금융감독원 보고자료

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1 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 * 具本一 ** 嚴英鎬 *** **** 全孝贊 요약 기업의자본구조를설명하는대표적인가설인절충이론 (Tradeoff Theory) 과순서이론 (Pecking Order Theory) 의우열을가리기위한많은실증연구들은크게두단계로발전해왔다. 첫째는각이론이기업의최적부채비율결정에고려될것이라고추천하는기업특성변수들이부채비율을얼마나유의적으로설명하는가를검증하는것이다. 둘째는기업의부채비율조정행태가목표부채비율과실제부채비율간의차이와자금부족액둘중어느것에의해서보다잘설명되는지를검증하는것이다. 본연구도금융업을제외한우리나라의상장기업들을대상으로이러한검증을실시하였다. 그결과, 절충이론과순서이론을대변하는설명변수들이유의적이기는하지만대체로절충이론의설명력이우수하다는점을확인하였다. 목표조정모형을통한절충이론의검증에서는조정속도가상당히크게추정되어모형에대한보다확실한지지가가능했다. 자금부족액을이용한부채비율조정모형에대한검증에서는전체표본이나소기업및비재벌기업에서는모형이기각되지만대기업이나재벌기업의경우에는지지된다는점을확인하였다. 핵심주제어 : 부채비율, 자본구조, 절충이론, 순서이론, 목표조정모형 JEL 분류기준 : G32 * 최초심사일 (2007년 10월 18일 ), 최종심사일 (2008년 4월 8일 ) ** 연세대학교경영대학, kbi331@base.yonsei.ac.kr *** 연세대학교경영대학, yeom@base.yonsei.ac.kr **** 삼성경제연구소, serijhc@seri.org

2 2 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) Ⅰ. 서론 Modigliani and Miller(1958) 의연구에서비롯된자본구조이론은결국제가정들이완화되는현실세계에서는최적자본구조가존재할것이라고주장한다. 이후의자본구조관련연구들은최적자본구조가존재한다는가정하에이의결정에영향을미치는변수들을발견하고자했다. 이제까지의연구에서최적자본구조의결정에영향을미치는것으로주장된변수들은대체로세금및비부채성세금절감효과, 파산비용, 대리인비용, 정보비용등을들수있다. 이러한연구들은부채수준에따라발생하게되는모든이득과비용을고려하여기업이최적자본구조를선택하게된다는정태적절충이론 (Static Tradeoff Theory) 으로집약되었다. 반면 Myers and Majluf(1984) 는경영자와주주사이에존재하는정보비대칭을가정하여기업의현실적인자본조달행위를설명하려는자본조달순서이론 (Pecking Order Theory) 을통해기업들은자금이부족할때가장비용이적게드는조달방법부터사용하게된다고주장하였다. 이에따르면기업은먼저내부자금, 다음으로위험이낮은부채, 위험이높은부채, 마지막으로주식발행을통해자금을조달하게되므로최적자본구조는의미가없는것으로보았다. 자본구조에관한많은연구들은두이론을대립적인것으로인식하고, 실증분석을통해어느가설이지지되는가를검증하였다. 그러나실증분석에사용되는변수들의선택이나분석기간및대상기업의차이에따라상이한결과가나오는등실증분석을통한이론의우열여부는분명하지못한상태이다. 그런데이두가설은모두논리적인타당성이있어서기업의자본조달결정에모두작용하고있을가능성이있다. 따라서두가설중에서어느것이옳고어느것이그른가의시각에서가설검증을하기보다는어느가설이기업의자금조달행태에상대적으로더강한설명력을가지는가를확인하는것이보다현실적인접근일것이다. 본연구는우리나라기업들의부채비율이절충이론과자본조달순서이론에의해서설명되는지검증한다. 실증분석은크게두가지이다. 첫번째는전형적인정태모형의검증으로써부채사용의손익이나정보비대칭성을반영하는기업의

3 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 3 재무변수들이부채비율의수준을설명하는지를검증한다. 두번째는부채비율의변동이목표부채비율과실제부채비율간의차이또는자금부족액으로설명되는지검증함으로써기업의부채비율조정행태가절충이론이나순서이론에의해서설명되는지를검증한다. 목표부채비율로서는과거 3년치평균부채비율을사용하는모형과정태모형에의한최적부채비율에관한식을모형에대입하는두가지대안을채택하였다. 그리고보다정확한판단을위해분석대상기업들을기업규모나재벌집단소속여부등에따라분류하여실증분석에사용하였다. 본연구의구성은다음과같다. 제Ⅰ장에서는본연구의목적과내용및구성을간략하게소개한다. 제Ⅱ장에서는기존연구들의요약을통해서두이론의기본주장및실증분석에서의검증대상이된가정들을소개하고실증분석결과들의차이점을소개한다. 제Ⅲ장에서는실증분석을위한가설과모형을제시하고실증분석을통해어느가설이우리나라기업들의자본조달행태를더잘설명하는지살펴본다. 마지막으로제Ⅳ장에서는분석결과를요약하고연구의한계를지적하였다. Ⅱ. 선행연구 정태적절충이론 (Static Tradeoff Theory, 이하 STT) 과자본조달순서이론 (Pecking Order Theory, 이하 POT) 의초기검증에서는이가설들에따라기업의부채수준을잘설명할수있는기업특성변수들을찾는데초점을맞추었다. 특히각설명변수에대해추정된회귀계수의유의성이나방향성에따라서특정의가설을지지하거나기각하는평가를내렸다. 즉, 성장성이나수익성관련변수들의회귀계수의부호가 SST에서기대하는것과는반대되는결과가나왔을경우연구자들은이를 STT가성립하지않는증거, 더나아가 POT가성립하는증거로주장하였다. 그러나개별변수와부채수준간의관계가 STT의예측과상이하다고해서 POT가성립한다는충분한증거는될수없었다. 왜냐하면상이한부호가도출된것이변수자체의추정오차문제이거나기업특성을제대로반영하지못한변수선정에원인이있을수도있기때문이다.

4 4 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 결국 POT가성립한다는것을주장하기위해서는최적자본구조가존재하지않거나매우불안정하다는점을증명해야하는데, 이를위해서는최소한 POT를근거로하는모형이 STT의전형적인모형에비해기업의자금조달행태를더잘설명해야하는문제로귀착되었다. 부채비율이변화하는것이 STT에서주장하는것처럼최적부채비율로의회귀를의미하는지, 아니면 POT의주장처럼부족한현금을쉬운수단부터충당해가는과정에서나타난결과를의미하는지를검증하는것이논의의핵심이되었다. 보다구체적으로설명하자면 STT에서는부채의평균 반전 (meanreverting) 현상여부를통해기업이어떤목표부채비율을의식한자본조달을행하고있는지를검증하고있으며, POT에서는자금부족액과부채비율간의관계에대한실증분석을통해이론의타당성을검증하고있다. 1. 주요이론적주장과실증분석 STT에서는기업의성장기회가낮고수익성이높으며규제수준이높고청산가치가높을때부채수준이증가한다고주장하였다 (Jensen and Meckling 1976; Kim and Sorensen 1986; Chaplinsky and Nihaus 1990). 먼저성장성이높은기업은여러투자안에투자할기회가많기때문에부채를발행하여최적투자안에투자하기보다는주주가치를극대화할수있는투자안에한정하여투자하려할수있다. 이와같은과소투자의결과주주와채권자사이의대리인문제로인해높은대리인비용이발생할수있으므로성장성이높은기업은낮은부채비율을유지하게되는것이다. 둘째, 수익성이높은기업은현금유입이많아지고경영자들이유용할수있는자금의양이늘어나게되는데, 이로인해지분의대리인비용이발생할수있다. 이러한문제를방지하기위해서수익성이높은기업의경우부채사용을확대하게된다 (Jensen 1986; Graham 2000). 1) 셋째, 규제수준이높은기업은규제자체가일종의진입장벽으로작용하므로상대적으로경쟁이제한된다. 따라서해당기업들은파산의위험이감소하게되므로높은부채비율 1) 그러나 STT 에서주장하는수익성과부채비율과의관계는단기수익성의경우에국한된다. 따 라서 POT 에서주장하는수익성과부채비율과의역의관계가 STT 의주장과반드시상반되는 것은아니다.

5 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 5 을유지할수있다 (Jensen and Meckling 1976; Bowen, Daly and Huber 1982). 넷째, 청산가치가높은기업은담보로사용할수있는자산이많다는것을의미하므로이를토대로보다많은부채를사용할수있을것이다 (Harris and Raviv 1990; Bradley, Jarrell and Kim 1984; Long and Malitz 1985). POT에서는기업의수익성이낮을수록, 현금유입이감소할수록, 정보비대칭이클수록부채수준이증가한다고주장하였다 (Myers 1984; Kester 1986; Titman and Wessels 1988). 2) 먼저수익성이높은기업은내부에축적된자금이많은데, 내부자금조달비용이외부자금조달비용에비해상대적으로낮기때문에내부자금을우선적으로사용하게된다. 따라서수익성이높은기업일수록부채비율이낮게된다. 둘째, 현금유입이많은기업은내부축적자금도많아지게되므로수익성이높은기업과같이부채비율이낮게된다 (Myers 1984; Long and Malitz 1985; Titman and Wessels 1988; Rajan and Zingales 1995). 셋째, 정보비대칭이큰기업은주식을발행할경우정보비대칭이작은기업에비해높은비용이소요된다. 따라서주식발행보다부채발행을선호하게될것이므로부채비율이높아지게된다 (Myers and Majuluf 1984). 한편성장성에대해서는단기와장기에따라상이한결과가나타난다. 단기성장성이높은기업은부채조달에있어여타기업에비해상대적으로유리한입장에있고외부자금이많이소요되므로부채사용이늘어나게된다. 반면장기적으로볼때는성장기회가많다고하더라도내부자금에비해상대적으로비용이높은외부자금을지속적으로사용하는것은부담이커지므로부채사용을줄이려고할것이다. 이에따라단기성장성은부채비율과정의관계가, 장기성장성은부채비율과역의관계가나타난다. 두이론에서는수익성과부채수준과의관계에서상반된예측과실증결과를나타내고있다. 그러나실증분석을한논문들을비교해보면수익성이두이론사이의결정적인차이가아니라는것을알수있다. POT에서는 Titman and Wessels (1988) 의경우매출액영업이익률과총자산영업이익률을수익성의대용변수로사용하였으며, 그결과수익성과시장가부채수준은역의관계를나타냈으나장부가부채수준과는유의성있는역의관계가나타나지않았다. Rajan and Zingales 2) POT 는성장성과부채수준과의관계에대해서 Myers(1984) 등이지적했듯이장기와단기에 있어서각각상이한주장을하고있다.

