韓國 30대 企業集團의

內部資本市場의 效率性 檢定*

2001.1

남 주하․이 석준**

* 본연구에 사용된 자료를 제공해 준 한국신용평가(주)의 관계자와           panel GMM computer program을 기꺼이 제공해 준 이병기박사(한       국경제연구원)께 깊은 감사를 드립니다.

** 서강대학교 경제학과

서 론

97년의 외환위기 이후 경제환경이 급격하게 변화하면서 우리나라의 대규모 기업집단내에 형성되어 있는 내부자본시장의 효율성에 대한 논의가 많이 있어왔다. IMF경제위기이후 국내 대규모기업집단중 50%정도가 부도,화의,법정관리,구제금융지원대상그룹이 되거나 구조조정(Work-Out)대상 그룹으로 지정되어 재벌그룹의 경쟁력이 매우 취약함을 드러냈으며, 재벌들의 경쟁력 약화의 주요원인으로 상호지급보증과같은 내부자본시장의 비효율성이 자주 지적되고 있다. 이론적으로는 내부자본시장의 기능은 외부자본시장의 발달정도에 따라 긍정적인 측면과 부정적인 측면 모두를 갖을 수 있다. 먼저 부정적인 측면을 살펴보면 기업집단의 내부자본시장은 경영진에 의한 대리인 문제등으로 인해 자금의 비효율적 배분에 따른 투자의 비효율성과 나아가 그룹내 다른 기업들의 동반부실화를 초래하는 원인이 될 수 있다. 반면 긍정적인 측면의 이면에는 우리나라와 같이 자본축적과 외부자본시장이 충분히 발달하지 못하고, 기업정보의 투명성이 확보되어 있지 않은 상황하에서 기업집단의 내부자본시장은 외부자본시장의 정보의 비대칭성으로 인한 자원배분의 비효율성을 개선하는 긍정적인 역할을 수행할 수 있다는 것이다. 그러므로 국내 대규모기업집단의 내부자본시장에 대한 비효율성여부는 실증분석을 통해서 검토되어야 할  문제라고 할 수 있다.

실제 내부자본시장의 비효율성에 관한 연구들이 최근에 들어 활발하게 진행되고 있지만 대부분의 국내외연구들은 내부자본시장으로 그룹내 또는 기업내 현금흐름 규모에 초점을 맞추어 내부자본시장과 투자와의 관계분석과 효율성분석에 많은 노력을 기울여왔다. 예를들어 Gertner, Scharfstein, and Stein(1994)은 내부자금시장에서 자금을 배분하는 주체가 소유경영자이거나 대주주일 경우 이들은 잔여청구권을 갖게되어 외부시장에서의 은행등 금융기관보다 기업감시에 대한 더많은 유인을 갖게된다는 것을 보여주었다. Stein(1997)은 내부자본시장에서 자금의 배분이 승자선택(winner picking)을 통한 치열한 경쟁을 통해서 이루어지기 때문에 자원배분의 효율성이 개선될 수 있음을 지적하였다. 반면에 Sharfstein and Stein(1997)은 다각화된기업의 경우 사업부문간 상호보조를 통해서 어떤부문에는 과도한 투자를 하게되고, 다른부문에서는 과소한 투자가 일어나게 되어 일종의 투자자금의 ‘사회주의적 배분’이 생겨남으로써 내부자본시장의 비효율적 자금배분 가능성을 지적하고 있다. Lamont(1997) 역시  다각화된 미국의 석유회사의 비석유부문의 투자지출행태를 분석한 결과 석유가격이 대폭하락할 경우 비석유부문의 투자지출이 대폭 감소하여 내부자본시장에서 성과가 좋지않은 사업부문에 대한 지원이 이루어질 수 있음을 보여주었다. Shin and Stultz(1998)의 미국의 다각화된 기업들을 대상으로 그룹내의 현금흐름규모가 개별사업부서의 투자에 미치는 효과를 분석한 결과에 의하면 다각화 정도가 커질수록 내부자금시장에 대한 의존도가 커지는 것으로 나타났으나 효율성분석에서는 다각화된 기업에서 내부자본시장이 가장 좋은 투자기회를 가진 부분으로 자금을 우선적으로 배분은 하지못하는 것으로 보고하고 있다.

또한 내부자본시장에 관한 국내연구들(이우관;1997,박영석.신현한;1998,이병기;2000)은 대규모기업집단내의 계열기업들과 독립기업들을 대상으로 현금흐름 규모가 개별기업의 투자에 미치는 관계분석에 그치고 있다. 내부자본시장에 관한 지금까지의 대부분의 연구들은 그룹내 현금흐름만을 내부자본시장으로 보고있어 오랬동안 국내대규모기업집단의 중요한 내부자본시장의 역할을 해온 상호지급보증에 대한 분석을 간과하고 있다. 다만 도태영.류근관(2000)은 예외적으로 상호지급보증에 초점을 맞추어 내부자본시장의 긍정적인 결과와 부정적인 결과를 초래하는 경우를 이론적으로 분석하였다. 국내재벌그룹들이 오랫동안 그룹내의 개별기업의 자금조달수단으로 상호지급보증을 많이 활용해온 이유는 과거 경제개발초기단계에 서 외부자본시장의 미발달로 인해 자금조달의 수단이 많이 제약되었기 때문일 것이다. 그러나 90년대들어서면서 금융자율화가 지속적으로 추진되면서 외부자본시장의 발달과 효율성이 제고되어 재벌그룹내의 내부자본시장은 경쟁력은 있으나 자본이 부족한 계열사에 대한 자금지원 수단으로 사용되는 긍정적인 측면보다는 그룹내의 계열사에 대한 지배력 강화와 계열사 확대 수단으로 내부자본시장이 활용된다는 부정적인 측면이 강조되어왔다. 결국 상호지급보증과 같은 내부자본시장이 투자에 미치는 파급효과와 효율성여부는 실증연구를 통하여 결론을 내릴수밖에 없을 것이다.     본연구에서는 현금흐름에 초점을 맞춘 내부자본시장에 관한 기존의 연구와는 달리 그룹내 상호지급보증이 투자에 미치는 효과와 효율성을 실증분석하는데에 목적이 있다. 그룹내 내부자본시장의 수단으로서 현금흐름외에도 상호지급보증 모두를 감안하여 상호지급보증이 개별기업의 투자에 미치는 영향이 있는지, 그리고 만약 투자에 영향을 준다면 상호지급보증을 통한 자금의 흐름이 효율적으로 이루어졌는지를 국내30대기업집단의 자료를 이용하여 실증분석하고자 한다. 실증분석을 위한 투자방정식으로는 Devereux and Schiantarelli(1989)의 토빈 q투자모형을 기반으로하고 설명변수로 현금흐름외에 개별기업의 상호지급보증수혜규모를 추가하여 분석하였다. 분석방법론으로는 동태적 패널 GMM모형을 사용하고 분석대상기간으로는 91년부터 99년까지의 상장기업들을 대상으로 분석하였다.

본논문의 구성은 다음과 같다. Ⅱ장에서는 지금까지 내부자본시장에 대한 이론적 내용들과 Devereux and Schiantarelli(1989)의  토빈 q투자모형을 소개하고 지급보증이 고려된 경우의 토빈 q 투자모형이 어떻게 수정될 수 있는지를 검토한다. Ⅲ장에서는 실증분석을 통해서 내부자본시장과 투자와의 관계및 효율성분석의 결과를 살펴보고, Ⅳ장에서는 결과를 요약정리하고 연구의 한계점과 향후 연구방향에 대해서 논의한다.

