<313120C0CCC7D8BFB52DB1E2BEF7C0C720BCD2C0AFB1B8C1B6B0A120C1D6BDC4BCF6C0CDB7FC2E687770>

Size: px

Start display at page:

Download "<313120C0CCC7D8BFB52DB1E2BEF7C0C720BCD2C0AFB1B8C1B6B0A120C1D6BDC4BCF6C0CDB7FC2E687770>"

영유 목
5 years ago
Views:

1 Journal of the Korea Academia-Industrial cooperation Society Vol. 13, No. 7 pp , 이해영 1* 1 강남대학교경영대학 The Effects of Corporate Owner Structure on Stock Returns Hae-Young Lee 1* 1 College of Business Administration, Kangnam University 요약본연구에서는 2001년 1월부터 2010년 3월까지한국증권시장에상장된 365개표본기업을대상으로을패널자료분석방법을이용하여종합적으로분석하였다. 실증분석결과, 주가수익률에유의한영향을미치는기업의소유구조변수는기관투자자지분율, 외국인지분율인것으로나타났다. 기관투자자지분율은주식수익률과양 (+) 의유의한영향을, 외국인지분율은음 (-) 의유의한영향을미치는것으로확인되었다. 이는기관투자자들이경영자를효율적으로감시 통제함으로써대리인비용을감소시켜주식수익률을높인것으로볼수있다. 한편외국인투자자들은기관투자자들과달리효율적감시 통제를하지못하는것으로보인다. 본연구에서제시된통제변수와관련하여기업규모가커질수록, 장부가치 / 시장가치비율이낮을수록, 순이익 / 주가비율이높을수록주식수익률이높아지는것으로분석되었다. Abstract This paper examines the effects of corporate ownership structure variables on stock returns. The dependent variables identified in this paper include the equity ratio of large shareholders, institutional investors and foreign investors, and the control variables are firm size, book-to-market ratio, and earning-to-price ratio and leverage. This paper finds that the results of regressions say that institutional investors and foreign investors, firm size, book-to-market ratio and earning-to-price ratio can explain the differences in stock returns using panel data. Key Words : Equity ratio of large shareholders, Institutional investors, Foreign investors, Pannel data analysis, Book-to-market ratio, Earning-to-price ratio 1. 서론 기업의소유구조 (ownership structure) 는기업소유주의구성내역, 즉대주주, 경영자, 기관투자자, 종업원, 일반투자자등의지분내역을의미한다. 기업의소유구조는기업의투자결정, 자본조달결정, 배당결정등기업행동에영향을미쳐궁극적으로는기업가치에영향을미치게된다. 기업소유구조와기업가치사이의관련성에관한연구는여러연구가제시되고있으나크게이해일치가설, 경영자안주가설, 절충가설등세분야로분류할수있다. 이해일치가설에서는경영자지분과기업가치간에정의관 계가존재한다고주장하며, 경영자안주가설에서는이해일치가설과는반대로경영자지분과기업가치간에는부의관계가존재한다고주장한다. 한편절충가설에서는경영자의지분율에따라기업가치가다를수있다고주장한다. 즉, 절충가설은일정한범위내에서의지분율수준에서는이해일치가설이적용되어경영자지분율이상승함에따라기업가치가증가하게되고, 또다른일정한범위내의지분율수준에서는경영자안주가설이적용되어경영자지분율이증가함에따라기업가치는하락한다는이론이다. 한편자본자산가격결정모형 (CAPM) 은위험자산의균 이논문은강남대학교교내연구비지원을받아연구된것임. * Corresponding Author : Hae-Young Lee Tel: l7h2y1@kangnam.ac.kr 접수일 12 년 06 월 07 일수정일 12 년 06 월 18 일게재확정일 12 년 07 월 12 일 2930

