한국주식시장의규모프리미엄과 자기자본비용의추정 오세경 박기남 < 요약 > 한국상장기업들의자기자본비용은얼마나될까? 한국주식시장에서규모프리미엄은과연사라졌는가? 본연구의목적은신뢰할수있는우리나라주식시장의최장기간 (1987년부터 2013년까지 ) 의자료를사용해서규모프리미엄과자기자

한국주식시장의규모프리미엄과 자기자본비용의추정 오세경 박기남 < 요약 > 한국상장기업들의자기자본비용은얼마나될까? 한국주식시장에서규모프리미엄은과연사라졌는가? 본연구의목적은신뢰할수있는우리나라주식시장의최장기간 (1987년부터 2013년까지 ) 의자료를사용해서규모프리미엄과자기자본비용을다양한방법을통해추정해서비교해보는것이다. 이를위해먼저규모프리미엄을추정하고규모포트폴리오별리스크와수익률간의상반관계가성립하는지를분석한다. 그런다음실무적으로많이사용되는 Ibbotson의적산법 (build-up method) 과규모프리미엄이추가된 CAPM, HML 요인이제외된 Fama-French 모형에의해자기자본비용을추정하여비교하고자한다. 주요결과는첫째, 무위험이자율은주식위험프리미엄과자기자본비용추정에있어서시장포트폴리오못지않게중요함을발견하였다. 둘째, 시장포트폴리오의대용치로동일가중지수를사용할때와베타를 sum- 베타방식으로추정할때규모효과가가장작아지는반면주식위험프리미엄은오히려커지기때문에, 주식위험프리미엄과규모효과간의상호작용을함께고려하는것이중요함을발견하였다. 셋째, 동일가중 / 1 개월보유 /5 년추정 /sum-베타방식으로추정한수정 CAPM 이자기자본비용추정에있어서가장적합함을발견하였으며이때, 자기자본비용은 30.24% 이고규모프리미엄은 10.40% 로추정되었다. 넷째, 시가총액이큰복합기업이포함된산업의경우에 full-information 베타방식이산업위험을보다충분히반영함을확인하였다. 주제어 : 주식위험프리미엄, 규모프리미엄, 자기자본비용, sum-beta, full-information beta 건국대학교경영대학교수, Email : skoh@konkuk.ac.kr 교신저자, 한국자산평가본부장. 건국대학교경영학과박사과정, 주소 : 서울시종로구율곡로 88 삼환빌딩 4 층, E-mall : kn1035@gmail.com, Tel : 02-399-3440

Ⅰ. 서론 자본비용 (cost of capital) 은어떤사업이나증권에투자할때투자자들이직면하는기회비용 (opportunity risk) 으로서투자자들의해당사업이나증권에대한기대수익률 (expected return) 이며, 기업의입장에서는투자자들이기업에대해요구하는수익률 (required return) 이다. 자본비용은기업의투자결정과자본조달결정은물론성과평가와효율적자본배분의기준이되는중요한역할을수행하기때문에자본비용을정확히측정하는것의중요성은굳이강조할필요가없다. 자본비용은보통자기자본과부채의결합으로이루어진가중평균자본비용 (weighted average cost of capital, WACC) 을의미하는데이중특히중요한것은자기자본비용 (cost of equity capital) 의추정이다. 자기자본비용을추정하기위해서는해당기업의주식에대한기대수익률을알아야하는데, 기대수익률은관찰할수있는것이아니기때문에리스크를기대수익률로변환시키는자산가격결정모형 (asset pricing model) 에의존하게된다. 가장보편적으로사용되고있는자산가격결정모형인 CAPM(capital asset pricing model) 은시장의체계적위험에바탕을둔모형으로서경험적관찰에따르면기업이직면한리스크와그에대한수익률을적절히반영하지못한다는비판을받고있다. 이에따라 Fama and French(1993) 는 CAPM 의시장베타가반영하지못하는체계적위험요소로서기업규모 (size) 와가치비율 (book-to-market ratio) 을고려한 3요인모형을제시하였다. 또한 Ibbotson(2013) 1 은주식수익률에내재된위험요인을분해하여각위험요인별프리미엄을부여하고무위험이자율에각프리미엄을합산하여자기자본비용을추정하는방법론인적산법 (build-up method) 을제공하였는데실무분야에서활발히 1 Fernandez et al.(2011) 이전세계 56개국가의재무학 경제학교수, 애널리스트및자금담당을대상으로진행한서베이결과에따르면자기자본비용을추정하는경우에 Ibbotson의자료를가장많이활용하고있다고한다. 예일대학재무학교수인 Roger G. Ibbotson은기업가치평가회사인 Ibbotson Associates 사를 1977년에설립하여 1999년부터매년 SBBI Valuation Yearbook을제공하였다. Ibbotson Associates 사는 2006년 Morningstar 사에인수되고, 이어 2013년 9월 Duff and Phelps에의해인수되었는데, SBBI Valuation Yearbook의주요내용은 Duff and Phelps에의해지속적으로제공되고있다. 1

사용되는것으로알려져있다. 2 적산법에의하면무위험이자율에주식위험프리미엄 3, 규모프리미엄, 산업위험프리미엄과기업고유위험프리미엄을더하여자기자본비용을구하는것으로되어있기때문에자기자본비용을정확히추정하기위해서는무위험이자율을비롯하여각각의위험요인에대한프리미엄을정확히구할수있어야한다. 이중규모프리미엄 (size premium) 은자기자본비용의핵심요소일뿐만아니라투자전략을짜는데있어서도매우중요한요인이다. 특히, Dijk(2011) 는규모효과에대한추가적인실증및이론연구가필요하다고하고있는데그이유는첫째, 주식수익률에잡음이매우많고 (noisy) 규모프리미엄추정치의표준오차가크기때문에규모효과가사라졌다고단정하기에는시기상조이고둘째, 규모효과를설명하는이론적시도들도많이이루어졌지만기존모델들이소형주와대형주수익률의패턴과어떻게조화를이룰수있을지분명하지않기때문이라고하고있다. 한편, 엄철준외 2인 (2014) 에서한국주식시장의경우 1990년대에존재하는규모효과는포트폴리오구성방법에따라크게좌우되는불안정한결과이며, 2000년대이후규모효과는포트폴리오구성방법에상관없이사라졌다고하고있다. 본연구의목적은 1987년부터 2013년까지의자료 ( 신뢰할수있는최장기간의자료 ) 를사용하여다양한방법을통해우리나라주식시장의규모프리미엄과자기자본비용을추정하는것이다. 이를위해시장포트폴리오와규모포트폴리오의수익률을시가가중방식 (marketweighted) 과동일가중방식 (equally-weighted) 으로구하고, 베타를일반적인방식과 sumbeta 방식으로 4 구하여각각의규모프리미엄을비교해본다. 그런다음 Ibbotson의적산법을통해개별위험프리미엄을제외한자기자본비용을추정하고, 이를규모프리미엄이추가된수정 CAPM 식에의해추정한자기자본비용과 Fama-French(1993) 3요인모형에서 HML 요인이제외된수정 Fama-French 모형에의해추정한자기자본비용과비교하고자한다. 자기자본비용을측정하기위해서는먼저무위험이자율 (risk free rate) 을측정해야하는데 2 대표적인적산법에는 Ibbotson method, Duff and Phelps method, Risk rate component model 등이있다 ( 설성수, 오세경, 박현우 ; 2012). 3 본논문에서는시장위험프리미엄 (market risk premium) 대신주식위험프리미엄 (equity risk premium) 을사용한다. 4 sum-beta 방식에대해서는뒤에서자세히설명할것이다. 2

이또한간단치않다. 자기자본비용추정을위한무위험이자율의대용치는만기가길고유동성이풍부한국채수익률을적용하는것이적합한데, 우리나라의경우국채가발행되고있지만그역사가짧을뿐만아니라유동성이부족하여문제가있다. 주식위험프리미엄 (equity risk premium) 은시장포트폴리오의기대수익률에서무위험이자율을차감한값이기때문에주식위험프리미엄을정확히측정하기위해서는시장포트폴리오의수익률과함께무위험이자율을정확히측정할수있어야한다. 과거우리나라논문들 ( 김인수와홍정훈, 2008; 독고윤외 2인, 2001) 은한국의주식위험프리미엄이매우낮음을보고하고있는데, 여러가지이유가있겠지만과거우리나라의무위험이자율이매우높았던것도관련성이높다고생각된다. 따라서, 무위험이자율을어떻게측정할것인지에대해논의가필요하다. 또한주식위험프리미엄의측정에있어서사실상시장포트폴리오의기대수익률을정확히구하는것은불가능한일이기때문에과거시장포트폴리오의실현수익률평균치를사용하게되는데, 이때에도시장포트폴리오의대용치를무엇으로삼을것이냐, 수익률을어떤방식으로가중할것이냐, 추정기간등을어떻게정할것이냐에따라시장포트폴리오의실현수익률이크게달라질수있기때문에이에대해자세히살펴볼필요가있다. 규모프리미엄 (size premium) 은일반적으로소형주평균실현수익률에서대형주평균실현수익률을차감한값을의미하며이러한규모프리미엄이존재하는현상을규모효과 (size effect) 라고한다. 그런데, Ibbotson(2013) 은개별규모포트폴리오의실현수익률에서 CAPM에의해추정된수익률을차감한값을규모프리미엄으로정의하여베타조정규모프리미엄 (beta-adjusted size premium) 이라하고, 소규모포트폴리오수익률에서대규모포트폴리오수익률을차감한일반적인규모프리미엄을비베타조정규모프리미엄 (non-betaadjusted size premium) 으로구분하고있다. Ibbotson은비베타조정규모프리미엄방식의경우포트폴리오의베타가조정되지않기때문에규모프리미엄을정확히측정할수없다고주장한다. 그러나, 베타조정방식의경우 CAPM 에의해설명되는수익률을초과하는모든수익률을규모프리미엄으로보고있기때문에비베타조정방식에비해규모프리미엄이과다하게측정될가능성이있다는문제점이있다. 본논문에서는두가지방식에의해측정한규모프리미엄을비교해보고자한다. 3

한편 Ibbotson의베타조정방식의경우어떤베타를사용하느냐에따라규모프리미엄이달라지게되는데 OLS(ordinary least squares) 에의해추정된일반적인베타를사용할경우소규모포트폴리오의베타가작게추정되는문제가발생한다. 리스크와수익률의상반관계 (risk-return trade-off) 는재무학의근간을이루는중요한원리로서투자자들이리스크를추가적으로부담할때그에따른대가로추가적인수익률을요구한다는의미이다. 그런데, 우리나라주식시장자료를사용하여 OLS 방식에의해베타를추정한경우 ( 김상환, 2009; 윤상용외 3인, 2009; 엄철준외 2인, 2014) 보통리스크가높다고생각되는소규모포트폴리오의베타가리스크가낮다고생각되는대규모포트폴리오베타보다작게측정되는현상이일어난다 ( 리스크와수익률의상반관계가존재하지않음 ). 이러한문제가발생하는이유는소규모포트폴리오의베타측정상에있어서생기는측정오차 (measurement error) 때문이며, 이는소규모주식의경우거래가빈번하지않음으로말미암아가격이시장움직임을적절히반영하지못하고늦게반영하는현상 (lagged price reaction) 이다 (Lo and MacKinley, 1990; McQueen et al., 1996). Ibbotson et al.(1997) 은소규모주식의경우가격이지연되어반영되는문제와거래가빈번하지않기때문에생기는문제를줄이기위해지난시점의베타 (lagged beta) 를함께고려하는 sum-beta 방식을제안하고있는데, 본논문에서는 OLS방식에의한베타와 sum-beta 방식에의한베타를추정하여규모프리미엄을비교하고자한다. 마지막으로적산법에서는주식위험프리미엄, 규모프리미엄과함께산업위험프리미엄을고려하고있는데이때, 산업위험프리미엄 (industry risk premium) 은주식위험프리미엄을초과하는수익률을말한다. 즉, 해당종목의산업이시장전체의리스크와같다면산업위험프리미엄은 0이되고, 해당종목의산업리스크가시장리스크보다클때양의값을, 작을때음의값을갖는다. 산업위험프리미엄을구하기위해서는산업베타를추정해야하는데 Ibbotson(2013) 은 Kaplan and Peterson(1998) 에의해제안된 full-information 방식 5 을사용하여구하고있다. 본논문에서도이방식에따라 full-information beta를추정하고이에근거하여산업위험프리미엄을도출해보고자한다. 1987년 1월부터 2013년 12월까지 27년간자료를사용하여분석한본연구의주요결과는 5 full-information 방식에대해서는뒤에서자세히설명할것이다. 4