이론적 배경

2. 내부금융시장의 효율성에  관한 논의

내부금융시장의 효율성에 관한 논의는 다음과 같이 상반되는  두가지 견해로 정리해 볼 수 있다.  첫째는 내부자본시장이 정보비대칭성 문제로 인한 외부자본시장의 비효율성을 완화시킬 수 있다는 것이고, 둘째는 경영주에 의한 대리인 문제를 심화시켜서 비효율성이  야기될 수 있다는 점이다.

2.1.1. 정보의 비대칭 이론

내부자본시장이 외부자본시장의 불완전성을 보완하고 긍정적인 역할을 수행하는 것은 내부자본시장이 정보의 불완전성 문제를 해결하거나 완화시키는 작용을 하기 때문이라고 할 수 있다.

외부자금시장에서 정보의 비대칭성은 앞서 언급한 바와 같이  기업들로 하여금 외부자금 조달에 있어서 자금조달비용을 높이는 역할을 하게 된다. 이 경우 기업들은 외부자본시장을 대신할 수 있는 내부자본시장을 형성하려는 유인을 갖게 된다. 이러한 상황에서는 내부자본시장은 외부자본시장의 불완전성을 완화시키고, 자원배분의 효율성을 증가시키는 긍정적인 역할을 수행할 수 있게 된다.

내부자본시장이 자원배분의 효율성을 증가시킬 수 있는  이유로는 우선  내부자본시장이 외부시장에 대해서  갖는 정보의  우월성에 있다. 내부자본시장에는 투자계획에 대한 더 많은 정보가 적은 비용으로 생산되고 전달 될 수 있기 때문이다. 이러한 내부정보의 우월성은 보다 효율적인 자금의 분배를 가능하게 한다.

다음으로는 내부자본시장은  기업감시에 대한 강한 유인을 만든다는 점이다. 이러한 점은 Gertner, Scharfstein and Stein(1994)에 의해서 지적되었는데,  외부자본시장과 채권시장에서의 기업감시는 소유가 분산되어 있을 경우 감시유인이 미흡할 뿐만 아니라 비대칭정보로 인한 무임승차, 도덕적 해이 및 경영자의 단기이익추구등으로 인해서 비효율성이 야기될 수 있으므로, 투자의 성공에 대해서 강한 유인을 가지고 있는 대주주나 소유경영자에 의해서 자금배분이 이루어지는 경우에는 내부자본시장은 보다 강력한  감시를 통해서  이러한 정보 비대칭과 도덕적 해이를  완화하여  효율성을 개선할 수 있다는 것이다.

또한 내부자본시장은 신호전달기능을 통해서도 자원배분의 효율성을 개선할 수 있다. 이러한 점은 도태영.류근관(2000)에서 지적되었는데, 이들은 지급보증의 순기능으로써 지급보증이 차입기업의 가치를 알리는 신호역할을 수행한다는 것을 보였다. 이러한 경우 지급보증을 통해서 부분균형이 달성되고, 차입기업은 그렇지 않은 경우보다 대출금리를 낮출 수 있게 된다.

이외에도 Hoshi, Kashyap, and Scharfstein(1991)은 일본기업들에 있어서, 은행과 밀접한 관계를 맺는 계열기업들의 내부현금흐름이 투자에 미치는 영향이 독립기업들 보다 더 작다는 것을 보여주었는데, 이는 일정한 계열관계에 있는 기업들의  경우 정보문제가 완화될 수 있음을 보여주는 것이라고 할 수 있을 것이다.  그리고  Stein(1997)은 자금의 배분은 승자선택(winner picking)을 통한 치열한 경쟁을 통해서 이루어지기 때문에 자원배분의 효율성이 개선될 수 있다는 것을 지적하였다.

2.1.2. 경영주의 투자이론(대리인 문제)

내부자본시장은 위에서 언급한 이유들로 인해서 투자의 효율성을 증가시키는 긍정적인 역할을 수행하기도 하지만, 경영자에 의한 대리인 문제를 심화시켜 기업가치를 낮추는 부정적인 역할을 수행하기도 한다. 즉 경영자가 주주의 부를 극대화하기 보다는 매출, 고용, 보수, 시장점유율등과 같은 다른 목표를 추구하는 경우에 있어서 내부자본시장은 외부의 감시를 적게 받으면서도 경영자의 목표를 추구하는데 있어서 쉽게 동원될 수 있는 자원이 되는 것이다. 경영자는 외부자금시장을 이용하는 경우, 외부자금시장의 규제를 받아야 하기 때문에 외부자금에 의존하려는 것을 회피하려는 것이다. 특히 기업정보의 공개가 불투명하게 이루어지고, 기업경영권 시장이 발달하지 않은 한국과 같은 경우에는 경영자는 기업가치를 극대화 시키기 보다는 자신들의 지배이익(benefits of control)을 극대화하기 위해서 내부자금시장을 이용하려는 유인이 더 강하게 된다. Jensen(1986)에 따르면 경영자들은 기업가치의 극대화나 이윤극대화보다는 투자의 증대를 통한 자신들의 지배이익(benefits of control)을 극대화 하려 한다. 기업의 양적 성장을 통해서 경영자들이 통제할 수 있는 자원의 양을 증대시키면, 지배이익을 그만큼 증대시킬 수 있기 때문이다. 반면 자유현금흐름(free cash flow)을 주주에게 배당하면, 자신들이 통제할 수 있는 자원의 양은 감소하고 지배이익 또한 감소하게 된다. 따라서 자유현금흐름이 존재하는 경우 경영자들은 이익을 낼 수 없는 투자계획(pet project)에 자금을 배분하는 것이다.

또 다른 가능성으로는 다각화된 기업은 사업부문간 상호보조를 통해서 어떤 부문에서는 과도한 투자를 하게 되고, 다른 부문에서는 과소투자를 하게 되는 경향이 생겨날 수 있다(Scharfstein and Stein, 1997). 이러한 투자자금의 ‘사회주의적’ 배분은 일반적으로 경쟁력이 강하고 투자기회가 많은 사업부문이 열악한 사업부문을 보조하는 형태로 나타난다. 경영자는 경영상의 위험(managerial risk)을 감소시키기 위해서 비관련 다각화를 위해서 매력적이지 않은 투자계획에 대해서도 자금을 배분한다.(Blanchard, Lopez-de-Silanes, and Shleifer,1994)

2. 내부자본시장에서 지급보증의 역할

지급보증은 기업들간에 이루어지는 일종의 보증관계로써 보증기업이 차입기업의 채무불이행시 채권자에 대해서 채무의 이행을 책임지는 것을 말한다. 이러한 지급보증(채무보증)관계는 개인이나, 기업에 일반적으로 적용되는 금융관행이다. 그러나 현재 문제가 되고 있는 것은 차입기업과 보증기업이 동일 기업집단에 속하는 경우로써 현행 공정거래법은 이를 모두 2000년 3월말까지 완전히 해소하도록 하고 있다.  같은 기업집단에 속한 기업에 대한 지급보증은 비록 직접적인 자금의 지원은 아니지만 신용의 제공을 통한 지원이라고 할 수 있을 것이다.  지급보증에 대한 규제는 1992년 공정거래법의 개정으로부터 시작되었는데, 이후 지급보증에 대한 규제를 놓고 많은 찬반 논의가 있어왔다. 지급보증의 역할을 둘러싼 논쟁은 지급보증이 경영자의 대리인 문제를 심화시켜 내부자본시장의 비효율성을 가져오는가, 아니면 정보비대칭성을 완화시켜 내부자본시장의 효율성을 제고시키는가에 달려있다고 볼 수 있다.

