2.1 기관투자자의 감시가 조세회피와 기업가치 사이의 관계에 미치는 영향

조세회피를 통해 확보한 현금을 기업의 시장경쟁력 제고를 위한 투자에 활용하는 경우, 이는 조세회피의 효익으로 기업가치를 높일 수 있다(Abdelfattah and Aboud, 2020; Asiri et al., 2020; Lv et al., 2025). 반면, 조세회피를 실행하는 과정에서 세무 기획 및 준수에 따른 직접비용이 발생할 뿐만 아니라, 세무조사로 인한 세금추징과 기업 평판 훼손과 같은 간접비용도 수반된다(Hanlon and Slemrod, 2009; Hasan et al., 2021; Jiang et al., 2022; Zhang and Zhang, 2024). 또한 조세회피로 확보된 현금이 경영자의 사적 이익 추구에 사용되는 대리인 문제가 발생할 가능성도 존재한다. 이러한 조세회피의 직접 및 간접비용은 기업가치를 저해하는 요인으로 작용할 수 있다(Lee and Bose, 2021; Lv et al., 2025).

기관투자자는 적극적인 관여와 지분매각 위협을 통해 경영자를 감시함으로써 경영자 의사결정에 실질적인 영향력을 행사할 수 있다(Cornett et al., 2007). 이에 따라 기관투자자의 경영자 감시는 조세회피로 확보된 현금이 경영자의 사적 이익 추구가 아니라 기업의 시장경쟁력 제고를 위해 사용되도록 통제할 수 있으며, 동시에 조세회피로 인해 발생하는 직접 및 간접비용을 완화할 수 있다. 이러한 이유로 기관투자자의 감시는 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적 영향을 약화시키거나 긍정적 효과를 강화하는 역할을 수행할 수 있다(Desai and Dharmapala, 2009).

일반적으로 선행연구에서는 기관투자자의 경영자 감시유인과 능력을 기관투자자 지분율로 측정하고 있다(Barclay and Holderness, 1989; Grossman and Hart, 1980). 그러나 기관투자자 지분율이 경영자 감시유인을 정확히 반영하지 못하는 경우도 존재한다. 특히 기관투자자 지분이 지속적으로 증가해 온 한국 자본시장에서는 재벌 계열 기관투자자가 동일한 재벌에 속한 관계회사에 지분을 투자하는 사례가 빈번하게 관찰된다(Kim and Kim, 2007). 이러한 경우 기관투자자가 상당한 지분을 보유하고 있더라도, 피투자기업 경영자에 대해 독립적인 감시유인을 갖추었다고 보기 어렵다(Lee and Lee, 2025). 따라서 한국 자본시장에서는 피투자기업과 동일한 지배주주의 영향력 아래에 있는 기관투자자를 감시 주체에서 구분할 필요가 있다.

한편, 피투자기업과 독립적인 기관투자자라 하더라도 보유지분이 소규모인 경우에는 감시에 소요되는 비용과 감시를 실패한 경우 지분매각으로 인한 손실 위험이 감시로부터 기대되는 효익을 초과할 수 있다. 이 경우 기관투자자가 적극적인 감시유인을 갖추었다고 보기 어렵다(Edmans, 2009; Edmans, 2014). 반면, 독립적이면서도 대규모 지분을 보유한 기관투자자는 감시로 인한 효익이 비용을 상회하여 경영자를 적극적으로 감시하고 규율할 유인을 갖게 된다(McCahery et al., 2016; Mc Nulty and Nordberg, 2016).

독립성과 충분한 지분 규모라는 두 조건을 동시에 충족하는 독립적인 대규모 기관투자자의 경영자 감시는 조세회피로 확보된 현금흐름이 경영자의 사적 이익이 아닌 기업가치 제고를 위해 활용되도록 유도할 수 있다. 또한, 이러한 감시는 조세회피로 인해 발생하는 직접 및 간접비용을 완화함으로써, 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적 영향을 완화 시킬 것으로 기대된다. 이러한 논리에 기초하여 다음의 가설을 설정한다.

가설 1 (H1): 독립적인 대규모 기관투자자가 존재하는 경우, 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적인 영향이 완화된다.

2.2 기관투자자 투자 기간이 조세회피와 기업가치 사이의 관계에 미치는 영향

기관투자자의 투자 기간이 단기인 경우, 기업 내부정보에 대한 접근성이 제한적이며 감시에 필요한 지식, 경험 및 전문성을 축적하기 어렵다. 또한, 감시에 소요되는 비용을 회피하기 위해 다른 기관투자자의 감시에 무임승차하려는 유인이 존재할 수 있다(Black, 1990). 이로 인해 투자 기간이 단기인 기관투자자는 경영자에 대한 실질적인 감시유인을 갖기 어렵다(Bratton and Wachter, 2010; Burns et al., 2010).

