Ⅰ. 서 론

지속가능한 성장과 기업의 사회적 책임에 대한 관심이 높아지면서 기업의 ESG(Environmental, Social, Governance) 성과는 기관투자자의 투자 전략 설정, 기업의 경영전략 수립, 그리고 규제 정책에 광범위하게 활용되고 있다. 하지만, ESG 프레임워크의 확대 및 강화와 동시에 ESG 평가 및 활용에 대한 회의적인 의견도 지속적으로 제기되고 있다. Edmans(2023)는 ESG 투자의 한계를 지적하며, ESG 평가 기준의 모호함과 일관성 결여를 비판한다. 또한, 평가기관 간 비교가능성(comparability)에 관한 부정적인 견해(Kotsantonis and Serafeim, 2019)와 평가기관별 ESG 점수 및 등급의 상이함이 비용을 발생시키는 요인임을 제시(Avramov et al., 2022; Dimson et al., 2020)하며 ESG 평가 자체에 대한 문제를 제기하기도 한다. 각 평가사들의 평가 기준, 평가 방법, 그리고 적용 가중치는 각각 상이하여(Berg et al., 2022), 평가사별로 동일 기업의 평가 결과가 일치하지 않는다. 이로 인해 어떤 평가사의 점수를 참고하느냐 혹은 어느 시점의 평가를 이용하는가에 따라 ESG 투자의 의사결정에 영향을 줄 수 있다(Berg et al., 2021; Chatterji et al., 2016).

대부분의 기존연구는 평가사 간 등급이 서로 다르다는 사실 확인에 국한되어 있고, 평가 등급이 실제로 무엇을 측정하고 있는가에 대한 규명은 상대적으로 제한적이다. 기존연구의 주장처럼 평가사들이 서로 다른 방식으로 기업의 ESG 성과를 평가하고 있다면, 불일치는 측정오차의 문제이며 방법론 개선을 통해 완화될 수 있을 것이다. 반면 평가사들이 공통적으로 ESG 성과가 아닌 다른 정보를 측정하고 있다면, 등급 및 점수는 성과 지표라 할 수 없으며, 불일치 해소 여부와 무관하게 ESG 평가 자체의 오류가 있다고 볼 수 있다. 이러한 사실은 2028년부터 단계적으로 지속가능성(ESG) 공시 의무화를 시행¹⁾하는 한국 시장에 중요한 의미가 있다.

이에 본 연구는 한국 주식시장에서 ESG 점수가 반영하는 정보가 무엇인지를 검토한다. 표본 기간은 국내 기업이 ESG 정보를 자율적으로 공시하던 2015~2024년으로 설정하고, 국내 평가사인 한국 ESG 기준원(이하 KCGS)과 서스틴베스트(SUSTINVEST), 글로벌 평가사인 S&P Global과 Bloomberg의 ESG 평가 결과를 비교 분석한다. 기초분석(pilot test) 결과, 평가사 간 순위 상관은 유의하나 실질적인 불일치가 존재하며, 그 불일치는 국내 평가사와 글로벌 평가사 간에 더 확대된다. 평가사들이 동일 기업에 대해 상이한 평가를 내린다는 사실은 각 평가사의 점수가 ‘무엇을 측정하는가’라는 의문을 제기한다. 이를 검증하기 위해 본 연구는 세 가지 가설을 설정한다. 첫째, ESG 점수는 기업의 ESG 성과보다 공시 수준에 의해 설명된다. 둘째, ESG 점수는 차년도 ESG 논란(controversies)에 대한 리스크 식별 기능이 부재한다. 셋째, 투자자지분율과 ESG 점수 간의 양(+)의 관계는 공시 수준에 의해 부분적으로 매개된다. 검증 과정에서는 기업규모가 ESG 점수 및 공시 수준의 결정요인이라는 점(Drempetic et al., 2020)을 고려하여 규모를 다양한 방식으로 통제함으로써, 규모에 기인한 가성 상관의 가능성을 완화하였다. 아울러 ESG 논란은 기업의 공시나 평가사의 평가와 독립적인 언론 보도 기반 자료(S&P Global Media and Stakeholder Analysis)로 측정하여, 설명변수와 종속변수가 동일한 출처에서 비롯되는 편의(common source bias)를 해소하고자 하였다. 분석 결과, 평가사의 ESG 점수는 KCGS 기반 공시 수준에 ESG 성과보다 강하게 설명되지만, 이 결과는 공시 지표의 선택에 의존하며, 어떤 평가사의 점수도 차년도 ESG 논란에 대한 리스크 식별 기능이 확인되지 않는다. 또한 외국인지분율과 ESG 점수의 관계는 공시를 경유하는 경로와 부합하는 반면, 기관투자자지분율에서는 이러한 패턴이 관측되지 않는다.