도태영. 류근관(2000)은 이러한 관점에서 지급보증이 순기능을 가져오는 경우와 역기능을 가져오는 경우를 이론적으로 분석하고 있다. 이들은 지급보증은 정보의 비대칭성이 존재하는 경우에  차입기업의 가치를 알고 있는 보증기업은 보증을 통해서 차입기업의 가치를 알릴 수 있고, 이러한 경우  지급보증은 차입기업에 대한 신호전달기능을 수행하여 대출 금리를 낮추는 긍정적인 역할을 수행할 수 있다는 것을 보였다. 이와는 반대로  보증기업에 대리인 문제가 있는 경우에는  차입기업의 투자안이 음의 투자가치를 갖는 경우에도 보증계약을 통해서 그 투자안이 집행되는 비효율성이 발생할 수 있으며, 이러한 비효율성의 가능성은 보증기업의 경영진이 보유하고 있는 보증기업에 대한 지분이 커질수록 또 보증기업의 외부투자자에 대한 법적보호가 잘 되어 있을수록 작아진다는 것을 보였다.

이러한 점에서 볼 때 내부자본시장에서 지급보증의 역할은 일반적인 내부자본시장의 효율성에 관한 논의와 마찬가지로 정보비대칭에 의해서 나타나는 외부자본시장의 비효율성을 지급보증이 신호전달의 기능을 수행함으로써 완화시키는 긍정적인 측면과 경영주에 의한 대리인 문제를 심화시켜 내부자본시장의 비효율성을 심화시킬 수 있는 부정적인 측면을 모두 가지고 있으며, 결국 지급보증의 효율성 여부는 실증분석의 결과에 달려있다고 볼 수 있다.

2.3. 유동성 제약하의 토빈 q 투자모형

기업투자함수는 크게 보아서 조정비용이 고려된 모형과 고려되지 않은 모형으로 구분되는데, 본 연구에서 사용된 투자모형은 조정비용이 고려된 토빈 q 투자모형이다. Tobin에 의해서 제시된 q투자이론에 의하면, 투자는 조정비용에 직면한 기업의 최적화 행동에 의해서 도출되며, q의 증가함수이다. 토빈의 q는 기업의 총시장가치를 대체비용으로 나눈 비율로써 기업의 시장가치는 효율적인 주식시장을 통해서 기업이 발행한 주식의 시장가치에 반영되며, 대체비용은 현재 기업의 모든 자산을 가장 현대적인 기술과 최소의 비용으로 새로 구입하기 위한 비용이다. 즉 q의 분자는 주식시장에서 평가된 기업자본의 가치이며, 분모는 자본재 시장에서 평가된 기업자본의 가치이다. [eqn: q SUCC 1] 인 경우에는 기업의 자본에 대한 시장의 평가가치가 자본을 구입하는데 드는 비용보다 크기 때문에 기업은 실물자본을 구입하는 경우 그 차액만큼 이득을 볼 수 있다. 즉 이러한 경우 기업은 실물자본에 대한 투자를 증가시킬 것이고, 반대의 경우에는 투자를 감소시킬 것이다.

이러한 q 투자이론의 가장 큰 특징은 미래의 투자기회를 반영하고 있다는 점인데, 이는 효율적인 주식시장에서의 기업의 현재가치는 기업의 미래의 이윤가능성, 자본비용에 대한 합리적인 투자자들에 의해서 모두 반영되어 있다고 보고 있기 때문이다. 즉 q 투자이론은 현재 시점의 자본의 수익성 뿐만이 아니라 미래에 예상되는 자본의 수익성도 투자에 영향을 미친다는 점을 잘 포착하고 있다고 할 수 있을 것이다. 미래의 자본의 수익성 향상은 기업보유자본의 현재 시장가치를 높임으로써 q를 증가시키고 투자를 증가시킨다 따라서 q 투자이론은 투자결정이 현재의 경제상황이나 정책 뿐만이 아니라 예상되는 경제환경의 변화나 경제정책 변화에도 의존한다는 것을 보여준다. 또한 q가 미래변수에 대한 모든 정보를 담고 있으므로 미래변수에 대한 기대값을 따로 측정할 필요가 없다는 점도 q이론의 장점이라고 할 수 있다.  본절에서는 이러한 토빈 q 투자모형에 외부자본시장의 정보비대칭성으로 인한 대리인 비용(Agency cost)가 고려된 Devereux and Schiantarelli(1989)의 투자모형을 검토한다.  외부자금시장에서 정보의 비대칭성이 존재하는 경우 이러한 정보의 비대칭성은 기업들로 하여금 추가적인 자금조달비용을 부과하는데, 이들은 이러한  자금제약의 효과를 고려한 토빈 q 투자모형을 제시하였다. Devereux and Schiantarelli(1989)에서 대리인 비용인 [eqn: A_t]의 역할이 중요한데 At는 현금흐름과 부채, 유동자산, 자본재의 총가치의 함수이며, 이 대리인 비용은 현금흐름과 유동자산의 감소함수로 가정된다.

모형을 간단히 정리하면 조세를 고려하지 않은 기업은 다음과 같이 기대현재가치를 극대화한다고 가정한다.

[eqn: V_t = E_t SUM from { { j}=0} to inf LEFT ( { 1} over {1+R } RIGHT )^j-1 LEFT ( D_t+j - V_t+1^N LEFT ( 1++W_t-j RIGHT ) RIGHT )]

(1)

여기서 [eqn: V_t]는 t기의 기존 주식의 시장가치, [eqn: R]은 주식에 대한 시장수익율, [eqn: V_t^N]은 t기에 발행된 신주의 가격, [eqn: D_t]는 t기의 배당, [eqn: W_t]는 신주발행에 대한 레몬프레미엄이다.

제약조건은

[eqn: p_t^y PI (K_t, I_t )-A_t (X_t , B_t , L_t , p_t K_t ) + V_t^N + B_t-1 L_t (1+i^L )# #= D_t + p_t I_t + (1+ i)B_t + L_t-1]

(2)

여기서[eqn: p_t^y]는 재화의 가격이고, [eqn: PI]는 가변비용을 제외한 실질수입, [eqn: A_t]는 t기의 대리인 비용, [eqn: X_t]는 현금흐름,  [eqn: B_t]는 부채, [eqn: L_t]는 유동자산 스톡, [eqn: p_t]는 투자재의 가격, [eqn: V_t^N]은 신주발행가격을 의미한다.

여기에서 감가상각은 없다고 가정하면,

[eqn: &K_t = K_t-1 + I_t## &V_t^N >= 0## &D_t >=0]

(3)

그리고 기업의 현금흐름 [eqn: X_t]는 다음과 같이 정의된다.