반면, 기관투자자 투자 기간이 장기인 경우에는 기업 내부정보에 대한 접근성이 제고되고, 감시에 필요한 지식과 경험, 전문성이 점진적으로 축적된다(Barclay and Holderness, 1991; Friedman and Krackhardt, 1997). 장기간에 걸쳐 축적된 감시 경험은 감시에 소요되는 비용을 감소시키는 동시에 감시로부터 얻을 수 있는 효익을 증가시킨다(Chen et al., 2007). 이에 따라 장기투자성향을 가진 기관투자자는 경영자를 효율적으로 감시할 수 있다.

장기투자성향을 갖춘 기관투자자의 효율적인 경영자 감시는 조세회피로 확보된 현금흐름이 기업가치 제고를 위해 활용되도록 유도하는 한편, 조세회피로 인해 발생하는 직접 및 간접비용을 완화할 수 있다. 따라서 기관투자자의 투자 기간이 길어질수록 조세회피 피가 기업가치에 미치는 부정적 영향은 완화될 것으로 기대된다. 이러한 논리에 기초하여 다음의 가설을 설정한다.

가설 2 (H2): 기관투자자의 투자 기간이 길어지는 경우, 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적인 영향이 완화된다.

3.1 표본선정

본 연구에서는 2003년부터 2014년까지 한국거래소 유가증권시장에 상장된 비금융기업을 표본으로 선정하였다. 2003년부터 투자신탁회사 및 자산운용사가 신탁자산으로 보유한 주식의 의결권 행사 제한이 폐지되면서 기관투자자의 경영자 감시기능이 강화되었기 때문에, 이 시점을 표본 시작 연도로 설정하였다. 연구결과의 비교 가능성을 확보하기 위해 관리종목 기업, 자본잠식 기업, 금융기관을 제외하였으며, 조세회피 측정의 신뢰도를 높이기 위해 법인세비용 차감 전 영업 손실이 연속된 기업과 법인세 부담액이 0 이하인 기업도 표본에서 제외하였다. 또한, 실증분석 결과의 왜곡을 방지하기 위해 주요변수에 대해 1% 수준에서 극단치 조정(winsorization)을 실시하였다. 이러한 절차를 거쳐 최종적으로 3,691개의 기업-연 자료를 분석에 사용하였다.

주요 관심변수인 기관투자자 자료는 국내 대형 증권회사를 통해 확보하였으며, 금융감독원 전자공시시스템(DART)에 공시된 사업보고서를 활용하여 피투자기업 최대주주의 관계회사가 아닌 기관투자자를 수작업으로 식별하였다. 피투자기업 최대주주의 관계회사가 아닌 기관투자자 가운데 피투자기업 지분을 5% 이상 보유한 기관투자자를 독립적인 대규모 기관투자자로 정의하였다. 기관투자자의 투자 기간은 각 기관투자자의 투자 기간을 지분율로 가중평균하여 산출하였다. 한편, 종속변수인 기업가치와 주요 독립변수 및 통제변수 자료는 에프앤가이드와 NICE 의 ValueSearch 데이터베이스를 이용하여 수집하였다. 분석에 사용된 표본의 연도별 및 산업별 분포를 표 1

표 1에 제시된 바와 같이, 최종 분석에 사용된 표본은 총 3,691개의 기업-연 자료이다. 연도별 분포를 보면 2003년 236개, 2004년 233개, 2005년 236개, 2006년 291개, 2007년 314개, 2008년 288개, 2009년 256개, 2010년 296개, 2011년 321개, 2012년 418개, 2013년 403개, 그리고 2014년 399개로 구성되어 있다. 분석대상 기업은 11개 산업으로 분류되었으며, 산업별 분포에서는 제조업이 67.41%로 가장 큰 비중을 차지하였고, 도매 및 소매업은 7.23%, 전문, 과학 및 기술 서비스업은 10.92%를 차지하는 것으로 나타났다.

3.2 변수의 정의와 측정

3.3 연구모형

기관투자자의 감시와 투자 기간이 피투자기업의 조세회피와 기업가치 사이의 관계에 미치는 영향을 검증하기 위해 <모형 1>과 같은 회귀분석 모형을 설정하였다. <모형 1>에서 종속변수는 기업가치를 나타내는 Tobin’s Q 이며, 독립변수는 기업의 조세회피 수준이다. 조절변수로는 독립적인 대규모 기관투자자의 존재 여부로 측정한 기관투자자감시와 기관투자자 투자 기간을 포함하였으며, 두 조절변수는 각각 조세회피와의 상호작용 항으로 모형에 반영하였다.