본 논문의 구성은 다음과 같다. 2장에서는 국내외 ESG 평가사의 평가 체계와 선행연구를 검토하고 가설을 설정한다. 3장에서는 연구자료와 분석모형을 기술한다. 4장에서는 실증분석 결과를 제시하며, 5장에서 결론 및 시사점을 논의하고 마무리한다.

Ⅱ. 선행연구 및 가설설정

Ⅲ. 연구 자료 및 모형

Ⅳ. 실증 분석 결과

본 연구에서는 평가사별 ESG평가 결과의 상이함을 확인함에 따라, 평가사의 ESG 점수를 설명하는 요인이 무엇인지 분석하였다.

우선, 가설 1을 검정하기 위해 각 평가사의 ESG 점수를 ESG 성과 대리변수(Bloomberg ESG)와 공시수준 합성지수(Comp)에 회귀한 결과를 표 1에 보고하였다. 열 [1]과 [2]는 두 변수를 각각 단독으로 투입한 모형, 열 [3]은 동시 투입 모형이며, 열 [4]와 [5]는 기업규모와 산업 고정효과, 재무 통제변수를 순차적으로 추가한 모형이다. 세 평가사 모두 두 변수를 동시에 투입한 [3]~[5] 모형에서 Comp의 계수가 Bloomberg ESG의 계수를 상회하며, 단독 모형([1], [2])에서도 같은 순서가 관측된다. 기업규모 역시 유의한 양(+)의 계수를 보여, 규모가 ESG 점수의 주요 결정요인이라는 선행연구(Drempetic et al., 2020)의 결과와 부합한다.

가설 1에 대한 검정 결과의 강건성을 확인하기 위해 추가 분석을 진행한 결과를 표 2에 보고하였다. Panel A는 공시 수준 지수(Comp)를 구성요소별로 분해한 결과이다. Comp는 KCGS의 평가항목으로 구성되므로 KCGS 점수를 종속변수로 할 경우 부분-전체(part-whole) 편의가 발생할 수 있어, 평가기관과 수집자료가 KCGS와 상이한 SUSTINVEST와 S&P Global의 점수를 종속변수로 설정하였다. 분석 결과, 공시 계수는 모든 모형에서 1% 수준에서 유의하나, 성과 대리변수(Bloomberg ESG)와의 상대적 크기는 구성요소에 따라 달라진다. 환경 부문 이해관계자소통 항목(KCGS_E_Com)을 사용하면 공시 계수(SUSTINVEST 0.37, S&P Global 0.44)가 Bloomberg ESG 계수(각 0.09, 0.23)를 상회하며, 합성지수(Comp)에서도 같은 패턴(각 0.30 대 0.11, 0.41 대 0.26)이 관측된다. 반면 지배구조 부문 공시(KCGS_G_Dis)만을 사용하면 공시 계수가 SUSTINVEST에서는 Bloomberg ESG 계수와 같은 수준(0.15 대 0.15)이고, S&P Global에서는 이를 하회한다(0.25 대 0.31). 이는 지배구조 부문 공시 항목이 평가사 점수가 반영하는 공시활동과 측정 범위가 다르거나, 단일 부문 항목이 전체 공시활동을 불완전하게 대리하기 때문일 가능성이 있다. 다만 모형별 관측치가 상이하므로 열 간 계수 크기의 비교는 제한적으로 해석해야 한다. Panel B는 공시 지표를 Bloomberg ESG Disclosure 점수로 대체한 결과이다. 이 지표는 성과 대리변수와 자료원이 동일하여 동시 투입 시 공선성 문제가 발생하므로, 동일 표본에서 성과 단독 모형과 공시 단독 모형을 비교하였다. Bloomberg 공시점수는 단독으로도 세 평가사의 점수를 모두 1% 수준에서 유의하게 설명하나(KCGS 0.17, SUSTINVEST 0.10, S&P Global 0.19), 계수와 수정 R² 모두 성과 대리변수 단독 모형이 더 크다. 즉, Bloomberg 공시 점수를 공시 지표로 사용하면 가설 1의 패턴은 확인되지 않는다. 다만 이 비교는 두 변수를 동시에 통제하지 못한 단독 모형 간 비교라는 점에서 Panel A보다 제한적인 검정이다.