[eqn: X_t = PI_t -(1+i)B_t + (1+i^L ) A_t]

(4)

그리고, 다음과 같은 2차함수 형태의 조정비용을 가정하고

[eqn: C(I_t, K_t ) = { b} over {2 } LEFT [ LEFT ( { I} over {K } RIGHT )_t -a RIGHT ]^2 K_t]

(5)

여기서 기업가치의 최적화문제를 풀면 투자함수는 토빈q와 현금흐름의 양의 함수이고, 부채비율의 음의 함수인 식(6)과 같은 형태를 갖게된다.

모형의 자세한 도출과정에 대해서는 Devereux and Schiantarelli(1989) 참조.

[eqn: LEFT ( {I } over {K } RIGHT )_i,t = beta_0 + beta_1 q_i,t + beta_2 LEFT ( { X} over {K } RIGHT )_i,t-1 + beta_3 LEFT ( { DT} over {K } RIGHT )_i,t-1 + alpha_t + alpha_i + v_i,t]

(6)

여기서 [eqn: DT]는 총부채를 의미한다.

여기에서 투자는 q와 현금흐름의 증가함수이고, 부채비율의 감소함수이다. [eqn: beta_2]는  양의 값을 갖는데, 이는  현금흐름의 증가가 대리인 비용([eqn: A_t])을 감소시키기 때문이다. 여기서 지급보증이 존재하는 경우의 투자함수 도출을 위해서는 지급보증이 Devereux and Schiantarelli(1989)에 의해서 제시된  대리인비용([eqn: A_t])을 낮추는 쪽으로의 영향을 갖는 것으로 가정하면 식(6)의 투자방정식은 현금흐름[eqn: LEFT ( { X} over {K } RIGHT )_i,t-1]과 지급보증[eqn: LEFT ( {G} over {K } RIGHT )_i,t]에 대해서 증가함수로 수정될 수 있다.

[eqn: LEFT ( {I } over {K } RIGHT )_i,t = beta_0 + beta_1 q_i,t + beta_2 LEFT ( { X} over {K } RIGHT )_i,t-1 +beta_3 LEFT ( { G} over {K } RIGHT )_i,t-1 ### + beta_4 LEFT ( { DT} over {K } RIGHT )_i,t-1 + alpha_t + alpha_i + v_i,t]

(7)

실증분석

3. 분석 모형 및 방법론

본 논문에서는 30대 기업집단의 내부금융시장이 투자에 미치는 영향을 분석하기 위한 투자방정식의 설명변수로서 토빈의 q와 함께 매출액 증가율, 개별기업의 현금흐름과 계열사 현금흐름,  그리고 각 개별기업들이 그룹내의 타 계열사로부터 받은 지급보증을 설정하였다. 그리고 각 변수들이 기업들의 규모에 따라서 크게 차이가 나는 점을 고려하여 매출액증가율과 토빈q를 제외한 변수들은 모두 기업집단 전체의 자산으로 나누어 정규화하여 분석하였다. 이러한 분석모형 설정은 기본적으로 Shin and Stultz(1998)의 분석모형에 지급보증을 추가한 것으로 아래와 같다.

[eqn: { I_i,j (t)} over {TA_j (t-1) } = a + b { S_i,j (t-1) - S_i,j (t-2)} over {S_i,j (t-2) } + c { C_i,j (t)} over {TA_j (t-1) } d {tilde C_i,j (t) } over {TA_j (t-1) } #+ e { G_i,j (t)} over {TA_j (t-1) } + fq_i,j (t-1) + eta _i,j + epsilon _i,j (t)]

(8)

여기서 각 변수들은 다음과 같이 정의되었다.

[eqn: I_i,j (t)]     :그룹j 의 계열사 i 기업의 t기의 투자지출

[eqn: TA_j (t-1)] : 그룹 j의 t-1기말의 총자산

[eqn: S_i,j (t-1)]  : 그룹 j의 계열사 i 기업의 t-1기 동안의 매출액

[eqn: C_i,j (t)]     :그룹 j의 계열사 I 기업의 t기 동안의 현금흐름

[eqn: tilde C_i,j (t)]    : 그룹 j의 계열사 i를 제외한 나머지 계열사들의 현금흐름의 합

[eqn: G_i,j (t)]     :그룹 j의 계열사 i가 t기에 받은 지급보증액

[eqn: q_i,j (t-1)]  :그룹 j의 계열사 i의 t-1기 말의 토빈 q

투자지출은 상장기업들의 제무상태 변동표와 현금흐름표에서의 고정자산의 증가 항목으로 설정하였고, 매출액은 손익계산서의 총매출액으로, 현금흐름은 손익계산서의 경상이익에 감가상각비를 더한 값으로 추정하였다.  지급보증은 각 연도말의 지급보증수여금액으로 추정하였다. 또한 그룹전체의 총자산은 그룹내의 모든 계열사들의 대차대조표상의 총자산을 더한 값으로 설정하였다.

기업회계기준의 변경으로  운전자본 중심의 재무상태변동표는 94년까지 작성되었으며, 현금흐름표는 95년부터 작성되었다.

상장계열사들의 제무제표는  한국신용평가에서 제공한 KIS-FAS2000을 이용하여 구하였고, 그룹전체의 총자산은  최승노의 “한국의 30대기업집단” 의 각 연도 자료를 이용하였고, 지급보증액은 한국신용평가의 내부자료를 이용하여 구하였다.

토빈q는 Smith and Watts(1992)와 Shin and Stultz(1998)의 경우에서처럼(총자산의 장부가치 + 발행주식의 총시장가치 -자기자본의 장부가치)를 총자산의 장부가치로 나눈 것을 사용하였다.

여기서 제시되는 토빈q는 기업자산의 시장가치/대체가치인 평균q라고 할 수 있다. 투자함수의 설명변수인  토빈 q는 자본재의 shadow price로 기업가치 증가분과 대체가치의 비율인 한계q이다. 그러나 한계q는 현실적으로 관찰이 불가능하므로 평균q를 설명변수로 대체하여 연구가 이루어지고 있다.

자료의 수집은 1991년부터 1999년까지의 자료를 대상으로 하였으며, 각 변수의 1계 시차변수를 구하는 과정에서 1991년은 분석대상에서 제외되어, 분석은 1992년부터 1999년까지를 대상으로 하였다.  분석대상 기업은 공정거래위원회가 지정한 각 연도의 30대 기업집단에 속한 상장기업이며, 여기에서 30대 기업집단 지정에서 4년 이상 연속으로 포함되지 않은 기업집단들은 분석대상에서 제외하였다.

토빈q 투자모형의 계량분석에 있어서는 몇가지 문제점이 있는데, 우선은 이병기(2000)에 의해서 지적되고 있고 있는 바와 같이 현재의 투자는 과거의 투자에 많은 영향을 받고 있으므로 투자모형의 추정에는 투자의 과거시차변수가 설명변수로써 추가되어야 할 것이다. 이를 고려하기 위해서는  종속변수의 시차변수가 설명변수로 포함되는 동태적 패널모형(dynamic panel model)을 이용해서 토빈 q 투자함수를 추정해야 한다. 또한  q투자 함수에서 가장 중요한 역할을 하는 것이 조정비용함수인데, 이러한 조정비용 함수에 충격이 오는 경우 이것은 교란항과 q에 모두 함께 영향을 주게 된다. 이러한 경우에는 교란항과 설명변수간에 상관관계가 생기게 되고, q는 더 이상 외생적이지 않게 된다. 이러한 경우에는 OLS나 GLS 추정치 모두 유효하지 않게 되고 q의 내생성을 통제하기 위한 적절한 도구변수를 이용해서 GMM 추정을 해야 한다.

