1. 서론
전 세계적으로 1990년대 이후 기업들의 현금성 자산 보유는 지속적인 증가추세를 보이고 있으며, 국내 기업의 경우에는 1997년 외환위기 이후 이러한 경향성이 심해지고 있다고 알려지고 있다(Park & Yon, 2009). 이로 인해 국내외 학계에서는 기업 경영에 있어서 현금성 자산의 역할 및 그 결정요인에 대한 연구가 활발히 진행되고 있는 상황이다.
이와 같은 현금 보유의 다양한 결정요인들 중에 Dittmar et al. (2003)은 현대 기업에서 소유와 경영의 분리에 의해 발생하는 대리인 문제(agency problem)를 강조한다. 즉 소유와 경영이 분리가 핵심이 되는 현대기업에서 경영자는 사적 이익을 추구하고자 주주의 이익에 반하여 유보된 현금을 비효율적으로 사용할 유인이 있으며, 이러한 사적 이익을 위한 현금 사용은 기업 가치에 부정적인 영향을 끼친다는 것이다. 이는 Jensen (1986)의 이론과도 잘 상응하는 바이다.
즉 다시 말해 대리인 이론에 따르면 경영자가 주주의 통제를 벋어난 경우에 경영자는 주주의 이익보다는 사적 이익을 우선시하며, 이와 같은 사적 이익을 추구하기 위해 기업의 자본 조달 방법 중 재량적 권한이 가장 큰 현금성 자산의 보유를 늘린다는 것이다. 하지만 개별 기업이 경영자의 경영행위를 잘 감시할 수 있는 효과적인 지배구조를 가질 경우 대리인 문제 발생가능성이 낮아지게 된다. 이에 따라 대리인 이론은 효과적으로 경영자를 통제할 수 있는 기업들은 그렇지 못한 기업에 비해 현금보유가 작다는 것을 예측하고 있다. 즉, 주주에 의해 효과적으로 통제되고 있는 기업의 경영자는 기업 내에 현금성자산을 보유한다고 해도, 자신의 재량권을 자유롭게 확대하지 못하게 되기 때문이다. 이처럼 대리인 이론은 현금보유 정책에 있어서 기업지배구조의 중요성을 강조하고 있으며, 지배구조의 효율성과 현금보유량간의 음의 관계를 예측하고 있다.
본 연구에서는 이와 같은 기업지배구조와 현금유보와의 관계를 직접적으로 규명하고자 하였다. 기업지배구조를 측정 할 수 있는 측도로는 한국기업지배구조원(KCGS)에서 발표하는 기업지배구조지수를 활용하였다. 이 기업지배구조지수는 유가 증권 시장에 상장된 기업들의 지배구조를 다양한 항목을 통해 평가하여 매년 발표되고 있다. 본 연구는 이 기업지배구조 지수 활용을 통해 대리인 이론이 현금 보유량 결정에 실제로 유의한 영향을 미치는 것인지에 대해 확인하였다. 이를 위해 본 연구는 한국거래소 유가증권시장 상장된 유통 기업에 대해 2005년부터 2013년까지를 연구기간으로 결정하여 조사하였다. 이는 기업지배구조지수가 2005년부터 본격적으로 발표된 것을 고려한다면 자연스러운 표본 선택이라고 할 수 있다.
본 연구의 주요 결과들은 다음과 같다. 첫째, 전체 기업지배구조 지수를 변인으로 고려하였을 경우, 기업지배구조지수와 현금 보유량의 관계는 통계적으로 유의하지는 않지만 양의 상관관계를 있음을 밝혔다. 이 결과는 음의 상관관계를 예측하는 대리인 이론에 반하는 실증 분석 결과이다. 한편 이러한 결과는 한국 상장 기업 전체 표본에 대해 음의 상관관계를 밝힌 Park and Yon(2009)는 상이하나 미국 기업을 표본 대상으로 하여 기업지배구조와 현금 보유량과의 상관관계가 없음을 밝힌 Opler et al. (1999)하는 부합하는 결과이다.
두 번째, 본 연구는 이러한 대리인 이론에 입각한 예측이 기업지배구조 지수의 다양한 항목들, 즉 주주 권리보호, 이사회구성과 운영, 기업공시, 감사기구, 그리고 경영 과실 배분 등의 분석에 있어서도 잘 성립하지 않음을 밝히고 있다. 다시 말해 각 개별 기업지배구조지수와 현금 보유량의 상관관계는 통계적으로 유의하지 않거나, 많은 경우 통계적으로 유의한 양의 관계를 나타냈었다. 이와 같은 각 항목 분석의 결과는 본 논문의 첫 번째 결론의 강건성을 확보해 주고 있다. 한편 본 연구는 경영성과배분의 항목에 한해서만 통계적으로 유의하게 음의 상관관계를 얻었으나, 이러한 경영성과배분은 기업지배구조에 대한 설명요인으로서 차지하는 비중이 미미하다는 점을 고려해 볼 때, 대리인 이론을 적극적으로 지지하는 결론을 얻었다고 보기는 힘들다고 여겨진다.
세 번째, 본 연구는 이러한 결과가 한국기업 분석에 있어서 가장 특징적인 기준으로 간주되는 가장 중요한 기준으로 생각 되는 재벌 비재벌 구분에 있어서도 강건함을 밝히고 있다. 즉 기존 연구와 유사하게 재벌 유통 기업들이 보다 낮은 현금 보유량을 보이고 있는 것을 확인하였으나, 재벌과 비재벌 유통 기업에서 모두에서 기업지배구조 지수는 현금보유량의 측도인 현금-자산 비율과 유의하지 않은 상관관계를 보이거나 오히려 통계적으로 유의하게 양의 상관관계를 보이고 있었다. 이러한 분석 결과 역시 유통 기업의 현금 보유 정책에 대한 대리인이론의 설명력을 뒷받침하지 못하는 결론이라고 할 수 있다.
본 연구의 학술적 공헌은 다음과 같다. 우선 본 연구의 가장 큰 공헌은 대리인 이론과 기업의 현금 보유에 대한 논의에 있어서 또 다른 실증 분석 결과를 제시한다는 점에 있다. 본연구의 결과는 대리인 이론이 유통기업의 현금 보유 정책을 잘 설명하지 못하고 있음을 밝히고 있다. 이는 가장 대표적인 현금 보유 결정요인에 대한 연구들인 Opler et al. (1999), Mikkelson and Partch (2003), 및 Harford et al. (2012)의 결론과 유사하다. 미국 기업을 대상으로 한 이들의 실증 분석은 모두 대리인 이론의 기업별 현금 보유에 대해 제한된 설명력을 가지고 있음을 밝히고 있다.