추가적으로, 평가사 간 비교 가능성을 보완하기 위해 네 평가사가 공통으로 평가한 기업으로 표본을 한정한 공통표본(common sample) 분석을 수행하고, 표 1․표 2 주요 모형의 재추정 결과를 표 A4에 보고한다. 공통표본은 네 평가사의 ESG 점수와 공시 지표가 모두 관측되는 838개 기업-연도로 구성된다. 표 1 모형 [4]의 재추정(Panel A)에서 세 평가사 모두 Comp의 계수(각 0.63, 0.30, 0.39)가 Bloomberg ESG의 계수(각 0.13, 0.20, 0.27)를 상회하며 1% 유의수준에서 유의하다. 표 2 Panel A의 재추정(Panel B)에서도 환경 부문 이해관계자소통 항목의 계수(각 0.31, 0.40)는 Bloomberg ESG 계수(각 0.18, 0.25)를 상회하는 반면, 지배구조 부문 공시 단독 모형의 계수(각 0.16, 0.24)는 이를 하회하여(각 0.23, 0.32) 본문과 대체로 동일한 패턴이 나타난다. 따라서 평가사별 표본 구성의 차이는 결과의 패턴을 크게 좌우하지 않는다. 종합하면, 가설 1은 KCGS 기반 합성지수와 환경 부문 이해관계자소통 항목을 공시 지표로 사용할 때 지지되나, 그 결과는 공시 지표의 선택에 의존한다.

