으로서 자산배분의 왜곡현상을 초래한다고 주장한다. 위와 같은 논의에 근거하면 단독, 금융지주· 금산결합 그룹 등 상이한 유형의 존재형태에 따라 보험회사의 경영성과 및 부실위험에 유의미한 차이가 나타날 수 있으며, 이에 대한 검증은 이론적 영역을 넘어 실증적 분석을 통한 증거 제시가 중요할 수 있다. 또한 실증분석 결과는 실무와 학계의 간극을 줄이는데 일조할 수 있다고 판단된다.
2.2 연구설계
본 연구의 실증분석 방법은 단변량분석과 다변량 선형회귀분석의 두 단계로 구성되어 있다. 단변량분석에서는 성향점수매칭(propensity score matching) 기법12)을 이용하여 단독으로 존재하는 보험사와 복합금융그룹 소속 보험사간, 금융지주그룹 소속 보험사와 금산결합금융그룹 소속 보험사 간에 자산규모 공통특성이 가장 유사한 보험사들을 매치하여 재무특성변수의 평균과 중앙값이 유의한 차이를 보이는지를 t검정 및 wilcoxon검정을 통하여 분석한다. 그리고 다변량 선형회귀분석을 통해 수입보험료 증가율, 손해율, 부실자산비율 등 보험업권의 대표적인 재무특성변수와 자산의 규모 및 구성 관련 변수, 거시경제변수 등을 통제한 상태에서 소유지배 구조적 존재형태를 나타내는 복합금융그룹 소속 여부 및 소속 그룹의 유형에 따른 보험회사의 경영성과 및 리스크에 대한 관계를 추정하고자 한다. 이를 검증하기 위해 본 연구에서는 최소자승법(OLS: Ordinary Least Square)을 사용하였으며, 구체적인 모형은 다음과 같다.
식 (1)과 (2)에서 종속변수 Yi, t 는 보험회사의 경영성과 및 리스크를 나타내는 i의 t기 총자산 이익률(ROA), 자기자본이익률(ROE), 단순자기자본비율, 수익변동성(σ(ROA)), 지급여력 (Risk-Based Capital, RBC) 비율, 부실위험(Z-Score), Tobin’s Q(상장사 기업가치)를 각각 나타낸다. 설명변수 중에서 FCGi, t, FHCi, t, LBGi, t 는 본 연구의 관심변수로서 각각 복합금융 그룹(financial conglomerates group) 더미, 금융지주그룹(financial holding company) 더미, 금산결합금융그룹(large business group) 더미에 해당한다.13) 그리고 Xi, t 는 보험회사의 재무 특성변수, 거시경제변수이다. 개별 보험사의 재무특성변수로는 보험회사의 성장성을 나타내는 수입보험료 증가율14), 손익 등 보험회사의 경영성과와 재무건전성 등에 대한 주요 리스크 팩터로서 손해율, 부실자산비율, 사업비비율 변수를 사용한다. 또한 ln(총자산) 변수를 추가하여 자산규모의 효과를 통제하며, 보험영업수익과 투자영업수익으로 구성되는 보험회사의 총영업수익에서 보험영업수익이 차지하는 비중인 보험영업비중 변수를 추가한다. 또한 보험금 지급 요청 등에 대비하기 위한 보험회사의 적정 유동성 자산의 확보 수준을 나타내는 유동성비율 변수를 포함한다. 거시경제변수로는 보험회사의 경영성과가 시장이자율의 변화에 따라 큰 영향을 받는 점을 고려하여 금리변수인 3년 국채수익률을 사용하고 있다.15) ϵi, t 는 오차항을 나타낸다. 본 연구에서 사용되는 변수들의 구체적인 내용 및 측정방법은 <표 3>과 같이 정리하여 제시한다.
<표 3>
변수의 정의 및 측정방법
<표 3>
변수의 정의 및 측정방법(계속)
또한 본 연구 결과의 강건성을 검증하기 위해 OLS분석 외에 두 가지 측면에서의 추가 분석을 실시한다. 우선 보험회사의 복합금융그룹 소속 여부가 비임의적(non-random)인 선택에 따른 결과라면 추정량에 자기선택편의(self-selection bias) 문제가 나타날 수 있다. 본 연구는 이러한 비임의성으로 나타날 수 있는 선택편의 문제를 보정하기 위해 Heckman(1979)의 two-stage 회귀분석모형을 이용하여 추가 분석한다. Heckman 모형으로 1단계에서 선택방정식을 이용하여 복합금융그룹 소속확률을 추정하고 2단계에서는 추정한 복합금융그룹 소속확률을 고려하여 보험회사의 경영성과 및 부실위험에 대해 분석함으로써 표본선택 편의를 통제하게 된다. OLS분석모형과 Heckman분석모형의 차이는 1단계 프로빗모형에서 계산된 자기선택편의에의 영향을 나타내는 IMR(Inverse of Mill’s Ratio)이 2단계의 OLS에 독립변수로 포함되어 있다는 것이다. 또한 OLS모형의 표준오차는 잔차가 iid(independent and identically distributed)인 경우에 일치추정량을 제시한다는 측면에서, 본 연구는 Petersen(2009), Thompson(2011), Cameron et al.(2011)이 제안한 군집표준오차 등을 추가적으로 계산하여 확인함으로써 본 연구결과의 강건성을 확보하고자 한다.