6 6 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) (1995) 의경우에도자산수익률을수익성의대용변수로사용한결과분석대상인 7개국가가운데 6개국가에서수익성이부채수준과역의관계를나타냈으나, 1% 유의수준에서유의성있는역의관계가나타난국가는장부가부채의경우 3 개국, 시장가부채의경우 4개국에그쳤다. 한편 STT에서 Graham(2000) 은수익성을현금흐름 ( 장기 ) 과유동성 ( 단기 ) 으로보고현금흐름은자산수익률을, 유동성은당좌비율과유동비율을각각대용변수로사용하여분석하였다. 또한종속변수로는부채수준대신한계이자수익이하락하는지점의이자율을사용했다. 그결과자산수익률은부채수준과역의관계가있는것으로나타났으나당좌비율이나유동비율의경우부채수준과정의관계가나타났다. 결국두이론의가장분명한차이점이라할수있는수익성의경우대용변수로사용된변수의성격이나기간에따라상반되는결과가도출될수있는것으로판단된다. Titman and Wessels(1988) 는이와관련해서기업특성이라는관찰불가능한항목을측정하는데는여러가지대안들이있으며, 연구자가어떤변수를선택했는가에따라결과가상이할수있다고지적하였다. 또한한변수가다른변수들과완전한독립성을갖기어렵기때문에선택된설명변수들은기업의여러가지특성들을동시에반영할수도있다고주장했다. 결과적으로 POT는부채수준과수익성과의관계가 STT에서주장하는관계와상이하게도출된다는점을통해 STT의이론및현실설명력에의문을제기하였으나, 이같은사실만으로 POT의우위를입증하는데까지이르지는못하였다. 2. 최적자본구조로의회귀대정보비대칭효과 STT에서는목표부채비율이존재한다고가정한다. 실제부채비율이목표에서벗어났을때는목표부채비율로회귀하려는성향을갖게될것이므로부채비율의평균 반전현상이관찰될것이라고주장한다. POT에서는자본조달수단들간에는비용의차이가있는데, 정보비대칭문제가그차이를초래한다고본다. 기업이부족한자금을조달할때사내유보금을우선적으로사용하고, 모자라는부분은우선부채로충당할것이므로, POT는유보금으로충당되지못한자금부족분이부채비율의변동을가장잘설명할것이라고기대한다.

7 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 7 부채비율의평균 반전여부를검증한연구로는 Jalilvand and Harris(1984), Hovakimian, Opler and Titman(2001) 등이있다. 3) Jalilvand and Harris(1984) 는 1966년에서 1978년까지 108개기업을대상으로장기부채, 단기부채, 유동자산, 신주발행, 배당등이장기목표를향해조정되는지여부를분석하였다. 분석결과장기목표비율이존재하는것으로나타났으며기업에따라특정한패턴이발견되었다. 즉, 대기업들은중소기업에비해목표부채비율로의조정이더빨랐으며장기부채를더많이사용하는것으로나타났다. 또한대기업들은중소기업보다자기자본의목표수준으로의조정이더늦었으며보통주나우선주발행을더적게하는것으로나타났다. 기업들의자기자본의목표수준으로의조정은주가가높을때활발한유상증자를통해더빨리이루어졌다. Hovakimian, Opler and Titman (2001) 은 1979년부터 1997년까지 39,387개기업을대상으로먼저부채비율을결정하는설명변수들의회귀분석 (1단계) 을통해목표부채비율을구하고, 목표부채비율과기타변수들을설명변수로하여부채조달규모를설명 (2단계) 하였다. 그결과기업들이자본구조를조정할때목표부채비율을고려하는것으로나타나 STT를지지하고있다. 기존연구들과특별히다른점은기업의수익성과주가에따라목표부채비율이변한다는것을발견하였다는것이다. POT에서주장하는정보의비대칭효과에대한연구로는 Narayanan(1988), Cadsby, Frank and Maksimovic(1990, 1998) 등이있다. 4) Narayanan(1988) 은세금이나대리인비용이없더라도정보의비대칭상황을가정할경우에는부채를사용하는것이개별기업에유리할수있다는사실을증명했다. Cadsby, Frank and Maksimovic(1990) 은 Myers and Majuluf(1984) 의이론적논의를모의실험을통해검증하였다. 실험결과기업형태에대한정보가알려진경우 ( 정보의비대칭이 3) Jalilvand and Harris(1984) 의연구에서는설명변수로목표부채비율과전기의부채비율과의차이를설정하였고그차이가조정되는속도를조정계수로나타냈다. 한편전체외부자금수요를또다른설명변수로설정함으로써기업의자금수요는목표수준과전기의수준과의차이와함께여타외부자금수요를고려하여이루어진다는점을주장했다. 4) POT에서는정보의비대칭성을설명하는또다른방법으로주식발행이후기업들의주가가하락하는실증결과를제시하였다. 그러나 Harris and Raviv(1991) 에따르면, STT에서도대리인비용이론을통해동일한실증결과가주장되고있어, 두이론을구별하는연구로소개하지않았다.

8 8 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 없는경우 ) 균형투자수준은이론적예측치와일치했으나, 기업형태에대한정보가알려지지않은경우 ( 정보의비대칭이있는경우 ) 에는기업의형태에관계없이단일한투자수준이형성되거나우량기업이시장에서이탈하는현상이나타났다. Cadsby, Frank and Maksimovic(1998) 은현실적인금융시장의모습을반영하기위해사전에보다단순화된실험을경험한경험자들과미경험자들로투자자를분리하여균형투자수준이어떻게결정되는지분석하였다. 결과적으로이들은정보신호가늘어나게되면결과들이복잡성을띠면서 POT의예측을부분적으로만지지한다고수정발표하였다. STT와 POT의논쟁은최근에와서최적자본구조의존재여부나그결정요인을찾기보다는자본조달의과정을추적하는형태로발전하게되었다. 즉, 일정시점에서재무구조와기업특성과의관계를설명하는정태적인연구에서, 자본구조의변경을초래하는동태적인자본조달행태를설명하려는연구로넘어가게된것이다. 이는정태적인연구만을통해서는두이론의우열을가려내는데한계가있으며, 두이론의궁극적인차이인부채수준결정의가장중요한원인을찾기위해서도자본조달과정에연구의초점을맞춰야했기때문이다. ShyamSunder and Myers(1999) 는 STT와 POT 모형을동시에실증분석한결과 STT보다 POT가기업의자본조달행태를더잘설명한다고주장하였다. 이들은 1971년부터 1989년까지 157개기업을대상으로 STT와 POT를동시에검증하였다. 이연구는장기부채조달을재무부족액의함수로설명 (POT) 하였고, STT보다는 POT가기업의부채조달행태를보다정확하게설명하는것으로결론지었다. 그러나 Chirinko and Singha(2000) 은 ShyamSunder and Myers(1999) 의검증방법론에의문을제기하였다. ShyamSunder and Myers(1999) 에따르면 POT는부채변화와재무부족액의회귀계수는 1이될것으로예측하고있으나, Chirinko and Singha(2000) 은모형이 POT를따르더라도계수가 1이아닌경우와모형이 POT를따르지않더라도계수가 1과유사한값을가질수있는경우가존재할수있음을보임으로써이를감안한새로운검증방법이필요하다고주장하였다. 한편 Frank and Goyal(2000) 은 1980년부터 1998년까지공공산업 ( 전기가스업종 ) 과금융업을제외한기업들을대상으로 ShyamSunder and Myers(1999) 가사용한 POT의검증방법을사용하여실증분석하였다. 분석결과과거부채비율이부채

9 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 9 비율의변동에영향을미치며, 그들사이에역의관계가있는것으로나타나 STT 가 POT에비해우세하다고결론지었다. Fama and French(2002) 는 STT와 POT의예측에대해검증을실시하였다. 이들은부채비율은평균반전한다는 STT의예측과자본조달결정은수익성과투자기회의단기변동에반응한다는 POT의예측을동시에검증하였다. 이를위해 1965년부터 1999년까지 3000개이상의기업을대상으로수익성 ( 이자및세금지급전이익, 이자지급전및세후이익 ), 투자기회 ( 시장가치대장부가, 총자산에대한연구개발비비중, 자산증가율 ), 변동성 ( 총자산의장부가 ) 등을설명변수로하여회귀분석하였다. 그결과 POT의예측처럼부채비율은수익성과역의관계가있으며, 이익과단기투자의변동성이부채에의해흡수되는현상을확인하였다. 그들은그와동시에 STT를지지하는부채비율의평균반전현상도확인하여부채비율결정에 STT와 POT가동시에작용하고있음을보였다. 3. 국내연구 1990년대중반까지국내연구는대부분정태적인자본구조결정모형에관심을두었다. 선우석호 (1990), 박성태 (1990), 김원기 (1994) 등은다양한변수들을대상으로기업의부채비율과의관계를검증함으로써최적자본구조를결정하는요인들을도출하고자했다. 선우석호 (1990) 의연구에서는자산수익률이부채비율과역의관계를갖는것으로나타나 POT의주장을일정부분뒷받침하고있다. 박성태 (1990) 와김원기 (1994) 는대체로 STT를지지하는결과를얻었다. 또한신동령 (1990), 신동령 (1993), 공재식 (1998) 등은우리나라의기업환경관련특성을추가하여개별기업의자본구조를설명하고자했다. 특히신동령 (1993) 은수익성과부채비율간의역의관계를확인하여부분적으로 POT를지지하고있으나, 전반적인결과는두이론을동시에지지하고있다. 최선호 (1990), 황선웅 김종대 (1996), 한광환 곽세영 (1998), 곽세영 한광환 (2000), 이원흠 이한득 박상수 (2001) 등은주로 POT를실증분석하거나 STT의설명력과비교하기위해동태적인자본조달모형을제시했다. 최선호 (1990) 는여유자금의유무가기업의자본조달결정에영향을미치지만자본조달과정에서

10 10 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 기업들은부채비율을고려하는것으로나타나 POT와 STT 모두를부분적으로지지하고있다. 황선웅 김종대 (1996) 는유형고정자산이부채비율과정의관계를가지고, 수익성과부채비율이역의관계임을보여 POT의주장을상당부분지지하였다. 한광환 곽세영 (1998) 은, 기업들은장기목표자본구조를정하고이를달성하기위해외부자본을조달하면서도추가적인자본조달이요구될때는 POT 에의해행동하는것으로보아두이론이기업의자본조달행태를상호보완적으로설명하고있다고주장했다. 이원흠 이한득 박상수 (2001) 에서는단기차입, 회사채, 장기차입모두자금소요액과정의관계를갖는것으로나타나 POT를지지하고있다. 윤봉한 (2005) 은 Fama and French(2002) 의검증방식을활용하여우리나라기업들의자본조달행태를분석하였다. 그결과, STT와 POT가모두어느정도설명력이있음을보였으나, 어느가설이더주도적인역할을하는가에대한판단은유보하였다. 특히부채비율의유의적인평균반전현상을확인하였으나, 목표부채비율로의조정속도가매우느려서 SST가지지되는지는확언하기어렵다는입장을피력하였다. 김석진 박민규 (2005) 는 Frank and Goyal(2003) 의실증모형을우리나라기업들에적용하여 POT에대한검증을시도하였다. 그결과, 자금부족액이부채비율의변동에유의적인설명력을가지기는하지만다른설명변수들을압도할정도는아니어서 POT가확실히지지된다고보기는어렵다는결론을내렸다. Ⅲ. 실증분석 1. 자료및설명변수 본연구의분석대상기간은 1989년부터 2004년까지 16년간이며이기간동안존속한금융업을제외한전업종에소속되어있는상장기업들을대상으로하였다. 부채비율은 ( 유동부채 + 고정부채 ) / ( 부채 + 자기자본 ) 으로구했다. 장부가부채비율과시장가부채비율을모두고려하였는데, 장부가부채비율은장부가부채