2 형기대수익률이그자산의수익률과시장포트폴리오의수익률간의공분산 ( 또는베타계수 ) 에대해서선형함수의관계를가진다는것이다. 그러나기존의많은실증적연구에의하면기존의 CAPM의내용과는달리시장베타이외에기본적변수들 (fundamental variables), 즉기업규모, 장부가치 / 시장가치비율, 순이익 / 주가비율, 현금흐름 / 주가비율, 레버리지등이주식수익률에영향을주고있는것으로나타나고있다. 우리나라의경우도이와관련된많은연구가진행되어왔으며, 그동안의연구결과에의하면기업규모, 순이익 / 주가비율, 레버리지등각각의기본적변수가주식수익률에영향을미치고있는것으로나타나고있다. 기업의지배구조변수로서의소유구조가주가수익률에미치는영향에대한연구는 Mitton[14] 이한국포함동아시아 5개국기업을대상으로 1997년부터 1998년금융위기기간동안분석한연구가있기는하나, 지금까지는국내기업을대상으로기업의성과변수라할수있는주가수익률이기업의지배구조에어떠한영향을받느냐에관한연구는거의제시되고있지못하다. 또한이전에이분야의연구들은횡단면분석이나시계열분석어느한방법론에의지하여연구결과를제시하고있다. 본연구의목적은기업의소유구조가주식수익률에유의적인변수가되는지를확인하는데있다. 따라서본연구에서는횡단면자료와시계열자료를결합한패널자료 (panel data) 를이용하여패널자료분석방법으로연구모형을실증적으로분석하고자한다. 일반적으로패널자료를사용하면 Hsiao[11] 가지적한바와같이표본의크기를확대시켜자유도를증가시키고이론적으로설명변수간다중공선성문제를완화한다고알려져있다.. 2. 문헌연구 이해일치가설은 Jensen과 Meckling[12] 의고전적대리인이론에기초한것으로내부주주의지분이증가할수록경영자와외부주주사이의이해상충이감소하고이해가일치한다는주장이다. 이가설에따르면경영자의지분이증가하면대리인비용이감소하여기업가치가증가하므로경영자지분과기업가치간에는정의관계가있다는것이다. 이가설을지지하는대표적인실증적연구로는 Holderness and Sheehan[10], Ang et al..[1] 등을들수있다. Holderness and Sheehan[10] 은 Tobin's Q를사용하여 50% 이상지분을소유한대주주가있는기업가 20% 이상의대주주가없는기업을대상으로소유구조에따른기업가치에차이가있는지를검증하였다. Ang et al.[1] 은 1,708개의소기업을대상으로경영자소유지분율과대리인비용과의관계를분석하여, 이들간에음 (-) 관계가있음을입증하였다. 반면에, 경영자안주가설은경영자의소유지분이증가하면경영자는자신의지위가확고하게보장됨으로써주주의부가희생되더라도자신의이익을극대화하기위하여자신의보수나사무실등경비사용에있어서보다많은사적소비를하게된다는주장이다. 이가설에따르면경영자의지분이증가할수록기업가치는감소한다는것이며, 이해일치가설과는반대되는관계를제시하고있다. 이가설을지지하는대표적인실증적연구로는 DeAngelo and Rice[7], Baek et al.[2] 등의연구를들수있다. DeAngelo and Rice[7] 는 1977년부터 1980년까지 142 건의사건연구를통해소유지분과기업가치사이의음 (-) 관계를보여주었다. 한편 Baek et al.[2] 는 1997년 11월과 1998년 12월사이상장된기업을대상으로외환위기발생일전후의매수보유수익률을종속변수로한회귀분석에서재벌더미변수와최대소유경영자지분이음 (-) 인영향을미침을보여주었다. 절충가설은경영자의지분율이증가함에따라기업가치가어떻게변하느냐하는문제가앞에서설명한두가설처럼일률적으로증가, 또는감소하는것이아니라경영자의지분율의정도와기업이처해진상황에따라달리나타날수있다는주장이다. 즉이가설은경영자의지분율이달라짐에따라경영자가자신의이해관계를주주의입장과일치시키려는성향과, 반대로경영자가기업의자원을자신의사적이익을위하여사용하려는성향은경영자지분율의크기에따라달라질수있으며, 각국의자본시장과기업제도, 특히기업지배권시장의효율성여부에따라서도달라질수있다는것이다. 절충가설을지지하는대표적인실증적연구로는 McConnell & Servaes[13], Cho[6] 등의연구가있다. McConnell and Servaes[13] 는 Tobin Q와내부경영자의지분율, 보통주 5% 이상의대주주지분율, 기관투자자지분율과기업가치사이의관계를분석하였다. 분석결과, 내부자지분율이 40% 에서 50% 에이를때까지지분율의증가에따라 Tobin Q가증가하나, 지분율이더이상증가하면 Tobin Q가하락하는곡선관계가존재한다고하였다. Cho[6] 는 1991년 Fortune지에실린미국 500개의제조기업중 326개의기업을대상으로기업의소유구조와투자규모를통한기업가치와의관계를분석하였다. 내부자지분율 (insider ownership) 과투자규모는비단조적관계 (nonmonotonic relation) 를나타내었다. 주식수익률에영향을미치는요인을찾으려는시도는 Chan, Hamao, and Lakonishok[5], Haugen and Baker[8], 2931