(3)
여기서 ILEP(Insurance Licence Elapsed Period)는 보험업 허가일로부터 매 분기까지의 경과기간을 나타내며 복합금융그룹(FCG·FHC·LBG)에 소속될 확률을 설명하는 변수로 사용 한다.16) <표 4>는 본 연구에서 사용되어지는 주요 변수에 대한 기초통계량을 보여주고 있다. 표본기간 동안의 전체 보험회사 샘플에 대하여 각 변수의 평균, 중앙값, 표준편차, 최소값, 최대값을 보여줄 뿐만 아니라, 복합금융그룹 소속 여부 및 금융지주, 금산결합 등 소속 그룹의 유형에 따른 각 변수의 기초통계량도 제시해 주고 있다. 변수들 간의 상관관계 분석결과는 <표 5>에 제시되어 있는데, 변수들 사이의 상관계수가 다중공선성(multicollinearity)을 발생시킬 만큼 높지는 않은 것으로 나타나고 있다.
<표 4>
기초통계량
<표 4>
기초통계량(계속)
<표 4>
기초통계량(계속)
<표 5>
피어슨 상관계수
*, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 의미.
3. 실증분석 결과
3.1 단변량 차이분석
우선 복합금융그룹화 여부 및 그룹화유형에 따라 보험회사의 경영성과와 부실위험 등이 다른지를 검증하기 위한 과정으로 보험사의 재무특성변수 등에 대한 차이분석을 실시한다. <표 6>은 성향점수매칭(propensity score matching) 기법을 이용하여 단독으로 존재하는 보험사와 복합금융그룹 소속 보험사간, 금융지주그룹 소속 보험사와 금산결합금융그룹 소속 보험사 간에 자산규모 공통특성이 가장 유사한 보험사들을 매치하여 주요 재무변수의 평균과 중앙값 차이에 대해 통계적으로 분석한 결과를 제시하고 있다.
<표 6>
차이 분석
이 표에서 Panel A는 단독으로 존재하는 보험사와 복합금융그룹 소속 보험사간, Panel B는 금융지주그룹 소속 보험사와 금산결합금융그룹 소속 보험사 간에 주요 재무변수의 평균과 중앙값을 제시하고 두 그룹간의 차이를 검정하고 있다. 성향점수매칭(propensity score matching) 기법을 이용하여 자산규모 공통특성이 가장 유사한 보험사들을 매치하여 분석한다. 차이분석은 각 재무변수에 대한 두 그룹간의 평균의 차이(t 검정)와 중앙값 차이(wilcoxon rank sum 검정)에 대한 검정결과이다. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 의미한다.
<표 6>의 분석결과에서 패널 A의 복합금융그룹 소속 여부에 따른 결과를 자세히 살펴보면, 복합금융그룹 소속 보험사는 단독으로 존재하는 보험사에 비해 ROA, ROE 등 수익성 뿐 아니라 단순자기자본비율과 지급여력(Risk-Based Capital, RBC) 비율 등 자본적정성이 모두 통계적 으로 매우 유의한 수준에서 상대적으로 더 낮은 평균값과 중앙값을 보여주고 있다. 또한 복합금융 그룹 소속 보험사는 손익 등 경영성과에 부정적 영향을 줄 수 있는 사업비비율에서는 상대적으로 더 낮은 수준에 있으나, 손해율과 부실자산비율은 상대적으로 더 높은 수준에 있는 것을 보여준다. 다만, 수익성에는 부정적으로 작용할 수 있지만 보험금 지급 요청 등에 대비하기 위한 적정 유동성 자산의 확보 수준을 나타내는 유동성비율은 복합금융그룹 소속 보험사가 통계적으로 유의한 수준에서 더 높게 나타나고 있다. 한편 성장성을 나타내는 수입보험료 증가율과 부실위험을 나타내는 Z-Score17)값은 두 그룹 간에 유의한 차이가 나타나고 있지 않다. 마지막으로, 수익률 변동위험을 나타내는 σ(ROA) 에 대한 평균값과 중앙값 차이 결과는 일관되지 않지만 평균차이 결과만을 보면 복합금융그룹 소속 보험사의 수익률 변동위험이 유의하게 더 큰 것을 보여주고 있다.