이와 같이 대리인 이론이 잘 성립하지 않음을 보인 본 연구의 결과는 Dittmar et al. (2003)의 관점에서 해석 될 여지가 있다. 그들은 현금 보유에 있어서 많은 실증분석 결과들이 대리인 이론과 잘 부합하지 않는 이유에 대해 많은 표본이 국가별 단위로 분석되었다는 것에 주목하였다. 만약 이러한 각 개별국가의 기업지배구조가 어느 정도 성숙해 있다면, 국가별 횡단면 분석은 큰 유의성을 보이지 못할 가능성이 크다. 이에 따라 국가별 횡단면 분석이 대리인 이론을 실증적으로 뒷받침하는 결과를 찾지 못할 개연성에 주목하고 있다. 이러한 그들의 분석 역시 비교적 표본수가 제한된 유통 산업에 유사하게 적용 될 수 있다. 즉 기업의 규모가 크며, 대기업 집단의 비중도 높은 비교적 균질한 성격을 지니는 상장 유통 기업들 역시 대리인 이론이 횡단면 분석을 통해 명확히 들어나지 않을 가능성이 있다.
한편 본 연구의 결과는 기존 한국 기업에 있어서 대리인 이론과 현금 보유 정책을 분석한 연구에 있어서 새로운 실증적 결과를 제시해준다. 기존 국내 유가증권 상장기업에 대한 연구는 현금 보유에 대한 대리인 이론의 설명력을 지지하였다. Gong (2006)은 대주주 지분율과 현금 비율이 양으로 유의한 상관관계를 보인 것을 밝혀 대리인 이론이 제한적이나마 현금 보유를 설명할 수 있는 가능성에 대해 제시하였다. Park and Yon (2009)의 한국 상장 기업 전체에 대한 연구는 기업지배구조지수와 현금보유량간의 음의 상관관계가 있음을 밝혀 대리인 이론의 설명력을 뒷받침하였다. 이러한 한국 상장 기업 전체에 대한 연구와는 달리 본 연구는 유통 기업에 있어서 이러한 대리인 이론이 설명력이 크지 않음을 밝히고 있다.
또한 본 연구는 한국 유통기업의 현금 보유 정책을 연구한 기존 문헌에도 큰 시사점을 준다. 한국 유통기업의 경우 현금 보유 정책에 대한 연구 전체가 매우 제한적인 상황으로서 관련된 연구로는 유동성의 한계 가치를 연구한 Kim and Lee (2016a) 및 Kim and Lee (2016b) 등이 있을 뿐이다. 대리인 문제와 현금 보유 정책에 대한 분석 역시 미진한 상황이다. 본 연구는 한국 상장 유통 기업 내에 현금 보유의 결정요인을 분석하고, 대리인 문제와 연결시킴으로서 유통 기업들의 현금 정책 분야 분석에 있어서 큰 시사점을 준다고 할 수 있다.
본 연구의 구성은 다음과 같다. 2절에서는 선행연구를 검토 하였다. 3절에서는 실증모형과 표본 선정의 문제에 대해서 분석하였다. 4절은 실증분석 결과를 보고하고 있으며, 5절에서는 최종적인 결론을 제시한다.
2. 선행연구 고찰
미국 기업의 현금 보유 결정요인에 대해 포괄적으로 분석한 연구로는 Opler et al. (1999)이 대표적이다. 이 연구는 기업들이 현금 유보에 있어서의 편익과 비용을 전반적으로 고려하여 보유현금수준을 결정한다는 실증결과를 제시하고 있다. 즉, 향후 투자기회가 좋은 기업과 현금 흐름의 위험이 높은 기업일수록, 자본시장으로의 접근이 용이하지 않고, 신용등급이 낮은 기업일수록 현금비율을 낮게 유지하고 있는 것을 밝히고 있다. 한편 이 연구는 대리인 문제를 경영자의 지분율을 그 측도로 사용하여 분석하였고, 대리인 문제가 현금 보유량 결정에 있어서 제한적 역할만을 하고 있음을 밝히고 있다.
한편 Mikkelson and Partch (2003)는 대리인 문제가 보유현금에 제한적인 영향만을 준다는 Opler et al. (1999)의 결과를 장기적인 관점에서 재분석하였다. 즉 과거 5년간을 기준으로 총자산에서 현금성 자산을 25% 이상 과대하게 보유한 미국 기업들을 대상으로 장기적인 영업성과를 비교해 본 결과 보유 현금과 기업 가치간의 유의한 관계를 확인하지 못하였다. 경영자 지분과 현금 보유 이에 따른 기업 성과 간의 관계 분석에서도, 지분율에 따른 유의적인 차이가 발견되지 않아 기업 내 현금에 대해 대리인 비용이 미치는 영향은 제한적이라는 Opler et al. (1999)의 주장을 지지했다.
Dittmar et al. (2003)은 이들 연구와 상반된 결론을 제시한다. 즉 기존의 실증 분석 결과들이 대리인 이론과 잘 상응하지 않는 이유는 표본의 대부분이 기업지배구조가 성숙한 미국 등을 포함한 선진국의 기업들이기 때문이고 이에 따라 국가별 횡단면 분석은 큰 유의성을 보이지 못할 가능성이 크다는 가능성을 밝히고 있다. 이러한 논의를 바탕으로 그들은 전 세계 45개 국가를 대상으로 11,000개 표본을 이용하여 재분석하였으며, 그 결과 기존 실증 분석 결과와 상반되게 지배구조가 차원에 문제가 있어 대리인 문제의 발생 가능성이 큰 국가의 표본이 이러한 대리인 문제의 발생 가능성이 낮을 것으로 예상되는 국가의 표본보다 보유현금의 수준이 약 25% 이상 높다는 것을 발견하여, 대리인이론을 지지하고 있다.
반면 Harford et al. (2012)은 오히려 Opler et al. (1999)와 유사한 결론을 제시하고 있다. 이들은 기업지배구조를 반영하는 포괄적인 지표인 Gompers et al. (2003)의 지수를 이용하여 미국 기업들의 현금보유와 기업지배구조 간의 관계를 분석하였다. 그 결과, 지배구조가 기업의 미래 현금비율에 유의적으로 영향을 미친다는 상관관계를 확인할 수는 있었지만 지배구조가 좋지 않은 기업들이 오히려 더 낮은 현금 보유 비율을 보이고 있음을 밝혀, 대리인 이론의 제한적 영향력을 밝힌 Opler et al. (1999)과 상응하는 결론을 얻었다.
해외를 중심으로 대리인 이론과 현금 보유에 관한 활발한 연구 결과들과는 달리, 현금 보유에 대한 정책에 대한 국내 연구는 제한적이다. 포괄적인 현금 보유에 관한 연구로는 Gong (2006)이 대표적이다. Gong (2006)은 유가증권시장에 상장된 기업을 표본을 분석하였으며, 투자기회가 많거나 정보비대칭 등의 문제로 인해 자본시장에서의 자본 조달에 다소 어려움이 있는 기업에 현금 보유량이 크다는 사실을 밝혔다. 또한 외환 위기 이전 시기에는 최대주주 지분율과 현금 비율이 양(+)으로 유의한 상관관계를 보인 반면, 외환위기 이후에는 유의하지 않은 것으로 나타남을 보여 제한적이나마 국내기업의 있어서도 대리인 비용이 현금보유 수준에 영향을 미칠 수 있다는 가능성을 제기하였다.