3 한국산학기술학회논문지제 13 권제 7 호, 2012 Vuolteenaho[15] 등에의하여제시되었다. Chan, Hamao, and Lakonis- hok[5] 은미국시장에서주식수익률의설명요인으로주로이용되고있는기업규모, 순이익 / 주가비율, 현금흐름 / 주가비율, 장부가치 / 시장가치비율등기본적변수를이용하여일본시장에서주식수익률의횡단면적예측가능성을검증하였다. Haugen and Baker[8] 는주식기대수익률의횡단면적차이를설명하는요인의존재및영향정도가기간과국가에관계없이안정적인지를살펴보았다. 그들의연구결과에의하면, 기존의연구결과와달리기대수익률과실제수익률이높은주식들은낮은주식에비해위험이낮았으며, 주식의기대수익률에영향을미치는중요한결정요인은주요국의주식시장에서공통적으로나타났다. Vuolteenaho[15] 는개별주식에대한장부가치 / 시장가치비율의횡단면에서현금흐름에대한정보가개별주식의기대수익률예측에영향을미친다고주장하였다. 3. 실증자료와연구모형 3.1 실증자료 본연구는 2001년 1월부터 2010년 3월까지기간을기준으로한국증권시장에상장된기업을대상으로주식수익률과기본적변수간의관계에관한실증분석을실시하였다. Banz and Breen[4] 에의하면기본적변수에대한연구는실제로는일정한기간이지난후알게되는재무제표자료를결산기말에바로사용함으로써나타날수있는선견자편의 (look-ahead bias) 에의해서왜곡될수있다. 따라서본연구는선견자편의를제거하기위하여결산기말로부터 3개월이지난후재무제표자료를사용할수있다고전제하여실증분석을실시하였다. 예를들어, t-1년도결산기말재무제표자료에의해서산출된기본적변수를이용하여 3개월후인 t년도 4월말부터 t+1 년도 3월말까지의연간주식수익률을분석하였다. 이경우결산기말이 12월이아닌기업의경우재무제표가알려지는시점이 t년도 3월말이전이기때문에다소문제가될수있으므로본연구에서는표본기업을 12월결산법인에국한하였다. 본연구에서표본선정을 2001년부터시작한이유는 1997년부터 2000년은외환위기영향으로인해전체적으로저조한기업성과를경험하였으며실증분석에서노이즈가심한기간이기때문이다. 본연구에서사용하는표본기업은 2010년 3월말현재한국거래소에상장되어있는회사를대상으로하였다. 2010년 3월말현재한국증권거래소에상장되어있는기 업은 763개사이고, 이중 2001년초현재상장된기업은 689개사인데, 본연구의목적을수행하기위하여다음기준에따라표본기업을선정하였다. 1 분석대상기간중계속상장되어있는기업, 2 분석대상기간중본연구에필요한회계자료와지분율자료를얻을수있는기업, 3 분석대상기간중자본잠식이 100% 이상인경우가없는기업, 4 분석대상기간중결산기를계속 12월로유지한기업, 5 분석대상기간중업종을변경하지않아증권거래소의소속산업의분류에동일한산업에계속속한기업, 6 금융업소속기업제외. 이상의기준을충족시켜실증분석을위하여최종적으로선정된표본은 375개기업이다. 표본의업종별분포는 15개산업으로구분되며, 산업분류는한국거래소의업종대분류를적용한후제조업에대하여는중분류를사용하였다. 본연구에필요한회계자료와수익률자료는한국상장회사협의회의상장회사 Database Package System인기업정보웨어하우스 TS2006과 ( 주 ) 한국신용평가의 KisValue 에서발췌하였다. 3.2 변수의설정및연구모형본연구에서기업의소유구조가주가수익률에미치는영향을분석하는데있어독립변수로대주주1인지분율, 기관투자자지분율, 외국인투자자지분율을사용하였다. 대주주지분율과주식수익률사이의관계는대주주의지분이높을수록대리인비용을감소시키므로주가수익률은증가한다고기대할수있다. 본연구에서는각연도별로대주주1인의지분율은다음식 (1) 의 LSH로측정하였다. 즉, 식 (1) 의 LSH를각기업별 ( ) 및각연도별 ( t = 2001, 2002,, 2008) 로측정하여이용하였다. LSH = 대주주1인지분율 (1) 본연구에서기관투자자지분율을독립변수로포함한이유는기관투자자가기업경영에대하여수동적인자세에서벗어나경영진을효율적으로감시하여대리비용을감소시키므로기관투자자의지분이높을수록주가수익률이증가하는가를검정하기위함이다. 기관투자자지분율은한국상장회사협의회의상장회사총람의소액주주법인지분을사용하였다. 본연구에서는기관투자자의지분율은다음식 (2) 의 ISI로측정하였다. ISI = 기관투자자지분율 (2) 2932