<표 6>의 패널 B에서는 보험회사가 소속된 복합금융그룹의 유형에 따라 구분된 결과를 보여주고 있다. 우선 금산결합금융그룹 소속 보험사가 금융지주그룹 소속 보험사에 비해 ROA, ROE 등 수익성은 유의하게 더 낮으나, 단순자기자본비율과 RBC 비율 등 자본적정성은 유의하게 더 높은 것을 알 수 있다. 수익률 변동위험을 나타내는 σ(ROA) 의 경우 금산결합금융그룹 소속 보험사가 금융지주그룹 소속 보험사에 비해 상대적으로 유의하게 큰 것으로 나타나고 있다. 이는 금산결합금융그룹 소속 보험사가 앞서 언급한 RBC 비율 등 자본적정성이 비록 상대적으로 더 높다 하더라도 ROA 등 수익성이 상대적으로 더 낮고, 수익률의 변동위험 (σ(ROA)) 은 상대적으로 더 높다면 부실위험 측정치인 Z-Score(= ROA+단순자기자본비율/ σ(ROA)는 더 부정적일 거라는 예측을 가능하게 한다. 실제 Z-Score에 대한 평균 및 중앙값 차이분석 결과는 1% 수준에서 통계적으로 매우 유의하게 금산결합금융그룹 소속 보험사가 더 낮아 경영위험은 더 높을 수 있음을 보여준다. 한편 보험회사의 경영성과에 대한 주요 리스크 팩터로서 다른 재무변수를 살펴보면, 금산결합금융그룹 소속 보험사가 수입보험료 증가율이 더 높아 성장성이 우세하지만, 손익 등에 부정적인 부실자산비율 및 사업비비율은 더 높게 나타나고 있다. 손해율과 유동성비율의 경우는 두 그룹 간에 유의한 차이가 없는 것으로 나타난다. 보험영업수익과 투자영업 수익으로 구성되는 보험회사의 총영업수익에서 보험영업수익이 차지하는 비중인 보험영업비중 에서는 금산결합금융그룹 소속 보험사가 유의하게 더 낮아, 금융지주그룹 소속 보험사에 비해 상대적으로 유가증권 보유 등에 따른 투자수익의 비중이 더 높다는 것을 알 수 있다. 이는 금산결합금융그룹의 특성을 나타내는 변수 중의 하나인 관계종속기업 투자주식액,18) 관계종속 기업 투자주식비중, 관계종속기업 투자주식 관련손익에서도 확인할 수 있다. 이들 변수 모두에서 금산결합금융그룹 소속 보험사가 금융지주그룹 소속 보험사에 비해 통계적으로 유의하게 더 높은 수준에 있는 것으로 나타나고 있다. 그러나 이상의 단변량 차이분석 결과는 다른 여러 요인들의 효과를 통제하지 않은 결과라는 점에서 한계가 존재한다. 따라서 본 연구는 다변량 선형회귀분석을 통해 복합금융그룹 소속 여부에 따라 보험회사의 경영성과 및 리스크가 달리 나타나는지를 분석하여 제시하고자 한다.
3.2 다변량 선형회귀분석
앞 절에서는 PSM기법으로 매칭한 후 주요 재무변수의 평균과 중앙값 차이에 대한 t검정과 wilcoxon검정을 이용하여 분석한 결과, 단독으로 존재하는 보험사와 복합금융그룹 소속 보험사 간, 금융지주그룹 소속 보험사와 금산결합금융그룹 소속 보험사간 통계적으로 유의한 차이가 있음이 확인되었다. 물론 단변량 분석을 통해 결과를 확인하였더라도 다른 중요 변수들을 고려하지 않은 결과라는 점에서 추가적인 분석이 필요하다. 본 절에서는 다변량 선형회귀분석을 통해 이러한 변수들을 통제한 후 나타난 결과를 제시하고자 한다.
3.2.1 전체샘플에 대한 분석
<표 7>은 2013년부터 2018년까지인 본 연구의 분석대상 기간에 있어서 생명보험 22개사와 손해보험 15개사 등 총 37개 보험사가 포함된 전체샘플에 대해 복합금융그룹 소속 여부 및 소속 유형과 보험회사의 ROA, ROE, 자기자본비율, σ(ROA), RBC비율, 부실위험(Z-Score) 간의 관계를 분석한 결과를 제시하고 있다. 분석결과를 살펴보면, 수익성(ROA, ROE)과 자기 자본비율에 대한 추정모형 (1)에서 복합금융그룹 더미의 추정치가 음(-)의 유의한 값을 나타내고, 수익변동성 (σ(ROA)) 에 대해서는 양(+)의 유의한 값을 나타내지만 RBC비율과 Z-Score에 대해서는 통계적으로 유의하지 않은 결과를 보여주고 있다. 이러한 결과는 복합금융그룹에 소속된데 따른 보험회사의 존재형태와 경영성과 및 리스크 간에 통계적으로 유의한 부정적 관계가 성립할 수 있음을 보여준다.
<표 7>
OLS 추정결과
이 표는 2013년부터 2018년까지인 본 연구의 분석대상 기간에 있어서 생명보험 22개사와 손해보험 15개사 등 총 37개 보험사가 포함된 전체샘플에 대해 분석한 결과를 제시해 주고 있다. 보험업권의 대표적인 재무특성변수인 수입보험료 증가율, 손해율, 부실자산비율 등의 변수와 자산의 규모 및 구성 관련 변수, 거시경제변수 등을 통제한 상태에서 소유지배구조적 존재형태를 나타내는 복합금융그룹 소속 여부 및 소속 그룹의 유형과 보험회사의 경영성과 및 리스크 간의 관계를 최소자승법(OLS)을 사용하여 분석한 결과를 제시한다. 표 안의 값은 추정계수이며 괄호 안의 값은 t-value이다. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 의미한다.