본 연구와 같이 기업지배구조 지수를 사용하여 한국 기업 내의 현금 보유정책을 분석한 연구로는 Park and Yon (2009) 가 있다. 이들은 유가증권시장 상장 기업들을 대상으로 기업의 현금보유와 기업지배구조 지수를 사용하여 상관관계를 분석하여, 기존 대리인 이론이 주장하는 바와 같이 지배구조지수와 현금보유량간의 음의 상관관계를 밝히고 있다. 하지만 이 연구는 유통산업이 아닌 유가증권시장 전체를 대상으로 한 분석이며, 유통업의 특수성을 반영하지는 못하고 있다.
한편 유통업과 관련해서 대리인 문제와 현금 보유에 대한 연구는 그리 많지 않은 상황이다. 대리인 문제와 관련해서는 Kim and Lee (2016b)이 기업지배구조지수와 유동성의 한계가 치와의 관계가 대리인 이론을 지지하기에는 제한적임을 밝히고 있다. 현금 정책 전반을 보더라도 Kim and Lee (2016a)가 유통기업 내의 유동성의 한계가치를 분석하는 것에 제한되는등, 현금 유보에 대한 연구가 잘 이루어지지 않고 있는 상황이다.
3. 연구방법론
3.1. 실증 모형
기업이 현금수준에 영향을 미치는 주요 결정 요인들에 대한 대표적인 국내외 연구로 Gong (2006)과 Opler et al. (1999)이 있다. 본 연구는 이들의 연구를 바탕으로 기업지배구조 지수와 현금 보유량과의 관계를 연구한 Park and Yon(2009)의 모형을 따라 현금 보유의 결정요인을 확인하고자 한다. 이들 연구 들은 성장성이 우수하고 현금 흐름이 불확실성이 높은 기업이 일반적으로 예비적 동기의 현금 수요가 있다는 것을 지적하고 조절 변인으로 고려하였다. 또한 정보비대칭성 역시 내부자본 조달 유인을 제공해 줄 있다는 점에서 현금 보유의 조절 변인으로 고려하였다. 이와 같은 기존 연구에 입각하여 본 연구는 아래와 같은 실증 분석 식을 사용하였으며 기존의 문헌에 따라 최소자승법을 사용하여 추정하였다.
\(\begin{aligned} c a s h_{i, t}=& \beta_{0}+\beta_{1} C G+\beta_{2} \text { Size }+\beta_{3} \text { Sales Growth } \\ &+\beta_{4} C F+\beta_{5} S T D C F+\beta_{6} R D+\beta_{7} \text {Lev} \\ &+\beta_{8} D V+\beta_{9} \text { Bond }+\epsilon_{i, t} \end{aligned}\) (1)
이 식(1)에서 종속변수로 사용되어지는 Cash는 회계연도 t 에 각 개별 기업 i가 보유한 현금성 자산의 비율을 의미 한다. 여기서 현금성 자산은 현금 및 현금등가물과 시장성 유가증권의 총합을 기업의 총 자산으로 나눈 값을 사용하였다.
기업지배구조지수(CG)로는 한국기업지배구조센터(KCGS)에서 공시하는 해당 연도별 개별 기업별 점수로 하였다. 대리인이론에 의해 기업지배구조지수는 종속변수인 보유현금와 음(-) 의 상관관계를 지닐 것으로 예측된다. 한편, KCGS에서 제공 하는 개별 기업의 지배구조점수는 전체지수(CG)와 주주의 권리보호(CG1), 이사회구성과 운영(CG2), 기업공시(CG3), 감사 기구(CG4), 그리고 경영과실배분(CG5) 등 5개의 개별 항목으로 구성되어 있으며, 본 연구에서는 이 6가지 기업지배구조지수와 현금 보유량과의 관련성을 연구하였다.
또한 식(1)에서는 현금 보유를 결정하는 것에 있어서 중요성을 가지고 있다고 알려진 여러 가지 조절 변수(control variables)를 고려하였다. Size는 기업의 규모를 나타내는 조절 변수이며, 회자의 장부 가치에 자연로그 값을 취한 것을 사용 하였다. Myers and Majluf (1984)는 규모가 큰 기업일수록 투자자가 가지는 정보비대칭성이 줄어들어 자본조달비용이 감소하기 때문임을 지적하고 있으며, 이러한 정보 비대칭성을 반영하는 하나의 변수로서 사용하였다. 한편 Sales Growth는 매출액 성장률로서 전년도 대비 해당년도의 매출액 비율을 구하였다. 성장성이 높은 기업일수록 기업은 투자할 기회가 많아지고, 이러한 투자를 위해 내부 자본의 수요가 증가하기 때문에 현금보유와 양(+)의 관계를 지닐 것으로 예측된다. 연구개발비 (RD)도 일종의 투자수요이기 때문에, 현금 자산 비율에 양(+)의 영향을 줄 것으로 예상된다. 변수 CF는 총자산 대비 영업현금흐름을 의미한다. 일반적으로 내부자본이 외부자본에 비해 거래비용적인 측면에서 저렴하기 때문에, 이 영업이익률 높은 기업일수록 현금 축적할 유인이 작을 것으로 예측된다. 한편 과거 현금흐름의 변동성이 큰 기업은 미래에 현금유동성에 문제가 있을 가능성이 크다. 이에 따라 현금수요의 예비적 동기에 의해 현금흐름의 과거 5년간 표준편차로 계산한 현금흐름의 변동성(Std_CF))은 현금보유량과 양의 관계를 지닐 것으로 예측된다. 총자산 대비 총부채비율인 Lev도 음(-)의 영향을 줄 것으로 예측되는 데, 이는 높은 부채 비율 자체가 외부자본 시장 조달이 원활함을 알려주는 측도일수 있기 때문이다. 현금 보유 유인이 적은 기업들이 오히려 많은 배당을 할 가능성이 있음으로 총자산 대비 보통주의 총배당금 비율(DV)도 현금성자산의 비율에 음(-)의 영향을 줄 것으로 예상된다. 한편 신용등급이 있는 회사들이 외부자본조달이 원활할 것이기 때문에 신용등급의 유무에 관련된 더미변수(Bond)는 현금 비율과 음의 상관관계를 가질 것으로 예측된다.