다음과같다 : 첫째, 무위험이자율은지속적으로하락하여전체표본기간동안평균 9.01% 의수준을보이고있는데, 대용치와표본기간의선택에따라큰차이를보이기때문에주식위험프리미엄과자기자본비용추정에있어서시장포트폴리오못지않게중요함을발견하였다. 둘째, 주식위험프리미엄은동일가중방식으로구할경우 15.39%, 시가가중방식으로구할경우 5.06% 로큰차이를보이며, 시가가중방식주식위험프리미엄의경우무위험이자율이지속적으로하락하는것과반대로지속적으로상승하고표본기간에따라차이가큼을발견하였다. 셋째, 동일가중방식과 sum-beta 방식을적용하여수정 CAPM 으로추정하는방법 ( 보유기간 1개월, 추정기간 5년기준 ) 이규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계는물론규모효과를보다잘설명하는것을확인하였으며이때, 자기자본비용은 30.24%( 규모프리미엄은 10.40%, 산업위험프리미엄은 -2.94%) 로추정되었다. 특히, 베타를 sum-beta 방식으로추정하는경우에 OLS 방식과는달리규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계가잘설명됨을발견하였다. 넷째, 시가가중방식대신동일가중방식을적용하는경우에규모효과가작아지는반면주식위험프리미엄이커지는것을확인하였는데, 이는시장포트폴리오의대용치선택시규모효과와주식위험프리미엄의상호작용을고려하는것이중요함을의미한다. 아울러, 다른조건은동일하고측정시점이다른경우에자기자본비용은큰변화가없지만자기자본비용의구성요소간상대적크기가달라지는것을발견하였다. 다섯째, 시가총액이큰복합기업 (conglomerate) 이포함된산업이나산업내에 pure-play 가적은산업의베타를추정하는경우에 pure-play 방식에비해 full-information 방식을적용하게되면해당산업위험정보가보다충분히반영됨을확인하였다. 이후의구성은다음과같다. 2장에서는적산법에의한자기자본비용추정과규모효과와관련된선행연구를살펴본다. 3장에서는연구의자료및자기자본비용추정모형에대해설명한다. 4장은실증결과로서규모포트폴리오에대한개요, 시장위험프리미엄, 규모프리미엄과산업위험프리미엄추정결과를제시한다. 또한시장포트폴리오의대용치에따라네가지모형으로국내주식시장의자기자본비용을추정하고특징을분석한다. 마지막으로 5장에서는본연구의주요결과를정리한다. 5

Ⅱ. 관련연구 Ibbotson and Sinquefield(1976) 는다양한자산과수익률에관한연구를통해시장의체계적위험에바탕을둔 CAPM은기업이직면한위험과수익률을적절히반영하지못한다는경험적관찰에따라적산법 (build-up method) 의토대를마련하였다. 자기자본비용은무위험이자율과위험프리미엄으로구성되는데 Ibbotson(2013) 은위험프리미엄을네가지위험요소로구분하여각위험프리미엄을산출하여가산하는방법을적용하고있다. 국내에서는이상엽 (2014) 이최초로적산법을사용하여자기자본비용의추정을시도하였으나실제자기자본비용의추정치를제공하고있지는않다. 무위험이자율의대용치선택과관련된국내외연구를살펴보면다음과같다. Ibbotson (2013) 에의하면자기자본비용추정을위한무위험이자율의대용치는만기가길고유동성이풍부한국채수익률을적용하는것이적합하다고하면서, 30년만기국채는 1977년 2월에최초로발행되었고 2000년초반에는발행되지않아 1926년부터주식위험프리미엄을추정하기에자료의충분성과연속성측면에서 20년만기국채수익률을사용해야한다고주장한다. 또한그는진정한의미의무위험이자율이되기위해서는가격평가상의수익률이나재투자수익률을제외한소득수익률 (coupon payment) 을사용해야한다고한다. 한편 Koller et al.(2010) 은이론적으로평가하고자하는대상의현금흐름만기와일치하는만기의국채수익률을무위험이자율로사용하는것이바람직하나, 실무적으로유동성이풍부한 10년만기국채수익률을사용하는것이현실적인대안이라고한다. 아울러그들은기업이나장기프로젝트의가치를평가할때무위험이자율로단기국채수익률을사용해서는안된다고하고, 재무교과서에서 CAPM을계산할때흔히단기국채수익률을사용하는것은다음달기대수익률을예측하려는것이기때문이라고한다. 우리나라의경우김인수와홍정훈 (2008) 은무위험이자율의대용치로은행의정기예금이자율, CD 유통수익률및 CD 유통수익률과정기예금이자율을결합한방식등세가지를사용하고있다. 엄철준외 2인 (2014) 은만기 3년국고채를사용하였으며국고채수익률이 6

발표되기전인 1995년 4월이전기간에는 5년만기국민주택채권을사용하였다. 우리나라이전연구들은단기수익률을사용하고채권의만기나원리금지급방법등채권의특성을충분히고려하지않고사용하고있어자기자본비용추정을위한무위험이자율의대용치로적합하지않다고할수있다. Ferson and Locke(1998) 와 Pastor and Stambaugh(1999) 가자기자본비용의추정오차를발생시키는가장큰요인이베타보다도주식위험프리미엄이라고한것처럼, 투자자들이시장포트폴리오에투자할때기대하는무위험이자율대비초과수익률인주식위험프리미엄은자기자본비용추정에있어서핵심변수이다. 주식위험프리미엄을측정하는방법은주식의과거수익률을통해구하는방법, 이익이나배당등기본정보를이용하여추정하는방법, 주식투자자들에의해요구되는수익률을추정하는방법, 전문가들의의견을수렴하여정하는방법등다양하다 (Ibbotson et al., 1984; Mehra and Prescott, 1985). 본연구에서는과거주식수익률을통하여추정하는방식을사용하는데, 이경우에도시장포트폴리오의대용치, 수익률가중방식, 추정기간등에따라크게달라질수있기때문에이들을어떻게정하느냐가중요하다. 먼저시장포트폴리오의대용치는시장전체의움직임을잘반영할수있는광범위한지수가되어야한다. 일반적으로미국의경우에는 S&P500 지수를, 우리나라의경우에는 KOSPI 지수를시장포트폴리오의대용치로사용하는데, 이지수들은시가가중방식으로계산된다. 그런데, 우리나라의경우김권중 (1998) 은시가가중방식보다는동일가중방식이더안정적인베타와더정확한주식위험프리미엄을제공한다고하고, 또한황선웅 (1993) 은시장포트폴리오의대용치로동일가중지수수익률과시가가중지수수익률중어느것을사용하느냐에따라규모효과가다르다고하고있기때문에두방식에의한결과를비교할필요가있다. 주식위험프리미엄의추정은당연히추정할때사용하는자료의기간에따라달라진다. 아주좋거나나쁜단기적인수익률에큰영향을받지않으면서신뢰할만한평균수익률을얻기위해서는충분히긴기간의자료가필요하기때문에추정기간은길수록바람직하다. Banz(1981) 의연구에의해규모효과가최초로발견된후많은연구들이규모프리미엄을추정하였다. Dijk(2011) 에의하면미국의경우규모프리미엄이 4.8%(Banz) 30.2%(Keim) 로 7

큰편차를보이고, Fama and French(1992) 의경우도 7.6% 로보고하고있는데 Dijk(2011) 는아직도규모프리미엄에대해서추가적인연구가필요하다고주장하고있다. 우리나라의연구결과를살펴보면, 규모프리미엄의추정보다는규모효과가존재하는지여부를살피는논문들이대세를이루고있다. 우리나라의경우엄철준외 2인 (2014) 이최근규모효과에대해재검증하였으나결과가포트폴리오구성방법에크게좌우되는불안정한것이라하고있고, 또한오세경 (1994) 이 1980 1992년을대상으로분석한결과에서도추정기간과포트폴리오구성방법에따라규모효과가달라진다고하고있어우리나라의경우에도규모효과와규모프리미엄에대한연구는추가로요구되는상황이다. 만약규모프리미엄을 Ibbotson(2013) 과같이실현수익률에서 CAPM에의한수익률을차감한초과수익률로정의한다면, 규모프리미엄은베타, 시장포트폴리오수익률, 무위험이자율, 해당규모포트폴리오수익률에의해결정된다고할수있다. 포트폴리오수익률을시가가중방식과동일가중방식중어느방식으로구하느냐에따라수익률이크게달라지고그에따라베타추정치도달라지기때문에두가지방식에의한규모프리미엄을각각구해서비교하여야한다. 한편규모프리미엄과관련되어 Conrad and Kaul(1988) 은 1962년부터 1985년까지기간에 10개규모포트폴리오의주간보유수익률자료를이용하여각시점별기대수익률의움직임이 AR(1) 모형으로잘설명되고, 10 개규모포트폴리오의자기상관계수는포트폴리오의규모가감소할수록체계적으로증가한다는결과를제시하였고, 또한 Ibbotson et al.(1997) 은주식수익률에교차자기상관관계가존재할때소규모기업의경우베타의조정이필요하고조정된베타 (sum-beta) 가규모효과를일부설명한다고주장하였다. 따라서, 일반적인 OLS에의해추정된베타와 sum-beta 방식에의해추정된베타를사용했을때규모프리미엄의차이가얼마나나는지를살펴보아야한다. 재무자료를가지고실증분석을함에있어또한유념해야하는문제는생존해있는기업만을분석대상으로할때발생하는편의즉, 생존편의 (survivorship bias) 의문제이다. Kothari et al. (1995) 은규모효과와관련되어시가가중포트폴리오의경우생존편의가중요한문제가되지않으며, Chan et al.(1995) 과 Barber and Lyon(1997) 역시표본선정에따른생존 8

편의는규모프리미엄과장부가대시장가 (book-to-market) 프리미엄추정시중요한영향을미치지않음을보고하였다. 국내의경우오세경 (1994) 은각해당연도에존재하는모든상장기업을대상으로한경우와추정기간동안연속상장되어온기업만을대상으로분석한결과가별로차이가없다고하였고, 김석진과김지영 (2000) 은 1990년부터 1997년까지의유가증권시장에상장된주식을대상으로분석한결과생존편의의영향은미미하다고보고하였으며, 윤상용외 3인 (2009) 역시위험요인모방포트폴리오구축시생존편의는연구결과에유의한영향을미치지못한다고하고있다. 산업이나사업부문의베타를추정하는방법으로 Fuller and Kerr(1981) 는주요사업부문이한가지로구성된기업 ( 이하, 'pure-play' 라고한다 ) 의주식들을이용하여해당산업이나사업부문의베타를추정하는 pure-play 방식을최초로실증분석하였다. 그러나, pure-play 방식은산업내에 pure-play 가적거나시가총액이큰복합기업 (conglomerate) 이포함된경우에산업위험을충분히반영하지못한다는문제점을지니고있다. 이러한문제점을해결하기위해 Boquist and Moore(1983) 는각기업의베타와산업이나사업부문별시장가치비중을알고있는경우횡단면회귀분석 (cross sectional regression model) 을통해산업베타를추정하는방법을제안하였다. 추정된산업별베타와특정기업의각산업가중치를곱하여합산하면특정기업의베타를산출할수있는데이렇게추정된베타를 fullinformation beta라한다. 이후 Ehrhardt and Bhagwat(1991) 는해당방법론을적용하여실증분석을시도하였으나산업의규모효과를고려하고있지않기때문에산업규모가작아질수록베타가작아지는현상이발생된다. 이에 Kaplan and Peterson(1998) 은개별기업의시장가격을시장전체의시장가격으로나눈값을도구변수 (instrumental variables) 로추가하여회귀분석함으로써이러한문제를해결하였고, Cummins and Phillips(2005) 는잔차의이분산성 (heteroscedasticity) 을반영하기위해 WLS(weighted least squares) 를적용하는것이도구변수를적용하는것에비해보다적정하다고하였다. 9