11 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 11 에장부가자기자본을더하여부채및자본합계를구하였고, 시장가부채비율은장부가부채에시장가격으로평가한자기자본을더하여총자본을구하였다. 장부가또는시장가부채비율에따른실증분석결과의차이는거의없어서본논문에서는시장가부채비율을사용했을때의분석결과를제시하였다. 설명변수는세가지차원에서선정하였다. 첫째, STT와 POT에서주장하는특성변수들을고려하였다. STT는부채비율의평균 반전현상을통해최적자본구조가존재함을설명하고있다. 이에따르면목표부채비율과실제부채비율간에차이가발생할경우기업들은목표부채비율로복귀하려고할것이며그과정에서기업의부채비율은일종의평균을따라변동하게된다는것이다. 평균 반전현상을분석함에있어서발생하는현실적제약조건은한기업의목표부채비율을측정하기어렵다는것이다. 이의해결을위해기존연구에서는다양한방법이사용되었다. 첫째는각기업의과거일정기간동안의부채비율을평균하는것이다. 즉, 과거부채비율의이동평균을구하는방법으로최근의부채비율이현재의부채비율을설명할수있다고가정하고있다. Javilvand and Harris(1984) 의경우 3 년간의이동평균을목표부채비율로사용한바있으며, ShyamSunder and Myers (1999) 의경우 3년및 5년이동평균을목표부채비율로사용하였다. 반면 Frank and Goyal(2003) 은목표부채비율이전년도의기업특성과일정한선형관계를가지고있다는가정하에목표부채비율을추정하는방법을사용하였다. 본연구에서는기업별로과거 2년및 3년간의부채비율을평균한값을사용했는데, 두경우의실증분석결과에별다른차이가없어서 3년간평균치를사용한결과만소개한다. 한편 POT에서는재무부족액이기업의부채비율결정에있어가장큰변수라고주장하고있다. 따라서 POT가성립하기위해서는재무부족액으로유의적인설명이가능해야한다. 재무부족액 (DEF) 은 ( 현금배당금 + 순투자액 + 순운전자본증가액 + 유동성장기부채 세후영업현금흐름 ) 을총자산으로나누어사용하였다. 둘째, 기업의특성을반영하는변수들로서자산의유형성 (tangibility), 성장성 (growth), 규모 (size), 수익성 (profitability), 비부채성감가상각요인등 5가지인데성장성은장기성장성과단기성장성으로나누어변수를선정하였다. 기업특성에관한변수들은 Harris and Raviv(1991), Rajan and Zingales(1995), Frank and

12 12 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) Goyal(2003) 등많은연구자들이선정한기업의부채비율설명및최적자본구조결정변수들가운데의미있다고판정된변수들을대상으로선정하였다. 자산유형성 (TGB) 은담보가될수있는자산이어느정도되는가하는것을측정하기위한것이다. STT에서는유형자산이담보의역할을하여부채차입을용이하게하므로유형자산이많을수록부채비율이높을것으로예상한다. 반면 POT에서는유형자산을적게가진기업일수록정보비대칭의면에서더욱심각한문제가발생한다고가정한다. 따라서유형자산이적은기업은증자에비해정보비대칭에의한비용이적은부채로필요한자금을조달하므로부채비율이높을것으로예상한다. 본연구에서는총자산에서차지하는고정자산의비중을사용하여유형성을측정하였다. 성장성의대용변수로시장가대장부가비율 (MTB: markettobook ratio) 과총자산증가율및매출액증가율이고려되었다. 시장가대장부가비율이높은기업은장기적으로많은투자기회를가진것으로간주하여 STT나 POT 모두에서부채를많이사용하지않을것으로예상한다. 또한기업들은현재의수익성이나장부가에비해주가가높은시기 ( 높은시장가대장부가비율 ) 에주식을발행하는경향이있다. 주식을발행하면부채비율이낮아지게되므로시장가대장부가비율과부채비율이역의관계를가질것으로예상된다. 한편단기성장성도의미있는설명변수가될수있다. 단기성장성이높은기업은신속한투자를위해차입에의존할가능성이크므로 POT에서는정의관계를가질것으로예측한다. 이는장기성장성의경우와는상반된것이어서장기및단기성장성변수들을모두고려하는것이필요하다. 이에따라 2년간의총자산증가율이나매출액증가율을단기성장성의대용변수로고려했는데이들간의상관관계가매우밀접하여최종적으로는매출액증가율 (GS) 을단기성장성변수로채택하였다. 기업규모는파산가능성의대용치로사용된다. 우리나라의경우대기업들은파산에의해이해관계자들뿐만아니라해고등에따른사회적비용이많이발생하므로파산의가능성이낮았고이로인해높은부채비율을유지할수있었다고간주된다. 또한대기업들은일반적으로유형성에서반영된것이상으로고정자산이많아부채를확보할수있는능력이높으며, 중소기업에비해은행등금융기관과의관계가밀접하므로더많은부채를조달할수있다. 결국규모가큰기

13 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 13 업일수록부채비율이더높을것으로예상된다. 본연구에서는각기업의매출액또는총자산에자연로그를취한변수를고려하였는데, 매출액변수 (LnS) 가다른변수들과의상관성이낮아서이를채택하였다. 수익성 (PRF) 은다양한해석이가능한변수이다. SST에따르면수익성이높은기업들은법인세를절감하기위해부채비율을높게유지한다. 반면 POT에서는수익성이높은기업의경우발행비용이저렴한내부유보를늘릴것으로간주하여, 부채비율과수익성이역의관계를가질것이라고주장한다. 하지만 Frank and Goyal(2003) 에따르면현재의수익성이투자기회에대한대용변수이므로부채비율과수익성이역의관계를가질수있을것으로보고있다. 투자기회에대한대용변수로는일반적으로시장가대장부가비율이사용되나오차가발생할수있으므로수익성이그역할을할수있다는것이다. 둘째는 Fischer, Heinkel and Zechner(1989) 의주장대로부채비율을변경하는데고정비용이든다는점을들수있다. 기업들이수익을얻을경우단기적으로부채를갚게되는데이때부채비율이자동적으로낮아지게되는것이다. 따라서 STT가성립하는경우에도부채조정비용을고려할때수익성이높은기업의부채비율이낮아질수있다는것이다. 본연구에서는일단수익성과부채비율간의역상관성이 POT를지지하는것으로해석하였다. 수익성변수로매출액경상이익률과총자본경상이익률을고려하였는데, 역시다른변수들과의상관성이낮은매출액경상이익률을최종적으로선택하였다. 마지막으로, 비부채성세금효과를초래하는변수를고려하였다. 비부채성세금효과가큰기업일수록부채사용에따른세금효과를얻을필요성이감소하게되므로부채비율과는역의관계가있을것으로예상된다. 비부채성세금효과 (DP) 변수는각기업의감가상각액을총자산으로나눈수치를사용하였다. 한편기업들의정보비대칭정도및파산가능성의차이등을고려하기위해규모별로대상기업을분류하였다. 전체기업을매출액크기순으로 3등분하여가장큰규모집단을대규모기업, 가장작은규모집단을소규모기업으로분류하였다. 기업을규모별로나누는이유는소규모기업일수록정보의불투명성이높아정보비대칭이상대적으로더높을것으로판단되었기때문이다. 반면대규모기업의경우파산의위험성이상대적으로낮은데다정부의각종지원정책으로인

14 14 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 해잠재적인파산비용이상대적으로작게발생한다. 따라서소규모기업및대규모기업으로나누어분석한모형에서는전체기업을대상으로한모형에비해 POT의특성이보다잘나타날것으로예상할수있다. 그리고, 10대기업집단 ( 재벌 ) 에속한기업들의경우에도파산가능성이상대적으로낮기때문에이를기준으로표본기업들을재벌기업과비재벌기업으로분류하여분석하였다. 실증분석에사용된변수들에대한기초통계량은 < 표 1> 에요약되어있다. N은표본의수, L은부채비율이며, 앞에서소개한설명변수들의정의는다음과같다. TGB : MTB : GS : LnS : PRF : DP : 고정자산비율시장가대장부가비율매출액증가율매출액의자연로그매출액경상이익률감가상각률 < 표 1> 기초통계량 N L ( 시장 ) L ( 장부 ) TGB MTB GS LnS PRF DP 전체 대기업 소기업 재벌 비재벌 다음으로다중공선성의문제여부를살펴보기위해설명변수들사이의상관관계를구해보았다. 앞에서이미설명했듯이매출액증가율과총자산증가율, 매출액자연로그와총자산자연로그, 경상이익 / 매출액과경상이익 / 총자산사이에는각각높은상관관계가있어서이들각각에대해서는매출액대비설명변수들을채택한결과를제시하였다. 시장가 / 장부가비율과매출액증가율은모두성장성

15 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 15 관련변수이지만, 각각장기및단기성장성을대표한다고볼수있으며둘사이의상관관계가높지않아서모두설명변수로사용하였다. 이밖에다른설명변수사이에도상관관계가크게높지는않아회귀분석에있어다중공선성문제가심각하지는않을것으로판단된다. 다만 MTB와 PRF간의음의상관성이높은데, 수익성이높은기업의경우에오히려주식의시장가치에비해장부가치가높다는점은의외로보이지만, 수익성은단기의실현수익성이고주식의시장가치는현재에대비한미래의이익성장을반영한다고보면이해될수도있는현상이다. DEF는부채비율조정모형의검증에사용될자금부족액을나타낸다. < 표 2> 설명변수들간의상관관계 MTB GS LnS PRF DP DEF TGB MTB GS LnS PRF DEF 기업들이가격순응자라면증자의시점에대한고려 (market timing) 는불필요하겠지만현실적으로기업들은증시가활황일때활발한유상증자를통해자금을조달한다. 이러한행태가순전히부채비율의조정을의도한것일수도있고투자에필요한자금을고평가된주가를활용하여저렴하게확보하려는동기를반영할수도있다. 증시활황에편승한증자가이두가지목적을모두추구하고있을가능성이있지만, 그러한증자활동이부채비율의조정을의도한것이아니라는가정하에서보수적으로부채비율조정모형의타당성을검증해볼필요도있다. 본연구에서는표본기간동안주식시장의연도별주가상승률과유상증자규모를비교하여그활동이가장활발하였던연도에는더미변수를부과한조정모형도검증하였으며, 타이밍이고려되지않은모형의추정결과와비교하였다.

16 16 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 연도별주가상승률과증자규모는 < 표 3> 에제시되어있으며, 더미변수가부과된기간은 1998, 1999, 2001, 2003년이다. 실증분석기간은 1997년도의경제위기와이어진정부의부채비율강제조정기간이포함되어있다. 그러한강제조정이아니더라도경제위기이후우리나라기업들의재무정책이공격적인기업확장을뒷받침하던것에서안정과수익성을중시하는쪽으로선회하였다는평가가있다. 이러한구조적변화가실증분석에미칠수있는영향을감안하여표본기간을 1997년을기준으로전과후로나누어동일한모형들을추정해보았다. < 표 3> 연도별주가상승률과유상증자규모 연도 유상증자 규모 KOSPI 상승률 유상증자규모 순위 KOSPI 상승률 순위 , , , , , , , , ,715, ,996, , , , ,164, , , ,