\(\begin{aligned} c a s h_{i, t}=& \beta_{0}+\beta_{1} C G+\beta_{2} \text { Size }+\beta_{3} \text { Sales Growth } \\ &+\beta_{4} C F+\beta_{5} S T D C F+\beta_{6} R D+\beta_{7} L e v \\ &+\beta_{8} D V+\beta_{9} \text { Bond }+\beta_{10} \text { Large }+\epsilon_{i, t} \end{aligned}\) (2)
한편 재별 기업이라는 특성이 잠재적으로 현금보유 정책에 미칠 수 있는 영향을 고려하기 위해 식 (2)와 대기업임을 표시하기 위한 대한 더미 변수를 도입하였다(Large). 이는 재벌과 현금보유와의 관계를 밝히고 있는 기존 연구에 입각한 것으로서, Park and Yon (2009) 역시 비슷한 방법론을 사용하였다. 재벌은 그 기업구조의 특성상 계열사 간의 상호 협력을 통해 현금이 부족할 경우 일부 지원이 가능하기 때문에, 현금 보유에 대한 유인이 다른 기업들에 비해 더 낮을 수 있다.
3.2. 표본 설정 및 기초통계량
본 연구는 2005년부터 2013년까지 한국거래소의 유가증권시장에 상장된 유통업에 소속된 기업들을 표본으로 설정하였다. 이와 같은 표본의 선택은 밑에서 언급될 기업지배구조 지수가 2005년부터 본격적으로 발표되기 시작했다는 점을 고려 했다면 자연스러운 선택이라고 할 수 있다. 이와 관련한 재무정보는 금융데이터 서비스 제공업체인 WISEfn으로부터 제공 받았다. 그리고 회사채 등급 데이터는 한국신용평가에서 제공 받았다. 이러한 기준에 논문은 2005년부터 2013년까지 연표본 149개를 최종 선정하였으며, 총 기업수는 27개이다.
가장 중요한 독립변수인 기업지배구조지수는 한국기업지배구조센터(KCGS)에서 제공 받았다. 이 지수는 상장 기업의 구조지수 점수 전체의 합 및 주주 권리보호, 이사회구성과 운영, 기업공시, 감사기구, 그리고 경영 과실 배분 등의 각 항목별 점수가 같이 보고되고 있다. 이와 같은 자세한 항목별 점수의 존재는 본 연구가 개별 기업지배구조 특성과 현금 보유 정책을 연관시킬 수 있게 해 주었다.
아래의 [Table 1]은 2005년부터 2013년까지 전체 유통 표본 기업을 대상으로 주요변수에 대한 평균, 중위수, 4분위수, 표준편차 등의 기초통계량을 제시하고 있다. 여기서 분석된 주요 변수들은 식(1)에서 제시한 종속 변수 및 조절 변수들이다. 현금, 기업규모, 매출액 성장률, 영업이익률, 영업이익의 변동성, R&D 지출, 부채비율, 배당 비율이며, 이들 변수에 대한 기초 통계량이 보고되었다.
[Table 1] Summary Statistics
이 표를 보면 유통 기업의 현금 보유량은 Park and Yon (2009)에서 제시된 전체 기업의 현금 보유량에 비해 상당히 크다는 것을 알 수 있다. 유통 상장 기업의 평균 현금 보유량의 총자산에 대한 비중은 약 14%로서 Park and Yon (2009)에서 밝힌 전체 상장기업의 평균인 10%보다 크게 나타나고 있다. 한편 유통과 판매를 담당하는 유통 산업의 특성상 유통 기업의 R&D 지출 비율은 전체 상장기업의 평균적인 R&D 지출비율보다 낮게 나와, 평균값이 0.1%가 안 되는 것으로 나타났다. 이는 평균적으로 총자산의 1% 이상 R&D를 지출하는 전체 상장기업의 투자정책과는 다른 양태를 보이고 있는 것이다. 다른 변수들의 분포에 대해서는 유통상장기업과 전체 상장기업에서 커다란 차이가 없음을 또한 이 표는 밝히고 있다.
아래의 [Table 2]는 본 연구에서 독립변수로 사용할 기업지배구조지수에 대한 기초 통계량을 보고하고 있다. [Table 1]과 마찬가지로 평균, 중위수, 4분위수, 표준편차 등 다양한 기초통계량을 제시하고 있다. 본 표에서 분석된 지수들로는 전체지수(CG)와 주주의 권리보호(CG1), 이사회구성과 운영 (CG2), 기업공시(CG3), 감사기구(CG4), 그리고 경영과실배분 (CG5)이 있다.
[Table 2] Summary Statistics: Corporate Governance Scores
[Table 2]는 전체 기업지배구조 지수에 있어서 각 항목별 영향력을 보여준다. 전체 지수의 구성 중 주주의 권리보호 (CG1) 항목이 가장 중요한 비중을 차지하고 있으며 약 40%의 비중을 보여주고 있다. 이사회의 구성과 운영(CG2), 기업 공시 (CG3), 감사기구(CG4), 세 항목은 20% 수준의 각기 비슷한 비중을 보이고 있다. 마지막으로 경영과실 배분 항목(CG5)의 지수는 매우 비중이 낮아 약 1%정도의 비중을 보이고 있어 다른 지표들과 큰 차이를 보이고 있다.
4. 실증분석 결과
4.1. 전체 지수를 이용한 결과
아래의 [Table 3]은 기업지배구조 지수중 전체 지수(CG)를 사용하여 현금 보유량과의 연관성을 분석하였다. 여러 가지 기업지배구조관련 제도들이 외부적 내부적으로 상호 보충적인 역할을 하는 기업지배구조의 특성상, 전체지수가 기업지배구조의 상황을 가장 잘 표현할 수 있는 대표적인 지수라고 할 수 있다. 따라서 현금 보유에 있어서 대리인 이론의 설명력을 확인할 수 있는 가장 적합한 측도라고 할 수 있다.
[Table 3] Total Score
[Table 3]의 구체적인 구성은 다음과 같다. 우선 Model(1)은 식(1)과 대응하는 식으로 벤치마크로서 역할을 한다. 여기에서 조절 변수는 회사의 규모(Size), 회사의 매출액 성장률 (Sales Growth), 영업이익률(Cf), 영업이익률의 표준편차(STD CF), R&D 지출(RD), 부채비율(Lev) 및 배당 비율(DV)이 사용되었다. 채권 신용등급이 있을 경우 1을 가지는 더미변수 (Bond) 역시 조절 변수로 사용되었다. Model(2)는 대기업임을 표시해 주는 표시함수(indicator)를 추가적인 조절 변수로 도입하였다(Large). 세 번째에서는 대기업에서의 대리인 이론의 설명력 판단하기 위해 대기업 표본에 한정해서 식(1)을 분석하였다. 네 번째 모형은 대기업이 아닌 유통 기업들의 표본을 통해 식(1)을 추정하였다. [Table 3]은 추정된 계수 및 그 계수와 상응하는 t 통계량을 보고하였으며, 조정 결정 계수(adjusted R2) 및 관측치의 수(N) 역시 보고하였다. 본 표에서 *는 p-value<0.10, **는 p-value<0.05, ***는 p-value<0.01을 표시한다.