<표 7>
OLS 추정결과(계속)
추정모형 (2)에서는 수익성(ROA, ROE)과 자기자본비율에 대해 금융지주그룹 더미와 금산 결합금융그룹 더미의 추정치가 모두 유의한 음(-)의 값을 보여주고 있지만 금산결합금융그룹 더미의 계수 절대값이 더 큰 것으로 나타나, 보험회사가 금산결합금융그룹에 소속된데 따른 결과가 더 부정적으로 나타나고 있음을 보여준다. 또한 재무건전성을 나타내는 RBC비율에 대해서는 금융지주그룹 더미는 유의한 음(-)의 값이나 금산결합금융그룹 더미는 유의한 양(+)의 값으로서 금융지주그룹에 소속되는 경우에 부정적 관계가 강하게 나타난다. 이는 바젤기준에 따라 은행 중심의 금융지주사가 계열 보험사에 출자하는 경우 감독기준 총자본에서 보험사 자본금은 일부만 인정돼 BIS비율이 하락하기 때문에 지주회사 차원의 증자 등에 한계가 있는 구조적 이유에 기인하는 것으로 판단된다. 수익변동성(σ(ROA))에 대해서는 금산결합 금융그룹 더미의 추정치가 유의한 양(+)의 값이며 부실위험 측정치인 Z-Score에 대해서는 금융지주그룹 더미의 추정치가 유의한 양(+)의 값으로 나타나 복합금융그룹 유형 중 금산 결합금융그룹에 소속되어 있을 경우 보험회사의 리스크에 대한 부정적 관계가 나타나는 것으로 판단된다.19)
한편 모형 (1)과 (2)에 포함된 다른 통제변수에 대한 추정결과를 살펴보면, 보험업권의 대표적인 재무특성변수인 수입보험료증가율, 손해율, 부실자산비율, 사업비비율의 추정치는 모두 유의한 음(-)의 값으로서 보험사의 경영성과 및 리스크에 대해 부정적 관계에 있는 것으로 분석되어 일반적인 예상에 부합하는 결과를 보여주고 있다. 보험사의 자산규모는 수익성 (ROA, ROE)과 부실위험(Z-Score)에 대해 유의한 양(+)의 추정치를 보여주는 반면 자기자본 비율, 수익변동성, RBC비율에 대해서는 유의한 음(-)의 추정치를 가지는 것으로 나타난다. 또한 보험영업비중과 유동성비율이 높을수록 보험사의 수익성과 자기자본비율은 유의하게 높아지는 것을 알 수 있다.
3.2.2 하위표본을 이용한 분석
위에서 살펴본 2013년부터 2018년까지인 본 연구의 전체표본기간을 대상으로 한 결과가 보험회사에 대해 연결재무제표기준으로 지급여력비율을 계산하도록 하는 기준이 적용되기 시작한 2016년 10월을 기점으로,20 전체표본기간을 2013년부터 2016년 9월까지의 기간과 2016년 12월부터 2018년까지로 구분한 하위표본기간에 대해서도 동일한지 여부를 확인하고자 한다. <표 8>에 제시된 분석결과에 따르면 전반적으로 전체표본기간을 대상으로 한 분석결과와 질적으로 유사함을 확인할 수 있었으며, 2016년 12월 이후 기간에서 그 전 기간에 비하여 수익성과 복합금융그룹 소속 여부 간의 부정적 관계가 더 강해지는 등 뚜렷한 차이가 나타나고 있다. 또한 2016년 12월 이후 기간에서 그 전 기간에 비하여 금산결합 소속 보험사가 금융지주 소속 보험사에 비하여 수익성과 부실위험에 대한 부정적 관계가 상대적으로 더 강해지는 결과도 제시해 주고 있다. 한편 수익변동성과의 관계를 추정한 결과에서는 복합금융그룹 더미와 금산결합 금융그룹 더미의 추정치가 모두 1% 수준에서 통계적으로 유의한 양(+)의 값으로 나타나고 있다. 이는 복합금융그룹화, 특히 금산결합금융그룹에 소속됨에 따른 수익변동성에 대한 부정적 관계가 더 강해지는 결과를 제시한 것으로 해석할 수 있다.
<표 8>
2016년 12월 전후 기간에 대한 OLS 추정결과
표는 2013년부터 2016년 9월까지의 기간과 2016년 12월부터 2018년까지로 구분한 하위표본기간에 대해서도 전체표본기간을 대상으로 한 분석과 동일한 결과가 유지되는지를 확인하기 위한 분석결과를 제시하고 있다. 보험업권의 대표적인 재무특성변수인 수입보험료 증가율, 손해율, 부실자산비율 등의 변수와 자산의 규모 및 구성 관련 변수, 거시경제변수 등을 통제한 상태에서 소유지배구조적 존재형태를 나타내는 복합금융그룹 소속 여부 및 소속 그룹의 유형과 보험회사의 경영성과 및 리스크 간의 관계를 최소자승법(OLS)을 사용하여 분석한 결과를 제시한다. 표 안의 값은 추정계수이며 괄호 안의 값은 t-value이다. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 의미한다
<표 8>
2016년 12월 전후 기간에 대한 OLS 추정결과(계속)
<표 8>
2016년 12월 전후 기간에 대한 OLS 추정결과(계속)
<표 9>는 생명보험 22개사와 손해보험 15개사 등 총 37개 보험사가 포함된 전체샘플을 생명보험 샘플과 손해보험 샘플로 각각 구분한 하위표본에 대해 동일한 추정모형을 이용하여 분석한 결과를 제시하고 있다. 하위표본을 이용한 분석결과는 수익성(ROA, ROE), 자기자본 비율, 수익변동성에 대한 복합금융그룹에 소속된데 따른 부정적 관계가 전체표본을 대상으로 한 결과와 전반적으로 유사한 것으로 나타나고 있다. 다만, 손해보험 권역에 비해 생명보험 권역에 대한 분석결과가 질적인 측면에서 전체표본을 대상으로 한 결과에 더 부합하는 것을 보여주고 있다.