17 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 모형의설정과추정결과 가. 기본정태모형 기업의자본구조결정을설명하려는초기의실증연구들은다양한설명변수들을사용했지만, 가장보편적으로사용된것들은앞절에서소개한자산유형성, 장기및단기성장성, 기업규모, 수익성, 비부채성감가상각비등여섯개의기업특성변수들이다. 본연구에서도아래의식 (1) 과같은회귀식을추정하여정태적 STT와 POT의유의성을검증한다. L t = β 0 + β 1 TGB t + β 2 MTB t + β 3 GS t + β 4 LnS t + β 5 PRF t + β 6 DP t + ε t (1) 실증분석의결과는 < 표 4> 에요약되어있다. 전체표본을대상으로한추정식의결정계수는 0.071로설명력이높지않은데, 이점은이주제에대한대부분의실증연구들이공통적으로보여주는현상이다. 변수들의유의성을보면단기성장성을제외하고는모두유의적이다. 자산의유형성이높을수록부채비율이높고, 장기성장성이높을수록부채비율이낮고, 규모가큰기업일수록부채비율은높다. 이러한결과는 STT의예측에매우잘부합되는것이다. 감가상각비가많은기업일수록부채비율이낮은점도 STT에부합된다. 그리고수익성이높을수록부채비율이낮아서단순한의미의 POT도지지된다. 그러나 POT의검증을위해사용된매출액증가율로파악한단기성장성에대해부채비율의정의유의성을보이지않아 POT가강하게지지되지는않는다. 높은수익성에의한낮은부채비율이과연 POT를지지하는증거로간주될수있는가에대한논란을감안하면이분석결과는대체로 STT를강력하게지지하는쪽으로해석되어야할것이다. 표본을집단별로나눈분석결과에서주목할만한점은다음과같다. 각집단별추정식의결정계수값을보면대기업과재벌기업들의경우가소기업이나비재벌기업들의그것에비해상당히높아서이러한기업들이이론에좀더부합하는자본구조결정행태를보인다고해석할수있다. 매우특이한점은대기업이

18 18 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 나재벌기업의경우에는자산유형성과부채비율의관계가 STT의예측과어긋난다는점이다. 이점은이들기업은신용도가높거나지급보증을통한신용보완이가능하여담보가차입능력을결정하는중요한요인이아닐것이라는추측과부합한다. 추정된계수가유의적인음의값을가지는이유를추측하자면, 대기업이나재벌기업들은고정자산비중이높아서영업레버리지가높을수록낮은부채비율을유지하여자기자본의총위험수준을통제하고있다는해석이가능하다. < 표 4> 기본정태모형의추정결과 전체대기업소기업재벌비재벌 (4.61) (3.78) (7.90) (2.75) (5.54) (4.98) (13.26) (1.38) (17.66) (0.78) (0.29) (0.64) (2.64) (1.13) (3.61) (16.41) (6.5) (7.58) (4.13) (15.12) (6.70) (15.89) (4.50) (11.82) (4.94) (5.89) (8.53) (0.44) (6.14) (3.38) 추정모형 : L t = β 0+β 1 TGB t +β 2 MTB t +β 3 GS t +β 4 LnS t + β 5 PRF t + β 6 DP t + ε t 나. 부채비율조정모형 (a) : L * t = (L t1 +L t2 +L t3 ) / 3 기업의자본조달행동을설명하는두이론인 STT와 POT를동시검증하기위해부채비율의조정모형을설정하였다. ShyamSunder and Myers(1999) 및 Frank and Goyal(2003) 에따르면 STT에서개별기업의부채비율변동은목표부채수준과과거부채수준과의차이와정의관계를나타낸다. 이러한모형은목표조정모

19 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 19 형 (Target Adjustment Model) 혹은부분조정모형 (Partial Adjustment Model) 으로지칭된다. 반면 POT에서부채조달액은자금부족액과정의관계를가지게된다. 따라서첫번째모형에서는두이론에서제시한두설명변수즉, 목표부채비율과과거부채비율과의차이와재무부족액이부채비율의변동을각각얼마나설명하는지검토한다. 이를통해두이론의기본적인유의성을비교하게된다. 이어서 ShyamSunder and Myers(1999) 에서와같이두설명변수를동시에회귀분석함으로써상대적인설명력을비교한다. 본연구의실증분석은앞에서선정된설명변수와부채수준과의관계를분석하기위해회귀분석을사용하였다. 첫번째단계로 STT와 POT 가설을검증하는데필수적인역할을하는목표부채비율과실제부채비율간의차이를나타내는 (L * tl t1 ) 변수와자금부족액을의미하는 DEF t 변수만을설명변수로하는단순회귀분석을통해두가설의타당성을검증한다. STT와 POT에대한각각의검증식은아래의식 (2) 와 (3) 과같다. 만일 β ST 나 β PO 가유의적인양의값을가지면 STT 나 POT가지지되는것으로간주한다. 그리고 β ST 는한기간동안목표부채율과실제부채비율간의차이를좁혀나가는속도로해석된다. 비록 STT가성립한다고하더라도부채비율조정에따르는조정비용이크면 β ST 의값이 1이될수없다. 그이유는기업들의실제부채비율이목표부채비율에서벗어나있더라도그정도가심각하지않으면조정비용의부담때문에그상태를방치하는것이유리할수있기때문이다. 따라서추정된 β ST 는조정을감행한기업들에의해실현된시장전체의평균적인조정비율또는한기간동안의조정속도를의미하게된다. ΔL ti = α+β ST (L * til t1i )+ε ti (2) ΔL ti : i 기업의 t 기부채비율변동분, (L ti L t1i ) L * ti : i 기업의 t 기목표부채비율, L t1i : i 기업의 t1 기부채비율 ΔL ti = α+β PO DEF ti +ε ti (3) DEF ti : i 기업의 t 기자금부족액

20 20 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 이와함께 STT 와 POT 의상대적인설명력을비교하기위해서두설명변수를 동시에고려한회귀식 (4) 도추정하여어느변수가주도적인설명력을가지는지 평가한다. ΔL ti = α+β ST (L * til t1i )+β PO DEF ti +ε ti (4) STT를검증하는많은연구들은목표부채비율로서과거부채비율들의평균을사용하므로이에따른변수추정오차문제에서자유로울수없다는한계를안고있다. 만일 β ST 가유의적인양의값을가진다면부채비율이랜덤워크하지않고과거평균을향해반전하는행태를보인다는것이므로, 기업이부채비율을일정한수준으로유지하려는노력을의식적으로하고있다고해석할수있다. 이런점에서결과적으로는과거평균부채비율이목표부채비율로간주될수도있겠으나, 목표부채비율이라는표현을바람직한장기균형보다는단기적으로유지하고자하는수준정도의의미로받아들이는것이안전하다. 회귀식의추정결과는 < 표 4> 에정리되어있다. 식 (2) 의추정결과를보면설명변수가모든경우에 1% 수준에서유의적이어서 STT가지지된다. 식 (3) 의추정결과를보면대기업과재벌기업에서는 POT가지지되고, 전체표본과소기업및비재벌기업에서는기각된다. 식 (4) 의추정결과도식 (2) 와식 (3) 의것과대동소이하다. 즉 STT는모든집단에서작동하고 POT는대기업과재벌기업에서만유효하다. 이러한결과는대기업이나재벌기업이상대적으로쉽게부채에접근할수있기때문에나타날수있는현상이다. 결정계수의값들은대체로낮은데, 전체표본과소기업및비재벌기업에서는 STT만이유효하지만, 대기업과재벌기업에서는 STT와 POT가거의대등한설명력을가지고있음을보여준다. 목표부채비율로과거평균부채비율을사용한경우에 β ST 가모두양의값을보인것은부채비율이평균반전하는현상을보여준다. 그리고추정된값이의미하는조정속도는소기업의경우가 0.325로가장빠르고, 대기업의경우가 로가장느리다. 시장전체로는 0.253으로 1년에편차의약 4분의 1 정도가조정되는것으로해석된다.

21 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 21 < 표 4A> 부채비율조정모형 (a) 회귀분석결과 집단별 Coefficients (2) (3) (4) 0.002( 0.99) 0.002( 1.45) 0.002( 1.32) 전체 0.253(12.59) 0.001( 0.01) 0.253(12.59) 0.001( 0.37) ( 2.06) 0.005( 2.47) 0.005( 2.39) 대기업 0.145(5.25) (8.36) (6.71) 0.064(9.28) 소기업 0.001(0.34) 0.325(11.24) (0.02) 0.001( 0.11) (0.15) 0.344(9.08) 0.001(0.27) ( 1.61) 0.006( 1.71) 0.006( 1.67) 재벌 0.209(4.54) (4.42) (5.30) 0.074(5.39) ( 0.37) 0.002( 0.84) 0.001( 0.70) 비재벌 0.262(11.71) 0.001( 0.04) 0.262(11.71) 0.001(0.33) 식 (2) : ΔL ti = α+β ST(L * til t1i)+ε ti, 식 (3) : ΔL ti = α+β PODEF ti+ε ti 식 (4) : ΔL ti = α+β ST(L * til t1i)+β PODEF ti+ε ti 동일한모형에타이밍더미 (timing dummy) 변수를포함한추정결과는 < 표 4B> 에나와있다. 타이밍더미가추가됨으로써증시활황에따른기업의활발한증자와그에따른부채비율감소효과가유의적으로확인된다. 하지만이로인해서부채비율조정속도를의미하는 β ST 의값이여전히유의적이기는하지만더작게추정되었다. 더미변수의효과가전부마켓타이밍효과만을반영한다고가정하면이것을제외했을때에는절충이론에입각한조정활동은 < 표 4A> 의추정

22 22 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 결과가의미하는것보다는약한것으로해석된다. β ST 추정치의감소의정도를비교해보면대기업과재벌기업의경우에서더두드러지는데, 이는이들기업들의더미계수의추정치가더큰음의값을가지며유의성도더높은것과관련이있다. 대기업과재벌기업이증시활황을이용한증자에더적극적이며, 이러한 < 표 4B> 부채비율조정모형 (a) 회귀분석결과 ( 타이밍더미포함 ) 집단별 Coefficients 식 (2) 식 (3) 식 (4) 전체 δ 0.013(6.16) 0.208(10.57) 0.064(17.14) (10.11) (0.32) 0.075(20.92) (6.15) 0.208(10.58) (0.64) 0.064(17.15) 대기업 δ 0.014(5.53) (16.72) (6.13) 0.056(9.00) 0.082(19.48) (3.26) 0.122(4.63) 0.062(9.50) 0.074(16.84) 소기업 δ 0.012(3.69) 0.291(10.16) 0.054(9.14) (6.47) (0.16) 0.069(11.92) (3.67) 0.291(10.17) (0.46) 0.054(9.15) 재벌 δ 0.020(4.96) 0.134(3.16) 0.100(13.35) (3.64) 0.053(4.38) 0.108(15.15) (1.76) 0.165(3.91) 0.065(5.14) 0.098(13.23) 비재벌 δ 0.011(4.69) 0.223(10.10) 0.056(13.22) (8.26) (0.25) 0.068(16.57) (4.68) 0.223(10.10) (0.56) 0.056(13.22) 식 (2) : ΔL ti = α + β ST(L * til t1i) + δ D + ε ti, 식 (3) : ΔL ti = α + β PODEF ti + δ D + ε ti 식 (4) : ΔL ti = α + β ST(L * til t1i) + β PODEF ti + δ D + ε ti D = 1 : 1998, 1999, 2001 그리고 2003년도

23 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 23 부분을제외하면이들이소기업이나비재벌기업에비해상대적으로더늦은조정속도를보인다고할수있다. 사실대기업과재벌기업의조정속도는약 8% 와 13% 정도에불과할정도로너무느려서추정치의유의성에도불구하고과연의도적조정을행하고있는지를의심하게만드는수준이다. 다. 부채비율조정모형 (b) : L * t = β 0 + β 1 TGB t1 + β 2 MTB t1 + β 3 GS t1 + β 4 LnS t1 + β 5 PRF t1 + β 6 DP t1 Frank and Goyal(2003) 은목표부채비율로서과거평균부채비율을사용하는방법의대안으로정태모형에입각한추정식을대입하는방식을제시하였다. 이대안은정태모형이옳다는전제하에서가능한것인데, 앞절에서본결과처럼비록결정계수의값은높지않으나사용된설명변수들은상당한유의성을보여대안으로서충분히고려해볼만하다. 목표부채비율에대한이러한접근법의장점은이론적근거를토대로한다는점이며, 과거평균부채비율을과연목표부채비율이라고볼수있는가하는논란에서벗어날수있다. 목표부채비율 L * t 는전년도의기업특성에의해결정된다고보고식 (5) 와같이설정한다. L * ti = β 0 +β 1 TGB t1i + β 2 MTB t1i + β 3 GS t1i + β 4 LnS t1i + β 5 PRF t1i + β 6 DP t1i + ε ti (5) 이것을식 (2) 의 L * ti에대입하고좌변의 L t1 을우변으로넘겨정리하면식 (6) 이되고, 동일한방식으로식 (4) 를정리하면식 (7) 이된다. 여기서 L t1 의추정계수에서 1을빼면 β ST 로시장의평균적인조정속도가된다. 실증분석에서는식 (6) 과 (7) 에모형 (a) 에서와마찬가지로타이밍더미를추가한식도같이추정하여매우보수적으로평가된조정속도도구해보았다. 식 (8) 은식 (7) 에서설명변수 L t1 을뺀것인데, 회귀식의결정계수에서 L t1 이차지하는역할을알아보기위해참고로추정한것이다.