4 본연구에서는외국인투자자의지분율과주가수익률에주는영향을분석하기위하여외국인투자자지분율은독립변수에포함하였다. 외국인의지분이높을수록외국인들은기업경영에대하여수동적인자세를취하므로경영진을효율적으로감시하기위한대리인비용을증가시키므로주가수익률은감소한다고기대할수있다. 외국인투자자지분율은상장회사총람의기타주주에서외국인지분율을사용하였다. 본연구에서는외국인투자자의지분율을다음식 (3) 의 IFI로측정하였다. IFI = 외국인투자자지분율 (3) 본연구에서사용할통제변수는기업규모, 장부가치 / 시장가치비율, 순이익 / 주가비율, 재무레버리지등으로하였다. 이변수들은기존의연구결과를토대로선정된것이다. 본연구에서는기업규모는총자산의상대적크기인다음식 (4) 의 SIZ를측정하였다. 식 (4) 와같이총자산의장부가치에자연대수를취하여변수를측정한이유는다른독립변수들이비율자료가많아이와균형을맞추고또한독립변수와종속변수사이의선형관계를충족시켜주기위함이다. SIZ =ln( 총자산의장부가치 ) (4) 본연구에서는장부가치 / 시장가치비율을자기자본의장부가치를시가총액으로나눈값으로정의하고자한다. 여기에서자기자본의장부가치는자기자본총계 ( 장부가액 ) 에서우선주자본금 ( 액면가액 ) 을공제하여계산하였다. 즉식 (5) 의 BTM를측정하여장부가치 / 시장가치비율로이용하였다. 자기자본의장부가액 보통주의기말주가 발행주식수 본연구에서는순이익 / 주가비율 (E/P) 을주당순이익을해당연도의종가로나누어준다음식 (6) 의 EPR로측정하였다. 주당순이익 주가 본연구에서는타인자본의존도의계량적대용물로선행연구들에서가장많이사용한다음식 (7) 의부채비율 LEV를이용하였다. (5) (6) 총부채 자기자본 본연구의수익률변수는다음식 (8) 의연간수익률 RET을사용하였다. 식 (8) 의연간수익률은 t-1년도결산기말재무제표자료에의해서산출된기본적변수에대응하기위하여 3개월후인 t년도 4월말부터 t+1년도 3월말까지의연간주식수익률을사용하였다. 예를들어, 2001 년도의기본적변수에대응하기위한연간수익률은 2002 년도 4월말부터 2003년도 3월말까지의연간주식수익률을사용하였다. 이와같이계산하여마지막 2008년도의독립변수들에대응하기위한연간수익률은 2009년도 4월말부터 2010년도 3월말까지의연간주식수익률을사용하였다. (7) 연간수익률 (8) 이상에서변수들을가지고본연구에서는다음과같은다중회귀모형을고려하였다. 단,, (9) 본연구에서는식 (9) 의모형을패널자료분석법을사용하여분석하고자한다. 이분석법에서모형의적합성을추정하는첫번째단계는모형내의기업특성효과 ( ) 와 시간특성효과 ( ) 가존재하는가를검정하는것이다. 그러나이가설을기각되는경우에는오차항은 와같이되고, 의존재로인하여 OLS 로는효율적추정량을구할수없게된다. 이가설에대한검정은일반적으로 Breursh and Pagan[4] 의 Lagrange 승수법에의하여이루어진다. 추정모형에서 의존재가확인되는경우두번째단계는 를고정효과모형 (fixed effect model) 으로추정할것인가혹은임의효과모형 (random effect model) 으로추정할것인가를검정하여야한다. 두모형의적합성을비교하기위해서는 Hausman[9] 검정을실시한다. 이검정은기업특성변수와독립변수사이의상관관계가없다는가설을설정하고이가설이채택될경우에는임의효과모형에의한 GLS추정량이일치성과효율성을가지게되어임의효과모형으로추정하는것이바람직하다. 만약이가설이기각된다면 GLS추정량은불일치성을가 2933