본 논문에서는 이러한 점을 고려하여 투자함수를 추정하기 위해서 Arellano and Bond(1998)에 의해서 개발된 DPD98을 이용한다. DPD98은 동태적 패널 GMM 추정을 위한 프로그램으로써 일반적인 동태적인 패널모형은 다음과같이 표시될 수 있다.

[eqn: y_i,t = SUM from { k=1 } to {p} alpha_k y_i(t-k) + beta'(L)x_i,t + lambda_t + eta_i + v_i,t ##~~~~`~(t= q+1 ,.... T_i ; i= 1,....., N)]

(9)

여기서 [eqn: y_i,t]는 종속변수를 의미하고, [eqn: y_i,(t-k)]는 종속변수의 시차변수, 그리고 [eqn: L]은 lag operator이고, [eqn: lambda_t]와 [eqn: eta_i]는 각각 시간효과(time specific effect)와 개별효과(induvidual specific effect)를 의미한다.

이를 행렬로 표시하면 다음과 같다.

[eqn: y_i = W_i delta + i_i eta_i + v_i]

(10)

그리고, 파라미터(parameter)벡터[eqn: delta]의 추정치 [eqn: hat delta]는

[eqn: hat delta = LEFT [ LEFT ( SIGMA _i W_i^* Z_i RIGHT ) A_N LEFT ( SIGMA_i Z'_i W_i RIGHT ) RIGHT ]^-1 LEFT ( SIGMA_i W_i^* Z_i A_N LEFT ( SIGMA_i Z'y_i^* RIGHT ) RIGHT )]

(11)

로써 추정된다.

여기서 [eqn: W_i]는 시차종속변수 및, 설명변수, 그리고 시간더미를 포함하는 자료행렬이며,

[eqn: A_N = LEFT ( { 1} over {N } SIGMA _i Z'_i H_i Z_i RIGHT )^-1]

(12)

이고, [eqn: W_i^*]와 [eqn: y_i^*]은 [eqn: W_i]와 [eqn: y_i]의 특정변환을 나타내며, [eqn: Z_i]는 도구변수 행렬이고, [eqn: H_i]는 가중치 행렬이다.

3. 실증분석 결과

3.2.1. 투자함수 추정결과

투자함수에 대한 실증분석은 30대 그룹 전체와 5대 그룹, 6대～30대 그룹으로 나누어서 실시하였고, 각각에 대해서 그룹현금흐름을 고려하지 않은 경우(모형1)와 그룹현금흐름을 포함함 경우(모형2), 지급보증을 고려한 경우(모형 3)에 대해서 회귀분석을 실시하였으며, 실증분석 결과는 <표1>에 실려 있다.

먼저 모형 1을 살펴보면 30대 그룹전체에서는 현금흐름과 토빈 q는 모두 투자에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히 현금흐름은 다른 변수들에 비해서 상당히  높은 계수값을 가지고 있어 투자에 미치는 영향이 상대적으로 더 큰 것으로 나타났다. 5대 그룹과 6대～30대 그룹으로 나누어서 회귀분석을 실시한 결과는 5대 그룹에서는 매출액은 투자에 유의한 영향을 미치는 변수로 나타났으나, 6대이하의 그룹에서는 그렇지 않은 것으로 나타났다. 또한 토빈 q는 5대그룹에서는 유의하지 않은 값으로 나타났으나 6대 이하에서는 투자에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 그 값은 현금흐름이 투자에 미치는 영향보다 매우 작은 것으로 나타났다. 이러한 결과로볼 때 5대그룹의 투자결정요인은 토빈q로 표시된 투자의 가치보다는 매출이 중요하게 작용하고있으며, 6~30대그룹은 매출보다는 투자의 가치를 중요시하는 것으로 판단된다.   현금흐름이 투자에 미치는 영향은 5대 그룹과 6대 그룹 이하에서 많은 값의 차이를 보이는데, 이는 5대 그룹에서 유동성 제약이 더욱 심하게 나타난다는 것을 보여주는 것이라고 할 수 있다. 이는 5대그룹의 투자행위가 외형성장위주로 이루어지고 있고, 외부금융시장에서는 대규모기업집단에 대한 여신규제가 있어왔기 때문에 5대그룹의 유동성제약이 많이 나타난 것으로 해석할 수 있다. 모형 1에서 나타난 5대 그룹과 6대 이하 그룹간의 이러한 차이는 모형 2와 모형 3을 통해서도 일관되게 유지되었다. 즉 5대 그룹에서는 투자의 현금흐름도에 대한 민감도가 상당히 높은 것으로 나타났고, 매출액 증가율은 투자에 유의한 변수였다. 토빈 q는 6대그룹 이하에서 유의한 값을 갖는 것으로 나타났다.

내부자본시장이 투자에 미치는 영향을 분석하기 위해서 그룹 현금흐름을 포함한 모형2의 결과에 의하면 그룹현금흐름은 통계적 유의성이 떨어지는 것으로 나타났으나 내부자본시장으로 상호지급보증을 포함하는 경우(모형3)에는 그룹의 현금흐름과 상호지급보증 모두 10%의 유의수준에서 투자에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이러한 결과는 Shin and Stultz(1998)나 이병기(2000)의  결과와는 유사하나 박영석.신현한의 연구와는 다른 결과를 보여주고 있다. 한가지 특기할 만한 것은 그룹현금흐름이 포함된 경우에도 개별기업의 투자에 대한 개별기업의 현금흐름의 민감도는 낮아지지 않았다는 것이다. 이는 우리나라의 경우 그룹내의 내부자본시장이 개별기업들의 유동성 제약을 완화시켜주는 역할을 하지 못하는 제한적인 기능에 그치고 있다는 사실을 시사하고 있다.

<표-1> 30대 그룹의 투자함수 추정결과

변수	[eqn: I(t-1)]	[eqn: Sale]	[eqn: C(t)]	[eqn: q(t-1)]	[eqn: tilde C(t)]	[eqn: G(t)]	Sargan (P-value)
모형1	** 0.66440 (16.5944)	-0.000176 (-0.458735)	** 0.18253 (3.24985)	**0.002136 (2.89576)			9.844319 (0.080)
모형2	**0.668800 (16.1643)	-0.000117 (-0.304377)	** 0.18848 (3.42626)	**0.001941 (2.44909)	0.013770 (1.01274)		9.948489 (0.077)
모형3	**0.664102 (17.1976)	-0.000030 (-0.084906)	** 0.19066 (3.4262)	* 0.001273 (1.90771)	* 0.020882 (1.63454)	* 12.5837 (1.8601)	10.44487 (0.064)
주 : 1) 모형1은 그룹현금흐름을 제외한 경우이고, 모형2는 그룹현금흐름이 포함된 경우, 모형3은 지급보증이 포함된 경우이며, [eqn: I(t), C(t), tilde C(t), G(t)]는 [eqn: TA_j (t-1)]로 나누어준 값임. 2) ( )는 t값을 나타냄. **는 유의수준 5%에서 *는 유의수준 10%에서 유의한 값이다. 3) Sargen 통계치는 도구변수의 선택이 올바르다는 귀무가설하에서의 과도식별제약에 대한 검정치로써 [eqn: chi^2 (k)]분포를 한다. 4) 도구변수의 시차는 모두 t-1 임.