Ⅲ. 자료와연구방법론 1. 자료 자기자본비용추정을위한본연구의분석기간은 1987년 1월부터 2013년 12월까지 27년간이다. 6 분석대상은 2013년 12월말기준으로 FnGuide 에서기업정보및금융정보를제공하는유가증권시장에상장된기업과코스닥시장에등록된기업으로서 REITs, ETF, 선박 부동산투자회사등과금융회사는제외하였다. 7 생존편의가연구결과에큰영향을미치지않는다는선행연구결과에따라자본잠식기업과기업개선작업 (work-out) 또는기업회생절차 ( 법정관리 ) 를경험한재무곤경기업 (distressed firms) 은표본에서제외하였으며재무곤경기업에대한정보는 NICE평가정보에서입수하였다. 또한자본총계가 0 이하인기업과베타계산을위해월간수익률자료가 36개미만인기업은제외하였다. 최종적으로 1,257개기업이선정되었으며이중유가증권시장상장기업은 470개, 코스닥시장등록기업은 787개이다. 8 강장구외 3인 (2013) 은자본비용의측정과자산가격결정모형의검증등에사용되는보유기간수익률을사용할때현금배당이벤트를포함하지않는경우에보유기간수익률이과소평가됨을보였다. 이에본연구에서사용된보유기간수익률은 FnGuide에서제공되는현금배당이반영된수정주가를사용하여계산하였다. 그리고, 시장포트폴리오의대용치선택이 6 본연구에서무위험이자율의대용치로사용한무담보콜금리 (1일물, 중개거래 ) 와만기 5년국채금리자료가한국은행경제통계시스템에서 1987년 1월자료부터공시되고있다. 따라서, 무위험이자율의대용치가공시되는시점을기준으로분석기간의개시시점을 1987년으로설정하였다. 7 Fama and French(1992, 1993) 는높은레버리지가갖는의미가금융회사와비금융회사에서달리해석된다는이유로분석에서제외하였고, Barber and Lyon(1997) 은금융회사를제외하더라도규모프리미엄과장부가대시장가프리미엄추정시차이가없음을보고하였다. 8 코스닥시장이 1996년 7월에개설되면서분석대상기업에코스닥시장등록기업 84개가추가되어전체기업수는 95개증가되었으며, 이는분석기간중가장큰폭의기업증가이다. 10

자기자본비용에미치는영향을분석하기위해 KOSPI 9 에속한기업들의현금배당이반영된수정주가를해당기업의시장가치로가중평균한지수 ( 이하, 'KOSPI_W' 라한다 ) 와동일가중으로평균한지수 ( 이하, 'KOSPI_E' 라한다 ) 를생성하여시장포트폴리오의대용치로사용하였다. 또한가중방식이규모포트폴리오의수익률에미치는영향을고려하기위해규모포트폴리오의수익률도시가가중방식과동일가중방식두가지에의해측정하였다. 우리나라의경우 20년만기국고채는 2006년 1월, 10년만기국고채는 1995년 9월에최초발행되었을뿐만아니라당시에유통시장이활성화되지않아기준금리로서참고하기에무리가있으며, 지표채권의만기가 2013년에와서 5년에서 10년으로연장되었다. 따라서, 채권의만기와유동성 10 그리고자료의연속성측면에서 5년만기국채수익률을우리나라장기간의주식위험프리미엄추정을위한무위험이자율의대용치로사용하였다. 본연구에서는자기자본비용추정을위한장기무위험이자율의대용치로금융투자협회에서 1995년 5월부터제공하고있는국고채 5년최종호가수익률을사용하고, 그이전국채수익률은한국은행경제통계시스템에서 1987년 1월부터제공하는국민주택 1종채권 5년수익률을사용하였다. 국민주택 1종채권은첨가소화방식으로발행되는연단위복리채이며, 사용가능한공시수익률이월평균수익률이라는측면에서 1995년 5월부터사용된국고채수익률과다른특성을지니고있다. 따라서, 채권수익률특성과국채시장수익률의안정적인연속성이반영될수있도록국민주택 1종채권월평균수익률을보정하여사용하였다. 보정방법은 1995년 5월부터태국바트화의폭락으로외환위기가촉발된 1997년 7월 ( 기획재정부, 2013 국채백서, p.15) 까지국고채수익률과국민주택 1종채권평균수익률간차이를국민주택 1종채권월평균수익률에가산하는방법을적용하였다. 베타추정을위한 1개월무위험이자율의대용치는한국은행경제통계시스템에서공시하는 1일물콜금리자료를월별수익률로환산하여적용 9 현행한국종합주가지수 (Korea Composite Stock Price Index: KOSPI) 는시가총액가중방식지수로서한국거래소는기존의주가평균방식의단점을보완하기위하여 1983년 1월 4일에도입하였으며, KOSDAQ 지수는 1997년 1월, KOSPI 200 은 1994년 6월부터발표하고있다. 10 2013년국고채총거래량은 2,976.7조원으로만기별거래량 ( 비중 ) 은 5년물 1,363.4 조원 (45.8%), 10년물 802.7조원 (27.0%), 3년물 689.4조원 (23.2%), 기타 121.2조원 (4.1%) 의순서이다 ( 기획재정부, 2013 국채백서 ). 11

하였다. 11 산업위험프리미엄을추정하는방법으로 full-information 방식을적용하는경우에각기업의주요사업부문별시장가치정보가필요하다. 그러나, 기업의주요사업부문별시장가치를직접관찰할수없기때문에 Kaplan and Peterson(1998) 과같이주요사업부문매출액을대용치로사용하였다. 기업의주요사업부문매출액정보는 FnGuide 에서제공받았으며, 2013년도주요사업부문매출정보를통계청의한국표준산업분류 9차중분류기준에따라분류하였다. 12 Ehrhardt and Bhagwat(1991) 와 Kaplan and Peterson(1998) 의연구에서도중분류기준으로산업을구분하고있다. 2. 연구방법론 1) 자기자본비용추정모형 자본비용을추정하는모형은매우다양하지만본연구에서는 Ibbotson 의적산법, 수정 CAPM 과수정 Fama-French 모형을적용하여자기자본비용을추정하고자한다. (1) Ibbotson 의적산법 Ibbotson 의적산법은무위험이자율에주식위험프리미엄, 규모프리미엄, 산업위험 프리미엄과기업고유위험프리미엄을가산하여자기자본비용을추정하는요소가산자기 11 우리나라의경우 1일물콜금리와 91일물 CD금리모두단기지표금리로널리사용되어왔다. 그런데, 91일물 CD 금리는 1994년부터고시되었으며, 2010년부터시작된은행의예대율규제와 2012년 7월 CD금리담합의혹제기로인해지표금리로서의신뢰성에심각한문제점을노출시켰다는점에서단기무위험이자율의대용치로 1일물콜금리를사용하였다. 12 우리나라의기업공시서식작성기준 ( 제4-1-1 조 ) 에서주요사업부문을구분하는구체적인분류기준이나코드화등관리체계에대한언급은찾을수없었다. 따라서, 각기업의기준에따라보고된주요사업부문을소분류나세분류등보다세분화된산업으로분류하게되면오히려분류과정에서오류가발생될수있으며, 본연구의목적상중요한차이가없을것이라판단되어중분류기준으로산업을구분하였다. 12

자본비용모형이다. 기업고유위험프리미엄은고객집중도, 최고경영자나핵심인력의존도, 기업이보유하고있는핵심기술과특허권등을기초로추정되는데, 계량을하는구체적인 방법이공개되어있지않을뿐만아니라해당프리미엄을자기자본비용에추가하는것이적합 한가에대한논의가학계와법조계에서여전히진행되고있고, 13 또한본연구의목적상개별 기업위험프리미엄포함여부는중요한차이를보이지않을것이라판단되어기업고유위험 프리미엄요소는제외하였다. 주식위험프리미엄 (equity risk premium, ERP) 은시장포트폴리오의평균수익률 (RR ) mm 에서무위험이자율의평균치 (RR ) ff 를차감한것으로서, RR mm 은시장포트폴리오의월간보유 수익률을복리로계산한연간총수익률의산술평균값이며, RR ff 는 5 년만기국채의연간소득 수익률에대한산술평균값이다. 14 연간수익률을산정하는경우시장포트폴리오수익률은 총수익률 (total return) 기준으로월간보유기간수익률을복리로계산하였으며, 무위험이자 율은매월말 5 년만기국채의만기수익률 (yield to maturity) 을산술평균하여구했다. 15 또한 시장포트폴리오수익률은시가가중방식과동일가중방식두가지방식으로계산하였다. Ibbotson(2013) 의규모프리미엄은베타조정규모프리미엄으로서규모포트폴리오의연간 실현수익률에서 CAPM 에의해추정된수익률을차감한값이다. 이때, 규모포트폴리오의 수익률도시장포트폴리오와마찬가지로시가가중방식과동일가중방식두가지로계산한다. 또한베타를 OLS 방식으로추정하느냐또는 sum-beta 방식으로추정하느냐에따라두가지로 나뉜다. sum-beta 는다음과같이정의된다. RR ss RR ff t = αα ss + ββ ss0 RR mm RR ff tt + ββ ss 1 RR mm RR ff tt 1 + εε tt (1) ββ ss SSSSSS = β s0 + β s 1 13 기업고유위험프리미엄과관련된미국의주요판례는 Rosenbloom et al.(2011) 을참고하기바란다. 14 기하평균이아닌산술평균을사용하는것은산술평균이불편치 (unbiased value) 를제공하기때문이다. 15 국채의경우에총수익률이아닌소득수익률을적용한이유는국채의만기수익률이무위험이자율의미래지향적측정치 (forward-looking measure) 이기때문이다 (Ibbotson, 2013). 13

여기서, RR ss 는규모포트폴리오 ss 의수익률, RR ff 는무위험이자율, RR mm 은시장포트폴리오의 수익률을나타낸다. 산업위험프리미엄을구하기위한 full-information beta 는식 (3) 과같이정의되는데, 기업의 베타는해당기업의각부문별베타를시장가치로가중평균한것과같다는 CAPM 의이론적 배경을지니고있다 (Chua et al., 2006). 본연구의 full-information beta 추정방법은 Ibbotson(2013) 에서사용하고있는 Kaplan and Peterson(1998) 의방법론을적용하였으며, 다음과같이두단계에걸쳐추정하였다. 첫째, 개별기업의 sum-beta(ββ ii SSSSSS ) 를기초로도구변수 (instrumental variables) 를이용한 2 단계 최소자승추정법 (2 stage least square; 2SLS) 으로시가가중산업베타 (ββ ȷȷ ) 를추정하였다. 여기서, 도구변수 zz iiii 는시장전체에서차지하는 ii 기업의 jj 산업부문시가총액비중을의미 한다. 그리고, 각기업의산업별시장가치는알수없기때문에 Kaplan and Peterson(1998) 과 같이산업별매출액을시장가치의대용치로사용하였다. 둘째, 앞단계에서추정한산업베타 (ββ ȷȷ ) 와 ii 기업의산업별비중 (ww iiii ) 의곱을 ii 기업이영위하고있는모든산업에대해합산하여 ii 기업의 full-information beta(ffffffffff ii ) 를계산하였다. nn ββ SSSSSS ii = jj=1 ββ jj ωω iiii + εε ii (2) zz iiii = MMMM ii mm ii=1 MMMM ii ωω iiii ffffffffff ii = ωω iiii nn jj=1 ββ ȷȷ (3) 여기서, ffffffffff ii 는 full-information 방식으로계산된 i 기업의베타, ββ ȷȷ 는도구변수를이용한 2SLS 로추정된 j 산업의베타, ωω iiii 는 i 기업의 j 산업의시장가치비중 ( nn jj=1 ωω iiii 산업의수, MMMM ii 는 i 기업의시가총액, m 은기업의수, zz iiii 는도구변수를나타낸다. = 1), n 은 이제기업고유위험프리미엄을제외한 Ibbotson 의적산법에의한자기자본비용은식 (4) 와 같이표현된다. 14