<표 9>
손보사 및 생보사 각각에 대한 OLS 추정결과(계속)
이 표는 생명보험 22개사와 손해보험 15개사 등 총 37개 보험사가 포함된 전체샘플을 생명보험 샘플과 손해보험 샘플로 각각 구분한 하위표본에 대해서도 전체표본을 대상으로 한 분석과 동일한 결과가 유지되는지를 확인하기 위한 분석결과를 제시하고 있다. 보험업권의 대표적인 재무특성변수인 수입보험료 증가율, 손해율, 부실자산비율 등의 변수와 자산의 규모 및 구성 관련 변수, 거시경제변수 등을 통제한 상태에서 소유지배구조적 존재형태를 나타내는 복합금융그룹 소속 여부 및 소속 그룹의 유형과 보험회사의 경영성과 및 리스크 간의 관계를 최소자승법(OLS)을 사용하여 분석한 결과를 제시한다. 표 안의 값은 추정계수이며 괄호 안의 값은 t-value이다. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 의미한다.
<표 9>
손보사 및 생보사 각각에 대한 OLS 추정결과
<표 9>
손보사 및 생보사 각각에 대한 OLS 추정결과(계속)
3.2.3 강건성 분석
본 연구 결과의 강건성을 확보하기 위해 두 가지 추가 분석을 실시하였다. 첫 번째 분석은 Heckman(1979)의 two-stage 회귀분석모형을 이용하여 표본선택편의(sample selection bias)로 인한 문제를 보정함으로써 OLS분석결과의 강건성을 확인한다.21) 두 번째 분석은 OLS 분석에서의 iid(independent and identically distributed) 가정이 성립하지 않아 추정량에 편의가 발생하는 문제를 차단하기 위하여 강건한 표준오차를 계산하여 본 연구에서 제시한 OLS분석 결과의 유의성을 확인한다.
<표 10>은 Heckman two-stage 회귀분석모형을 이용하여 추정한 결과를 보여주고 있다.22) 우선 1단계 probit분석에서 계산된 자기선택편의에의 영향을 나타내는 Inverse Mill’s Ratio가 1% 수준에서 통계적으로 유의하여 표본선택모형의 타당성이 있음을 보여준다. 전반적으로 수익성(ROA, ROE)과 부실위험(Z-Score)에 대한 복합금융그룹화 더미의 추정치가 유의한 음(-)의 값으로 나타나 복합금융그룹에 소속된데 따른 보험회사의 존재형태와 경영성과 및 리스크 간에 통계적으로 유의한 부정적 관계가 성립할 수 있음을 보여준다. 이는 앞서 제시한 OLS분석과 유사한 결과로서 본 연구결과의 강건성을 확인해 준다. 또한 지면 제약상 본문에 제시하지 않고 있으나 강건한 통계적 분석결과를 제시하기 위하여 White(1980)의 강건 표준오차(heteroscedasticity robust standard error)와 Petersen(2009), Thompson(2011), Cameron et al.(2011) 등의 기업·시간효과에 대해 강건한 군집표준오차(clustered standard error),23) Newey and West(1987)의 HAC(heteroscedasticity and autocorrelation consistent) 표준오차를 계산하여 OLS분석결과의 유의성이 존재함을 재확인하였다. 위에서 언급한 조정된 표준오차를 이용하여 유의도를 판단하더라도 본 연구 분석결과의 강건함을 확인해 주고 있다.
<표 10>
Heckman two-stage 회귀분석모형 추정결과
이 표는 보험회사의 복합금융그룹 소속 여부가 비임의적(non-random)인 선택에 따른 결과일 경우 발생할 수 있는 자기선택편의(self-selection bias) 문제를 보정하기 위해 Heckman(1979)의 two-stage 회귀분석 모형을 이용해 분석한 결과를 제시한다. Heckman 모형으로 1단계에서 선택방정식을 이용하여 복합금융 그룹 소속확률을 추정하고 2단계에서는 추정된 확률을 고려하여 보험회사의 경영성과 및 부실위험 등에 대해 분석함으로써 표본선택 편의를 통제하게 된다. 1단계 프로빗모형에서 계산된 자기선택편의에의 영향을 나타내는 IMR(Inverse of Mill’s Ratio)이 2단계의 OLS에 독립변수로 포함되어 있다. 표 안의 값은 추정계수이며 괄호 안의 값은 t 또는 z 값을 나타낸다. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 의미한다.