가설 2를 검정한 결과를 표 3에 보고하였다. 표 3은 가설 2에 대한 검정으로 t년의 평가사 점수가 t+1년의 ESG 논란 발생(Dum_ESG Controversy_t+1)을 예측하는지를 로지스틱 회귀로 검정한 결과이다. Panel A에서 KCGS, SUSTINVEST, S&P Global의 점수는 모두 차년도 논란 발생과 통계적으로 유의미한 양(+)의 관계를 보이며, 이는 재무 통제변수를 추가한 모형([5]~[8]열)에서도 확인된다. 반면 Bloomberg ESG 점수는 유의한 관계가 발견되지 않는다. 단, 계수의 부호는 양(+)이다. 종합해보면, ESG 점수는 차년도 논란 발생 가능성과 양(+)의 관계를 보인다. 이는 리스크 식별 기능이 예측하는 음(-)의 관계( $\beta_{1} < 0$)가 기각됨을 의미한다. 통계적으로 유의한 양(+)의 계수는 ‘예측력의 부재’가 아니라 리스크 식별과 반대 방향의 유의한 관계가 존재함을 나타내므로, 본 결과는 가설 2, 즉 ESG 점수가 리스크 식별 기능(음의 예측 관계)을 수행하지 못한다는 가설을 지지하는 것으로 해석한다. 양(+)의 계수 자체는 규모가 큰 기업일수록 ESG 논란이 언론 보도 및 이해관계자의 관심의 대상일 가능성이 높은 데에서 비롯될 수 있으므로 인과적인 해석은 유보한다. Panel B는 이러한 결과가 기업규모 통제 방식에 민감하지 않은지를 KCGS를 기준으로 확인한 결과를 보여준다. 규모의 3차 다항식, 규모 5분위 고정효과, 그리고 규모 상위 2개 분위(Size 4 & 5 Quintile)로 구분한 부분표본을 포함한 모형에서 KCGS 계수는 0.02~0.03 범위에서 통계적으로 유의미하며, 재무 통제변수를 포함한 모형에서도 통계적 유의미성이 확인된다. 특히 규모가 유사한 대형주(모형[4])에서도 마찬가지의 결과가 도출되어, 양(+)의 관계가 단순한 규모 효과에서 비롯된 것이 아님을 보여준다. Panel C는 ESG 논란의 지속성을 통제한 강건성 검정이다. 당해연도 논란 발생 더미(Dum_ESG Controversyt)의 계수는 2.27~3.07로 비교적 크고 유의미하여, ESG 논란의 지속성이 발견된다. 또한, 기업규모만 통제한 모형([1], [3], [5]열)에서 KCGS, SUSTINVEST, S&P Global의 계수는 유의미하며, 그 크기도 Panel A와 유사하다. 재무 통제변수를 추가하면 KCGS와 SUSTINVEST는 유의성을 유지하나([2], [4]열), S&P Global은 유의하지 않다([6]열). 이는 ESG 점수와 차년도 ESG 논란의 관계가 논란의 반복을 단순히 포착한 결과가 아님을 의미하며, 이 관계의 원천은 Panel D에서 추가로 검토한다. 한편, Bloomberg는 두 모형 모두 10% 수준에서 약한 유의성을 보이나([7], [8]열), 그 신호는 다른 세 평가사에 비해 불안정한 것이 확인된다. Panel D는 탐지 편의 해석의 논리적 정합성을 검토하기 위해 공시 수준(Comp)을 통제변수로 추가한 결과이다. 공시 수준이 높은 기업일수록 이해관계자의 모니터링 강도가 높아 논란이 관측될 가능성이 크다면, 양(+)의 계수의 일부는 공시 수준을 경유하는 탐지 경로를 반영할 수 있다. 따라서 Comp 통제 후 점수 계수의 유지 여부는 탐지 편의만으로 설명되지 않는 잔여 관계의 존재를 판별하는 기준이 된다. 공시수준(Comp)은 전 모형에서 차년도 논란 발생과 유의한 양(+)의 관계를 보인다. Comp만을 추가한 모형([1], [3], [5], [7]열)에서는 KCGS, SUSTINVEST, S&P Global 점수의 계수가 여전히 유의한 양(+)의 값을 유지하나, 기업규모와 재무 통제변수를 함께 통제한 모형([2], [4], [6], [8]열)에서는 네 평가사 점수의 계수가 모두 유의하지 않다. 즉, 점수와 차년도 논란의 양(+)의 관계는 공시 수준만으로는 소멸하지 않으며, 공시 수준과 기업규모·재무특성을 함께 통제할 때 소멸한다. 따라서 탐지 편의만으로 설명되지 않는 잔여 관계는 공시 수준과 기업특성을 함께 통제한 모형에서 판별되지 않는다. 이는 양(+)의 관계가 점수 고유의 정보라기보다 공시 수준 및 기업특성과 공유되는 부분에 기인함을 시사하나, 공시 수준을 경유하는 탐지 경로만으로 설명된다고 보기는 어렵다. 아울러 어느 모형에서도 점수의 음(-)의 유의한 관계는 나타나지 않으므로, 가설 2의 결론인 리스크 식별 기능의 부재는 유지된다. 한편, 탐지 편의 해석은 Panel D의 결과와 부분적으로 부합하는 설명이나, 이는 관측된 관계의 통계적 분해일 뿐 인과적 식별은 아니므로 부호에 대한 인과적 해석은 여전히 유보한다. 가설 2의 결론은 기제의 식별과 무관하게 $\beta_{1} < 0$의 기각, 즉 공표된 점수가 그 자체로 위험 신호로 기능하지 않는다는 사실에 근거한다. 탐지 경로와 실질 위험 경로의 분해는 공시 수준의 외생적 변이를 요구하는 별도의 식별 과제이므로 후속 연구로 남긴다.