EE(RR ii ) = RR ff + EEEEEE + SSSS ss + IIRRPP ii = RR ff + EEEEEE + RR ss RR ff (ββ ss SSSSSS EEEEPP) + ffffffffββ ii 1 EEEEEE (4) 여기서, EE(RR ii ) 는 ii 기업의자기자본비용, RR ff 는자기자본비용추정기준일의무위험이자율 (5년만기국채수익률 ), EEEEEE는주식위험프리미엄 (RR mm ), RR ff SSSS ss 는규모포트폴리오 s의 규모프리미엄 (beta-adjusted size premium), IIIIII ii 는 ii 기업의산업위험프리미엄, RR ss 는 ii 기업이속한규모포트폴리오 ss 의장기평균실현수익률, RR ff 는무위험이자율 (5 년만기국채 수익률 ) 의장기평균치, ββ ss SSSSSS 은 ii 기업이속한규모포트폴리오 ss 의 sum beta, ffuullllββ ii 는 ii 기업의 full-information beta 를나타낸다. 식 (4) 에서규모프리미엄 (SSSS ss ) 은규모포트폴리오 s의평균초과수익률 (RR -RR ss ) ff 에서 sum-beta로추정한 CAPM 에의한평균초과수익률 (ββ SSSSSS ss EEEEEE) 을차감한것이다. 이때, RR ss 는 ii 기업이속한규모포트폴리오 ss 의월간보유수익률을복리로계산한연간수익률의산술 평균값이다. 산업위험프리미엄 (industry risk premium, IRP) 은주식위험프리미엄을초과 하는수익률을의미하는데, ffffffffββ ii EEEEEE 에서주식위험프리미엄을차감하여구한다. (2) 수정 CAPM 방식 수정 CAPM 방식은 CAPM 에규모프리미엄요소 ( 베타조정규모프리미엄 ) 가추가된모형이다. 수정 CAPM 방식중식 (5) 는적산법과동일하게규모프리미엄이추정되지만 fullinformation beta 적용여부에서차이가있으며, 식 (6) 은 sum-beta 대신 OLS beta를적용한것이다. EE(RR ii ) = RR ff + ββ ii SSSSSS EEEEEE + RR ss RR ff ββ ss SSSSSS EEEEEE (5) EE(RR ii ) = RR ff + ββ ii OOOOOO EEEEEE + RR ss RR ff ββ ss OOOOOO EEEEEE (6) 15

여기서, ββ ii SSSSSS 은 ii 기업의 sum beta, ββ ss SSSSSS 은 ii 기업이속한규모포트폴리오 ss 의 sumbeta, ββ ii OOOOOO 는 ii 기업의 OLS beta, ββ ss OOOOOO 는 ii 기업이속한규모포트폴리오 ss 의 OLS beta 를 나타낸다. (3) 수정 Fama-French 모형 수정 Fama-French 모형은적산법과수정 CAPM 방식에적용된위험요인과동일한조건 으로규모프리미엄과자기자본비용을비교하기위해 Fama and French(1993) 모형에서 가치비율 (book-to-market ratio) 위험요인인 HML 을제외한 2 요인모형이다. EE(RR ii ) = RR ff + ββ ii ffff EEEEEE + ββ ii ssssss SSSSSS (7) 여기서, ββ ii ffff 는수정 Fama-French 모형에서 ii 기업의 ERP 에대한 OLS beta, ββ ii ssssss 는 ii 기업의 SMB 에대한 OLS beta, SMB 는소형포트폴리오의수익률에서대형포트폴리오의 수익률을차감한값을나타낸다. 2) 포트폴리오의구축 적산법과수정 CAPM 방식에서규모포트폴리오는 Ibbotson(2013) 의방법에따라다음과같이구축하였다. 16 먼저매분기말마다분석대상기업중 KOSPI에속하는기업을시가총액규모순으로정렬한후에기업수가동일하도록해당기업들을 10개로구분한다. 그리고, KOSDAQ에속하는기업을시가총액기준으로 10개포트폴리오중하나에할당한다. 이때, 규모가가장큰포트폴리오는 1, 규모가가장작은포트폴리오는 10으로지정한다. 16 Ibbotson(2013) 의포트폴리오구축방법은미국시카고대학의 CRSP(Center for Research in Security Prices) 방법을따르고있다. 16

수정 Fama-French 모형의규모관련모방포트폴리오 (mimicking portfolio) 역시매분기말마다분석대상기업을 KOSPI 기업의시가총액중위수기준으로분류한다. SMB는소규모포트폴리오의수익률에서대규모포트폴리오수익률을차감한값으로계산한다. 포트폴리오는 3월, 6월, 9월, 12월말에재조정 (rebalancing) 되며, 각규모포트폴리오의월간보유수익률은포트폴리오에속한개별기업들의월간수익률을시가총액으로가중평균하여산출한값과동일비중으로가중평균한값의두가지를사용한다. Ⅳ. 실증결과 1. 규모포트폴리오개요 본연구에서규모프리미엄을추정하기위해구성한 10 개의규모포트폴리오에대한일반적인특성을살펴보았다. < 표 1> 은 1987 년과 2013 년말기준으로 10 개규모포트폴리오의시가총액비중, 평균시가총액과기업수를나타내고있다. 1987 년과 2013 년의각규모포트폴리오시가총액을전체시가총액으로나눈시가총액비중을비교해보면, 규모가가장큰포트폴리오 1 을제외하고시가총액비중이모두감소한반면, 최대규모포트폴리오는시가총액비중이 53.9% 에서 73.0% 로급증하였다. 또한 2013 년기준으로포트폴리오 1 과 2 의기업수를합한것은 104 개로전체분석기업중 8.3% 에해당하지만시가총액비중합계는 83.7% 에이를정도로시가가중지수의경우에포트폴리오 1 과 2 에속한기업의수익률이미치는영향이매우크다는것을알수있다. 이는미국의주식시장을대상으로분석한 Ibbotson(2013) 의결과와도유사하다. 17 17 Ibbotson(2013) 에의하면 2012 년말기준으로미국주식시장의포트폴리오 1 과 2 를합친기업수비중은 10.9%, 시가총액비중은 78.4% 이다. 17

< 표 1> 규모포트폴리오개요 이표는 1987 년과 2013 년말기준의규모포트폴리오개요를나타낸다. 시가총액비중은해당연도의각규모 포트폴리오시가총액을전체시가총액으로나눈값이며, 평균시가총액은각규모포트폴리오의시가총액을해당규모 포트폴리오의기업수로나눈값이다. 10 분위포트폴리오에서 largest 는규모가가장큰포트폴리오이고 smallest 는 규모가가장작은포트폴리오이다. Decile 시가총액비중 (%) 평균시가총액 ( 억원 ) 기업수 2013년 1987년 2013년 1987년 2013년 1987년 largest 73.0 53.9 138,368 2,695 48 15 2 10.7 16.3 17,452 816 56 15 3 4.8 8.6 6,005 430 73 15 4 3.3 5.8 3,194 313 93 14 5 2.4 4.7 1,962 252 112 14 6 1.7 3.6 1,313 191 118 14 7 1.4 2.4 909 131 137 14 8 1.2 2.2 603 117 179 14 9 0.8 1.6 406 86 181 14 smallest 0.7 0.9 223 50 260 14 < 표 2> 규모포트폴리오수익률 이표는규모포트폴리오의기간별연간보유기간수익률평균을나타내며, ( ) 안의숫자는기간별수익률의순위를 나타낸다. 규모포트폴리오수익률은월간보유수익률을복리로계산한연간시가가중포트폴리오수익률을산술 평균한값이며, 단위는 % 이다. Decile 최근 5년전체기간구간Ⅰ 구간Ⅱ 2009년 ~2013년 1987년 ~2013년 1987 년 ~2002 년 2003 년 ~2013 년 largest 16.20 ( 9 ) 16.92 ( 7 ) 17.30 ( 7 ) 16.35 ( 8 ) 2 18.75 ( 6 ) 16.80 ( 8 ) 11.47 (10) 24.56 ( 3 ) 3 13.83 (10) 16.17 ( 9 ) 16.17 ( 8 ) 16.17 ( 9 ) 4 18.24 ( 7 ) 14.85 (10) 12.99 ( 9 ) 17.56 ( 7 ) 5 17.45 ( 8 ) 17.57 ( 6 ) 18.73 ( 6 ) 15.89 (10) 6 24.40 ( 5 ) 25.73 ( 4 ) 31.26 ( 4 ) 17.69 ( 6 ) 7 26.10 ( 4 ) 19.47 ( 5 ) 19.34 ( 5 ) 19.66 ( 5 ) 8 26.37 ( 3 ) 29.00 ( 3 ) 32.72 ( 3 ) 23.58 ( 4 ) 9 31.44 ( 2 ) 35.81 ( 2 ) 39.56 ( 2 ) 30.36 ( 2 ) smallest 39.46 ( 1 ) 57.08 ( 1 ) 62.38 ( 1 ) 49.37 ( 1 ) < 표 2> 는기간별규모포트폴리오의수익률을보여주고있다. 18 규모가작아질수록포트폴리오의 수익률은대체로증가하고있으며, 규모가가장작은포트폴리오 10(smallest) 의수익률은분석 기간에상관없이가장높은실현수익률을나타내고있다. 그러나, 실현수익률이가장낮은 18 2003 년초반이후부터규모에따른베타의순서에변화가나타나고있어서 ([ 그림 1] 참조 ) 전체기간을 2002 년 말기준으로구분하였다. 18

포트폴리오는포트폴리오 1~5 인대형포트폴리오 (big portfolio) 에서기간에따라달리나타나고있다. 포트폴리오 1 의시가총액비중이 70% 이상에이르는것을감안할때, 한국주식시장에서규모효과의존재여부나규모효과의변화원인을분석하는경우에대규모포트폴리오중특히, 포트폴리오 1 의위험과수익률특성분석이중요할수있다고판단된다. 2. 주식위험프리미엄 < 표 3> 은시장포트폴리오와추정기간선택에따른각측정시점의주식위험프리미엄 (ERP) 을나타낸다. 패널 A는장기 (1987년부터각측정시점까지 ) 의추정기간을적용하여구한각측정시점의 ERP 로서시장포트폴리오가 KOSPI_W 인경우에최근으로올수록 ERP 가점차증가하는모습이다. 특히, 2000년이전에 KOSPI_W 기준 ERP 는음 (-) 또는 0에가까운값을보여시가가중종합주가지수가 ERP 의지표로서적절하지않음을알수있다. 반면, KOSPI_E의경우에는일정한값을보여이러한문제점이발견되지않는다. 패널 B는 ERP 추정을위한추정기간을변경시키며구한 2013년의 ERP인데, KOSPI_W의경우추정기간이증가할수록 ERP가작아짐을보이는반면 KOSPI_E 의경우에는훨씬변화가작음을볼수있다. 패널 B의결과를보면, KOSPI_W나 KOSPI_E 에관계없이최근자료를사용할수록 ERP 가높은것을알수있다. 그런데, Ibbotson(2013) 이미국시장에대해계산한결과를보면흥미롭게도, 과거로기간을늘려갈때 ERP 가오히려증가하는모습을보이고최근의자료만을사용할때낮은 ERP를보여우리나라시장과는반대의모습이다. 한국주식시장의이같은특징은시장포트폴리오의연평균수익률변화에비해 1987년이후큰폭으로하락한무위험이자율이원인이라고해석되며, KOSPI_W 의경우에더욱뚜렷하게나타난다. 그리고, 패널 A와패널 B에서 KOSPI_W 인경우의 ERP 가 KOSPI_E 에비해낮은이유는 < 표 2> 에나타난바와같이시가가중지수의특성상시가총액은크지만수익률이상대적으로낮은기업들의영향으로해석된다. 또한 1987년부터 2013년까지 27년전체표본기간동안한국시장에대해추정한결과를 19