<표 10>
Heckman two-stage 회귀분석모형 추정결과(계속)
이 표는 보험회사의 복합금융그룹 소속 여부가 비임의적(non-random)인 선택에 따른 결과일 경우 발생할 수 있는 자기선택편의(self-selection bias) 문제를 보정하기 위해 Heckman(1979)의 two-stage 회귀분석 모형을 이용해 분석한 결과를 제시한다. 복합금융그룹 중에서도 유형(금융지주, 금산결합)에 따른 경영성과 및 부실위험 등의 차이를 Heckman 모형을 이용하여 파악하기 위해서 금융지주와 금산결합에 대해 구분하여 각각 추정하는 방식을 택한다. 다만 두 복합금융그룹 유형에 대한 각각의 추정에서의 통제변수 관련 결과는 유사하다는 점을 고려하고 지면절약 등 편의를 위하여 아래 표에는 금산결합금융그룹의 추정결과를 제시하고, 여기에 금융지주 더미 추정치 결과를 부가하는 방식으로 표시한다. 1단계 프로빗모형에서 계산된 자기선택편의에의 영향을 나타내는 IMR(Inverse of Mill’s Ratio)이 2단계의 OLS에 독립변수로 포함되어 있다. 표 안의 값은 추정계수이며 괄호 안의 값은 t 또는 z 값을 나타낸다. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 의미한다.
3.3 계열사 출자지분 보유
앞서 본 연구는 복합금융그룹 소속 여부 및 소속 유형과 보험회사의 ROA 등 경영성과, Z-Score로 측정된 부실위험 등 리스크 간의 관계분석을 통해 복합금융그룹에 소속됨에 따른 보험사의 수익성 및 단순자기자본비율이 단독으로 존재하는 보험사에 비해 유의하게 낮고 수익변동성 및 부실위험은 유의하게 높으며, 금융지주그룹에 비해 금산결합금융그룹에 소속됨에 따라 보험사의 수익성, 수익변동성 및 부실위험에 대해 더 부정적인 것을 확인하였다. 그러나 본 연구의 더 큰 관심은 이러한 관계의 원인을 파악하여 제시하는 것이다. 물론 다양한 원인이 존재하기 때문에 한계가 있을 수 있지만, 본 연구에서는 금산결합금융그룹에 소속된 보험사가 보유하고 있는 계열사 출자주식이 부정적으로 작용한데서 비롯된다고 판단하고 있다.
<표 11>에 제시된 바와 같이 금융지주와 금산결합 간에는 상당한 정도의 규제차이가 존재하고 있다. 금융지주그룹은 금융지주회사법 등에 따라 그룹차원의 엄격한 감독을 받고 있을 뿐만 아니라 금융지주 내 자회사간 지분소유 및 내부거래가 엄격히 제한되고 있다. 금융지주회사법 제 48조에 따르면 금융지주회사의 자회사·손자회사·증손회사(이하 “자회사 등”)는 금융지주 내 다른 자회사 등의 주식 소유가 금지되어 있다. 또한 금융지주회사법 시행령 제 27조에 따르면 금융지주 내 자회사 등은 다른 자회사 등에 대한 신용공여에 있어 개별신용공여 기준 자기자본의 10%, 신용공여합계 기준으로는 자기자본의 20%를 한도로 제한 받고 있다. 반면 산업자본에 해당되는 금산결합금융그룹에 대해서는 완화된 규제가 적용되고 있다. 보험업권의 경우 보험업법 제 106조에서 계열사가 발행한 채권 및 주식 소유의 합계액을 자기자본의 60%와 총자산의 3% 중 작은 금액을 한도로 하도록 제한하고 있지만, 동 자산운용금액에 대해서 보험업감독규정 제 5-10조에서 취득원가를 기준으로 하도록 명시하고 있다. 이는 일반적으로 공정가액을 기준으로 하고 있는 타 업권에 비해서도 상당히 완화된 규정이라는 평가를 받고 있는 실정으로서, 실제 금산결합금융그룹 소속 보험사는 계열사 출자주식을 많이 보유하고 있는 것으로 알려져 있다. 또한 계열사를 통한 지배구조 구축과 같은 산업자본의 특성이 작용하여, <그림 1>과 같이 산업 계열사의 유상증자 등에 보험사의 자금이 출자형태로 지원되는 사례가 제시되고 있다.
<표 11>
금융지주와 금산결합 간 규제 차이
보험사는 유의적인 영향력을 행사할 수 있는 기업에 대한 지분으로서 통상 지분율이 20% 초과 50% 미만인 관계회사 주식과 출자 지분율이 50%를 초과하거나 실질지배력을 행사하고 있는 종속기업 주식을 ‘관계종속기업투자주식’의 항목으로 대차대조표에 계상하여 보고하고 있다. 그리고 지분율이 낮은 기타 계열사에 대한 출자주식 등은 매도가능금융자산의 과목으로 보고된다. 동 계열사 출자주식은 특성상 장기간 보유되고 현금유동화 가능성이 낮아 계열사의 경영상황에 따라 보험사의 실적변동 가능성24)이 존재하며 계열사의 경영악화 시 부실전이의 위험이 존재하는 것으로 평가되고 있다. 2018년 말 기준 주요 보험사의 관계종속기업 투자주식 보유내역이 <표 12>에 제시되어 있다. 거의 대부분은 금산결합금융그룹 소속 보험사로서, A생명의 경우 약 7.4조 원의 주식을 보유하고 있으며 B생명, C생명, D손보도 각각 약 1조 원에 달하는 관계종속기업 투자주식을 가지고 있는 것을 알 수 있다. 특히 <표 12>에서는 제시되고 있지 않지만 계열사 출자주식을 매도가능금융자산의 항목으로 보유하고 있는 금액까지 감안한다면 그 규모는 더욱 커지는 것으로 나타나고 있다.25) 2018년 말 기준으로 A생명과 D손보는 각각 계열사 주식 약 22조 원과 3조 원을 매도가능금융자산의 항목으로 추가 보유하고 있다.