[Table 3]은 현금보유 결정차원에서 여러 가지 흥미로운 결과를 제시한다. 무엇보다 가장 주목해야 할 사실은 기업지배구조지수가 변수가 가지는 계수 값이 양의 값을 보이고 있다는 점이다. 특히 대기업의 경우 5%수준에서 통계적으로 유의하게 양의 값을 보이고 있다. 나머지 모형에 있어서도 절대적 수치는 작지만 계수 앞의 부호는 추정계수가 양의 값을 가지고 있음을 확인해 주고 있다. 이러한 결과는 기업지배구조가 좋은 기업에서 보다 적은 현금을 보유할 것으로 예측하는 대리인 이론과는 상반되는 결과라고 할 수 있으며, 대기업 및 비대기업 구분에 있어서도 강건하게 확인되고 있다.
한편 [Table 3]에서 또 주목해야 할 점은 대기업의 경우 현금 보유량이 일반 기업보다 낮다는 것을 확인하고 있다는 것이다. Model(2)에서 대기업 관련 더미 변수는(Large) 통계적으로 유의한 음의 값을 가지고 있는 것으로 확인되고 있다. 이는 유통 기업에서도 기존의 대기업과 현금보유에 관련한 예측이 잘 적용되고 있다는 것을 확인하고 있는 것이다. 즉 재벌은 그 기업구조의 특성상 계열사 간의 상호 지원을 통해 현금이 부족할 경우 일부 지원이 가능하기 때문에, 현금 보유에 대한 유인이 다른 기업들에 비해 더 낮을 수 있을 가능성을 제시한 기존의 연구결과와 상응하는 것이다.
한 가지 더 흥미로운 점은 영업이익률(CF) 변수와 현금보유량간의 관계이다. 일반적으로 영업이익률이 높으면 내부 자본을 쉽게 조달할 수 있어 현금 유보의 유인이 작아지게 된다. 하지만 유통 기업의 분석 결과 이 계수가 양의 값을 보이고 있어, 추가적 원인 분석의 필요성이 있다고 할 수 있다. 하지만 이는 Park and Yon (2009)의 분석 결과에서 확인 가능하듯, 한국 기업 전반에서 확인되는 사항으로서 상장유통기업만의 고유한 문제는 아닌 것으로 이해되어야 할 것이다.
요약하자면, [Table 3]의 결과는 대리인 이론이 유통 기업의 현금 보유정책을 잘 설명하지 못하고 있음을 나타내고 있으며, 이는 대기업군 그리고 그 이외의 유통 기업 분석에 있어서 강건하였다. 하지만 유통 대기업 군에서는 현금 보유량이 낮게 나와 상장기업 전체 표본을 분석한 기존의 연구를 뒷받침하고 있다. 한편 영업이익률과 현금 보유량간의 일관된 양의 상관관계는 한국의 기존 연구와 유사한 것으로서 추가 연구의 필요성이 있음을 확인하고 있다.
4.2. 개별지수 분석
아래의 [Table 4]는 기업지배구조 지수 구정중 가장 높은 비중을 차지하는 주주의 권리보호 지수를(CG1)을 사용한 현금 보유량과 기업지배구조지수와의 상관관계를 보고한다. 특히 주주의 권리보호 항목은 기업의 정책이 얼마나 주주의 이익을 반영하는가를 측정하는 대표적인 측도로서, 주주와 경영진간의 갈등을 다루는 대리인 이론과 가장 긴밀하게 연관된 기업지배구조 지수 항목이라고 할 수 있다.
[Table 4]의 구체적인 구성 [Table 3]의 구성과 동일하다. 우선 Model(1)은 식(1)과 대응하는 식으로 벤치마크로서 역할을 한다. 여기에서 조절 변수는 회사의 규모(Size), 회사의 매출액 성장률(Sales Growth), 영업이익률(Cf), 영업이익률의 표준편차(STD CF), R&D 지출(RD), 부채비율(Lev) 및 배당 비율(DV)이 사용되었다. 채권에 신용등급이 있을 경우 1을 가지는 더미변수(Bond) 역시 조절 변수로 사용되었다. Model(2) 역시 마찬가지로 대기업임을 표시해주는 표시함수를 추가적인 조절 변수로 도입하였다(Large). 세 번째에서는 대기업에서의 대리인 이론의 설명력 판단하기 위해 대기업 표본에 한정해서 식 (1)을 분석하였다. 네 번째 모형은 대기업이 아닌 유통 기업들의 표본을 통해 식(1)을 추정하였다.
[Table 4] Shareholder Right Score
[Table 4] 역시 현금보유 결정요인 차원에서 여러 가지 흥미로운 결과를 제시한다. 무엇 보다 가장 주목해야 할 사실은 기업지배구조지수 중 한 항목인 주주의 권리보호지수 역시 유통 기업의 현금 보유 비율과 여전히 통계적으로 유의하지는 않거나 양의 상관관계를 보이고 있다는 점이다. 이러한 결과는 기업지배구조가 좋은 기업에서 보다 적은 현금을 보유할 것으로 예측하는 대리인 이론과는 상반되는 결과라고 할 수 있으며, 이는 [Table 3]의 내용을 뒷받침 한다고 할 수 있다. 특히 주주의 권리보호지수가 주주와 경영진 간의 갈등을 다루는 대리인 이론과 가장 긴밀하게 연관된 기업지배구조 지수 항목인 점을 고려할 때, [Table 4]의 결과는 특히 주목할 필요성이 있다.
다른 조절 변수들의 계수는 [Table 3]과 큰 차이를 보이지 않고 있다. 여전히 모든 모형에 대해 영업이익률(CF) 변수와 현금보유량간의 관계는 통계적으로 유의한 양의 관계를 보이고 있다. 이는 Park and Yon (2009)의 분석 결과에서 확인 가능하듯, 한국 기업 전반에 일반적인 특징이라고 할 수 있다. 또 Model(2)의 추정결과에서 알 수 있듯이 여전히 본 추정식은 대기업의 경우 현금 보유량이 일반 기업보다 낮다는 것을 확인하고 있다. 다른 계수들과 현금 보유량간의 관계 역시 기존의 연구들과 유사한 관계를 보여주고 있다.
아래의 [Table 5]는 기업지배구조 지수 중 이사회의 구성과 운영 관련 지수를(CG2)을 사용하여 현금 보유량과 기업지배구조지수와의 상관관계를 추정하였다. 특히 이 이사회는 경영과 소유가 분리된 현대 기업에서 경영자의 행위를 감독할 수 있는 제도적 중요성을 가지고 있다. 즉 경영자의 경영 행위가 기업내부 조직을 통한 감독을 통해 주주의 이해를 반영할수 있도록 하는 기업 내부의 중심기관이 이사회이며, 이 이사회의 구성과 운영이 원활할수록 경영자의 경영행위가 주주의 이해관계에 부합하게 되어 현금의 과대한 보유 역시 사라질 가능성이 높다.