보면, 5년만기국채수익률의산술평균값은 9.01% 이고 ERP 산술평균값은 KOSPI_W 의경우 5.06%, KOSPI_E 의경우 15.39% 이다. 한편, Ibbotson(2013) 이 1926년부터 2012년까지 87년동안의미국자료를사용하여추정한결과는 20년만기국채수익률의산술평균값은 5.12%, S&P 500 기준 ERP 산술평균값은 6.70% 로나타나 KOSPI_W 기준 ERP 가낮게산출됨을알수있다. 19 우리나라주식시장이미국주식시장에비해상대적으로주가변화가심하고취약하다는점을고려해볼때 KOSPI_W 로산출한 ERP 는지나치게낮은것으로보이며, 우리나라의경우실증연구에서시장포트폴리오수익률로 KOSPI_W 를사용할때이러한점을감안하여야할것으로생각된다. < 표 3> 무위험이자율과주식위험프리미엄 이표는시장포트폴리오와추정기간선택에따른각측정시점의주식위험프리미엄 (ERP) 을나타낸다. 패널 A 는장기 (1987 년부터각측정시점까지 ) 의추정기간을적용하여구한각측정시점의 ERP 이며, 패널 B 는 ERP 추정을위한추정기간을변경시키며구한 2013 년의 ERP 이다. KOSPI_W 는현금배당이고려된수정주가를 이용하여생성된시가가중지수, KOSPI_E 는현금배당이고려된수정주가를이용하여생성된동일가중지수다. 주식위험프리미엄은월간지수수익률을복리로연율화한지수수익률의평균에서무위험이자율의평균을 차감한값이다. 무위험이자율은해당기간의 5 년만기국채수익률의산술평균값이다. 단위는 % 이다. 패널 A : 측정시점별 ERP 년 기간 무위험이자율 주식위험프리미엄 KOSPI_W KOSPI_E 5 1987~1991 14.78-0.54 13.94 10 1987~1996 14.04-3.05 12.03 15 1987~2001 12.61 1.11 12.77 20 1987~2006 10.69 4.59 16.60 25 1987~2011 9.48 5.20 15.83 27 1987~2013 9.01 5.06 15.39 패널 B : 2013년의 ERP( 추정기간변경시 ) 년 기간 무위험이자율 주식위험프리미엄 KOSPI_W KOSPI_E 5 2009~2013 3.80 11.87 17.51 10 2004~2013 4.33 10.77 22.65 15 1999~2013 5.17 11.39 17.90 20 1994~2013 7.04 6.08 14.33 25 1989~2013 8.70 1.97 10.64 27 1987~2013 9.01 5.06 15.39 19 Fernandez et al.(2014) 이각국가의재무학 경제학교수, 애널리스트, 기업자금담당을대상으로 2011 년 부터 2014 년까지매년실행한서베이에의하면한국의 ERP 는미국에비해평균적으로 1.1%p 높은것으로 제시되어있다. 20

3. 규모프리미엄 1) 시장포트폴리오와베타 시장포트폴리오와규모포트폴리오를시가가중방식과동일가중방식두가지로구성했을때 시장모형인식 (8) 을이용하여추정한 10 개규모포트폴리오의 rolling beta 가 [ 그림 1] 에 제시되어있다. RR ssss RR fftt = αα ss + ββ ss RR mmmm RR fftt + εε tt (8) 베타추정기간을 1987 년 1 월부터매측정월까지로설정하고추정한 [ 그림1(a) 와 1(b)] 의 rolling beta 는 KOSPI_W 와 KOSPI_E 모두 2000 년이후에큰변화가없음을볼수있다. KOSPI_E 의경우규모가가장작은 size10 의베타가규모가가장큰 size1 의베타에비해크게나타나는반면, KOSPI_W 의경우 size10 의베타가 size1 의베타에비해오히려낮은것을확인할수있다. 따라서, 시장포트폴리오의수익률산출방법중시가가중방식에비해동일가중방식이규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계를더잘설명할수있음을예상할수있다. 20 베타추정기간을매측정월의직전 5 년 (fixed length window) 으로설정하고추정한 [ 그림 1(c) 와 1(d)] 의 rolling beta 는시기에따라크게변하고있다. [ 그림 1(c)] 의 KOSPI_W 의경우에 size1 의베타는 1997 년 9 월을최고점으로이후하향안정화되고, 2003 년 3 월부터일부규모포트폴리오의베타와교차하고 2005 년 10 월이후에는 size10 의베타와도교차함으로써과거에비해규모포트폴리오의베타가정상화 ( 규모가작을수록베타가큼 ) 되는것을볼수있다. 그러나, [ 그림 1(d)] 의 KOSPI_E 는 1998 년 1 월부터 2003 년 6 월까지 20 본논문에서말하는리스크와수익률의상반관계는주로규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계를 의미하며, CAPM 이의미하는개별자산의리스크와수익률의상반관계를의미하는것은아니다. 이와관련된 지적을해주신심사위원께감사를드립니다. 21

기간에만 size1 과 size10 의베타가교차하고그외의기간에는일관되게 size1 의베타가 size10 의베타보다낮을뿐만아니라가장낮은수준을보이고있다. 따라서, 베타추정기간을 5 년으로적용하여규모효과를분석하게되면 ( 특히, KOSPI_W 의경우 ) 분석시점에따라결과가달라질가능성이높아보이고, 2000 년대초반이후시점을기준으로규모효과를분석하게되면 KOSPI_E 뿐만아니라 KOSPI_W 역시규모효과가없어지거나약화되는결과 ( 규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계가더잘설명되는결과 ) 를얻을것으로예상할수있다. [ 그림 1] Rolling OLS Beta 이그림은시장포트폴리오와규모포트폴리오를시가가중과동일가중으로각각구성하여시장모형 (market model) 인식 (8) 을이용하여추정한 10 개규모포트폴리오의매측정월의베타 (rolling beta) 를나타낸다. 규모가가장큰포트폴리오는 size1 이고, 규모가가장작은포트폴리오는 size10 이다. (a) 와 (b) 의베타추정기간은 1987 년부터매측정월까지이며 ( 장기 ), (c) 와 (d) 의베타추정기간은매측정월의직전 5 년 (5 년 ) 이다. 포트폴리오의수익률은 1 개월보유기간수익률로구하였다. (c) 와 (d) 에서색상으로강조된기간은 size1 과 size10 이교차하는구간이다. 1.2 1.1 1.0 (a) KOSPI_W/1 개월 / 장기 size1 size2 size3 size4 size5 size6 size7 size8 size9 size10 1.2 1.1 1.0 (b) KOSPI_E/1 개월 / 장기 size01 size02 size03 size04 size05 size06 size07 size08 size09 size10 0.9 0.9 0.8 0.8 0.7 0.7 0.6 0.6 0.5 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 0.5 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 (c) KOSPI_W/1 개월 /5 년 (d) KOSPI_E/1 개월 /5 년 1.2 1.2 1.0 1.0 0.8 0.8 0.6 0.4 size1 size3 size5 size7 size9 size2 size4 size6 size8 size10 0.6 0.4 size01 size03 size05 size07 size09 size02 size04 size06 size08 size10 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 22

2000 년대초반이후규모효과가미미하거나존재하지않는다는국내연구결과는국내연구들이시장포트폴리오의대용치로시가가중지수를사용하고베타의추정기간을 5 년으로적용하는것과밀접히관련되어있으며, 규모효과의존재여부및영향에대한분석에서시장포트폴리오의선택과베타추정기간이매우중요한영향을미치는것을알수있다. 한편, [ 그림 1(d)] 를보면 KOSPI_E 를이용해추정한베타값이 1997 년하반기부터 1998 년기간에뚜렷한변화를보이고있다. 이러한결과에의하면, 분석대상에코스닥종목을포함한것이나 ( 코스닥시장이 1996 년 7 월에개설 ) 1997 년 7 월에촉발된외환위기가베타와규모효과에영향을미치는것으로보인다. 21 2) 베타추정방법과규모프리미엄 주요베타추정방법은 < 표 4> 에서보는바와같이보유기간 (holding period), 추정기간 (look back period) 과시장포트폴리오에따라여덟가지조합이가능하다. 보유기간이 12 개월이면서추정기간이 5 년인방법 7 과 8 은회귀분석을위한자료수가충분치않은이유로분석에서제외하였으며, 나머지 6 가지방법으로추정한 OLS beta 와 sum-beta 22 및그에해당하는규모프리미엄이 < 표 5> 에나타나있다. 시장포트폴리오의대용치는시가가중방식과동일가중방식으로구한것 (KOSPI_W 와 KOSPI_E) 을사용하였으며, 규모포트폴리오역시시장포트폴리오의대용치에적용된동일한방식으로구하였다. 또한추정한베타와규모포트폴리오의시가총액간의관계를살펴보기위해 OLS에의해추정한식 (9) 의회귀계수를 < 표 5> 에함께제시하였다. 규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계가성립한다면 γγ의부호는음 (-) 이될것이다. ββ ss = αα + γγ ln CCCCCC ss + εε (9) 21 이에대해유익한의견을주신심사위원께감사를드립니다. 22 sum-beta 방식을이용하여규모프리미엄을추정하기에앞서우리나라의주식시장에서규모포트폴리오의베타조정수익률에 1차자기상관이존재하는지여부와규모포트폴리오별특성을살펴본결과 Conrad and Kaul(1988) 의결과와유사하게시장포트폴리오의대용치에상관없이대체로 1차자기상관이존재하고, 규모가작아질수록자기상관계수가증가함을확인하였다. 23

여기서, CCCCCC ss 는규모포트폴리오에속한기업들의시가총액평균, ββ ss 는주요베타추정방법으로추정한규모포트폴리오베타를나타낸다. < 표 5> 의결과에의하면, 방법 4(KOSPI_E/1 개월 /5 년 ) 와 sum-beta 방식에의해베타를추정할경우규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계가가장잘설명되는것으로나타났다. 첫째, 모든경우에 OLS 방식에비해 sum-beta 방식을적용할경우규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계가뚜렷해지거나성립하는것을볼수있다. 이는다른조건은동일하게유지하고 OLS beta 대신 sum-beta 를적용하는경우에식 (9) 의추정계수 (γ ) 의절대치가증가하거나 ( 리스크와수익률의상반관계가더뚜렷해짐 ), 회귀계수의부호가정상화 ( 리스크와수익률의상반관계가성립함 ) 되는것에서도확인할수있다. 둘째, 다른조건은동일하게유지하고시장포트폴리오의대용치로 KOSPI_W 대신 KOSPI_E 를적용한경우를보면 ( 방법 1 2, 방법 3 4, 방법 5 6), 규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계가더뚜렷해지거나성립하는것을볼수있다. 셋째, 다른조건은동일하게유지하고베타추정기간 (look back period) 을장기에서직전 5 년으로변경한경우를보면 ( 방법 1 3 과방법 2 4), 규모포트폴리오별리스크와수익률간상반관계가뚜렷해지거나성립하는것을볼수있다. 마지막으로, 수익률측정기간 (holding period) 을 1 개월에서 12 개월로늘린경우를보면 ( 방법 5 와방법 6), 방법 1 과방법 2 에비해규모포트폴리오별리스크와수익률간상반관계가개선되는모습을보이지만, sum-beta 의계수추정치 (γ ) 가통계적으로유의하지않기때문에더바람직한방법이라할수없다. 특히, 국내 CAPM 의실증분석에서자주사용되는방법 3(KOSPI_W/1 개월 /5 년 ) 으로구한규모포트폴리오의베타를보면, OLS beta 는기존연구들 ( 김상환, 2009; 윤상용외 3 인, 2009; 엄철준외 2 인, 2014) 과마찬가지로규모가작아질수록대체로감소하고있는반면, sum-beta 는규모가작아질수록증가하는것을볼수있다. 23 이는 sum-beta 를사용하게되면 23 Ibbotson(2013) 이미국주식시장을대상으로추정 (S&P500/1 개월 /1926~2012 년 ) 한규모포트폴리오의 OLS beta(0.91~1.41, γ =-0.0827) 는우리나라의경우와달리규모가작아질수록증가하고있으며, sumbeta 를적용한경우에베타의증가폭이더확대 (0.91~1.70, γ =-0.1309) 되고있다. 24