<표 12>
주요 보험사의 관계종속기업 투자주식 보유내역
<표 12>의 분석결과를 자세히 살펴보면, 2013년부터 2018년까지의 기간 동안 관계종속기업 투자주식의 보유로 발생하게 된 손익평균이 당기순이익에서 차지하는 비중이 크고, 표준편차도 큰 것으로 나타나고 있다. A생명의 경우 당기순이익에서 차지하는 비중이 21.88%에 달하고 있으며 B생명, C생명도 각각 4.54%, 3.97%인 것을 보여주고 있다. 한편 B생명의 경우 관계종속기업 투자주식 관련 손익의 표준편차가 343억 원이고, 평균은 249억 원으로서 표준편차 한 단위의 변동만으로 관계종속기업 투자주식 관련 손익이 B생명의 당기순이익에 차감 요인으로 작용되고 있음을 알 수 있다. 본 연구는 손익의 상대적인 변동성을 파악하기 위하여 관계종속기업 투자주식 관련 손익과 당기순이익 각각에 대하여 변동계수(coefficient of variation)26를 계산하고 있다. <표 13>에 제시된 바와 같이, 금산결합금융그룹 소속 보험사의 경우 관계종속기업 투자주식 관련 손익의 변동계수가 1.8175인데 반해 당기순이익의 변동계수는 0.0500에 불과하여 관계종속기업 투자주식 보유에 따른 이익의 변동성이 월등히 큰 것으로 나타나고 있다.
<표 13>
손익의 변동계수(변동성)
| 구 분 | 변동계수(CV) | |
|---|---|---|
|
|
||
| 관계종속기업투자주식 관련 손익 | 당기순이익 | |
| 금산결합금융그룹 소속 보험사 | 1.8175 | 0.0500 |
| 금융지주그룹 소속 보험사 | 1.1363 | 4.3540 |
| 복합금융그룹 소속 전체 보험사 | 1.5751 | 1.4246 |
또한 표본기간 동안 한국증권시장에 상장되어 있는 12개 보험사를 대상으로 기업가치를 나타내는 Tobin’s Q를 종속변수로 하고, 본 연구에서 주로 사용하고 있는 설명변수들을 포함하는 기업가치모형을 이용해 추가적으로 분석하였다. 주식시장의 투자자가 합리적이라는 전제하에 보험사의 경영상황이 기업의 주식가치에 보다 정확하게 반영될 것이라는 판단 때문이다. 설명변수 중 계열사투자주식비중 변수에는 관계종속기업 투자주식에 한정하지 않고 각 상장보험사의 매 분기별 공시된 사업보고서 상에서 파악된 계열사 출자주식 전부의 자기자본에서 차지하는 비중 자료를 사용한다. 또한 보험사가 소속되어 있는 금융그룹의 총자산규모 및 소속 계열기업 수도 모형의 설명변수에 포함하여 추정한다. 이를 통해 계열사 출자주식 보유에 따른 기업가치의 할인·할증 여부를 파악하고자 한다. <표 14>에 제시된 분석결과를 살펴보면, 계열사 투자주식 비중의 추정치는 통계적으로 유의하지 않으나 음(-)의 값을 보여주고 있고, 금융그룹 소속 계열기업 수의 추정치는 1% 수준에서 통계적으로 유의한 음(-)의 값으로 나타나 상장 보험사가 지분을 보유하고 있는 계열기업 수가 많을수록 기업가치의 할인 요소로 작용하고 있음을 보여준다.
<표 14>
Tobin’s Q에 대한 OLS 추정결과
이 표는 2013년부터 2018년까지인 본 연구의 분석대상 기간 동안 한국증권시장에 상장되어 있는 12개 보험사를 대상으로 기업가치를 나타내는 Tobin’s Q를 종속변수로 하고, 본 연구에서 주로 사용하고 있는 설명변수들을 포함하는 기업가치모형을 이용해 추가적으로 분석한 결과를 제시해 주고 있다. 설명변수 중 계열사투자주식비중 변수에는 관계종속기업 투자주식에 한정하지 않고 각 상장보험사의 매 분기별 공시된 사업보고서 상에서 파악된 계열사 출자주식 전부의 자기자본에서 차지하는 비중 자료를 사용한다. 또한 보험사가 소속되어 있는 금융그룹의 총자산규모 및 소속 계열기업 수도 모형의 설명변수에 포함하여 추정한다. 표 안의 값은 추정계수이며 괄호 안의 값은 t-value이다. *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 의미한다.