24 24 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) L ti = β 0 + (1β ST )L t1i + β 2 TGB t1i + β 3 MTB t1i + β 4 GS t1i + β 5 LnS t1i + β 6 PRF t1i + β 7 DP t1i + ε ti (6) L ti = β 0 + (1β ST )L t1i + β 2 TGB t1i + β 3 MTB t1i + β 4 GS t1i + β 5 LnS t1i + β 6 PRF t1i + β 7 DP t1i + β PO DEF ti + ε ti (7) L ti = β 0 + β 2 TGB t1i + β 3 MTB t1i + β 4 GS t1i + β 5 LnS t1i + β 6 PRF t1i + β 7 DP t1i + β PO DEF ti + ε ti (8) 전체표본에대한검증결과는 < 표 5> 에정리되어있다. 식 (6) 과 (7) 에대한추정결과를보면 (1β ST ) 가 0.81 정도여서목표조정모형에따른조정속도는약 0.19이다. 이값은전체표본에대한식 (2) 의추정에서얻은약 0.25에비해조금작으나비교적유사한값이다. 계수의유의성도매우높아서 STT에기반을둔조정모형이지지된다. 식 (7) 에포함된 β PO 의추정치는거의 0에가까운비유의적인값이어서전체표본에대한식 (3) 의추정결과와일관되게 POT가지지되지못하며, 이변수가추가되어도모형의결정계수가개선되지도않는다. 식 (8) 은 L t1 을제외한추정식인데, 결정계수의값이식 (6) 과 (7) 의 0.645에비해 0.065로대폭하락하는것이주목된다. 이점만보면식 (6) 과 (7) 이단순히시차를둔기본정태모형에 L t1 만추가해본것인데, 단지부채비율의시계열상관성이매우높다는점을확인한결과라고소극적으로해석할여지도있다. 다만 β ST 가식 (2) 와유사하게추정되었기때문에조정모형 (b) 의신뢰성이크게의심받지는않을수있게되었다. 타이밍더미를추가한모형의추정결과를보면더미변수의계수값이유의적인음을가져활발한증자로인한부채비율의감소현상을포착하고있다. 이로인해서 (1β ST ) 가식 (6) 과 (7) 에서모두약 0.03 정도증가하였다. 이는조정속도가약 3% 정도하락한것으로해석된다. 물론이러한해석은더미가부여된연도의증자가부채비율조정동기와무관하다는매우보수적인전제하에서가능한것이므로, 실제로는조정속도가크게줄었다고보기는어렵다. 더미변수의추가로인해달라지는또다른점은비유의적이던 DP 변수의추정계수가유의적인양의값을가지게된것인데, 왜이러한현상이발생하는지는추측하기어렵다.

25 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 25 < 표 5> 전체표본에대한조정모형 (b) 회귀분석결과 Coeff. (6) (6)+Dummy (7) (7)+Dummy (8) 0.037(1.70) 0.039(1.83) 0.037(1.69) 0.038(1.81) 0.072(2.05) 0.811(93.73) 0.844(97.84) 0.811(93.70) 0.844(97.81) 0.014(1.40) 0.018(1.80) 0.014(1.40) 0.018(1.80) 0.050(2.98) 0.005(1.82) 0.001(0.23) 0.004(1.59) 0.001(0.22) 0.011(2.49) 0.001(1.16) 0.001(1.15) 0.001(1.08) 0.001(1.15) 0.001(0.53) 0.005(4.41) 0.005(4.02) 0.005(4.38) 0.005(4.03) 0.032(17.08) (2.34) (2.23) (2.25) (2.22) 0.001(3.69) 0.006(0.11) 0.252(4.41) 0.007(0.12) 0.251(4.39) 0.332(3.51) 0.001(0.013) (0.28) (1.13) δ 0.065(17.51) 0.065(17.51) 0.014(2.37) 식 (6) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + ε ti 식 (7) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2 TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti 식 (8) : L ti = β 0 + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti δ는더미변수 D의계수 (D = 1 : 1998, 1999, 2001, 2003년도 ). 대기업표본에대한 < 표 6> 의추정결과를보면 β ST 에대한것은전체표본의경우와거의유사하다. 다만조정속도는 또는 0.164로전체표본의경우보다좀느리다. 이결과는식 (2) 의추정결과와잘부합되어서역시조정모형 (b) 가신뢰할만하다는판단을가능케한다. 전체표본의경우와확연히다른점은 β PO 가유의적인양의값을가져서 POT가지지된다는것이다. 이결과도대기업에대한식 (3) 의추정결과와일치되는것이다. 타이밍더미의효과는조정속도를약 5% 정도저하시키는데, 이정도크기라면변수의유의성여부를떠나 STT를지지하기에는너무작은값이다. 소기업에대한추정결과를 < 표 7> 에서보면 β ST 의값이대략 정도인데, 이는식 (2) 의추정치인 0.325에비해서는

26 26 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 좀작은값이다. 그러나대기업에비해소기업의조정속도가더빠르다는점에서는식 (2) 의추정결과와일치한다. 역시식 (3) 의추정결과와일치하는점은 β PO 의추정치가 0에가까운비유의적인값이어서대기업과는달리소기업에는 POT 가작동하지않는다는것을알수있다. 추정식의결정계수값은전체표본이나대기업의경우보다약간낮아졌다. 타이밍변수의효과는대기업의경우와거의유사하여조정속도가약 5% 정도낮은것으로추정된다. < 표 6> 대기업에대한조정모형 (b) 회귀분석결과 Coeff. (6) (6)+Dummy (7) (7)+Dummy (8) 0.125(3.81) 0.096(3.06) 0.222(6.82) 0.186(5.94) 0.752(14.25) 0.875(71.99) 0.922(77.19) 0.836(69.23) 0.884(73.93) 0.043(3.49) 0.043(3.61) 0.095(7.49) 0.091(7.46) 0.197(9.34) 0.035(5.64) 0.020(3.41) 0.023(3.78) 0.011(1.84) 0.095(9.52) (0.17) (0.25) (0.15) 0.003(0.38) 0.001(0.54) 0.002(1.53) 0.001(0.83) 0.004(2.65) 0.003(1.97) 0.009(3.33) 0.008(0.73) 0.004(0.48) 0.013(1.56) 0.009(1.15) 0.148(10.67) 0.065(0.91) 0.353(4.97) 0.088(1.26) 0.354(5.14) 0.554(4.69) 0.094(13.76) 0.085(13.00) 0.205(18.45) δ 0.075(16.32) 0.070(15.66) 0.013(1.77) 식 (6) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + ε ti 식 (7) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2 TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti 식 (8) : L ti = β 0 + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti δ는더미변수 D의계수 (D = 1 : 1998, 1999, 2001, 2003년도 ).

27 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 27 < 표 7> 소기업에대한조정모형 (b) 회귀분석결과 Coeffi. (6) (6)+Dummy (7) (7)+Dummy (8) 0.104(1.83) 0.121(2.18) 0.106(1.87) 0.125(2.22) 0.206(2.41) 0.756(58.98) 0.779(60.05) 0.758(59.07) 0.779(60.03) 0.041(2.41) 0.036(2.13) 0.041(2.42) 0.036(2.14) 0.179(7.03) 0.002(0.70) (0.03) 0.002(0.58) (0.03) 0.001(0.25) 0.005(2.08) 0.007(2.72) 0.005(2.09) 0.007(2.73) 0.002(0.60) 0.014(4.55) 0.014(4.66) 0.014(4.52) 0.014(4.70) 0.042(9.07) 0.002(1.07) (0.88) (1.05) (0.86) 0.001(2.50) 0.022(0.25) 0.235(2.60) 0.019(0.21) 0.231(2.55) 0.172(1.24) 0.001(0.44) (0.59) (1.04) δ 0.057(9.78) 0.057(9.78) 0.009(0.99) 식 (6) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + ε ti 식 (7) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2 TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti 식 (8) : L ti = β 0 + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti δ는더미변수 D의계수 (D = 1 : 1998, 1999, 2001, 2003년도 ). 재벌기업에대한추정결과를 < 표 8> 에서보면대기업에대한추정결과와유사하다. β ST 는약 0.167에서 정도여서대기업의경우와조금더높지만거의비슷하다. 타이밍변수에의한조정속도하락폭은약 6% 정도여서역시 STT의지지여부를의심하게만든다. β PO 는유의적인양의값이어서대기업의경우와마찬가지로 POT가지지된다. 비재벌기업에대한 < 표 9> 의결과를보면 β ST 가약 0.157에서 정도여서소기업에비해좀느린조정속도를보인다. 타이밍더미의도입으로인한조정속도추정치의감소는약 3% 정도에불과하여 STT에대한지지를훼손할정도는아니다. β PO 는소기업의경우와마찬가지로 0에가까운비유의적인값을가져 POT가지지되지않는다. 재벌기업이나비재벌기업이나추정식의결정계수값은거의같다.

28 28 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) < 표 8> 재벌기업에대한조정모형 (b) 회귀분석결과 Coeffi. (6) (6)+Dummy (7) (7)+Dummy (8) 0.177(3.20) 0.125(2.43) 0.235(4.32) 0.176(3.43) 0.903(12.29) 0.843(34.57) 0.909(39.08) 0.806(33.10) 0.875(37.26) 0.039(1.72) 0.032(1.52) 0.103(4.31) 0.085(3.77) 0.217(6.30) 0.030(2.37) 0.015(1.29) 0.015(1.19) 0.004(0.33) 0.215(13.77) 0.001(0.31) (0.07) 0.001(0.19) (0.07) 0.001(0.90) 0.003(1.26) 0.002(0.73) 0.003(1.21) 0.002(0.70) 0.008(2.49) 0.060(2.59) 0.049(2.25) 0.033(1.42) 0.027(1.26) 0.265(8.27) 0.281(2.38) 0.126(1.09) 0.235(2.02) 0.140(1.24) 0.488(2.81) 0.101(7.05) 0.082(6.09) 0.199(9.82) δ 0.098(12.53) 0.092(11.95) 0.021(1.85) 식 (6) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + ε ti 식 (7) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2 TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti 식 (8) : L ti = β 0 + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti δ 는더미변수 D 의계수 (D = 1 : 1998, 1999, 2001, 2003 년도 ). < 표 9> 비재벌기업에대한조정모형 (b) 회귀분석결과 Coeffi. (6) (6)+Dummy (7) (7)+Dummy (8) 0.030(0.94) 0.031(1.01) 0.030(0.96) 0.032(1.04) 0.176(3.48) 0.801(83.01) 0.828(85.81) 0.800(82.98) 0.828(85.79) 0.011(0.89) 0.014(1.18) 0.011(0.89) 0.014(1.18) 0.072(3.86) 0.005(1.76) 0.002(0.57) 0.005(1.75) 0.002(0.56) 0.004(0.91) 0.005(2.11) 0.006(2.51) 0.005(2.06) 0.006(2.51) 0.006(1.55) 0.009(5.07) 0.009(5.12) 0.009(5.07) 0.009(5.13) 0.044(16.29) 0.001(2.01) (1.80) (2.00) (1.79) 0.001(2.47) 0.069(1.06) 0.293(4.49) 0.067(1.05) 0.291(4.46) 0.162(1.53) 0.001(0.26) (0.40) (1.17) δ 0.058(13.85) 0.058(13.85) 0.017(2.49) 식 (6) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + ε ti 식 (7) : L ti = β 0 + (1β ST)L t1i + β 2 TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti 식 (8) : L ti = β 0 + β 2TGB t1i + β 3MTB t1i + β 4GS t1i + β 5LnS t1i + β 6PRF t1i + β 7DP t1i + β PODEF ti + ε ti δ 는더미변수 D 의계수 (D = 1 : 1998, 1999, 2001, 2003 년도 ).