방법 3 의경우에도규모포트폴리오별리스크와수익률의상반관계가뚜렷해질수있음을시사한다. < 표 6> 은가중방식 / 보유기간 / 추정기간에따라구분된여섯가지방법에대해 sum-beta 와 OLS beta 를이용하여 2013 년말기준으로구한전체표본기업들의평균규모프리미엄 ( 이하, ' 평균규모프리미엄 ' 이라한다 ) 을나타내고있다. 평균규모프리미엄은시가총액기준으로 1,257 개표본기업에매핑한각규모포트폴리오의규모프리미엄 (< 표 5> 에제시된규모프리미엄 ) 을합산한후에전체표본기업수로나눈값이다. 24 여섯가지방법에대해 sum-beta 를이용하여구한평균규모프리미엄은 OLS beta 에비해 -2.96~-0.08%p 낮아지고, KOSPI_W 대신에 KOSPI_E 를사용할경우평균규모프리미엄은 -6.30~-3.35%p 낮아짐을알수있다. 이러한결과는베타의추정방법보다시장포트폴리오의가중방식이규모프리미엄에미치는영향이크다는것을의미한다. 또한국내 CAPM 의실증분석에서자주사용되는방법 3(KOSPI_W/1 개월 /5 년 ) 과함께 OLS beta 를사용하면규모프리미엄이방법 4 와함께 sum-beta 를사용할경우에비해 6.7%p 정도크게나오고, 규모포트폴리오별리스크와수익률간의상반관계는잘설명되지않을수있음을의미한다. 한편, γ 가통계적으로유의한방법중가장낮은평균규모프리미엄 (10.40%) 을보이는경우는방법 4( 동일가중방식 /1 개월 /5 년 ) 와함께 sum-beta 를사용하는방식임을재차확인할수있다. < 표 4> 주요베타추정방법 시장포트폴리오 / 보유기간 / 추정기간순서이다. KOSPI_W 는시가가중지수, KOSPI_E 는동일가중지수를나타낸다. 5 년은베타추정기간이측정시점직전 5 년 (2009~2013 년 ), 장기는 1987 년부터측정연도 (2013 년 ) 까지를 나타낸다. ( 방법 1) KOSPI_W/1 개월 / 장기 ( 방법 2) KOSPI_E/1 개월 / 장기 ( 방법 3) KOSPI_W/1 개월 /5 년 ( 방법 4) KOSPI_E/1 개월 /5 년 ( 방법 5) KOSPI_W/12 개월 / 장기 ( 방법 6) KOSPI_E/12 개월 / 장기 ( 방법 7) KOSPI_W/12 개월 /5 년 ( 방법 8) KOSPI_E/12 개월 /5 년 24 Ibbotson(2013) 이미국주식시장을대상으로측정한평균규모프리미엄은 3.05%(2012 년기준, 방법 1 적용 ) 이다. 25

< 표 5> 규모포트폴리오별베타와규모프리미엄 이표는시장포트폴리오, 보유기간과추정기간에따라여섯가지방법으로추정된 sum-beta, OLS beta와규모프리미엄을나타낸다. 방법1 은 KOSPI_W/1개월 / 장기, 방법2 는 KOSPI_E/1개월 / 장기, 방법3은 KOSPI_W/1개월 /5년, 방법4 는 KOSPI_E/1개월 /5년, 방법5 는 KOSPI_W/12 개월 / 장기, 방법6 은 KOSPI_E/12 개월 / 장기이다. RR SS RR FF 는 1987년부터 2013년까지각규모포트폴리오의연평균수익률에서 5년만기연평균국채수익률 (9.01%) 을차감한값이다. KOSPI_W 기준의 ERP는 5.06% KOSPI_E 기준의 ERP는 15.39% 가적용되었다. 베타는월 ( 연 ) 환산콜금리초과수익률을기초로추정되었다. γ 는식 (9) ββ ss = αα + γγ ln CCCCCC ss + εε(ββ ss 는규모포트폴리오베타, CCCCCC ss 는규모포트폴리오에속한기업들의시가총액평균 ) 을 sum-beta 방식과 OLS에의해각각추정한회귀계수이며, ( ) 안의숫자는 t-값 이다. *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함을나타낸다. RR SS RR FF 와규모프리미엄의단위는 % 이다. 방법 1 방법 3 방법 5 Decile RR SS RR FF sum beta 규모프리미엄 OLS beta 규모프리미엄 sum beta 규모프리미엄 OLS beta 규모프리미엄 sum beta 규모프리미엄 OLS beta 규모프리미엄 Largest 7.91 0.95 3.10 1.00 2.85 0.92 3.25 0.97 3.00 1.17 1.99 1.01 2.80 2 7.79 0.96 2.93 0.94 3.03 0.83 3.59 0.88 3.34 0.87 3.39 0.93 3.08 3 7.16 0.88 2.71 0.85 2.86 0.79 3.16 0.83 2.96 0.93 2.45 1.00 2.10 4 5.84 0.87 1.44 0.86 1.49 0.90 1.29 0.85 1.54 0.70 2.30 0.84 1.59 5 8.56 0.90 4.01 0.84 4.31 0.84 4.31 0.85 4.26 0.92 3.90 1.06 3.20 6 16.72 0.90 12.17 0.82 12.57 1.11 11.10 0.92 12.06 1.62 8.52 1.44 9.43 7 10.46 0.86 6.11 0.84 6.21 1.11 4.84 0.94 5.70 0.70 6.92 0.86 6.11 8 19.99 0.88 15.54 0.79 15.99 1.15 14.17 0.86 15.64 1.20 13.92 1.19 13.97 9 26.80 0.74 23.06 0.72 23.16 1.19 20.78 0.96 21.94 0.78 22.85 0.75 23.01 Smallest 48.07 0.76 44.22 0.66 44.73 1.13 42.35 0.85 43.77 1.69 39.52 1.25 41.75 α 0.1033 (0.492) -0.4116 ** (-2.563) 2.4716 *** (4.659) 0.7406 ** (3.039) 2.0836 (1.235) 1.5790 (1.587) γ 0.0293 *** (3.665) 0.0475 *** (7.764) -0.0563 ** (2.787) 0.0057 (0.619) -0.0391(-0.609) -0.0208(-0.550) 방법 2 방법 4 방법 6 Decile RR SS RR FF sum beta 규모프리미엄 OLS beta 규모프리미엄 sum beta 규모프리미엄 OLS beta 규모프리미엄 sum beta 규모프리미엄 OLS beta 규모프리미엄 Largest 7.66 0.64-2.19 0.73-3.57 0.62-1.88 0.76-4.04 0.86-5.58 0.62-1.88 2 7.33 0.75-4.21 0.84-5.60 0.69-3.29 0.84-5.60 0.81-5.14 0.68-3.14 3 5.68 0.74-5.71 0.78-6.32 0.80-6.63 0.92-8.48 0.73-5.55 0.66-4.48 4 5.98 0.82-6.64 0.87-7.41 0.89-7.72 0.98-9.10 0.75-5.56 0.7-4.79 5 9.09 0.85-3.99 0.89-4.61 0.96-5.68 1.06-7.22 0.86-4.15 0.86-4.15 6 11.21 0.84-1.72 0.87-2.18 1.16-6.64 1.12-6.03 0.87-2.18 0.83-1.56 7 12.30 0.86-0.94 0.89-1.40 1.16-5.55 1.12-4.94 0.79 0.14 0.79 0.14 8 21.98 0.88 8.44 0.89 8.28 1.17 3.97 1.05 5.82 1.19 3.67 0.96 7.21 9 30.11 0.89 16.41 0.87 16.72 1.23 11.18 1.15 12.41 0.86 16.87 0.91 16.11 Smallest 72.01 0.98 56.93 0.85 58.93 1.18 53.85 1.06 55.70 1.94 42.15 1.26 52.62 α 2.0706 *** (18.164) 1.4093 *** (8.746) 3.8811 *** (10.778) 2.6146 *** (10.317) 3.4813 * (2.293) 2.9105 *** (5.410) γ -0.0475 *** (-10.953) -0.0214 *** (-3.492) -0.1105 *** (-8.059) -0.0614 *** (-6.363) -0.0960 (-1.661) -0.0795 *** (-3.883) 26

< 표 6> 평균규모프리미엄 이표는가중방식 / 보유기간 / 추정기간에따라구분한여섯가지방법에대해 sum-beta 와 OLS beta 를이용하여 2013 년말기준으로구한전체표본기업들의평균규모프리미엄을나타낸다. 방법 1 은 KOSPI_W/1 개월 / 장기, 방법 2 는 KOSPI_E/1 개월 / 장기, 방법 3 은 KOSPI_W/1 개월 /5 년, 방법 4 는 KOSPI_E/1 개월 /5 년, 방법 5 는 KOSPI_W/12 개월 / 장기, 방법 6 은 KOSPI_E/12 개월 / 장기이다. *, **, *** 은회귀계수 (γ ) 가 10%, 5%, 1% 수준 에서각각통계적으로유의함을나타낸다. 단위는 % 이다. 방법 1 방법 2 방법 3 방법 4 방법 5 방법 6 sum-beta 17.36 *** 13.63 *** 16.29 ** 10.40 *** 15.89 9.94 OLS beta 17.62 *** 13.71 *** 17.12 10.82 *** 16.26 12.90 *** 4. full-information beta full-information 방식을적용하기위해 1,257 개표본기업의주요사업부문을통계청의한국표준산업분류 9 차중분류기준에따라 65 개산업으로분류하였다. 분류된산업에서 pure-play 가 1 개라도있는산업은 51 개이고 Ibbotson(2013) 에서유효한산업으로지정하고있는 pure-play 가 5 개이상인산업은 32 개이다. 25 따라서, 전체산업중과반수의산업은유사회사 (peer group) 가없거나 5 개미만이기때문에 pure-play 접근법을사용할수없거나사용하더라도산업위험정보가충분히반영되기어렵다는것을짐작할수있다. < 표 7> 은주요사업부문중섬유제품제조업과관련된부문을포함하고있는기업의 fullinformation beta 와기업베타를나타내고있다. 26 기업베타는시가가중지수 (KOSPI_W) 를시장포트폴리오대용치로사용하여추정된 sum-beta 이다. 베타추정방법은보유기간은 1 개월, 추정기간은 1987~2013 년까지기간을적용하였다. full-information beta 는식 (2) 와 (3) 을이용하여계산하였으며, Kaplan and Peterson(1998) 과같이각기업의사업부문별 25 우리나라의비상장법인의합병가액산정기준에따르면유사기업은합병대상비상장회사와한국거래소소분류업종이동일한회사중주력사업 ( 매출액기준 ) 이유사하고수익과순자산이 30% 범위내에있는법인이다. 그리고, 해당되는유사회사가 3사이상일경우이중최소 3사이상의회사를유사회사로선정하도록되어있다 ( 금융감독원, 증권의발행및공시등에관한규정시행세칙제7조 ). 26 full-information 방식에따라모든표본기업의기업베타와 full-information beta를산출하였으나, 여기에서는 pure-play 방식과 full-information 방식의비교를위해주요사업부문중섬유제품제조업을포함하고있는기업만을제시하고있다. 27

시장가치는주요사업부문매출액을대용치로사용하였다. 산업위험프리미엄은각기업의 full-information beta 와주식위험프리미엄 (ERP) 의곱에서 ERP 를차감하여구하였으며, ERP 는 5.06% 를적용하였다. < 표 7> 베타와산업위험프리미엄 이표는주요사업부문중섬유제품제조업 ( 산업코드 : 13) 을포함하고있는기업의베타와산업위험프리미엄을 나타낸다. full-information beta 는개별기업의 sum-beta 를기초로도구변수를이용하여 2SLS(two stage least squares) 로추정한산업베타와개별기업의산업별비중을곱한후에해당기업이영위하고있는모든산업에 대해합산하여계산하였다. 기업베타는시장포트폴리오대용치로 KOSPI_W 를사용하여추정한 sum-beta 이다. 베타추정방법은보유기간은 1 개월, 추정기간은 1987~2013 년기간을적용하였다. 각기업의산업별시장가치는 Kaplan and Peterson(1998) 과같이산업별매출액을대용치로사용하였다. 산업위험프리미엄은각기업의 fullinformation beta 와주식위험프리미엄 (ERP) 의곱에서 ERP 를차감하여구하였으며, ERP 는 5.06% 를적용하였다. 기업코드 기업명 매출비중 (%) full-information 산업위험기업베타기업내산업내 beta 프리미엄 (%) 111770 영원무역 100.00 10.50 0.0219 1.1671 0.85 065950 웰크론 100.00 2.18 1.5751 1.1671 0.85 003610 방림 100.00 1.84 1.2691 1.1671 0.85 008500 일정실업 100.00 0.91 0.9736 1.1671 0.85 030270 가희 100.00 0.58 0.3614 1.1671 0.85 032080 아즈텍WB 100.00 0.46 0.7864 1.1671 0.85 001070 대한방직 99.48 2.69 0.9848 1.1639 0.83 011300 성안 98.52 2.45 0.7810 1.1705 0.86 000950 전방 81.79 2.28 0.7201 1.3664 1.85 003200 일신방직 76.85 3.07 0.4935 1.1710 0.87 011000 진원생명과학 76.48 0.15 0.9658 1.0753 0.38 025270 부산방직 76.08 0.25 0.4803 1.1349 0.68 000050 경방 70.16 2.31 0.9089 1.2350 1.19 040610 SG&G 66.04 6.30 1.4144 1.2095 1.06 005820 원림 64.61 0.52 0.7918 1.0469 0.24 004800 효성 44.63 53.19 1.4395 1.1615 0.82 001530 동일방직 44.27 3.24 0.8514 1.0826 0.42 065420 SI리소스 20.10 0.07 0.4221 1.3265 1.65 120110 코오롱인더 12.99 6.48 1.5049 1.1012 0.51 019300 동일제지 12.86 0.52 0.8611 0.9625-0.19 섬유제품제조업의 full-information beta 는 1.1671 이며, 기업내매출비중이 100% 인 27 pure-play 의기업베타를매출액으로가중평균한 pure-play beta 는 0.4527 이다. 동일산업에 대해두가지방법으로각각계산된산업베타가큰차이 (0.7144) 를보일뿐만아니라시장 27 실무에서는기업내매출비중이 75% 이상인회사를 pure-play 로지정하기도한다 (Ibbotson, 2013). 28