<표-2> 5대 그룹의 투자함수 추정결과

변수	[eqn: I(t-1)]	[eqn: Sale]	[eqn: C(t)]	[eqn: q(t-1)]	[eqn: tilde C(t)]	[eqn: G(t)]	Sargan (P-value)
모형1	** 0.70149 (110.501)	* 0.001978 (1.89947)	** 0.40299 (92.7352)	0.000159 (0.557939)			7.003271 (0.220)
모형2	** 0.70483 (120.37829)	**0.002158 (2.0923)	** 0.40168 (101.402)	-0.000082 (-0.277824)	0.006818 (1.151629)		6.983676 (0.222)
모형3	** 0.70190 (127.67006)	**0.002615 (2.2587)	** 0.40487 (92.2698)	-0.000236 (-0.762213)	0.006550 (0.983962)	6.829433 (0.899284)	7.112711 (0.212)
주 : 표 1과 같음

<표-3> 6대～30대 그룹의 투자함수 추정결과

변수	[eqn: I(t-1)]	[eqn: Sale]	[eqn: C(t)]	[eqn: q(t-1)]	[eqn: tilde C(t)]	[eqn: G(t)]	Sargan (P-value)
모형1	** 0.62217 (12.3434)	-0.000385 (-0.889791)	* 0.128446 (1.81247)	** 0.003014 (2.6169)			8.728589 (0.120)
모형2	** 0.625414 (12.3587)	-0.000310 (-0.740147)	**0.14107 (2.18335)	**0.003070 (2.63634)	0.015617 (0.725840)		8.83351 (0.116)
모형3	** 0.616631 (12.9045)	-0.000223 (0.575393)	**0.141521 (2.28129)	**0.002035 (2.9697)	0.019656 (0.994318)	** 14.70903 (1.98535)	9.047156 (0.107)
주 :표 1과 같음

<표-3>으로부터 특이할만한 결과는 지급보증이 6~30대 그룹에서는 5%유의수준에서도  투자에 영향을 미치는 것으로 나타나고 있어 오히려 6~30대그룹에서 상호지급보증을 투자에 적극적으로 활용하고 있음을 시사하고 있다.

3.2.2. 내부자본시장의 효율성 검정결과

Shin and Stultz(1998)은 효율적인 내부자본시장을 다음과 3가지 조건을 만족시키는 것으로 정의하였다.

(1) 효율적인 내부자본시장은 가장 좋은 투자기회를 갖고 있는 부문에 자금을 배분하는 원칙을 가지고 있어야 한다.

(2) 효율적인 내부자본시장에서는 가장 좋은 투자기회를 갖고 있는 부문의 투자의 현금흐름에 대한 민감도(자신의 현금흐름과 다른 부문의 현금흐름)는  그렇지 않은 경우에 비해서 낮아져야 한다.

(3) 효율적인 내부자본시장은 더 나은 투자기회를 갖고 있는 부문을 위해 그렇지않은 부문에대한 자금의 배분은 줄여야 한다.

이러한 효율적인 내부자본시장의 정의에 따라서 우리나라 30대 기업집단의 내부자본시장의 효율성을 검정하기 위해서 Shin and Stultz(1998)의 경우와 같이 앞의 표1～표3에서 제시된 분석모형을 수정하였다. 우선, 그룹내에서 자기자신외의 q로 측정되는 투자기회가 개별기업의 투자에 영향을 미치는가를 알아보기 위해서 한 그룹내의 다른 계열사들의 q의 순위를 매기고 이를 설명변수에 추가하였다. 또한 개별기업 및 그룹의 현금흐름에 대한 투자의 민감도가 투자기회에 따라서 어떻게 달라지는가를 검정하기 위해서 그룹내에서 개별기업자신의 q가 가장 높은 경우에는 1을 갖고 그렇지 않은 경우에는 0을 갖는 더미변수([eqn: dumq])를 설정하고, 이러한 더미변수에([eqn: dumq])에 현금흐름을 곱한 변수([eqn: dumq*C(t)], [eqn: dumq*tilde C(t)])를 설명변수에 포함하였다. 그리고 지급보증에 대한 투자의 민감도가 현금흐름에서와 마찬가지로 토빈q로 측정되는 투자기회에 반응하는가를 분석하기 위해서 개별기업자신의 토빈q가 가장높은 경우에 q에 대한 더미변수([eqn: dumq])에다 지급보증을 곱한 변수([eqn: dumq*G(t)])를 설명변수에 추가하였다. 여기서 앞서 정의한 효율적인 내부자본시장의 정의에 따르면, 30대 기업집단의 내부자본시장이 효율적으로 작동한다면 [eqn: dumq*C(t)]와[eqn: dumq*tilde C(t)]는 투자에 양의 영향을 미치고, 유동성제약은 완화시키는 방향으로 작용할 가능성이 높다. 또한 [eqn: dumq*G(t)]에 대한 계수값은 양의 값을 가질 것으로 보이는데, 그 이유는 지급보증이 효율적으로 이루어진다면  높은 투자기회를 가진 계열사에 대해서는 지급보증이 늘어날 것이고, 이에 따라서 좋은 투자기회를 갖는 계열사들의 투자의 지급보증에 대한 민감도는 더 높아질 것이기 때문이다.

q에 대한 더미변수의 설정은  q로 측정된 가장 좋은 투자기회를 갖는 기업에서만  투자의 현금흐름에 대한 민감도의 변화를 측정하기 위해서이다. 이러한  더미변수의 설정은  q가 가지고 있는 정보의 손실을 가져오지만, 효율적 내부자본시장을 검정하기 위한 최소한의 기준으로써 q가 가장 높은 계열사들의 투자의 현금흐름에 대한 민감도변화를 검정한 것이다.

분석은 지급보증을 포함시키지 않은 모형1과 지급보증을 포함시킨 모형2로 구분하였고, 30대 그룹전체와 5대 그룹 6대～30대 그룹으로 각각 나누어서 회귀분석하였다.

모형2에서는 모형1에서의 설명변수중  [eqn: dumq*C(t)]와[eqn: dumq*tilde C(t)]를 제외하고, [eqn: dumq*G(t)]를 설명변수로 추가하였다. 모형2에서  [eqn: dumq*C(t)]와[eqn: dumq*tilde C(t)]를 설명변수로 추가시킨 경우에도 결과는 <표4>의 모형2와 별다른 차이가 없는 것으로 나타났다.