29 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 29 타이밍더미변수를추가한모형 (b) 의추정결과는모형 (a) 의경우와유사하여두모형간의일관성을확인할수있다. 조정모형 (b) 에타이밍더미를추가한추정결과들을보면증시활황을이용한활발한증자활동으로인해부채비율이감소한것이더미변수의유의적인음의추정치를통해확인된다. 이러한효과를제외하면 β ST 의추정치들은모두감소하고, 감소의정도는대기업과재벌기업에서더두드러진다. 마켓타이밍을대기업과재벌기업들이더잘활용하며, 부채비율의조정속도는소기업이나비재벌기업에비해느리다는해석이여전히가능하다. 모형 (a) 의경우에서처럼더미변수를추가했을때대기업과재벌기업의조정속도는 10% 이하의너무느린것으로나와절충모형에대한지지를약화시키고있다. 조정모형 (a) 와 (b) 의검증결과를종합해보면두결과가매우유사하여적어도이두모형사이에는일관성이있다. 전체표본에대한검증결과를보면모형 (a) 와 (b) 모두에서절충이론에입각한목표조정모형은유의적이고, 목표로의조정속도는대략 0.20에서 0.25 사이정도된다. 하지만자금부족액변수는유의성이없어서순서이론이지지되지않는다. 대기업과재벌기업의검증결과는전체표본과달리절충이론과순서이론모두를지지하며, 목표로의조정속도는대략 0.15에서 0.25 사이정도이다. 하지만소기업과비재벌기업의경우에는전체표본과마찬가지로순서이론만지지되며목표로의조정속도는약 0.20에서 0.35 정도된다. 만일타이밍더미를추가한다면조정속도는상당히감소하는데, 대기업과재벌기업의경우에는그정도가심하여절충이론의지지여부를의심하게하는수준이다. 라. 기간구분에따른실증분석 표본기간을 1997년을기준으로나눈기본정태모형의실증분석결과를 < 표 10A> 와 < 표 10B> 를통해살펴보면다음과같은특징이발견된다. 우선전체표본을대상으로한추정모형의결정계수값이전기가후기에비해현저히크며, 이것은주로전기에소기업과비재벌기업에대한결정계수값이후기에비해상당히큰데서비롯된다. 경제위기이후의부채비율감소노력이정태모형으로

30 30 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 는설명되지않을것이므로이러한현상이발생한것이아닌가추측된다. 특별히흥미로운점은기업규모변수의유의성이후기에대폭낮아져서대기업과재벌기업의경우에는사라진다는점이다. 그이유를추정하자면경제위기를겪으면서대마불사의신화가무너졌고, 기업규모가안정성에대한지표가되지못한다는인식이확산되면서규모와부채비율간의관계가약화되었다고볼수있다. 그나마소기업과비재벌기업의경우에는규모가클수록차입이용이한현상이남아있다. < 표 10A> 기본정태모형 : 기간 1989~1996 TGB t MTB t GS t LnS t PRF t DP t R 2 전체 (1.06) (15.97) (1.27) (18.48) (18.14) (5.84) 대기업 (2.37) (12.13) (1.41) (9.69) (15.30) (6.28) 소기업 (3.49) (11.53) (0.57) (6.90) (9.93) (1.36) 재벌 (1.03) (12.05) (1.58) (4.01) (6.36) (0.84) 비재벌 (1.14) (13.80) (1.23) (14.35) (16.33) (5.66) < 표 10B> 기본정태모형 : 기간 1998~2004 TGB t MTB t GS t LnS t PRF t DP t R 2 전체 (3.76) (0.16) (3.83) (5.60) (3.30) (4.79) 대기업 (1.81) (6.93) (2.03) (0.18) (10.29) (7.46) 소기업 (5.34) (1.55) (2.99) (3.69) (2.18) (1.40) 재벌 (0.19) (11.04) (2.86) (0.33) (10.31) (6.24) 비재벌 (3.80) (2.70) (3.44) (7.42) (2.40) (2.17) 0.043

31 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 31 기간을구분한목표조정모형 (a) 의추정결과는 < 표 11A> 와 < 표 11B> 에제시되어있다. 두기간모두전체기간을대상으로한추정치에비해서 β ST 로추정된 STT에입각한목표조정속도가 5~10% 정도빠른것으로나타났으며결정계수의값도더높다. 특히후기에서대기업과재벌기업의조정속도가 15% 이상크게빨라진것은주목할만한점이다. 하지만이러한현상이기업의자발적인부채비율조정노력의결과가아니라정부의정책에의한강제적인부채비율조정에의한현상일수도있기때문에후기에와서 STT에입각한목표조정행태가더분명해졌다고단언할수는없다. 시계열과횡단면데이터가통합된패널회귀분석에서시계열을잘게자르면오히려결정계수의값이증가하는경우도있기때문에후기에와서대기업과재벌기업에대한추정모형의결정계수가증가한것도큰의미를부여하기는어렵다. β PO 로추정된자금부족액의설명력은전체표본에서와비슷하게대기업과재벌기업에서만대체로유의적이지만추정계수의유의성은모두감소하였다. 특히전기의재벌기업표본에서는유의성이사라 < 표 11A> 목표조정모형 (a) : 기간 1989~1996 집단별 Coefficients 식 (2) 식 (3) 식 (4) 전체 β ST β PO R (10.50) (0.98) (10.50) (0.33) 대기업 β ST β PO R (4.80) (4.21) (5.29) 0.056(4.92) 소기업 β ST β PO R (9.57) (0.95) (9.56) (0.20) 재벌 β ST β PO R (3.05) (0.98) (3.18) 0.034(1.77) 비재벌 β ST β PO R (10.12) (0.94) (10.12) (0.31) 0.063

32 32 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 져순서이론에대한지지가약화되었다. 목표조정모형 (b) 에대한추정결과는전 체표본이나전기및후기각각에대한추정치나거의차이가없어서따로제시 하지않았다. < 표 11B> 목표조정모형 (b) : 기간 1998~2004 집단별 Coefficients 식 (2) 식 (3) 식 (4) 전체 β ST β PO R (13.93) (0.40) (13.94) (0.66) 대기업 β ST β PO R (9.51) (5.56) (10.79) 0.060(7.48) 소기업 β ST β PO R (10.17) (0.24) (10.18) (0.45) 재벌 β ST β PO R (7.64) (3.11) (8.39) 0.081(4.57) 비재벌 β ST β PO R (12.09) (0.35) (12.10) (0.57) Ⅳ. 결론 본연구는기업의부채비율결정을설명하는두이론인절충이론과자본조달순서이론가운데어느쪽이우리나라기업의행태를더잘설명할수있는가를검증하였다. 지금까지두이론이전개된방향은대체로두단계로나눌수있다. 첫번째단계는정태적자본구조결정모형단계로기업의특성변수가부채비율을얼마나잘설명할수있는가하는데초점을두었다. 정태적절충이론에서는

33 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 33 부채사용의이익과비용을결정하는기업의특성에따라최적자본구조가결정된다고주장하였으며, 자본조달순서이론은자본조달의부대비용이나편의성을고려한자금원천별조달순서에따라필요한자금을조달할뿐이라고주장하였다. 그런데실증분석에사용되는기업의재무변수들은부채사용의손익을결정하는기업속성의대리변수이므로실증분석결과에대한해석은모호할수밖에없다는문제가있다. 이문제를극복하기위해서두번째단계에서는최적자본구조로의회귀노력이나자금부족액의충당노력이부채비율의변동을초래하는가를분석하였다. 절충이론에서는기업의실제부채비율이목표수준을벗어났을때목표부채비율로회귀하려는경향이있으며, 이를부채비율의평균 반전현상으로설명할수있다고주장하였다. 자본조달순서이론에서는자금부족액은일단부채로충당될것이므로부채비율의변동은자금부족액에의해서설명된다고보았다. 본연구에서확인된실증결과들을요약하면다음과같다. 우선기업의부채비율을기업특성변수들만으로설명하는기본정태모형의검증에서자산유형성, 기업규모, 장기성장성, 그리고감가상각률등에대한회귀계수의추정치들이모두절충이론을지지하는유의성을보였다. 본연구의결과처럼수익성이높을수록부채비율이낮아지는현상은순서이론을지지하는증거로간주되었다. 그러나최근에와서는부채비율의조정비용때문에비록절충이론이맞는경우에도이러한현상이나타날수있다는점에서이현상이순서이론에대한명확한증거인가에대한논란이있다. 부채비율조정모형에대한검증결과를보면전체표본이나집단별표본모두에서절충이론은확실하게지지된다. 하지만순서이론은대기업과재벌기업에서는지지되지만소기업과비재벌기업에서는지지되지않는다. 증시가활황일때기업들은활발한증자를통하여자기자본을확충하는경향이있다. 이러한현상을마켓타이밍이라고부르는데, 높은주가를이용하여저렴하게자본을조달하려는동기와증자가용이한시점에서자본구조조정을시도하려는동기가혼재된것일수있다. 마켓타이밍에의한부분을제외한부채비율조정속도를추정하면그렇지않은경우에비해확실히낮아진다. 이러한추정치는증시활황에따른증자가부채비율조정동기와는전혀무관하다는매