[Table 5] Board Score
[Table 5]의 구체적인 구성 역시 [Table 4]와 마찬가지로[Table 3]의 구성과 동일하다. 우선 Model(1)은 식(1)과 대응하는 식으로 벤치마크로서 역할을 한다. 여기에서 조절 변수는 회사의 규모(Size), 회사의 매출액 성장률(Sales Growth), 영업이익률(Cf), 영업이익률의 표준편차(STD CF), R&D 지출(RD), 부채비율(Lev) 및 배당 비율(DV)이 사용되었다. 채권 신용등급이 있을 경우 1을 가지는 더미변수(Bond) 역시 조절 변수로 사용되었다. Model(2) 역시 마찬가지로 대기업임을 표시해 주는 표시함수를 추가적인 조절 변수로 도입하였다(Large). 세 번째에서는 대기업에서의 대리인 이론의 설명력 판단하기 위해 대기업 표본에 한정해서 식(1)을 분석하였다. 네 번째 모형은 대기업이 아닌 유통 기업들의 표본을 통해 식(1)을 추정하였다. [Table 4] 역시 추정된 계수 및 그 계수와 상응하는 t 통계량을 보고하였으며, 조정 결정 계수(adjusted R2) 및 관측치의 수(N) 역시 보고하였다. 본 표에서 *는 p-value<0.10, ** 는 p-value<0.05, ***는 p-value<0.01을 표시한다.
[Table 5] 역시 현금보유 결정요인 차원에서 여러 가지 뚜렷한 결과를 제시한다. 무엇보다 가장 주목해야 할 사실은 기업 내부의 지배 구조 중 핵심이 되는 이사회와 관련한 지수를 분석함에 있어서도, 이 지수가 여전히 현금보유량과는 통계적으로 유의하지 않은 양의 상관관계를 보이고 있다는 점이다. 이러한 결과는 이전결과들과 마찬가지로 기업지배구조가 좋은 기업에서 보다 적은 현금을 보유할 것으로 예측하는 대리인 이론과는 상반되는 결과라고 할 수 있으며, 이는 [Table 3] 및 [Table 4]의 내용을 뒷받침한다고 할 수 있다. 이와 같이 기업 내부 지배구조에서 핵심이 되는 이사회 관련 지표 역시 대리인 이론을 뒷받침하지 않는 다는 사실은 또한 주목할 필요성이 있으며, 현실적인 이사회 기능이 문제가 있음을 알려주는 하나의 결과가 될 수 있다.
다른 조절 변수들의 계수는 [Table 3] 및 [Table 4]와 유의한 차이를 보이지 않고 있다. 여전히 모든 모형에 대해 영업이익률(CF) 변수와 현금보유량간의 관계는 통계적으로 유의한 양의 관계를 보이고 있다. 이는 Park and Yon (2009)의 분석 결과에서 확인 가능하듯, 한국 기업 전반에 일반적인 특징이라고 이해될 수 있는 부분이다. 한편 Model(2)의 추정결과에서 알 수 있듯이 여전히 본 추정식은 대기업의 경우 현금 보유량이 일반 기업보다 낮다는 것을 확인하고 있다. 다른 계수들과 현금 보유량간의 관계 역시 기존의 연구들과 유사한 관계를 보여주고 있다.
위의 [Table 6]은 기업지배구조 지수 중 기업의 공시관련지수를(CG3)을 사용한 현금 보유량과 기업지배구조지수와의 상관관계를 추정하였다. 기업의 공시가 투명할수록 기업은 내부자금을 경영자의 이해관계를 위해 유용하기가 힘들어진다. 이에 따라 대리인 이론은 기업의 공시의 질과 현금 보유 사이에서 음의 상관관계를 예측하고 있다.
[Table 6] Information Disclosure
[Table 6]의 구체적인 구성 역시 이전 표들의 구성과 동일하다. 우선 Model(1)은 식(1)과 대응하는 식으로 벤치마크로서 역할을 한다. 여기에서 조절 변수는 회사의 규모(Size), 회사의 매출액 성장률(Sales Growth), 영업이익률(Cf), 영업이익률의 표준편차(STD CF), R&D 지출(RD), 부채비율(Lev) 및 배당 비율(DV)이 사용되었다. 채권 신용등급이 있을 경우 1을 가지는 더미변수(Bond) 역시 조절 변수로 사용되었다. Model(2) 역시 마찬가지로 대기업임을 표시해 주는 표시함수를 추가적인 조절 변수로 도입하였다(Large). 세 번째에서는 대기업에서의 대리인이론의 설명력 판단하기 위해 대기업 표본에 한정해서 식(1)을 분석하였다. 네 번째 모형은 대기업이 아닌 유통 기업들의 표본을 통해 식(1)을 추정하였다. [Table 4] 역시 추정된 계수 및 그 계수와 상응하는 t 통계량을 보고하였으며, 조정 결정 계수 (adjusted R2) 및 관측치의 수(N) 역시 보고하였다. 본 표에서 * 는 p-value<0.10, **는 p-value<0.05, ***는 p-value<0.01을 표시한다.
[Table 6]의 결과 역시 이전까지의 결과들과 상응한다. 기업지배구조지수 중 기업의 투명성과 관련이 깊은 기업공시에 관한 지수 역시 현금보유량과 유의하지는 않거나 양의 상관관계를 보이고 있다는 점이다. 이러한 결과는 기업지배구조가 좋은 기업에서 보다 적은 현금을 보유할 것으로 예측하는 대리인 이론과는 상반되는 결과라고 할 수 있으며, 이는 [Table 3] 및 그 이후의 세부 항목을 다룬 본 연구의 내용을 뒷받침한다고 할 수 있다.
다른 조절 변수들의 계수들 역시 이전의 결과들과 큰 차이를 보이지 않고 있다. 여전히 모든 모형에 대해 영업이익률 (CF) 변수와 현금보유량간의 관계는 통계적으로 유의한 양의 관계를 보이고 있다. 이는 Park and Yon (2009)의 분석 결과에서 확인 가능하듯, 유통 산업만의 특성이 아닌 한국 기업 전반에 일반적인 특징이라고 이해될 수 있는 부분이다. 한편 Model(2)의 추정결과에서 알 수 있듯이 여전히 본 추정식은 대기업의 경우 현금 보유량이 일반 기업보다 낮다는 것을 확인하고 있다. 다른 변수들과 현금 보유량간의 관계 역시 기존의 연구들과 큰 차이를 보여주고 있지 않다.
아래의 [Table 7]은 기업지배구조 지수 중 감사기구에 관한 지수를(CG4) 사용하여, 현금 보유량과 기업지배구조지수와의 상관관계를 추정하였다. 감사기구 기업 경영자의 경영행위를 감독하고 이사회에 보고하는 기능을 담당하는 것으로서 감사의 기능이 강할수록 역시 경영자가 사적인 이익을 위해 현금을 지나치게 유보할 유인이 사라지게 된다.