5 한국산학기술학회논문지제 13 권제 7 호, 2012 지게되어고정효과모형에의한추정이바람직하게된다. 4. 실증분석결과 본연구에서는첫번째단계로패널분석모형이적절한지를검정하기위하여 Lagrange Multiplier 검정을수행하였다. 분석결과 Breusch and Pagan[4] 의 LM 통계치는표 1의마지막에서두번째행과같다. 표 1의마지막에서두번째행에서볼수있는바와같이식 (9) 의모형을독립변수를지배구조변수만사용하였을때는 6.05, 전체모형에대하여는 8.90으로나타나기업특성효과와시간특성효과가본연구의모형에존재하지않는다는귀무가설이 5% 유의수준에서기각될수있다. 따라서이결과는기업특성효과와시간특성효과가본연구의모형에존재한다는의미로 Housman 검정에의하여고정효과모형과확률효과모형의적합성을두번째단계에서검정할필요가있음을보여주고있다. [ 표 1] 회귀분석결과 [Table 1] Results of Regression Analysis 변수일반최소자승법 (OLS) 고정효과모형 LSH (0..529) (1.000) (0..483) (1.034) INS (0.598 ) (0.460) ** (2.621) * (1.963) IFI ** ** (-1.114) (-0.586) (-4.465) (-3.229) SIZ (0.659) * (-2.295) BTM ** ** (3.654) (4.312) EPR * ** (-2.026) (-3.467) LEV (-1.078) (-0.767) 상수 ** ( ) n 2,920 2,920 2,920 2,920 Adj R F * ** LM통계량 6.05 * 8.90 * Housman 통계량 ** ** 주 1) ( ) 는 t 값임. 주 2) *, ** 는각각유의수준 0.05, 0.01 수준에서유의함. 본연구의두번째단계에서수행한 Hausman 통계량은표 1의마지막행에서볼수있는바와같이식 (9) 의모형을독립변수를지배구조변수만사용하였을때는 23.87, 전체모형에대하여는 31.80으로나타나이는유의수준 1% 에서통계적으로유의적인것으로나타났다. 이결과는기업특성변수와독립변수사이의상관관계가없다는가설을기각하여고정효과모형에의한계수추정이적합함을알수있다. 본연구에서제시된모형을고정효과모형에의하여지배구조변수와통제변수인기본적변수들을종속변수로한회귀분석결과는표 1과같다. 표 1에서살펴볼수있는바와같이연구모형의적합성여부를위한 F검정결과 OLS와고정효과모형모두 1% 유의수준에서유의한것으로나타났다. 또한본연구에서제시된설명변수들이종속변수의변동을설명하는수정R 2 는고정효과모형의경우 22.6% 로 11.3% 인 OLS모형보다훨씬우월함을알수있다. 따라서보다적합하다고판단되는고정효과모형에의해회귀분석결과를요약하면다음과같다. 첫째, 대주주지분율 (LSH) 은통계적유의성이없는것으로나타나고있다. 그러나회귀계수의부호는양 (+) 으로나타나대주주지분율이높을수록대리비용이감소하여주가수익률은증가한다고해석할수있다. 둘째, 기관투자자지분율 (ISI) 은유의수준 5% 에서유의적이고부호는양 (+) 으로서기대하는바와일치하고있다. 이결과는기관투자자지분율이높을수록대리비용이감소하여주가수익률이높을것이라고기대를실증적으로입증하고있다. 셋째, 외국인지분율 (IFI) 은유의수준 1% 에서유의적이고부호는 (-) 으로나타나기대하는바와일치하고있다. 이결과는외국인지분율이높을수록대리비용이증가하여주가수익률은감소하다는본연구의주장을실증적으로지지하고있다. 넷째, 통제변수들에대한분석결과는다음과같다. 먼저기업규모 (SIZ) 는 1% 유의수준에서유의적이고부호는음 (-) 으로서일반적인예상과일치하였다. 이는기업규모가작을수록주식수익률이높아지는기업규모효과 (size effect) 가우리나라주식시장에도존재함을의미한다. 장부가치 / 시장가치비율 (BTM) 은 1% 유의수준에서유의적이고부호는양 (+) 으로서일반적인예상과일치하였다. 이는장부가치 / 시장가치비율이높을수록주식수익률이높아지는현상, 즉장부가치 / 시장가치비율이높은가치주 (value stock) 의투자수익률이성장주 (glamour stock) 보다높은현상이우리나라주식시장에도존재함을의미한다. 순이익 / 주가비율 (EPR) 은 1% 유의수준에서유의적이나부호가음 (-) 으로서일반적인예상과일치하고있다. 마지막으로부채비율 (LEV) 은예상과달리음 (-) 의값을가지면서통계적유의성도없는것으로나타났다. 2934