<표 14>
Tobin’s Q에 대한 OLS 추정결과(계속)
4. 결론
본 연구는 2013년 1월부터 2018년 12월까지 국내 보험회사의 분기별 패널데이터를 이용하여 복합금융그룹 소속 여부뿐 아니라 소속 유형과 보험회사의 경영성과 및 리스크 간의 관계를 실증분석 하였다. 우선, 성향점수매칭(PSM) 기법을 이용하여 단독(stand-alone) 보험사와 복합금융그룹 소속 보험사 간, 금융지주그룹 소속 보험사와 금산결합금융그룹 소속 보험사 간 단변량 차이분석을 실시하였다. 이후 다변량 선형회귀분석모형, Heckman(1979) two-stage 회귀분석모형을 이용하여 복합금융그룹 소속 여부뿐 아니라 소속그룹의 유형에 따른 보험회사의 경영성과 및 리스크에 대한 관계를 살펴봤다. 또한 분석결과의 원인을 진단하여 제시하기 위해 금융지주와 금산결합 간의 그룹 내 지분 소유 및 내부거래에 관한 규제차이를 살펴보고 계열사 출자주식 보유에 대해서도 추가적으로 분석하였다.
분석결과를 요약하면, 첫째, 복합금융그룹에 소속됨에 따른 보험사의 수익성 및 단순자기자본 비율은 단독으로 존재하는 보험사에 비해 유의하게 낮고 수익변동성 및 부실위험은 유의하게 높은 것으로 나타나고 있다. 둘째, 금융지주그룹에 비해 금산결합금융그룹에 소속됨에 따른 보험사의 수익성, 수익변동성, 부실위험에 대한 통계적으로 유의한 부정적 관계가 더 강하게 나타난다. 마지막으로 이러한 관계는 금산결합금융그룹에 소속된 보험사가 보유하고 있는 계열사 출자주식이 부정적으로 작용한데서 비롯되는 것으로 분석되고 있다. 보험사의 계열사 출자 지분 확대는 계열사의 경영실적 변동이 전이되어 보험사의 수익변동을 높이고 결과적으로 Z-Score로 측정되는 부실위험을 증가시킬 수 있는 것으로 판단된다.
복합금융그룹 소속 여부뿐 아니라 금융지주, 금산결합 등 금융회사가 소속된 복합금융그룹의 유형에 따른 금융회사의 경영성과 및 부실위험 등이 다른지에 대한 관심이 커져왔음에도 불구하고 관련 연구가 많지 않은 상태에 있다. 금융환경의 복잡성이 날로 심화되고 금융안정성 제고와 금융소비자 보호강화를 위한 장치 확립 필요가 높아져 가는 상황에서, 전체경제에 대한 파급효과가 큰 복합금융그룹화에 대해 살펴보는 것은 매우 중요하다. 또한 금산결합금융그룹에 대해 그룹 차원의 추가적인 금융위험을 감독하고자 하는 금융그룹통합감독방안의 도입이 최근 추진되고 있다. 이러한 상황에서 생명보험사, 손해보험사를 대상으로 복합금융그룹 소속 여부뿐 아니라 유형에 따라 결과가 달리 나타나는지를 실증적으로 비교분석하고 있는 본 연구를 통해 학계는 물론이고 금융산업 실무에 도움이 될 것으로 기대한다. 엄격한 은산분리 하에 있는 우리나라의 금융산업에 대한 정책은 그간 산업자본의 비은행금융회사 소유에 따른 부정적 영향을 줄이고 금융부문의 건전성을 유지하는 데 목적이 있다고 할 수 있다. 그러한 측면에서, 본 연구가 보험회사의 산업계열사 출자주식 보유에 따른 경영성과와 부실위험에 대한 부정적 관계를 분석하여 제시하고 있는 것은 복합금융그룹에 소속됨에 따른 지배구조적 특성을 파악하는데 도움이 될 것으로 기대한다. 다만 본 연구의 주제는 실증의 영역에 해당되고 실증 과정에서의 오류를 최대한 줄이기 위한 여러 강건성 검증을 거쳐 결론에 도달하였더라도, 모형설정 및 측정상의 오류에 노출될 수 있는 여전한 한계가 존재할 수 있다. 따라서 복합금융그룹 소속 여부와 경영성과 및 리스크 간의 관계 검증에 한정하여 결과를 해석하는 신중한 접근이 필요함을 강조하고자 하며, 본 연구의 논거 등이 추가연구 및 관련 논의의 진전에 일조할 수 있기를 기대한다.
이상의 결과를 종합하여 본 연구의 시사점을 정리해 보면, 복합금융그룹에 소속된 금융회사의 경우 경영곤란에 직면 시 소속 그룹 차원의 지원 가능성 유무와는 별개로 금융회사가 본연의 목적과는 괴리되어 지배주주인 산업자본의 이해에 따라 계열사 출자지원 등에 과도하게 활용될 경우 금융회사의 건전성이 악화되고 나아가 금융시스템의 안정성이 저해될 수 있다. 따라서 복합금융그룹은 그룹 차원의 적절한 위험관리체계를 갖추는 것이 전제되어야 하며 금융감독당국 등도 개별 업권 중심의 리스크감시에서 벗어나 그룹화 요인을 상시감시감독 및 리스크 평가모형 등에 적절히 반영하여 운영함으로써 위험의 조기인식과 금융 건전성 제고에 노력할 필요가 있다. 또한 정책 측면에서 그룹차원의 추가적인 위험에 대한 손실흡수능력 제고를 위하여 복합금융그룹에 소속된 금융회사의 산업계열사 출자주식 보유에 대한 자본규제를 강화할 필요가 있다고 판단된다.27
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