[Table 7] Auditing Quality Score
[Table 7]의 구체적인 구성 역시 지난 표들과 동일하다. 여기서 Model(1)은 식(1)과 대응하는 식으로 벤치마크로서 역할을 한다. 여기에서 조절 변수는 회사의 규모(Size), 회사의 매출액 성장률(Sales Growth), 영업이익률(Cf), 영업이익률의 표준편차(STD CF), R&D 지출(RD), 부채비율(Lev) 및 배당 비율 (DV)이 사용되었다. 신용등급이 있을 경우 1을 가지는 더미변수(Bond) 역시 조절 변수로 사용되었다. Model(2) 역시 마찬가지로 대기업임을 표시해 주는 표시함수를 추가적인 조절 변수로 도입하였다(Large). 세 번째에서는 대기업에서의 대리인 이론의 설명력 판단하기 위해 대기업 표본에 한정해서 식(1)을 분석하였다. 네 번째 모형은 대기업이 아닌 유통 기업들의 표본을 통해 식(1)을 추정하였다. [Table 4] 역시 추정된 계수및 그 계수와 상응하는 t 통계량을 보고하였으며, 조정 결정 계수(adjusted R2) 및 관측치의 수(N) 역시 보고하였다. 본 표에서 *는 p-value<0.10, **는 p-value<0.05, ***는 p-value<0.01을 표시한다.
[Table 7]은 이전의 세부항목을 통한 연구보다 보다 흥미로운 결과를 제시하고 있다. 무엇보다 가장 주목해야 할 사실은 기업 외부의 감시기구 중 중심이 되는 감사와 관련한 지수를 분석함에 있어서도, 이 지수가 현금보유량과는 통계적으로 매우 유의한 양의 상관관계를 보이고 있다는 점이다. 이러한 결과는 이전결과들과 마찬가지로 기업지배구조가 좋은 기업에서 보다 적은 현금을 보유할 것으로 예측하는 대리인 이론과 매우 상반되는 결과라고 할 수 있으며 본 연구의 이전 결과를 보다 강력히 뒷받침하고 있다. 이러한 양의 상관관계를 유통 기업 내부에 있어서 감사들이 제대로 기능을 하지 못하고 있음을 말해주는 하나의 실증적 근거라고 볼 수 있다.
한편 이러한 통계적으로 유의한 양의 상관관계가 대기업이 아닌 기업에서는 약하게 나타난다는 점 역시 주목할 필요가 있다. 대기업이 아닌 기업들을 분석한 모형(4)에서 기업지배구조의 계수는 통계적으로 유의하지 않을 뿐만 아니라 그 절대적인 수치 역시 다른 모형들에 비해 작게 나와 보다 약한 양의 상관관계를 보이고 있다. 이러한 비대기업군에서의 관계는 현금비율과 감사기구 지수와의 양의 상관관계가 주로 대기업 군에서 기인한 것임을 밝히고 있어, 유통 대기업군에 있어서 보다 약한 감사기능을 함의하고 있다.
그러나 다른 조절 변수들의 계수는 이전 표들과 유의한 차이를 보이지 않고 있다. 여전히 모든 모형에 대해 영업이익률 (CF) 변수와 현금보유량간의 관계는 통계적으로 유의한 양의 관계를 보이고 있으며 이는 Park and Yon (2009)의 분석결과와 상응하는 부분이다. 한편 Model(2)의 추정결과에서 알 수 있듯이 여전히 본 추정식은 대기업의 경우 현금 보유량이 일반 기업보다 낮다는 것을 확인하고 있다. 다른 계수들과 현금 보유량간의 관계 역시 기존의 연구들과 유사한 관계를 보여주고 있다.
위의 [Table 8]은 기업지배구조 지수 중 경영과실배분에 관한 지수를(CG5) 사용하여, 현금 보유량과 기업지배구조지수 와의 상관관계를 추정하였다. 이미 언급한 바와 같이 경영과실 배분은 여러 가지 기업지배구조의 기능 중 매우 작은 비중의 점수만을 담당하고 있다. [Table 8]의 구체적인 구성 역시 이전 표들과 동일하다. 여기서 Model(1)은 식(1)과 대응하는 식으로 벤치마크로서 역할을 한다. 여기에서 조절 변수는 회사의 규모(Size), 회사의 매출액 성장률(Sales Growth), 영업이익률(Cf), 영업이익률의 표준편차(STD CF), R&D 지출(RD), 부채비율(Lev) 및 배당 비율(DV)이 사용되었다. 채권 신용등급이 있을 경우 1을 가지는 더미변수(Bond) 역시 조절 변수로 사용되 었다. Model(2) 역시 마찬가지로 대기업임을 표시해 주는 표시 함수를 추가적인 조절 변수로 도입하였다(Large). 세 번째에서는 대기업에서의 대리인 이론의 설명력 판단하기 위해 대기업 표본에 한정해서 식(1)을 분석하였다. 네 번째 모형은 대기업이 아닌 유통 기업들의 표본을 통해 식(1)을 추정하였다. [Table 4] 역시 추정된 계수 및 그 계수와 상응하는 t 통계량을 보고하였으며, 조정 결정 계수(adjusted R2) 및 관측치의 수 (N) 역시 보고하였다. 본 표에서 *는 p-value<0.10, **는 p-value<0.05, ***는 p-value<0.01을 표시한다.
[Table 8] Distribution Score
[Table 8]은 본 연구에서의 이전 결과들에 반하는 결과를 보이고 있다. 비록 전체 점수에 있어서 그 중요성은 매우 작지만, 이 지수는 현금 보유량과는 음의 상관관계를 보여, 기존의 대리인 이론에 입각한 설명에 상응하는 결과를 얻고 있다. 특히 이러한 음의 상관관계는 대기업이 아닌 기업들에 대해서 보다 확연하게 나타나고 있음을 확인할 수 있다.
그러나 이러한 경영과실 배분의 지수의 수치적 중요성이 미미하고, 대리인 이론에서 중점적으로 다루어지는 기업지배구조의 요소가 아니기 때문에, [Table 8]의 결과가 대리인 이론의 설명력을 크게 뒷받침한다고 보기는 어렵다. 다시 말해 주주권익 보호, 이사회구조, 기업공시, 감사 기구등과 달리 경영과실배분은 대리인 이론에서 미비하게 고려하는 부분으로서 이러한 음의 상관관계를 대리인 이론의 설명력을 연결시키는 것은 타당하지 못한 일이라고 볼 수도 있다.
4.3. 소결
본 절에서의 유통 상장 기업에 대한 실증분석 결과는 대리인 이론의 설명력을 지지하지 않고 있다. 기업지배구조 분석에 있어서 매우 작은 역할을 담당하는 경영과실배분에 대한 분석을 제외하고는 다른 모든 지수들은 기업의 현금보유량과 통계적으로 유의하지 않거나 오히려 통계적으로 유의한 양의 상관관계를 보이고 있었다. 즉 전체지수, 주주 권리 보호, 이사회 구성과 운영, 기업공시, 감사기구에 관련된 지수 모두에서 대리인 이론의 설명력을 지지하지 않고 있는 결론을 얻고 있는 것이다.