베타 1.0 을기준으로위치가바뀌는주된이유는주요사업부문중섬유제품제조업을포함하는 20 개기업중 pure-play 가 6 개에지나지않으며, 산업내매출비중이크면서상대적으로높은베타를지닌효성, 코오롱인더, SG&G 등의정보가 pure-play 접근법에서는반영되지않기때문이다. Ehrhardt and Bhagwat(1991) 와 Kaplan and Peterson(1998) 의결과와같이한국주식시장에서도시가총액이큰복합기업 (conglomerate) 이포함된산업의베타를추정하는경우에 pure-play 방식보다 full-information 방식이해당산업위험정보를더잘반영함을확인할수있다. 5. 자기자본비용의추정 < 표 8> 은시가가중방식과동일가중방식을사용하여세가지자기자본비용추정모형으로추정한 2013 년표본기업의자기자본비용을요약한표이다. 28 보유기간은 1 개월, 추정기간은 5 년을가정하여적산법과수정 CAPM 은 sum-beta 방식으로베타를추정하였으며, 수정 Fama-French 모형은 OLS beta 방식으로베타를추정하였다. 자기자본비용은표본기업별자기자본비용을추정하여합산한후에표본기업수로나눈값이다. KOSPI_W 기준으로구한자기자본비용은 24.37/24.79/18.87%( 적산법 / 수정 CAPM/ 수정 Fama-French 모형의순서 ), KOSPI_E 기준으로구한자기자본비용은 26.08/30.24/24.43% 로추정되었다. 이를기초로우리나라상장기업의자기자본비용의특징은다음과같이요약할수있다. 첫째, 시장포트폴리오의대용치로 KOSPI_W 대신 KOSPI_E 를적용하는경우에자기자본비용은 1.71/5.45/5.56%p 높아지는것을알수있다. 이는시장포트폴리오의대용치선택은자기자본비용의구성요소중시장관련위험프리미엄 (ERP+ 산업위험프리미엄, ERP β) 과규모프리미엄모두에영향을주게되는데, KOSPI_E 를적용하는경우규모 28 베타추정기간이장기인경우와 OLS 를사용하여수정 CAPM 으로추정한결과까지포함한측정시점별 (2013/2003/1993 년 ) 자기자본비용은부록 < 표 1> 에제시되어있다. 29

프리미엄의감소폭 (-5.89/-5.89/-5.48%p) 에비해시장관련위험프리미엄의증가폭 (7.60/11.33/11.04%p) 이상대적으로크기때문이다. 둘째, KOSPI_W 의경우시장관련위험프리미엄이작고규모프리미엄이큰반면, KOSPI_E 의경우시장관련위험프리미엄이크고규모프리미엄이작은특징을보인다. 기존연구들이시장포트폴리오의대용치선택에따른효과를주식위험프리미엄이나규모효과한측면에서분석한반면, 본연구는주식위험프리미엄과규모효과의상호관계를함께고려하여자기자본비용을추정했다는점에서차별성을갖는다. 셋째, 적산법과수정 CAPM 에비해수정 Fama-French 모형으로추정한 2013 년의자기자본비용이상대적으로낮은것을볼수있는데, 이와같은차이가발생되는주된원인은적산법, 수정 CAPM, 수정 Fama-French 모형에서규모프리미엄을추정하는방법이상이하기때문이다. 즉, 적산법과수정 CAPM 에서규모프리미엄은개별규모포트폴리오의실현수익률에서 CAPM 에의해추정된수익률을차감한베타조정규모프리미엄인반면, 수정 Fama-French 모형에서규모프리미엄은소규모포트폴리오수익률에서대규모포트폴리오수익률을차감한값 (SMB) 에규모포트폴리오의베타를곱하여구한일반적인규모프리미엄 ( 비베타조정규모프리미엄 ) 이라는차이가있다. 수정 Fama-French 모형은다른추정방식과동일한기준에서비교할목적으로 3 요인모형에서 HML 을제외한 2 요인모형이기때문에다른요인 (HML, 모멘텀, 유동성등 ) 의설명력은생략되어있으며, 이것이수정 Fama-French 모형으로추정한자기자본비용이과소평가되는원인중하나라고할수있다. 29 넷째, 적산법과수정 CAPM 으로구한자기자본비용이동일하지않은것을볼수있는데차이가발생하는원인은상이한시장관련위험프리미엄에서찾을수있다. 식 (4) 와 (5) 를보면두추정모형의차이점은시장관련위험프리미엄을구할때적용되는베타추정방법이다르다는것이다 ( 적산법은 ffffffffff ii, 수정 CAPM 은 ββ SSSSSS ii ). 적산법은수정 CAPM 에사용되는개별기업의 sum-beta(ββ SSSSSS ii ) 를기초로산업베타를추정하고있지만산업베타를추정하는과정에서추가적인추정오차가발생하기때문에, 산업의규모효과가유의한차이가없는 29 국내외 CAPM 실증연구에서많이사용하고있는방법 3( 시가가중지수 /1 개월 /5 년 ) 을사용하여 Fama-French (1993) 3 요인모형으로추정한 2013 년의자기자본비용은 21.12% 로산출되었다. 30

상장기업의자기자본비용추정모형으로는적산법보다수정 CAPM 이더적합하다고할수있다. 자기자본비용추정을위해사용되는주요변수와추정모형의선택과관련된내용은부록 < 표 2> 에정리되어있다. < 표 8> 자기자본비용이표는베타추정방법으로보유기간은 1개월과추정기간은 5년을적용하고포트폴리오구성방법 ( 시가가중방식과동일가중방식 ) 을달리적용하여세가지자기자본비용추정모형을이용하여구한 2013년표본기업의평균자기자본비용을나타낸다. 적산법과수정 CAPM은 sum-beta 방식으로추정하였으며, 수정 FFM(Fama-French model) 은 OLS beta 방식으로추정하였다. 무위험이자율, 개별위험프리미엄과자기자본비용은해당시점에서추정한개별기업의값을해당시점의전체표본기업수로나눈값이다. 패널 A는포트폴리오를구성하는경우에시가가중방식을적용한것이며, 패널 B는동일가중방식을적용한것이다. 적산법의자기자본비용은 ' 무위험이자율 +ERP+ 산업위험프리미엄 + 규모프리미엄 ' 의값이며, 수정 CAPM과수정 FFM의자기자본비용은 ' 무위험이자율 +ERP ββ+ 규모프리미엄 ' 의값이다. 적산법과수정 CAPM 의규모프리미엄은베타조정규모프리미엄이며, 수정 FFM의규모프리미엄은 ββ SSSSSS 와 SMB의곱으로구한값으로서비베타조정규모프리미엄이다. 무위험이자율은해당연도말의 5년만기국채수익률이며, ( ) 안의숫자는 1987~2013년기간의 5년만기국채수익률평균값이다. 규모프리미엄의 [ ] 의숫자는수정 FFM의 SMB( 시가가중방식 / 동일가중방식 ) 를나타낸다. 표본기업수는 1,257개이다. 단위는 % 이다. 패널 A : KOSPI_W 패널 B : KOSPI_E 적산법 수정 CAPM 수정 FFM 적산법 수정 CAPM 수정 FFM 무위험이자율 (9.01) 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 ERP 5.06 15.39 산업위험프리미엄 -0.21-2.94 ERP β 5.27 4.71 16.60 15.75 규모프리미엄 [12.97/26.56] 16.29 16.29 10.93 10.40 10.40 5.45 자기자본비용 24.37 24.79 18.87 26.08 30.24 24.43 Ⅴ. 결론 국내의경우규모프리미엄의추정보다규모효과가존재하는지여부를살펴본연구가대부분 이며, 규모효과가사라졌다는연구결과들도포트폴리오구성방법등에따라불안정하고 측정오차가커서추가적인실증분석이필요하다는주장이제기되고있다. 아울러모든가치 31

평가의근간이되는자본비용중에서자기자본비용이우리나라의경우에얼마나되는지에대한연구가거의없는실정이다. 따라서, 본연구는 1987 년 1 월부터 2013 년 12 월까지 27 년간자료를사용하여다양한방법을통해우리나라주식시장의규모프리미엄과자기자본비용을추정하였다. 본연구의주요실증결과는다음과같다 : 첫째, 무위험이자율은지속적으로하락하여전체표본기간동안평균 9.01% 의수준을보이고있는데, 대용치와표본기간의선택에따라큰차이를보이기때문에주식위험프리미엄과자기자본비용추정상에있어서시장포트폴리오못지않게중요함을발견하였다. 둘째, 주식위험프리미엄은동일가중방식으로구할경우 15.39%, 시가가중방식으로구할경우 5.06% 로큰차이를보이며, 시가가중방식주식위험프리미엄의경우무위험이자율이지속적으로하락하는것과반대로지속적으로상승하고, 표본기간에따라차이가큼을발견하였다. 셋째, KOSPI_E/1 개월 /5년방법과함께 sum-beta 방식에의해베타를추정할경우규모포트폴리오별리스크와수익률간의상반관계가가장잘설명되고규모프리미엄이가장작아지는반면 (10.4%), 국내 CAPM의실증분석에서자주사용되는 KOSPI_W/1 개월 /5년방법과함께 OLS beta을사용하면리스크와수익률간의상반관계가잘설명되지않고규모프리미엄이 6.7%p 크게나오는것을발견하였다. 넷째, 베타를 OLS 방식으로구한국내기존연구들에서규모포트폴리오별리스크와수익률간에상반관계가없음을보고한것과달리 sum-beta 방식으로베타를추정하는경우에규모포트폴리오별리스크와수익률간에상반관계가성립하는것을확인하였다. 그러나, 규모프리미엄에미치는영향은베타의추정방법보다시장포트폴리오의가중방식이더큼을발견하였다. 다섯째, KOSPI_W 기준으로구한자기자본비용은 24.37/24.79/8.87%( 적산법 / 수정 CAPM/ 수정 Fama-French 모형의순서 ), KOSPI_E 기준으로구한자기자본비용은 26.08/30.24/24.43% 로추정되었다. 여섯째, KOSPI_W 의경우시장관련위험프리미엄이작고규모프리미엄이큰반면, KOSPI_E 의경우시장관련위험프리미엄이크고규모프리미엄이작은특징을보인다. 이는자기자본비용추정시나시장포트폴리오의대용치선택시주식위험프리미엄과규모프리미엄의상호작용을고려해야함을의미한다. 일곱째, 적산법과수정 CAPM에비해수정 Fama-French 모형으로추정한자기자본비용이상대적으로 32