먼저 모형1의 결과를 살펴보면 q로 측정된 다른 계열사의 좋은 투자기회는 계열사의 투자를 감소시키는 것으로 나타나야 하나,  30대 그룹 전체에서는 다른 계열사의 q는 투자에 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났으며, 6대～30대 그룹에서도 유의한 값을 갖지 않는 것으로 나타났다.  5대 그룹에서는 다른 계열사의 q는 유의수준 10%에서 투자에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이러한 결과를 볼 때 전체적으로 보아서 토빈 q로 측정된 다른 계열사의 투자기회는 개별기업의 투자에 영향을 미치지 않는 것으로 볼 수 있다. 또한 q에 대한 더미변수에 현금흐름을 곱한 변수([eqn: dumq*C(t)]와[eqn: dumq*tilde C(t)])는 좋은 투자기회가 있는 경우에 투자의 자신의 현금흐름이나 다른 계열사에 대한 민감도를 낮추는 것으로 나타나야 하나 실증분석결과에 의하면 30대그룹 전체뿐만아니라 5대그룹과 6대～30대그룹 모두 두변수의 통계적 유의성도 약하고 현금흐름에 대한 민감도도 떨어뜨리지 못한 것으로 드러났다. 이는 한 계열사가 그 그룹내에서 가장 좋은 투자기회를 갖고 있는 경우에도 투자의 현금흐름에 대한 의존도가 낮아지지 않는다는 것을 의미한다. 즉 내부자금시장이 가장 좋은 투자기회를 갖는 계열사가  자금의 분배에 있어서 우선권을 가져야 한다는 원칙을 지키지 않고 있음을 나타내주는 것이라고 할 수 있을 것이다.

모형 2의 결과를 살펴보면 지급보증에 대한 계수값은 앞의 표1～표3 에서의 결과와 마찬가지로 매우 큰 값을 가지고 있으나 유의성은 모두 갖고 있지 못하고 있으며, 모형 2에서 6대～30대그룹을 제외하고는 모두 현금흐름의 민감도를 낮추지 못하는 것으로 분석되었다. 이러한 결과는 앞의 표1～표3에서와 마찬가지로 지급보증이 투자의 현금흐름에 대한 의존도를 낮추는 역할을 하고 있지 못하고 있다는 것을 다시 한번 보여주는 것이라고 볼 수 있다.  또한 q에 대한 더미변수에 지급보증을 곱한 변수([eqn: dumq*G(t)])에 대한 계수값은 모두 그 값이 매우 크게 나왔으나 통계적으로 유의성은 모두 갖고 있지 못하고 그 부호 또한 이론적으로 예측한바와는 다르게 나오는 경우가 많았다.  이것은 지급보증이 토빈q로 측정된 투자기회에 따라서 이루어지지 않고 있다는 것을 의미하는 것으로 해석 할 수 있다.

결국 국내 대규모기업집단에 형성되어있는 현금흐름이나 상호지급보증과같은 내부자본시장은 효율적이지 못한 것으로 드러나고 있어 최소한 90년대이후부터는 내부자본시장의 긍정적인 측면보다는 부정적인 측면이 더 강하게 작용하고 있다는 사실을 알 수 있다.

<표-4> 투자효율성에 대한 검정결과

변수	30대그룹		5대그룹		6대-30대그룹
	모형1	모형2	모형1	모형2	모형1	모형2
[eqn: I(t-1)]	** 0.676148 (28.480400)	** 0.673587 (27.670257)	** 0.707358 (120.403563)	** 0.685844 (14.649643)	** 0.641882 (32.322472)	** 0.632324 (34.904845)
Sale	-0.000017 (-0.050594)	0.000021 (0.000312)	** 0.003720 (2.852344)	0.003251 (0.951433)	-0.000156 (-0.412170)	-0.000185 (-0.543126)
[eqn: C(t)]	** 0.230990 (1.960123)	** 0.297655 (6.109420)	** 0.399207 (9.888232)	** 0.388495 ((5.339576)	0.154477 (1.531111)	0.121382 (1.460640)
[eqn: tilde C(t)]	0.007933 (0.716643)	0.01105 (1.063819)	0.008541 (1.144965)	0.024548 (0.885337)	0.019424 (1.96052)	0.019890 (1.265110)
[eqn: q(t)]	* 0.000914 (1.830316)	** 0.001065 (2.457155)	-0.000024 (-0.073785)	0.001189 (0.975341)	-0.000697 (0.531765)	-0.000848 (-0.733201)
1st other q	-0.000481 (-1.589900)	-0.000339 (-1.022027)	* -0.000317 (-1.774879)	-0.000529 (-0.688589)	-0.001493 (-1.562178)	* -0.001379 (-1.744377)
2nd other q	0.001715 (1.228663)	0.001286 (1.150411)	0.001444 (1.423754)	0.001751 (0.679388)	* 0.004269 (1.721521)	* 0.003930 (0.058370)
3rd other q	-0.001291 (-0.978145)	-0.001309 (-1.074338)	* -0.001544 (-1.639714)	-0.002631 (-0.896280)
[eqn: dumq*C(t)]	0.135539 (0.799966)		-0.02273 (-0.507957)		0.034945 (0.180997)
[eqn: dumq*tilde C(t)]	0.026546 (0.708743)		0.066571 (1.151853)		-0.024610 (-0.641960)
[eqn: G(t)]		2.582357 (0.139170)		21.977182 (1.058205)		13.827571 (0.329283)
[eqn: dumq*G(t)]		-4.819047 (-0.285804)		45.995367 (0.340253)		-8.456941 (-0.729079)
Sargen (P-value)	10.120743 (0.072)	9.657812 (0.086)	6.823539 (0.234)	5.743321 (0.278)	6.765073 (0.239)	5.365547 (0.373)
주 1) [eqn: I(t), C(t), tilde C(t), G(t)]는 [eqn: TA_j (t-1)]로 나누어준 값임. 2) ( )는 t값을 나타냄. **는 유의수준 5%에서 *는 유의수준 10%에서 유의한 값이다 3) 도구변수의 시차는 모두 t-1임

요약 및 결론

지금까지 내부자본시장에 관한 기존의 연구들은 주로 그룹의 현금흐름과 투자와의 관계분석에 그치고있으나 본연구에서는 현금흐름외에 상호지급보증에 초점을 맞추어 내부자본시장이 투자에 미치는 효과분석과 내부자본시장의 효율성분석을 실증적으로 시도하였다. 내부자본시장의 효율성분석이전에 상호지급보증을 설명변수로 포함하는 투자함수를 도출하고, 분석방법론으로는 동태적 패널 GMM을 사용하여 상호지급보증이 개별기업의 투자에 미치는 파급효과를 실증분석하였다. 상호지급보증의 효율성분석을 위해서는 투자함수에 상호지급보증이 그룹내의 토빈 q가 높은 기업에 지급보증이 이루어졌는지를 나타내는 설명변수를 추가하여 실증분석을 실행하였다. 30대재벌그룹의 상장회사들을 대상으로 1991년부터 1999년까지의 자료를 사용한 실증분석결과를 요약하면 다음과 같다.

(1) 개별기업의 현금흐름은 30대 그룹전체와 5대 그룹, 6대～30대 그룹 모두에서 투자에 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 그 크기는 6~30대그룹에 비해 5대그룹 계열사들에게 더 큰 것으로 나타났다. 반면에 그룹 현금흐름은 30대그룹 전체에서(상호지급을 포함한 투자방정식에서) 10%의 유의수준에서 통계적 유의성을 갖고있으나 그 계수값은 개별기업의 현금흐름보다 매우 작은 것으로 드러났다.

(2) 본연구의 주요관심대상인 상호지급보증은 투자에 영향을 미치지만 이러한 영향은 주로 6대～30대 그룹에서 나타나는 현상으로 확인됐다. 이는 5대그룹보다 6~30대그룹에서 담보부족에 따른 자금조달을 상호지급보증을 이용하여 더욱 활발하게 해왔음을 시사한다.