추가적으로, Baron and Kenny (1986)의 연구를 참고하여 외국인 및 기관투자자 지분율과 ESG 점수의 관계가 공시 수준에 의해 매개되는지를 검정하여 그 결과를 표 4에 제시하였다. 외국인지분율의 경우, 공시 수준 지수를 투입하면 계수가 약 31~53% 감소하고, 재무 통제변수까지 추가한 모형(모형[3])에서 추가로 감소(각 1.25, 1.87, 3.25)한다. 그리고, 공시 수준 지수(Comp)의 계수는 모든 모형에서 크고 통계적으로 유의하다. 이러한 계수의 감소는 외국인지분율과 ESG 점수 간 관계의 상당 부분이 공시 수준을 경유하는 간접 경로 — 외국인 지분이 높은 기업일수록 공시 수준이 높고, 높은 공시 수준이 높은 평가 점수로 이어지는 경로 — 에 의해 설명될 가능성과 부합한다. 다만 공시 수준 통제 후에도 지분율 계수가 유의하게 남아 있어 공시를 경유하지 않는 직접 경로가 병존하며, 이는 가설 3이 예상한 부분 매개 패턴에 해당한다. 반면 기관투자자지분율의 결과는 이와 대조적이다. 기관투자자지분율은 KCGS(1.63)와 SUSTINVEST(0.95)의 단독 모형에서 유의한 양(+)의 관계를 보이나, SUSTINVEST는 공시 수준 투입 후 유의성이 소멸하고, KCGS는 공시 수준 투입 후 계수가 축소되나(0.71) 유의성이 유지되다가 재무 통제변수를 추가하면 사라진다. 또한 S&P Global에서는 전 모형에서 유의하지 않은 음(-)의 계수가 확인된다. 간접효과의 통계적 유의성은 Sobel(1982) 검정과 기업 수준 클러스터 부트스트랩(1,000회 재추출) 95% 신뢰구간으로 검증하였으며, 그 결과(간접효과 추정치, 표준오차, 신뢰구간)를 표 4의 하단에 보고한다. 검정 결과, 외국인지분율 경로의 간접효과는 KCGS(0.11, Sobel z=3.67), SUSTINVEST (0.07, z=3.41), Bloomberg(0.06, z=2.36)에서 유의하고 부트스트랩 95% 신뢰구간이 0을 포함하지 않아 공시 수준을 경유하는 간접 경로의 존재가 통계적으로 뒷받침되며, S&P Global(0.07, z=1.82)은 10% 수준의 유의성을 보이고 신뢰구간이 0을 소폭 포함한다. 반면 기관투자자지분율 경로의 간접효과는 작고 유의하지 않으며, 신뢰구간이 모두 0을 포함한다. 다만, 본 분석은 Baron and Kenny(1986)의 단계적 절차에 기반하므로, 간접효과의 통계적 유의성은 공시 수준을 경유하는 경로와 부합하는 증거일 뿐 인과적 매개효과의 식별을 의미하지는 않는다. 따라서 외국인투자자의 경우 공시 수준 통제 후에도 지분율 계수가 유의하게 유지되고 간접효과가 KCGS와 SUSTINVEST에서 유의하여(S&P Global은 10% 수준의 경계적 유의) 가설 3이 예상한 부분 매개 패턴과 부합하나, 간접효과가 유의하지 않은 기관투자자에 대해서는 가설 3이 지지되지 않는다. 이러한 비대칭은 외국인투자자가 언어․지리적 정보 장벽으로 인해 공시된 정보에 비교적 크게 의존하는 반면, 기관투자자는 공시 외의 다른 정보 채널을 활용할 수 있는 정보환경의 차이로 해석될 여지가 있다²⁾.