6 5. 결론 국내에서는미국등선진국에비해기업의지배구조및기본적변수와주식수익률의관계에관한종합적이고체계적인연구는미흡한실정이다. 따라서본연구는지배구조변수인대주주1인지분율, 기관투자자지분율, 외국인투자자지분율과통제변수인기업규모, 장부가치 / 시장가치비율, 순이익 / 주가비율, 레버리지등기본적변수를독립변수로사용하여주식수익률에유의적인변수를확인하였다. 본연구에서는횡단면자료와시계열자료를결합한패널자료 (panel data) 를이용하여패널자료분석방법으로지배구조등을포함한기본적변수와주식수익률의관계에관한실증분석을실시하였다. 회귀분석결과를종합하면, 국내주식시장의경우짧은실증기간의제약으로인하여정확한결론을내리기는어려우나기관투자자지분율, 외국인지분율등의지배구조변수와기업규모, 장부가치 / 시장가치비율, 순이익 / 주가비율등이주식수익률의차이를설명할수있는유의적인변수라할수있다. 지배구조변수중기관투자자지분율은주식수익률에양 (+) 의영향을미치는것으로나타났는데, 이는기관투자자가경영자를효율적으로감시 통제함으로써대리인문제를해소하여기업가치, 즉, 주식수익률을증가시킨다는효율적감시가설을지지해주는결과라할수있다. 한편외국인지분율은주식수익률에음 (-) 의영향을미치는것으로나타나, 외국인투자자들은기관투자자들과달리감시 통제기능을효율적으로하지못하고있음을보여주는것으로해석할수있다. 그리고통제변수와관련하여기업규모가클수록, 장부가치 / 시장가치비율이낮을수록, 순이익 / 주가비율이높을수록주식수익률은높아지는것으로분석되었다. 그러나부채비율은주식수익률에유의적인영향을미치지않는것으로나타났다. 본연구의결과는 CAPM, APM 등기존의균형가격결정모형의현실적적용의문제점을해결할수있는모형을개발하는데기여할것이다. 그러나실증분석기간이불충분하여실증결과를일반화하는데는연구의한계가있다. 국내주식시장의역사가일천하고그나마신빙성있는자료의수집이근래에와서야가능해졌으므로최근자료에만의존하지않을수없었다. 또한상장폐지기업등을표본에서제거함으로써발생할수있는생존자편의 (survivorship bias) 가발생할수있다. 이러한생존자편의를제거하기위하여분석기간동안연속적으로상장된기업들뿐만아니라중간에상장폐지되거나신규상장되는모든기업들을표본으로한연구가필요하다. 또한향후연구에서는주가수익률을설명할수있는보다구체 적인변수를설정하여기업의주가수익률과지배구조의관련성에대한실증적인증거를확인할필요가있다고판단된다. References [1].Ang, J.S., R.A. Cole, and J.W. Lin, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Finance, 55, pp , [2] Baek, J.S., J.K. Kang, and K.S. Park, Corporate Governance and Firm Value: Evidence from the Korean Financial Crisis, Journal of Financial Economics, 71, pp , [3] Banz, R.W. and W. Breen, Sample-Dependent Results Using Accounting and Market Data : Some Evidence, Journal of Finance 41, pp , Sep., [4] Breusch, T. and A.R. Pagan, The Lagrange Multiplier Test and its Application to Model Specification in Econometrics, Review of Economic Studies 47, pp , [5] Chan, Louis K.C., Y. Hamao, and J. Lakonishok, Fundamentals and Stock Returns in Japan, Journal of Finance 46, pp , Sep., [6] Cho, M. Ownership Structure, Investment, and the Corporate Value: An Empirical Analysis, Journal of Financial Economics, 47, pp , [7] DeAngelo, H. and M. Rice, Going Private: Minority Freezeouts and Stockholder Wealth, Journal of Law and Economics, 27, pp , [8] Haugen, R.A. and N.L. Baker, Commonality in the Determinants of Expected Stock Returns, Journal of Financial Eonomics 41, pp , [9] Hausman, J.A., Specification Tests in Econometrics, Econometrica 46, pp , [10] Holderness, C. and D. Sheehan, Monitoring an Owner: The Case of Turner Broadcasting, Journal of Financial Economics, 30, pp , [11] Hsiao, C., Analysis of Panel Data, Cambridge: Cambridge University Press, [12] Jensen, M. and W. Meckling, Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Financial Economics, 3, pp , [13] McConnell, J. and H. Servaes, Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value, Journal of Financial Economics, 27, pp ,