또한, 기업가치에 영향을 미칠 수 있는 요인을 통제하기 위해 소유구조 및 기업지배구조 변수인 외국인투자자지분율, 대주주지분율, 대규모기업집단여부, 사외이사비율과 기업특성 변수인 기업규모, 기업연령, 부채비율, 총자산이익률, 매출액성장률과 체계적 위험인 베타를 통제변수로 포함하였다. 아울러 산업 및 연도 효과를 통제하기 위해 산업 더미와 연도 더미를 모형에 추가하였다.

독립적인 대규모 기관투자자가 존재하거나 기관투자자의 투자 기간이 길수록 조세회피와 기업가치 사이의 관계가 완화되는지 확인하였다. 자자의 투자 기간이 길어져서 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적인 영향이 완화된다면, <모형 1>에서 조세회피와 기관투자자감시 그리고 조세회피와 기관투자자투자기간의 상호작용 항 계수는 각각 유의적인 양(+)의 값을 가질 것으로 예상된다.

<모형 1>

Tobin's Q = α + β1조세회피 + β2기관투자자감시[or 기관투자자투자기간] + β3조세회피 × 기관투자자감시[기관투자자투자기간] + β4외국인투자자지분율 + β5대주주지분율 + β6대규모기업집단여부 + β7사외이사비율 + β8기업규모 + β9기업연령 + β10부채비율 + β11총자산이익률 + β12매출액성장률 + β13베타 + βt 연도더미 + βi 산업더미 + ε

여기에서, Tobin’s Q: 보통주의 시장가치, 우선주의 장부가액 그리고 부채의 장부가액의 합을 총자산의 장부가액으로 나눈 값, Market-to-Book: 자기자본의 시장가치를 자기자본의 장부가치로 나눈 값, 조세회피(현금유효세율): (당기법인세납부액/법인세비용차감전이익) × (-1), 조세회피(유효법인세율): (당기법인세비용/법인세비용차감전이익) × (-1), 기관투자자감시: 피투자기업 최대주주의 관계회사가 아니면서 피투자기업 지분율을 5% 이상 보유한 기관투자자가 존재하는 기업인 경우 1, 그렇지 않은 경우 0, 기관투자자투자기간: 해당 기업에 투자한 기관투자자의 투자 기간을 기관투자자지분율로 가중 평균하여 산출한 값, 외국인투자자지분율: 외국인 투자자가 보유한 주식의 수를 유통주식 수로 나눈 값, 대주주지분율: 대주주 1인과 국세기본법시행령 제20조에 해당하는 친족 및 특수관계인이 보유한 주식수의 합을 총발행 주식 수로 나눈 값, 대규모기업집단여부: 해당 기업이 공정거래위원회가 지정한 대규모 기업집단에 소속된 계열사이면 1, 그렇지 않은 경우 0, 사외이사비율: 해당기업의 사외이사 수를 등기이사 수로 나눈 값, 기업규모: 총자산에 자연로그를 취한 값, 기업연령: 해당기업의 상장 이후 경과일수에 자연로그를 취한 값, 부채비율: 부채총액을 총자산으로 나눈 값, 총자산이익률: 영업이익을 자산총계로 나눈 값, 매출액성장률: 당기 매출액에서 전기 매출액을 차감한 값을 전기 매출액으로 나눈 값, 베타: 해당 연도 결산 월 이전 60개월의 월간수익률을 계산하여 추정한 베타, 연도더미: 해당 연도이면 1, 아니면 0, 산업더미: 해당 산업에 소속된 기업인 경우 1, 아니면 0.

4.1 기술통계량과 상관관계

4.2 기관투자자 감시가 조세회피와 기업가치 사이의 관계에 미치는 영향

기관투자자 감시가 조세회피와 기업가치 사이의 관계에 미치는 영향을 검증하기 위해 최소 자승 회귀분석을 실시하고(Phillips, 2003; Rego, 2003), 그 결과를 표 4에 제시하였다. 현금유효세율로 조세회피를 측정하여 분석한 결과를 제시한 <컬럼 A>와 <컬럼 C>에서 살펴보는 바와 같이, 조세회피(현금유효세율)의 회귀계수(<컬럼 A>: -0.075, <컬럼 C>: -0.146)는 유의적인 음(-)의 값을 갖는 것으로 나타난 반면, 조세회피(현금유효세율)와 기관투자자감시의 상호작용 항의 회귀계수(<컬럼 A>: 0.048, <컬럼 C>: 0.090)는 유의적인 양(+)의 값을 갖는 것으로 나타났다.