34 34 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 우보수적인전제하에서의조정속도를의미한다. 이러한전제하에서대기업과재벌기업의조정속도는유의적이기는하지만매우낮아서목표조정모형의지지증거로보기어려워진다. 하지만소기업과비재벌기업에있어서는여전히 0.2에서 0.35에이르는큰값을가져서목표조정모형이유의적인설명력을가지는것으로간주할수있다. 1997년의경제위기를기준으로표본기간을전기와후기로나눈실증분석에서도목표조정모형은유효하며, 후기에와서대기업과재벌기업의조정속도가상당히높아져서모형의유의성이더확실해졌다. 본연구에서확인된결과와최근국내연구들의그것과비교해보면다음과같다. 우선윤봉한 (2005) 의연구와비교해보면수익성변수의영향이 POT를지지하는쪽이라는점과목표조정모형이지지된다는점에서일치한다. 윤봉한 (2005) 은추정된조정속도가너무낮아서목표조정모형의지지여부를매우조심스럽게해석하고있는데비해본연구에서추정된조정속도는표본집단이나기간에따라 30~40% 에이를정도로커서목표조정모형과그토대가되는절충이론에대해보다분명한지지가가능하다. 부채비율변동에대한자금부족액의영향을분석하여자본조달순서이론을검증한김석진 박민규 (2005) 의연구는자금부족액이부채비율변동에대해미약한유의성을가지며회귀식의결정계수가높지않은것으로보고하였다. 본연구에서는전체표본이나소기업및비재벌기업에서는자금부족액의역할이비유의적이지만대기업과재벌기업에서는확실한유의성을보인다는점에서그들의연구와다른결과가얻어졌다. 이러한결과들을종합해보면본연구를비롯한최근의다른연구들은사용한표본기업이나검증기간, 변수의측정방법, 실증분석모형의상이성등에도불구하고순서이론에대한부분적지지와절충이론혹은목표조정모형에대한포괄적지지라는유사한결과를얻고있다. 과거에절충이론과순서이론은기업자본구조를설명하는대립적인가설들로인식되기도하였다. 하지만두이론은동일한전제하에서서로다른결과를예측하는절대적인대립성을가지는것이아니기때문에한이론의긍정이반드시다른이론의부정을의미하지는않는다. 두이론이모두부분적인현실적타당성을가지고있기때문에현실에서기업들이과연어느이론이제시하는논리에더크게의존하여그들의자본구조를조정해가느냐를확인하는것이최근의실

35 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 35 증연구들의방향이다. 이두이론이기업의자본구조결정에영향을주는모든고려사항들을완전히포괄하지는않으므로, 투자기회나자본시장의상황변화가자본구조에미칠수있는영향을고려한다든지, 이익증가에의한단기적인부채비율감소현상에기업이어떻게대응하고있는지등을고려하는새로운동태모형에관한연구들이최근진행되고있다. 그리고실증분석에사용된변수들이근본적으로내포하고있는변수측정오차문제를어떻게개선하는가하는문제도더깊이논의되어야할과제이다.

36 36 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 참고문헌 곽세영 한광환, 자본조달결정및금융형태의선택, 재무관리논총 제 6권제1호, 2000, pp.122. 공재식, 한국의주거래은행제도가기업투자및자본구조에미치는영향, 증권학회지 제 23집, 1998, pp 김석진 박민규, 자금부족분을이용한자본조달순서이론검정, 경영학연구 제34 권제6호, 2005, pp 김원기, 자산형태와자본구조와의관련성에관한실증적연구 한국상장기업을중심으로, 재무관리논총 제 1권제2호, 1994, pp 박성태, 자본구조결정요인에대한실증적연구, 재무관리연구 제 7권제2호, 1990, pp 선우석호, 한국기업의재무구조결정요인과자본비용, 재무연구 제 3호, 1990, pp 신동령, 거시경제요인의변화와한국기업의재무구조, 재무연구 제 3호, 1990, pp , 재벌기업과비재벌기업의재무구조결정요인, 금융연구 제 7권제1호, 1993, pp 윤봉한, 한국상장기업의자본구조결정요인에대한장기분석 : 정태적절충모형과자본조달순위모델간의비교, 경영학연구 제 34권제4호, 2005, pp 이원흠 이한득 박상수, 대기업집단의부채비율조정속도에관한연구 IMF 외환위기시점을전후한자금조달행태의변화비교, 증권학회지 제28집, 2001, pp 최선호, 기업의자본조달행태분석을통한자본구조이론과자본조달이론의재조명, 재무연구 제 3호, 1990, pp 한광환 곽세영, 자본조달및투자결정에서내부금융의역할, 한국재무학회 1998년추계학술연구발표회, 1998년 11월.

37 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 37 황선웅 김종대, 우리나라기업의투자결정유형이자본구조에미치는영향에대한실증분석, 경영학연구 제 25권 4호, 1996, pp Bradley, Michael, Gregg Jarrell, and E. Han Kim, On the Existence of an Optimal Capital Structure: Theory and Evidence, Journal of Finance 39, 1984, pp Brennan, Michael and Alen Kraus, Efficient Financing under Asymmetric Information, Journal of Finance 42, 1987, pp Cadsby, C. Bram, Murray Frank and Vojislav Maksimoviv, Pooling, Separating, and Misseparating Equilibria in Financial Markets, Review of Financial Studies 3, 1990, pp , Equilibrium Dominance in Experimental Financial Markets, Review of Financial Studies 11, pp Chirinko, Robert S. and Anuja R. Singha, Testing Static Tradeoff against Pecking Order Models of Capital Structure: A Critical Comment, Journal of Financial Economics 58, 2000, pp DeAngelo, H. and R. Masulis, Optimal Capital Structure under Corporate and Personal Taxation, Journal of Financial Economics 8, 1980, pp.329. Fama, Eugene and Kenneth French, Testing Tradeoff and Pecking Order Predictions about Dividends and Debt, Review of Financial Studies 15, 2002, pp.133. Flannery, M. and K. Rangan, Partial Adjustment toward Target Capital Structures, Journal of Financial Economics 79, 2006, pp Frank, Murray and Vidhan Goyal, Testing the Pecking Order Theory of Capital Structure, Journal of Financial Economics 67, 2003, pp Fischer, Edwin O., Robert Heinkel and Josef Zechner, Dynamic Capital Structure: Theory and Tests, Journal of Finance 44, 1989, pp Graham, John R, How Big are the Tax Benefits of Debt?, Journal of Finance 56, 2000, pp Harris, Milton and Artur Raviv, Capital Structure and the Informational Role of

38 38 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) Debt, Journal of Finance 45, 1990, pp , The Theory of Capital Structure, Journal of Finance 39, 1991, pp Hovakimian, Armen, Tim Opler and Sheridan Titman, The DebtEquity Choice, Journal of Financial and Quantitative Analysis 36, 2001, pp.124. Jalilvand, A. and R. S. Harris, Corporate Behavior in Adjusting to Capital Structure and Dividend Targets: An Econometric Study, Journal of Finance 39, 1984, pp Jensen, Michael C., Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance and Takeovers, American Economic Review 76, 1986, pp and William E. Meckling, Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Financial Economics 33, 1976, pp Kraus, Alan and Robert H. Litzenberger, A StatePreference Model of Optimal Financial Leverage, Journal of Finance 28, 1973, pp Leland, Hayne and David Pyle, Information Asymmetries, Financial Structure, and Financial Intermediation, Journal of Finance 32, 1977, pp Lucas, Deborah and Robert MacDonald, Equity Issues and Stock Price Dynamics, Journal of Finance 45, 1990, pp Miller, M. H., Debt and Taxes, Journal of Finance 32, 1977, pp Modigliani, Franco and Merton H. Miller, The Cost of Capital, Corporation Finance, and the Theory of Investment, American Economic Review 48, 1958, pp , Corporate Income Taxes and the Cost of Capital: A Correction, American Economic Review 53, 1963, pp Myers, Stewart C., Determinants of Corporate Borrowing, Journal of Financial Economics 5, 1977, pp , The Capital Structure Puzzle, Journal of Finance 39, 1984, pp

39 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 39 and Nicholas S. Majluf, Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have, Journal of Financial Economics 13, 1984, pp Narayanan, M. P., Debt versus Equity under Asymmetric Information, Journal of Financial and Quantitative Analysis 23, 1988, pp Rajan, Raghuram G. and Luigi Zingales, What Do We Know about Capital Structure? Some Evidence from International Data, Journal of Finance 50, 1995, pp Ross, Stephen, The Determinants of Financial Structure: The Incentive Signaling Approach, Journal of Economics 8, 1977, pp ShyamSunder, Lakshimi and Stewart C. Myers, Testing Static Tradeoff against Pecking Order Models of Capital Structure, Journal of Financial Economics 51, 1999, pp Smith, Clifford W. Jr. and Ross L. Watts, The Investment Opportunity Set and Corporate Financing, Dividend, and Compensation Policies, Journal of Financial Economics 32, 1992, pp Titman, Sheridan and Roberto Wessels, The Deterninants of Capital Structure Choice, Journal of Finance 43, 1988, pp.119. Zwiebel, Jeffery, Dynamic Capital Structure under Managerial Entrenchment, American Economic Review 86, 1996, pp

40 40 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) < 기간 : 1990~1996> 집단별 Coefficients (1) (2) (3) 전체 0.834(64.30) 0.006(0.45) 0.032(5.20) 0.006(0.67) 0.009(5.48) 0.038(2.07) 0.676(8.23) (64.30) 0.005(0.41) 0.033(5.23) 0.006(0.68) 0.009(5.44) 0.038(2.06) 0.676(8.23) (1.45) (2.14) 0.082(8.17) 0.022(1.51) 0.043(17.13) 0.420(14.47) 0.022(0.16) 0.001(1.23) 대기업 0.867(46.87) 0.023(1.50) 0.035(3.93) 0.019(1.70) 0.005(2.36) 0.019(0.72) 0.815(8.64) (44.72) 0.073(4.30) 0.030(3.40) 0.022(1.95) 0.003(1.55) 0.035(1.32) 0.753(8.08) 0.077(6.55) (6.28) 0.110(8.16) 0.065(3.51) 0.021(5.95) 0.401(9.94) 0.119(0.79) 0.203(10.80) 소기업 0.809(43.45) 0.043(1.91) 0.039(4.17) 0.007(0.53) 0.007(1.65) 0.088(3.27) 0.544(3.73) (43.45) 0.042(1.84) 0.040(4.21) 0.006(0.51) 0.007(1.61) 0.087(3.26) 0.544(3.73) (1.33) (4.40) 0.065(4.42) 0.011(0.53) 0.049(7.11) 0.377(8.94) 0.252(1.07) (0.98) 재벌 0.787(24.67) 0.057(2.36) 0.017(0.86) 0.042(2.40) 0.004(1.41) 0.140(4.47) 0.811(5.90) (23.68) 0.086(3.03) 0.025(1.24) 0.046(2.63) 0.003(1.16) 0.116(3.44) 0.781(5.67) 0.040(1.94) (3.67) 0.276(10.64) 0.068(2.55) 0.011(2.76) 0.249(4.94) 0.566(2.70) 0.151(4.87) 비재벌 0.839(58.22) 0.017(1.09) 0.040(5.81) 0.002(0.20) 0.008(3.33) 0.002(0.11) 0.680(6.92) (58.22) 0.016(1.05) 0.040(5.85) 0.002(0.21) 0.008(3.28) 0.002(0.09) 0.680(6.93) (1.42) (2.45) 0.067(6.00) 0.020(1.23) 0.050(13.44) 0.406(11.71) 0.077(0.47) 0.001(1.14) 0.162