한국산학기술학회논문지제 13 권제 7 호, 2012 [15] Vuolteenaho, T., "What Drives Firm Level Stock Returns?," Journal of Finance 57, pp.233-264, 2002.

7 한국산학기술학회논문지제 13 권제 7 호, 2012 [15] Vuolteenaho, T., "What Drives Firm Level Stock Returns?," Journal of Finance 57, pp , 이해영 (Hae-Young Lee) [ 정회원 ] 1978 년 2 월 : 성균관대학교일반대학원경영학과 ( 경영학석사 ) 1987 년 2 월 : 성균관대학교일반대학원경영학과 ( 경영학박사 ) 1980 년 3 월 ~ 1992 년 2 월 : 청주대학교경영학과교수 1992 년 3 월 ~ 현재 : 강남대학교경영학과교수 < 관심분야 > 재무관리, 증권투자론 2936

, ( ) * 1) * * (KCGS) 2003, 2004 (CGI),. (+),.,,,.,. (endogeneity) (reverse causality),.,,,. I ( ) .

, ( ) * 1) *** *** (KCGS) 2003, 2004 (CGI),. (+),.,,,.,. (endogeneity) (reverse causality),.,,,. I ( ) *. ** *** , 40 3 4 (2006 12 ) * 1) *** *** (KCGS) 2003, 2004 (CGI),. (+),.,,,.,. (endogeneity) (reverse causality),.,,,. I. 1998. 2005 12 ( ) *. ** *** 2, 40 3 4 37.2%, 20 60%. 80%..,..,.,,, (SCB),,,.,..,, /,..