이러한 결과는 독립적인 대규모 기관투자자가 존재하지 않는 기업의 경우 조세회피가 기업가치에 미치는 영향은 종속변수가 Tobin’s Q 인 경우 -0.075이며 종속변수가 Market-to-Book 인 경우 -0.146인 것을 의미한다. 그러나, 독립적인 대규모 기관투자자가 존재하는 기업의 경우에는 조세회피가 기업가치에 미치는 영향은 종속변수가 Tobin’s Q 인 경우 –0.027(=0.048-0.075)이며 종속변수가 Market-to-Book 인 경우 -0.056(=0.090-0.146)이라는 것을 나타낸다.

유효법인세율로 조세회피를 측정하여 분석한 결과를 제시한 <컬럼 B>와 <컬럼 D>에서 살펴보는 바와 같이, 조세회피(유효법인세율)의 회귀계수(<컬럼 B>: -0.203, <컬럼 D>: -0.370)는 유의적인 음(-)의 값을 갖는 것으로 나타난 반면, 조세회피(유효법인세율)와 기관투자자감시의 상호작용 항의 회귀계수(<컬럼 B>: 0.152, <컬럼 D>: 0.291)는 유의적인 양(+)의 값을 갖는 것으로 나타났다.

이러한 결과는 독립적인 대규모 기관투자자가 존재하지 않는 기업의 경우 조세회피가 기업가치에 미치는 영향은 종속변수가 Tobin’s Q 인 경우 -0.203이며 종속변수가 Market-to-Book 인 경우 -0.370인 것을 의미한다. 반면, 독립적인 대규모 기관투자자가 존재하는 기업의 경우에는 조세회피가 기업가치에 미치는 영향이 종속변수가 Tobin’s Q 인 경우 0.051(=0.152-0.203)이며 종속변수가 Market-to-Book 인 경우 –0.079(=0.291-0.370)라는 것을 나타낸다.

표 4의 검증결과는 독립적인 대규모 기관투자자가 존재하는 경우 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적 영향이 완화됨을 나타낸다. 이러한 결과는 독립적인 대규모 기관투자자의 감시가 조세회피를 통해 확보된 현금흐름이 경영자의 사적이익이 아니라 기업가치 제고를 위해 활용되도록 유도하고, 조세회피로 인해 발생하는 직접 및 간접비용을 완화함으로써 조세회피의 부정적 효과를 완화시킬 수 있음을 의미한다. 따라서 표 4의 검증결과는 독립적인 기관투자자가 존재하는 경우, 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적인 영향이 완화된다는 가설 1을 지지하는 결과로 볼 수 있다.⁴

4.3 기관투자자 투자기간이 조세회피와 기업가치 사이의 관계에 미치는 영향

기관투자자 투자 기간이 조세회피와 기업가치 사이의 관계에 미치는 영향을 최소 자승 회귀분석으로 검증한 결과를 표 5에 제시하였다. 현금유효세율로 조세회피를 측정하여 분석한 결과를 제시한 <컬럼 A>와 <컬럼 C>에서 살펴보는 바와 같이, 조세회피(현금유효세율)의 회귀계수(<컬럼 A>: -0.053, <컬럼 C>: -0.100)는 유의적인 음(-)의 값을 갖는 것으로 나타난 반면, 조세회피(현금유효세율)와 기관투자자투자기간의 상호작용 항의 회귀계수(<컬럼 A>: 0.008, <컬럼 C>: 0.020)는 유의적인 양(+)의 값을 갖는 것으로 나타났다. 또한, 유효법인세율로 조세회피를 측정하여 분석한 결과를 제시한 <컬럼 B>와 <컬럼 D>에서도, 조세회피(유효법인세율)의 회귀계수(<컬럼 B>: -0.188, <컬럼 D>: -0.375)는 유의적인 음(-)의 값을 갖는 것으로 나타난 반면, 조세회피(유효법인세율)와 기관투자자투자기간의 상호작용 항의 회귀계수(<컬럼 B>: 0.075, <컬럼 D>: 0.182)는 유의적인 양(+)의 값을 갖는 것으로 나타났다.

표 5의 검증결과는 기관투자자의 투자 기간이 길어지는 경우 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적 영향이 완화됨을 나타낸다. 이러한 결과는 장기 투자성향을 가진 기관투자자의 효율적인 감시가 조세회피를 통해 확보된 현금흐름이 기업가치 제고를 위해 활용되도록 유도하는 동시에, 조세회피로 인해 발생하는 직접 및 간접비용을 완화할 수 있음을 의미한다. 따라서 표 5의 검증결과는 기관투자자의 투자 기간이 길어지는 경우, 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적인 영향이 완화된다는 가설 2를 지지하는 결과로 볼 수 있다.

4.4 강건성 검증 및 추가분석