41 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 41 < 기간 : 1998~2004> 집단별 Coefficients (1) (2) (3) 전체 0.825(69.94) 0.018(1.22) 0.004(1.39) 0.005(2.23) 0.002(1.03) (0.65) 0.355(4.14) (69.92) 0.018(1.22) 0.004(1.41) 0.005(2.25) 0.002(1.10) (0.63) 0.359(4.17) (0.78) (2.95) 0.005(0.88) 0.005(1.28) 0.020(7.10) 0.001(2.51) 0.972(6.77) (0.98) 대기업 0.890(55.38) 0.003(0.16) 0.014(1.45) 0.002(0.44) 0.004(1.68) 0.002(0.17) 0.539(4.71) (52.72) 0.039(2.10) 0.011(1.21) 0.002(0.39) 0.007(2.90) 0.006(0.65) 0.546(4.91) 0.076(8.83) (5.36) 0.072(4.40) 0.008(0.98) 0.007(1.70) 0.117(7.37) 1.675(8.72) 0.194(13.26) 소기업 0.755(41.87) 0.073(3.01) 0.002(0.42) 0.005(1.96) 0.015(3.62) (0.13) 0.158(1.24) (41.86) 0.073(3.02) 0.002(0.42) 0.005(1.98) 0.016(3.72) (0.10) 0.167(1.31) (0.97) (5.42) 0.003(0.50) 0.003(0.65) 0.034(5.25) 0.001(1.83) 0.096(0.49) (0.98) 재벌 0.832(24.99) 0.031(0.86) 0.034(2.13) 0.005(1.09) 0.004(1.00) 0.076(2.47) 1.067(5.30) (23.62) 0.026(0.70) 0.026(1.62) 0.004(0.91) 0.005(1.25) 0.062(2.05) 1.034(5.23) 0.088(4.51) (3.57) 0.152(7.38) 0.006(0.82) 0.005(0.92) 0.312(7.54) 1.941(6.83) 0.200(7.23) 비재벌 0.817(61.94) 0.022(1.33) 0.004(1.22) 0.005(2.08) 0.006(2.58) (0.51) 0.239(2.50) (61.91) 0.022(1.33) 0.004(1.23) 0.005(2.10) 0.006(2.65) (0.49) 0.244(2.55) (0.87) (3.43) 0.008(1.44) 0.007(1.69) 0.034(8.54) 0.001(1.78) 0.654(4.15) (1.09) 0.047

42 42 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) A Research on the Capital Structure of Korean Corporations: Comparison of the Tradeoff Theory and the PeckingOrder Theory Bonil Ku *, Youngho Eom **, Hyochan Jeon *** Abstract A large volume of empirical research have been devoted in distinguishing the dominance between the tradeoff theory and the peckingorder theory in explaining corporate capital structure. The research has been developed in two stages. In the first stage, various firm characteristic variables were tested to find out their explanatory power on the optimal capital structure. In the second stage, relative strength between (a)the gap between the target and actual debtequity ratio and (b) the amount of financial deficit was tested in explaining the behavior of corporate financial structure. This paper is one of this line of research applied to companies listed in the Korea Stock Exchange except those belonging in the financial sector. The result shows that variables representing the tradeoff motivation and the peckingorder motivation both have explanatory power, but with stronger result for supporting the tradeoff theory. Test of the target adjustment model produced high adjustment speed, which was a strong evidence in favor of the tradeoff theory. The amount of financial deficit was found to have some explanatory power for the behavior of debtequity ratio of large and chaebul firms, but not of small and nonchaebul firms. Keyword: DebtEquity Ratio, Capital Structure, TradeOff Theory, PeckingOrder Theory, Target Adjustment Model JEL Classification: G32 * Yonsei University, kbi331@base.yonsei.ac.kr * Yonsei University, yeom@base.yonsei.ac.kr ** SERI, serijhc@seri.org

43 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 43 지정토론 주제 : 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 에대한논평논평자 : 金省民 ( 한양대 ) 본연구는기업의자본구조를설명하는대표적인가설인절충이론 (Tradeoff Theory) 과순서이론 (Pecking Order Theory) 을우리나라상장기업들을대상으로실증검증하고자하였다. 실증연구방안으로첫째, 기업재무적특성변수들의부채비율에대한회귀분석을통한정태적분석을실시하였다. 둘째, 기업의부채비율조정행태가목표부채비율과실제부채비율간의차이와자금부족액중어느것에의해서보다잘설명되는지회귀분석을통한동태적분석을실시하였다. 실증결과, 절충이론과순서이론을대변하는설명변수들이유의적이기는하지만대체로절충이론의설명력이우수한것으로나타났으며, 대기업이나재벌기업의경우에는절충이론과순서이론이모두지지되었지만소기업이나비재벌기업의부채비율결정에있어서는순서이론이지지되지않는것으로나타났다. 자본구조이론의고전적인논문인 Modigliani 와 Miller(1958) 는완전자본시장 (perfect market) 하에서의자본구조무관련이론 (Irrevance Theory) 을도출하였다. 이후의자본구조관련이론적인논문들은 Modigliani와 Miller(1958) 의완전자본시장가정의현실화를통해기업의자본구조를설명하고자하였다 : 정태적상충이론 (tax, bankruptcy costs 고려 ), 자본조달순서이론 (asymmetric information 고려 ), 대리인이론 ( 기업의주주, 경영자, 채권자간의계약관계 (nexus of contracts) 고려 ), 신호이론 (signaling theory) 등. 본연구의결론에도명시되었지만상기의이론등은주어진가정하에서기업의자본구조를설명하려는이론이며상호대립적인가설이아님에주의를기울여야한다. 1) 그럼에도불구하고본문여러곳에두이론을대립적인시각을가 1) 절충이론과순서이론은기업자본구조를설명하는대립적인가설들로인식되고있다. 하지만두이론은동일한전제하에서서로다른결과를예측하는절대적인대립성을가지는것이

44 44 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 지고설명되어지는부분이적지않음을지적한다. 특히, 절충이론과순서이론에서주장하는부채비율에영향을미치는대용변수를하나의실증모형에모두다투입하여얻은실증분석결과를통해특정이론의우월성에대한검정을실시하고자하는것은적절하지않은접근방안이며, 따라서실증분석시이를분리해서검정하는것이보다효과적일것으로사료된다. 한편대용변수의추정에있어오차문제 (errors in variables problems) 및변수간다중공선성 (muticollinearity) 문제로인해실증결과해석에매우신중한주의가따른다. 본연구는국내자본시장여건을고려한논리전개및실증분석이요구된다. 첫째, 과연국내자본시장의경우기업이자율적으로자본구조를결정하게된시기는언제인가? 즉, 기업이원하고자하는시기에, 원하고자하는자금조달수단으로, 원하고자하는금액을조달하는것이가능하게된시점이언제인지우선파악할필요가있다. 과거증권시장의발달정도가미흡하고, 통화량및금리에대한정책당국의규제로유상증자, 회사채발행, 해외자금조달등기업이자율적으로기업가치를극대화할수있는자본구조의선택을할수없었던상황이었다. 따라서본연구는자본조달결정이자율적으로가능하게된시점이후의표본을통해본연구에서제기된두이론을실증검정하는것이보다타당할것으로사료된다. 둘째, 우리나라상장기업이자본비용을인식하게된시기, 특히자기자본비용및파산비용에대한인식시점을파악할필요가있다. 90년대중반외환위기이전까지는주주중시경영을통한자기자본비용의인식및실질적인파산 ( 재무적곤경 ) 비용에대한인식이전반적으로이루어지지않았으며, 외환위기를겪으면 아니기때문에한이론의긍정이반드시다른이론의부정을의미하지는않는다. 두이론이모두부분적인현실적타당성을가지고있기때문에현실에서기업들이과연어느이론이제시하는논리에더크게의존하여그들의자본구조를조정해가느냐를확인하는것이최근의실증연구들의방향이다. 이두이론이기업의자본구조결정에영향을주는모든고려사항들을완전히포괄하지는않으므로, 자본시장의상황변화가자본구조에미칠수있는영향을고려한다든지, 이익증가에의한단기적인부채비율감소현상에기업이어떻게대응하고있는지등을고려하는새로운연구들이진행되고있다. 그리고실증분석에사용된변수들이근본적으로내포하고있는변수측정오차문제를어떻게개선하는가하는문제도더깊이논의되어야할과제이다. 논문결론인용

45 우리나라기업의자본구조에관한연구 : 절충이론과순서이론의비교 45 서이에대한실질적인인식이이루어졌음을고려할때외환위기이후의표본을통해본연구에서제기된두이론을실증검정하는것이보다적절할것으로사료된다. 본연구의질적향상을위해다음을제시하고자한다. 먼저, 본연구의목적이보다명확히서술되어지기를기대한다. 기존연구와의차별성부각을통해본연구의공헌도가명시되기를기대한다. 둘째, 논문의편집상관련선행연구가보다체계적으로요약정리되기를기대한다. 셋째, 앞서논의한우리나라자본시장여건 ( 정책규제, 자기자본비용및파산비용인식시점 ) 을고려하여실질적으로기업의자율적인자본구조결정및자본비용및재무적곤경비에대한인식시점이후의표본만을구성하여분석하는것이보다적절할것으로사료된다. 넷째, 가능하면부채의장부가치가아닌시장가치를사용하여분석하는것이파산 ( 재무적곤경 ) 비용과의관계를검정하는데보다적절할것이다. 다섯째, 동태적분석시목표부채비율추정의한계점이있음을인식하여야한다. 현재과거일정기간 (3년) 평균값이나전년도기업특성과일정선형관계를유지한다는가정하에추정하는데이러한방안의 robustness를 check할필요가있다. 여섯째, 대용변수추정의적절성을파악할필요가있다. 자산유형성 은정보비대칭의대용변수로사용되었는데, 기업규모 ( 매출액 ) 는파산가능성의대용변수로사용되었다. 자산유형성과기업규모간의상관관계를고려할때서로 conflict이발생가능하며, 궁극적으로본연구에서절충이론을검정하고자할때기대파산비용 ( 파산가능성 * 실제파산비용 ) 의추정변수를실질적으로도출하는것이매우중요하다고사료된다. 참고문헌 김석진 박민규, 자금부족분을이용한자본조달순서이론검정, 경영학연구 제34권제6호, 2005, pp 윤봉한, 한국상장기업의자본구조결정요인에대한장기분석 : 정태적절충모형과자본조달순위모델간의비교, 경영학연구 제 34권제4호, 2005, pp 이원흠 이한득 박상수, 대기업집단의부채비율조정속도에관한연구 IMF

46 46 韓國經濟의分析제 14 권제 2 호 ( ) 외환위기시점을전후한자금조달행태의변화비교, 증권학회지 28 호, 2001, pp Bradley, Michael, Gregg Jarrell and E. Han Kim, On the Existence of an Optimal Capital Structure: Theory and Evidence, Journal of Finance 39, 1984, pp Brennan, Michael and Alen Kraus, Efficient Financing under Asymmetric Information, Journal of Finance 42, 1987, pp Chirinko, Robert S. and Anuja R. Singha, Testing Static Tradeoff against Pecking Order Models of Capital Structure : A Critical Comment, Journal of Financial Economics 58, 2000, pp DeAngelo, H. and R. Masulis, Optimal Capital Structure under Corporate and Personal Taxation, Journal of Financial Economics 8, 1980, pp.329. Fama, Eugene and Kenneth French, Testing Tradeoff and Pecking Order Predictions about Dividends and Debt, Review of Financial Studies 15, 2002, pp.133. Frank, Murray and Vidhan Goyal, Testing the Pecking Order Theory of Capital Structure, Journal of Financial Economics 67, 2003, pp Fischer, Edwin O., Robert Heinkel and Josef Zechner, Dynamic Capital Structure: Theory and Tests, Journal of Finance 44, 1989, pp Graham, John R, How Big are the Tax Benefits of Debt?, Journal of Finance 56, 2000, pp Harris, Milton and Artur Raviv, Capital Structure and the Informational Role of Debt, Journal of Finance 45, 1990, pp , The Theory of Capital Structure, Journal of Finance 39, 1991, pp Hovakimian, Armen, Tim Opler and Sheridan Titman, The DebtEquity Choice, Journal of Financial and Quantitative Analysis 36, 2001, pp.124. Jalilvand, A. and R. S. Harris, Corporate Behavior in Adjusting to Capital Structure and Dividend Targets: An Econometric Study, Journal of Finance 39,