(3) 투자의 개별기업 현금흐름에 대한 민감도는 그룹현금흐름이 포함되거나, 지급보증이 포함된 경우에도 낮아지지 않은 것으로 볼 때 내부자본시장이 투자에 미치는 영향은 제한적인 것으로 해석할 수 있다.

(4) 토빈q는 6대～30대 그룹에서는 투자에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며 5대그룹의 경우는 토빈q의 유의성은 떨어지고 반면에 매출증가는 투자의 중요한 요인이 되는 것으로 분석되었다. 그러나 5대뿐만아니라 6~30대그룹 모두 같은 기업집단내의 다른 기업의 토빈q는 투자에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

(5) 투자의 현금흐름과 지급보증에 대한 민감도는 q로 측정된 투자기회와 관련이 미약한 것으로 분석되어 국내재벌기업들의 내부자본시장은 비효율적으로 작동되어왔음을 시사한다.

이러한 결과는 그룹현금흐름이 투자에 미치는 영향이 개별기업의 현금흐름이 투자에 미치는 영향에 비해서 매우 작고 유의성도 낮아 내부자본시장이 제한된 역할만을 수행하고 있다는 사실을 보여주었다. 그리고 그룹현금흐름이나 지급보증이 포함된 경우에도 투자의 개별기업현금흐름에 대한 민감도가 낮아지지 않았다는 점에서도 내부자본시장이 투자의 유동성제약을 완화시켜주지못한 것으로 분석되었다.

또한 내부자본시장의 효율성분석에 있어서도 내부자본시장은 효율성의 기준을 충족시키지 못하였으며, 이는 내부자본시장이 투자기회에 따른 우선순위가 아닌 경영자의 이해관계에 의해서 자금과 신용을 배분하여 대리인 문제를 심화시킨다는 것을 견해를  뒷받침하는 것으로 해석할 수 있을 것이다. 즉 우리나라 30대 기업집단의 내부자본시장은 최소한 90년대부터는 외부자본시장에서 발생한 정보의 비대칭성을 완화시켜 자원배분의 효율성을 제고시키는 순기능을 수행하지 못하고 비효율적으로 작동해왔다는 사실을 확인시켜주고 있다. 상호지급보증과같은 내부자본시장이 경제개발초기단계에서는 외부자본시장의 미발달로 인한 투자의 유동성제약을 완화시키는 긍정적인 작용을 했을 가능성이 있으나 90년대이후에는 내부자본시장의 비효율성을 높이는 방향으로 작용하여 재벌의 경쟁력 저하요인이 될 수 있음을 시사하고 있다.

끝으로 본 논문이 지니고 있는 한계점들을 지적하면, 첫째, 이 논문은 또한 5대 그룹과 6대～30대 그룹의 투자행태에 있어서 차이를 보이고 있으나 그이유에 대한 명확한 설명이 부족하다. 추후의 연구에서는 어떠한 이유로 기업집단의 규모에 따라서 투자행태에 차이가 발생하는가를 검토하는 것이  필요할 것이다.

둘째, 본 논문은 상장기업만을 대상으로 분석하였는데, 비상장업체까지 포함하여 분석한다면 보다 의미 있는 결론을 얻을 수 있을 것으로 생각된다.

<참고  문헌>

남주하.홍재범, “한국대규모기업집단의 내부자본시장과 부도위험과의 관계분                  석,” 증권연구, 2000.12. p1~18.

도태영.류근관, “지급보증의 분석모형 및 정책적 함의”,  규제연구, 9호,             2000년 p4-41.

박영석.신현한, “기업집단의 내부자본시장과 투자의사결정”, 재무연구, 16            호, 1998, p1-21.

이병기, “기업투자의 현금흐름 민감성에 대한 실증분석”, 산업조직연구, 8집, 2000년 3월,  p75-101.

이병기, 『한국 기업집단의 채무보증』, 한국경제연구원, 1998년.

이우관, “그룹기업의 투자 및 고용행태와 내부자본시장”, 규제연구, 1997년, p153-179.

최승노, 『한국의 30대 기업집단』, 한국경제연구원, 1995~6.

, 『한국의 대규모기업집단』, 자유기업센터, 1997~1999.

Ahn, S., C., and Schmidt, P, "Efficient Estimation of Models for       Dynamic Panel Data", Journal of Econometrics, 1995, vol. 68, p5-27.

Arellano, M., and Bond, S.,『Dynamic Panel Data Estimation Using  DPD98 for Gauss: A Guide for Users』, Institute for Fiscal Studies, 1998.

___      , "Some Tests of Specification for Panel          Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment    Equations ,"  Review of Economic Studies, 1991, vol. 58, p277-297.

Blanchard, O., J., F.Lopez-de-Silanes, and A. Shleifer, " What do Firms Do with Cash Windfalls?," Journal of Financial Economics, 1994, vol.36, p337-360.

Blundell, R. and Bond, S., "Initial Condition and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models," Journal of Econometrics, 1998, vol. 87, p115-143.

Bond,S., and Meghir, C., "Dynamic Investment Models and the Firm's  Financial Policy", Review of Economics Studies, 1994, vol. 61,     p197-222.

Chang, .S., J., and Hong, J., "Economic Performance of the           Korean Business Group", 1998, May, Academy of Manggerial      Journal

Devereux, M., and Schiantarelli, F., 『Financial Factors and Cash Flow:  Evidence from UK Panel Data』, NBER Working Paper No. 3116, 1989.

Gertner, R. H., Scharfstein, D. S., and Stein, J., C., "Internal vs External Capital Markets," Quarterly Journal of Economics, vol.109, 1994, p1211-1230.

Hoshi, T., and Kashyap, A., "Evidence on q and investment for       Japanese Firms," Journal of Japanese and International Economics, 1990, vol. 4, p371-400.

Hoshi, T., Kashyap, A., and  Scharfstein, D., "Corporate Structure,    Liquidity, and Investment: Evidence from Japanese Industrial Groups," Quarterly Journal of Economics, February, 1991, p33-60.

Jensen,M.C., "Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers," American Economic Review, Vol.76,1986, p323-329.

Lamont, O., "Cash flow and Investment : Evidence from Internal Capital Markets," Journal of Finance, vol.52, 1997, p83-109.

Lang, H., P., and Stultz, R., M., "leverage, Investment and Firm Growth," Journal of Financial Economics, vol.40, 1996, p3-29

Sharfstein, D. S., and Stein, J., C., "The Dark Side of Internal Capital Markets : Divisional Rent-seeking and Inefficient Investment," NBER Working Paper, No.5969, 1997.

Shin, H.,H. and Stultz, R. M., "Are internal Capital Markets Efficient?", Quarterly Journal of Economics, vol. 113, 1998, p531-552.

Smith, Clifford W. and Ross L. Watts, "The Investment opportunity set and Corporate Financing, Dividend, and Compensation Policies," Journal of Finance 32,1992, p263-292.

Stein, J., C., "Internal Capital Markets and the Competition for Corporate Resources," Journal of Finance, vol.53, 1997, p263-292

Stiglitz, J., E., and Weiss, A., "Credit Rationing in Markets with Imperfect Information," American Economic Review, vol.71, 1981, p393-410.