마지막으로 표 5는 차년도에 ESG 논란이 발생한 기업-연도로 표본을 한정하여, ESG 점수가 높은 기업의 논란이 더 심각한지를 검정한 결과이다. 이는 ESG 점수가 실질 성과와 괴리된 결과물이라면 높은 점수 기업에서 오히려 심각한 논란이 관측되리라는 그린워싱 가설을 확인하기 위한 분석이다. 세 평가사(KCGS, SUSTINVEST, S&P Global)의 ESG 점수는 ESG 논란의 심각도를 유의하게 예측하지 못하며, 계수의 크기도 0의 수준이다. 재무 통제변수를 추가한 모형([4]~[6]열)에서도 결과는 동일하다. 따라서 높은 ESG 점수가 더 심각한 논란을 은폐하고 있다는 의미의 그린워싱 가설을 지지하는 증거는 발견되지 않는다. 이를 표 3과 종합해보면, 평가사 점수는 논란의 발생 가능성과 양(+)의 관계가 확인되나 발생한 논란의 심각도를 포착하지는 못한다. 다만 논란 발생 기업으로 표본이 한정됨에 따라 관측치가 286~449개에 불과하여 검정력(statistical power)의 한계가 존재한다. 따라서 이 결과는 그린워싱 가설의 기각이 아니라 이를 지지하는 증거의 부재로 해석하는 것이 타당하다.

이상의 결과를 종합하면 다음과 같다. 첫째, 세 평가사(KCGS, SUSTINVEST, S&P Global)의 ESG 점수는 KCGS 기반 공시 수준 지수에 의해 성과 대리변수보다 강하게 설명되어 가설 1이 지지된다. 다만 이 결과는 지배구조 부문 공시 단독 지표나 Bloomberg 공시 수준을 사용할 때에는 확인되지 않아 공시 지표의 선택에 의존한다. 둘째, 평가사 점수는 차년도 ESG 논란과 음(-)의 예측 관계를 보이지 않아 가설 2가 지지되며, 관측된 양(+)의 관계는 공시 수준과 기업규모·재무특성을 함께 통제할 때 소멸하여, 점수 고유의 위험 정보에서 비롯된 것으로 보기 어렵다. 셋째, 외국인지분율과 ESG 점수의 관계는 공시 수준 통제 시 축소되나 유의하게 유지되고 외국인 경로의 간접효과가 유의하여, 가설 3의 부분 매개 패턴은 외국인투자자에서 관측되나 기관투자자에서는 지지되지 않는다. 마지막으로, ESG 점수가 높은 기업의 ESG 논란이 더 심각할 수 있다는 그린워싱 가설을 지지하는 증거는 발견되지 않으나, 이는 논란 표본의 제약에 따른 검정력 한계 하의 증거 부재로 해석한다.

V. 결론 및 시사점

본 연구는 2015~2024년 유가증권시장 상장기업을 대상으로, 연도별 백분위 순위로 변환한 국내외 네 평가사의 ESG 점수가 무엇을 반영하는지를 실증적으로 검증하였다. 분석 결과, 평가사의 ESG 점수는 KCGS 기반 공시 수준 지표를 사용할 경우 성과 대리변수보다 강하게 설명되어 가설 1이 지지되었으나, 이 결과는 공시 지표의 선택에 따라 달라졌다. 또한 ESG 점수는 차년도 ESG 논란과 음(-)의 예측 관계를 보이지 않아 논란 위험을 사전에 식별한다는 증거가 발견되지 않았으며, 관측된 양(+)의 관계는 공시 수준과 기업특성을 함께 통제할 때 소멸하였다. 외국인지분율과 ESG 점수의 관계는 공시 수준에 의해 부분적으로 매개되는 패턴과 부합하였으나 기관투자자지분율에서는 이러한 패턴이 확인되지 않았다. 마지막으로, 그린워싱 가설을 지지하는 증거는 발견되지 않았으나, 논란 발생 표본이 작아 검정력에 한계가 있다. 따라서 투자자는 ESG 점수를 미래 위험에 대한 지표로 활용하는 데 신중할 필요가 있으며, 점수가 공시 활동에 상당 부분 의존할 가능성을 고려해야 한다. 특히 점수를 위험관리 목적으로 사용할 때에는 별도의 보완적 정보가 필요함을 시사한다.