위와 같은 결론은 한국 상장 기업 전반을 분석한 Park and Yon (2009)의 결과와는 상반되는 것으로서 유통 상장기업의 특징적인 성격을 반영하고 있다고 생각되어진다. 이와 같은 결과는 Dittmar et al. (2003)의 관점에서 해석할 수 있는 여지가 크다. 그들의 연구는 현금 보유에 있어서 이전까지의 많은 연구결과들에 이어서 대리인 이론과 부합하지 않는 이유는 많은 표본이 국가별 단위로 분석되었다는 것을 지적하였다. 만약 이러한 각 개별국가의 기업지배구조가 어느 정도 성숙해 있다면, 국가별 횡단면 분석은 큰 유의성을 보이지 못할 가능성이 크다는 가능성이 있으며 이에 따라 기존 연구들이 대리인 이론을 실증적으로 뒷받침하는 결과를 찾지 못할 개연성에 주목하고 있다.
비슷한 맥락에서 유통 상장 기업은 표본수가 제한되어 있고, 기업의 규모가 전반적으로 크며, 대기업 집단의 비중도 굉장히 크다. 이러한 유통 상장 기업의 특성상, 산업 내 기업의 지배구조 형태들이 비교적 균등(homogeneous)한 관계를 가질 개연성이 크며, 이에 따라 본연구와 같은 유통기업내의 횡단면 분석이 적절한 설명력을 가지지 못할 수 있다.
한편 위와 같은 본 연구의 결과는 많은 기존 연구들과 상응한다. 가장 대표적으로 현금 비율의 결정 요인을 연구한 Opler et al. (1999), Mikkelson and Partch (2003), 및 Harford et al. (2012) 모두 기업지배구조가 현금 비율에 있어서 오로지 제한적인 설명력을 가지고 있다는 점을 밝히고 있다. 미국 기업들을 대상으로 한 이들 실증 연구는 대주주의 지분 비율, 장기적 관점, 기업지배구조 지수 등을 통해 대리인 이론과 현금 비율과의 관계를 규명하려고 하였으나 대리인문제에 관한 여러 변수들이 현금 비율과 일관되지 않은 상관관계를 가지고 있음을 밝히고 있다.
5. 결론
5.1. 연구의 요약
본 논문은 한국 유통 상장 기업이라는 표본에 집중하여 기업지배구조지수와 현금보유량의 관계를 분석함으로서 대리인 이론의 설명력을 검정하고자 하였다. 대리인 이론은 기업지배구조지수와 현금보유량간의 음의 상관관계를 예측하고 있다. 이는 좋은 지배구조를 지닌 기업에서 기업의 경영진들이 주주의 이해관계에 보다 일치되게 행동할 가능성이 높아지게 되고, 이에 따라 경영진 사적인 이익을 위한 내부자본조달의 통로로서 현금 보유할 유인이 줄어들게 되는 것에서 기인한다.
하지만 본 연구의 실증적 분석 결과는 이러한 대리인 이론의 예측과는 반하는 결론을 보여주고 있다. 총 지수, 주주의 권리보호지수, 이사회 구성 및 운영 지수, 기업공시 지수, 감사기구지수 등 대다수의 기업지배관련지수는 유통기업 내의 현금 비율과 통계적으로 유의하지 않은 관계 심지어 통계적으로 유의한 양의 관계를 보여주고 있었다. 이러한 관계는 대기업 및 비대기업군의 분리를 통한 분석에 있어서 역시 강건하게 확인되고 있었다. 유일한 예외는 경영과실배분관련 지수였으며 이 지수는 기업의 현금보유비율과 통계적으로 유의한 음의 상관관계를 지니고 있었다. 하지만 이 경영과실배분관련 지수의 기업지배구조에 있어서 중요성을 생각해 볼 때, 이러한 결과가 대리인 이론의 설명력을 크게 뒷받침하지는 않는 것으로 여길 수 있다.
5.2. 연구의 시사점
본 논문은 대리인 이론의 설명력에 반하는 실증 분석결과를 제공한다는 점에서 그 큰 학술적 공헌이 있다. 이는 미국 기업들을 대상으로 대리인이론과 현금보유비율 사이의 관계를 연구한 Opler et al. (1999), Mikkelson and Partch (2003), 및 Harford et al. (2012)과 일치하는 결론이다. 이들 연구 모두 대리인 이론이 미국 기업의 현금 보유 비율을 설명하는 데 있어서 매우 제한적인 설명력만 지니고 있음을 밝히고 있다.
한편 본 연구는 한국 기업에서 현금 비율연구에도 큰 시사점을 준다. Gong (2006)과 Park and Yon (2009) 등은 한국 상장기업 내에서 제한적이나마 대리인 문제가 현금 비율을 설명하는 것에 있어서 역할을 할 수 있음을 밝히고 있다. 그러나 본 연구는 유통 상장 기업이라는 세부 산업 연구를 통해 이들의 결론에 반박하는 실증적 결과를 얻어 그 큰 시사점을 지니고 있다. 본 연구의 결과는 유통사업의 특수성에 대한 고려가 필요함을 강조한다고 할 수 있다.
또한 본 연구는 유통 산업 내에서도 대기업 집단이 현금 유보 비율을 작게 유지한다는 사실을 확인하였다. 이는 기존 Park and Yon (2009) 등의 연구결과와 부합하는 것이다. 대기업 집단은 금융자회사 및 일반 자회사 등을 통해 내부 자본을 원활히 조달할 수 있으며 이에 따라 현금 보유의 유인이 작아지게 되기 때문이다. 이러한 대기업집단과 현금비율과의 관계를 역시 본 연구의 실증 분석을 통해 확인할 수 있었다.
5.3. 연구의 한계점과 향후 연구방향
본 연구의 가장 큰 한계점으로 지적할 수 있는 것은 역시 짧은 표본 기간 선택에 관한 것으로서 본 연구에서는 2005년부터 2013년까지 기간을 분석 대상으로 하고 있다. 하지만 기업지배구조지수의 공표가 2005년에 본격적으로 이루어진 것을 고려해보자면 이러한 한계는 불가피한 것으로서 보다 장기적인 시계열을 이용한 추후 연구가 진행될 수 있을 것으로 사료 된다.
한편 본 연구에서 정확하게 밝히지 못한 부분은 유통 기업내 현금 비율과 영업이익률간의 양의 상관관계이다. 이론적으로 영업이익률이 높은 기업들은 수익을 통해 내부 자본을 원활히 조달할 수 있기 때문에 현금을 보유할 유인이 작아진다. 하지만 본 연구의 실증결과는 강건하게 양의 상관관계를 밝히고 있어 이러한 기존의 이론에 반하는 결론을 얻었다. 이와 같은 양의 상관관계에 대한 구체적인 분석은 본 논문의 연구 범위를 넘어서는 것으로서 본고에서는 다룰 수 없었지만, 추후 의미 있는 연구과제가 될 것으로 역시 생각된다.