낮은것을볼수있는데, 이는수정 Fama-French 모형의경우규모프리미엄을정의하는방식이다르고다른요인 (HML, 모멘텀, 유동성등 ) 이생략되어있기때문이다. 여덟째, 시가총액이큰복합기업이포함된산업의경우 full-information 베타방식이산업위험을보다충분히반영함을발견하였으나, 적산법의경우산업베타를추정하는과정에서추가적인추정오차가발생하기때문에산업의규모효과가유의한차이가없는상장기업의자기자본비용추정모형으로는적산법보다수정 CAPM이더적합하다고할수있다. 마지막으로, 자기자본비용추정에있어서가장적합한방법은동일가중 /1개월/5년/sum-beta 방식을적용한수정 CAPM 임을발견하였다. 추후의미가있을것으로기대되는연구주제는첫째, 본연구결과를기반으로한 CAPM 의설명력에대한새로운검증둘째, 규모가가장큰포트폴리오의베타가다른규모포트폴리오의베타와다른움직임을보이는원인과규모효과에미치는영향분석셋째, 시장포트폴리오의대용치선택과관련하여본연구에서살펴보지않은지수 (KOSPI200, KOSPI 와 KOSDAQ 의결합등 ) 의검토넷째, 국내주식시장에서포트폴리오구성방법과재조정기간에따른위험요인모방포트폴리오의적합성에관한연구마지막으로, 비상장기업이나시장가격이발견되지않는사업부등의자기자본비용추정을위해 full-information beta 를사용한적산법의적용등을들수있다. 33

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( 부록 < 표 1>) 자기자본비용 이표는베타추정방법 (1 개월 /5 년, 1 개월 / 장기 ) 에따라포트폴리오구성방법 ( 시가가중방식과동일가중방식 ) 을달리적용하여네가지자기자본비용추정모형을이용하여 2013 년, 2003 년, 1993 년말기준으로 구한표본기업의평균자기자본비용을나타낸다. 적산법은 sum-beta 방식으로추정하였으며, 수정 FFM(Fama-French model) 은 OLS beta 방식으로추정하였다. 무위험이자율, 개별위험프리미엄과 자기자본비용은해당시점에서추정한개별기업의값을해당시점의전체표본기업수로나눈값이다. 패널 A 는포트폴리오를구성하는경우에시가가중방식을적용한것이며, 패널 B 는동일가중방식을적용한 것이다. 적산법의자기자본비용은 ' 무위험이자율 + ERP + 산업위험프리미엄 + 규모프리미엄 ' 의값이며, 수정 CAPM 과수정 FFM 의자기자본비용은 ' 무위험이자율 + ERP ββ + 규모프리미엄 ' 의값이다. 2003 년과 1993 년의산업위험프리미엄을구할때표본기업의주요사업부문매출비중은 2013 년과동일하게적용하였다. 적산법과수정 CAPM 의규모프리미엄은베타조정규모프리미엄이며, 수정 FFM 의 규모프리미엄은 ββ SSSSSS 와 SMB 의곱으로구한값으로서비베타조정규모프리미엄이다. 무위험이자율은해당연도말의 5 년만기국채수익률이며, ( ) 안의숫자는 1987 년부터해당연도까지기간의 5 년만기 국채수익률평균값이다. 규모프리미엄의 [ ] 의숫자는수정 FFM의 SMB를나타낸다. 표본기업수는 2013년에 1,257개, 2003년에 831개, 1993년에 240개이다. 단위는 % 이다. 패널 A : KOSPI_W 1 개월 / 장기 1 개월 /5 년 적산법 수정 CAPM 수정 CAPM 수정 FFM 적산법 sum-beta OLS beta sum-beta OLS beta 수정 FFM 2013 년 무위험이자율 (9.01) 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 ERP 5.06 5.06 산업위험프리미엄 0.08-0.21 ERP β 4.85 4.69 4.92 5.27 4.50 4.71 규모프리미엄 [12.97] 17.36 17.36 17.62 11.85 16.29 16.29 17.12 10.93 자기자본비용 25.72 25.44 25.54 20.00 24.37 24.79 24.86 18.87 2003 년 무위험이자율 (11.77) 4.73 4.73 4.73 4.73 4.73 4.73 4.73 4.73 ERP 1.71 1.71 산업위험프리미엄 0.02 0.04 ERP β 1.50 1.52 1.85 1.51 1.56 1.85 규모프리미엄 [14.26] 17.87 17.87 17.96 14.36 17.90 17.90 17.90 14.16 자기자본비용 24.33 24.10 24.21 20.95 24.38 24.15 24.18 20.74 1993 년 무위험이자율 (14.65) 12.82 12.82 12.82 12.82 12.82 12.82 12.82 12.82 ERP 2.16 2.16 산업위험프리미엄 -0.46-0.50 ERP β 1.73 1.71 2.17 1.65 1.62 2.22 규모프리미엄 [15.46] 10.55 10.55 10.57 10.24 10.58 10.58 10.66 10.42 자기자본비용 25.07 25.10 25.10 25.23 25.06 25.05 25.10 25.46 37

( 부록 < 표 1>) 계속 이표는베타추정방법 (1 개월 /5 년, 1 개월 / 장기 ) 에따라포트폴리오구성방법 ( 시가가중방식과동일가중방식 ) 을달리적용하여네가지자기자본비용추정모형을이용하여 2013 년, 2003 년, 1993 년말기준으로 구한표본기업의평균자기자본비용을나타낸다. 적산법은 sum-beta 방식으로추정하였으며, 수정 FFM(Fama-French model) 은 OLS beta 방식으로추정하였다. 무위험이자율, 개별위험프리미엄과 자기자본비용은해당시점에서추정한개별기업의값을해당시점의전체표본기업수로나눈값이다. 패널 A 는포트폴리오를구성하는경우에시가가중방식을적용한것이며, 패널 B 는동일가중방식을적용한 것이다. 적산법의자기자본비용은 ' 무위험이자율 + ERP + 산업위험프리미엄 + 규모프리미엄 ' 의값이며, 수정 CAPM 과수정 FFM 의자기자본비용은 ' 무위험이자율 + ERP ββ + 규모프리미엄 ' 의값이다. 2003 년과 1993 년의산업위험프리미엄을구할때표본기업의주요사업부문매출비중은 2013 년과동일하게적용하였다. 적산법과수정 CAPM 의규모프리미엄은베타조정규모프리미엄이며, 수정 FFM 의 규모프리미엄은 ββ SSSSSS 와 SMB 의곱으로구한값으로서비베타조정규모프리미엄이다. 무위험이자율은해당연도말의 5 년만기국채수익률이며, ( ) 안의숫자는 1987 년부터해당연도까지기간의 5 년만기 국채수익률평균값이다. 규모프리미엄의 [ ] 의숫자는수정 FFM의 SMB를나타낸다. 표본기업수는 2013년에 1,257개, 2003년에 831개, 1993년에 240개이다. 단위는 % 이다. 패널 B : KOSPI_E 1 개월 / 장기 1 개월 /5 년 적산법 수정 CAPM 수정 CAPM 수정 FFM 적산법 sum-beta OLS beta sum-beta OLS beta 수정 FFM 2013 년 무위험이자율 (9.01) 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 3.23 ERP 15.39 15.39 산업위험프리미엄 -2.72-2.94 ERP ββ 14.76 15.00 14.83 16.60 16.23 15.75 규모프리미엄 [26.56] 13.63 13.63 13.71 10.65 10.40 10.40 10.82 5.45 자기자본비용 29.53 31.62 31.93 28.71 26.08 30.24 30.28 24.43 2003 년 무위험이자율 (11.77) 4.73 4.73 4.73 4.73 4.73 4.73 4.73 4.73 ERP 11.11 11.11 산업위험프리미엄 -1.34 0.03 ERP ββ 10.38 11.05 11.48 11.68 12.12 12.36 규모프리미엄 [29.30] 15.19 15.19 15.18 13.05 13.48 13.48 13.34 13.46 자기자본비용 29.69 30.30 30.95 29.26 29.35 29.89 30.20 30.54 1993 년 무위험이자율 (14.65) 12.82 12.82 12.82 12.82 12.82 12.82 12.82 12.82 ERP 18.39 18.39 산업위험프리미엄 -4.56-4.17 ERP ββ 16.92 17.32 17.31 17.64 17.71 17.88 규모프리미엄 [12.60] -1.96-1.96-2.32-0.26-3.67-3.67-3.46-0.87 자기자본비용 24.69 27.78 27.82 29.87 23.37 26.79 27.07 29.83 38

( 부록 < 표 2>) 자기자본비용의결정요인과상호작용 이표는수정 CAPM 으로자기자본비용을추정하는경우에필요한요인들을일정한기준에따라선택한결과와결정요인들간의상호작용을나타낸다. RRT 는리스크와수익률의 상반관계 (risk-return trade-off) 를나타낸다. 는자기자본비용결정요인이추정모형에영향을주는부분을나타낸다. ( ) 안의내용은자기자본비용결정요인들의각대안을나타내며, 추정 기간과관련된 [ ] 안의내용은 2 차선택기준과그에따른결과를나타낸다. 선택기준은대안중에서선택결과를정한기준을의미한다. 수정 CAPM : EE(RR ii ) = RR ff + ββ ii ERP +[( RR ss 패널 A : 결정요인 1) 무위험이자율 -RR ff ) - (ββ ss ERP )] 선택기준선택결과 장기 / 유동성 / 연속성 / 충분성 5 년만기국채수익률 2) 수익률가중 ( 동일가중 시가가중 ) RRT/ 규모효과동일가중방식 3) 베타 1 시차고려 (sum-beta OLS beta) RRT/ 규모효과 sum-beta 2 보유기간 (1 개월 12 개월 ) RRT/ 규모효과 1 개월 3 추정기간 (5 년 장기 ) RRT/ 규모효과 [ 일관성 / 안정성 ] 4) 추정모형 ( 수정 CAPM 적산법 ) 추정오차수정 CAPM 패널 B : 상호작용 무위험이자율은 RR ff 와 RR ff 뿐만아니라 ERP, ββ ii 와 ββ ss 에도직접적인영향을주게되고, 이요인들이시장관련프리미엄과규모프리미엄에영향을준다 : RR ff -RR, ff ββ ii -ββ ss, ERP 의변화에따라자기자본비용에미치는순효과가결정된다. 5 년 [ 장기 ] 포트폴리오의수익률가중방식은 ERP 와 RR ss 뿐만아니라 ββ ii 와 ββ ss 에도직접적인영향을주게되고, 이요인들이시장관련프리미엄과규모프리미엄에영향을준다 :, RR ss ββ ii -ββ ss, ERP 의변화에따라자기자본비용에미치는순효과가결정된다. 베타추정방법을변경하는경우에 ββ ii 와 ββ ss 의상대적크기에따라순효과가결정된다. 본연구의실증결과에따르면, 수익률가중방식이나베타추정방식의변경에따른순효과는규모프리미엄과시장관련프리미엄이일부상쇄되어자기자본비용에미치는영향은완화되었다. 측정시점을달리하여추정한시장평균자기자본비용은유사한수준이지만, 구성항목 ( 무위험이자율, 시장관련프리미엄, 규모프리미엄 ) 의상대적크기가변하는것을확인하였다. 39

Estimating the Size Premium and the Cost of Equity for Korean Listed Companies Sekyung Oh Kinam Park <abstract> This study empirically estimates the size premium and the cost of equity capital for companies listed on KOSPI and KOSDAQ markets using the data between 1987 and 2013. To enhance the accuracy of the estimation of size premium, sum-beta method is also used. For the estimation of the cost of equity capital, build-up method, modified CAPM with size premium, and Fama-French model excluding HML factor are compared. The main findings are as follows. First, we find that modified CAPM with size premium based on equally-weighted/one-month holding period/5 year estimation period/sum-beta provides the most adequate estimate for the cost of equity. In this case, the cost of equity capital and the size premium for Korean listed companies are estimated at 30.24% and 10.40%, respectively. Second, when the sum-beta approach is used, risk-return trade-off in size portfolios is better explained. Third, risk free rate is as important as the market portfolio in estimating the equity risk premium and the cost of equity capital. Fourth, it is important to consider the interaction between the equity risk premium and the size effect. Lastly, full-information beta approach better incorporates the industry-specific information for industries where conglomerates of big market values are included. Keywords : Equity Risk Premium, Size Premium, Cost of Equity Capital, Sum-beta, Full-information Beta Professor, School of Business, Konkuk University, Seoul, Korea Corresponding Author. Doctoral Student, Address : School of Business, Konkuk University, 120 Neungdong-ro, Seoul, Korea, 143-701 ; E-mail : kn1035@gmail.com ; Tel : 82-2-399-3440 40