본 연구의 학술적 기여는 다음과 같다. 첫째, 평가사 간 불일치를 보고한 기존 문헌(Chatterji et al., 2016; Berg et al., 2022)과 ESG 점수의 규모 및 공시 의존성을 보고한 선행연구(Drempetic et al., 2020)를 한국 시장으로 확장하여, 평가사 점수가 KCGS 기반 공시 수준과 연관되며 그 정도가 공시 지표의 선택에 따라 달라짐을 보였다. 둘째, 연도별 백분위 순위 변환을 통해 척도가 상이한 국내외 네 평가사의 점수를 동일 척도에서 비교하였으며, 이는 후속 연구에도 활용될 수 있다. 셋째, 기업의 자기 공시 및 평가와 독립적인 언론 보도 기반 ESG 논란을 기준으로 ESG 점수의 정보가치를 사후적 예측력으로 평가하였다. 점수가 미래 논란을 사전에 식별하지 못하고 관측된 양(+)의 관계 역시 공시 수준 및 기업특성으로 설명된다는 결과는, 평가 정보의 위험 신호 기능이 제한적임을 보여준다. 넷째, 투자자 유형별 지분율과 ESG 점수의 관계를 공시 수준을 경유하는 경로로 분해하여, 외국인투자자와 기관투자자 간 정보환경 차이의 가능성을 제시하였다.

본 연구의 한계는 다음과 같다. 첫째, 성과 대리변수로 사용한 Bloomberg ESG 점수는 기업이 공시한 자료를 규칙 기반으로 평가한 지표로서 실질 성과의 외생적 측정치가 아니다. 따라서 가설 1의 검증 결과는 실질 성과 대비 공시의 설명력이 아닌, 공시에서 파생된 두 지표 간 상대적 설명력의 비교, 즉 평가사 점수가 공시 활동의 양적 수준을 보다 더 반응한다는 증거로 해석하는 것이 합당하다. 본 연구는 이 식별의 한계를 공시 및 평가와 독립적인 언론 보도 기반 사건 자료(MSA)에 대한 예측력 검증(가설 2)으로 보완하였다. 또한 가설 1의 결과는 공시 지표의 선택에 따라 달라지므로, 평가사 점수가 반영하는 공시 활동의 범위를 보다 정교하게 측정하는 작업이 필요하다. 둘째, 평가사별 커버리지 차이로 인해 글로벌 평가사(S&P Global N=2,414, Bloomberg N=2,499)의 표본은 KCGS(N=7,207)에 비해 현저히 적고 대형주에 편중되어 있으므로, 평가사 간 계수 비교에는 표본 구성 차이에 따른 선택 편의의 가능성이 있다. 이에 본문의 해석을 표본 동일성이 보장되는 동일 평가사 내 비교로 한정하였으며, 네 평가사가 공통으로 평가한 기업으로 한정한 공통 표본 분석을 강건성 검정으로 수행하였다(표 A4). 셋째, 그린워싱 검정은 논란 발생 표본(286~449개)에 한정되어 검정력이 제한적이므로, 해당 결과는 가설의 기각이 아닌 증거의 부재로 해석하였다. 넷째, 매개분석은 Baron and Kenny (1986)의 단계적 계수 비교에 기반하되, 간접효과의 통계적 유의성을 Sobel(1982) 검정과 기업 수준 클러스터 부트스트랩 신뢰구간으로 보완 검증하였다. 다만 이는 인과적 매개효과의 식별이 아니므로, 매개 관련 결과는 공시 경유 경로와 부합하는 통계적 패턴으로 해석하였다. 다섯째, 점수와 차년도 논란 간 양(+)의 관계의 기제와 관련하여, 공시 수준 및 기업특성 통제를 통한 관측적 분해는 표 3 Panel D에서 수행하였으나, 공시 의무화에 따른 공시 변동의 외생적 변이를 활용한 분해는 후속 연구 과제로 남긴다.

이상의 논의는 한국의 상장기업에게 ESG 공시 의무화와 관련하여 중요한 함의를 갖는다. 단계적으로 시행 예정인 공시 의무화는 기업 간 공시 정보의 격차를 축소시킬 것으로 예상된다. 하지만, ESG 점수가 공시 수준에 상당 부분 의존하는 현재의 평가 체계에서는 의무화 이후 평가사 점수의 변별력의 문제가 확대될 가능성이 있다. 따라서, 공시 의무화가 단순히 정보량의 확장에 그치지 않고 평가정보의 품질 제고의 계기가 되어야 할 것이며, 평가기관의 방법론과 검증 체계에 대한 제도적 정교화의 필요성을 시사한다.