2.1 주주환원정책(배당 및 소각)과 기업가치에 관한 선행연구

본 절에서는 대표적인 주주환원정책인 배당 및 자사주 소각과 기업가치의 관계에 대한 기존 선행연구를 살펴보고자 한다. 먼저, 배당과 기업가치의 관계에 관한 선행연구를 검토한다. 배당을 지급하면 주가도 그만큼 하락하는 대체 속성에 기반하여 배당 여부나 규모와 무관하게 기업가치는 변하지 않는다는 배당 무관련 이론(Dividend Irrelevance Theory)이 존재하며(Miller and Modigliani, 1961), 일반기업회계기준의 이익을 활용하여 배당이 지급된 경우, 이익과 내재가치 역시 하락하는 상호 보완적 관계와 배당의 유무나 크기가 기업가치에 명확한 방향성을 갖는 요인이 아니라는 연구도 존재한다(Penman and Sougiannis, 1997). 반면 Jensen(1986)은 잉여현금 보유가 경영자의 대리인 비용을 증가시키며, 배당의 확대나 적절한 부채는 기업가치를 제고시킨다고 주장한다. Battacharya(1979), MIiller and Rock(1985)은 배당이 손익계산서에 없는 정보를 유추하는 단서이며, 미래 수익성에 대한 신호작용으로 기업가치를 상승시킨다고 설명한다. Easterbrook (1984)은 배당을 지급하면 경영자의 대리인 비용이 감소하고 외부에서 자금을 조달받은 경우에 시장감시를 받아 경영자의 사적편익을 위한 투자를 억제해 기업가치를 증가시킨다고 보고하였다.

국내 선행연구에서 정진호&정종범(2006)은 배당계수와 기업가치는 유의한 음(-)의 관계이며, 배당을 비용으로 인식하는 경향에서 기인한 것으로 해석하였다. 송동섭(2016)은 잉여현금흐름이 기업가치에 긍정적인 영향을 미치지만 잉여현금흐름이 높은 기업이라도 배당성향이 높은 경우에 기업가치가 낮아진다고 주장하였다. 차상권(2024)은 기업가치와 배당은 음(-)의 관련성, 현금보유는 양(+)의 관련성을 증명하였으나, 배당기업의 경우에 높은 현금보유는 오히려 기업가치에 부정적인 영향을 미치는 것으로 판단하였다. 배당을 통해 이미 사적정보가 시장에 전달되었기 때문에, 추가적인 현금보유는 기업가치의 긍정적 효과를 상쇄함으로 해석하였다. 박경서 외(2003)는 외환위기 이후 대리인 문제가 확산되면서 배당을 통한 잉여현금의 유출이 경영자의 사적 자금 운용을 억제하는 수단으로 판단하여, 잉여현금흐름이 높은 기업일수록 배당의 확대는 주가를 높인다고 주장하였다. 이용대 외(2024)는 배당이 특히 대기업 집단의 기업가치를 높인다는 검증 결과를 제시하였고, 김수정 외(2012)는 배당과 기업가치 간에 U자형 비선형 관계를 제시하였다. 즉 무배당과 고배당 기업의 가치는 높고 저배당과 중간 수준의 배당 기업 가치는 상대적으로 낮음을 보고한다. 최희정&류두원(2019)은 2009년 금융위기 시기에 배당 축소와 함께 기업가치 제고 효과도 약화 되었고, 이후에 그 효과가 다시 강화되었으며 이는 기업이 투자자 선호에 따라 배당을 조정하는 케이터링 이론을 지지하였다. 이처럼 배당과 기업가치의 관계는 상반된 결과를 제시하며 배당의 역할이 신호전달, 대리인 비용, 시장 환경에 따라 달라질 수 있음을 시사한다.

다음으로는 자사주 소각과 기업가치에 관한 선행연구를 검토한다. 자사주 소각에 대한 연구는 국내외 기준에 차이가 있다. 일반적으로 미국은 기업이 자사주를 매입하면 유통주식수에서 제외되고 즉시 시가총액에 반영되어 주주환원으로 간주한다.6) 반면 한국의 자사주 매입은 소각이 이루어지기 전까지는 시가총액과 주당지표에 자사주를 포함하며, 실제로 소각이 이루어져야만 주주환원으로 인식한다(김우진 외, 2020). 이는 매입 후 처분 가능성을 열어두는 투자자들의 해석 차이에 기인한다. 해외 문헌에서는 자사주 소각에 초점을 둔 연구가 미비하며, 자사주 소각이 주주환원으로 인식되는 시점에 대한 국내외 차이는 면밀한 검토 대상임을 시사한다.

국내 선행연구에서 설원식&김수정(2005)은 이익 소각을 위한 자사주 취득공시가 더 큰 초과수익률을 내며, 자본시장에서 소각은 긍정적 신호로 인식된다고 보고한다. 정성창&김영환(2007), 김우진&임지은(2022)은 매입공시 이후 소각 공시가 이루어진 시점에서 주가 상승효과가 더 뚜렷하게 나타난다고 보고하였다. 이는 자사주 매입 시에 처분과 경영권 방어를 고려하여 주가에 일부만 반영되고, 소각 시에 불확실성 해소로 더 크게 주가 상승이 나타나는 것으로 해석한다. 박진혁 외(2025)는 자사주 보유가 정보비대칭을 증가시키며, 자사주 소각은 주주들의 불확실성을 해소하여 주주환원 효과를 명확히 하여 정보비대칭을 감소시킨다고 설명한다. 자사주 소각의 기존연구를 살펴보면 국외에서는 자사주 매입 자체에 초점을 두고 있으며, 매입 이후 소각 여부에는 큰 비중을 두지 않는다. 반면 국내에서는 자사주 매입과 소각을 명확히 구분하고 소각이 이행되어야만 주주환원의 실질적 효과가 작용하는 것으로 평가되며, 자사주 소각 중심의 연구가 충분하지 않은 실정이다. 이에 본 연구는 자사주 매입이 즉시 주주환원으로 해석되는 미국과 달리, 국내에서는 자사주가 실제로 소각되어야만 주주환원 효과가 발생한다는 제도적 차이를 반영하여, 자사주 소각이 이루어진 시점을 기준으로 기업가치에 미치는 영향을 분석한다.

2.2 가설 설정

금융당국은 밸류업 프로그램의 주요수단으로 배당 확대와 자사주 소각을 통한 기업가치 제고를 추진하고 있다. 정책적 흐름과 맞물려 학계에서는 주주환원 정책이 기업가치에 미치는 영향에 대한 실증연구가 진행되어 왔으나 상반된 결과가 혼재되어 있다. 이는 주주환원 정책이 영업활동과 직접적인 관련이 없는 현금유출을 수반하며, 기업의 재무적 특성에 따라 그 효과가 상충적으로 나타날 수 있기 때문이다. 대리인 이론에 따르면 주주환원은 경영자의 자의적 자금 운용을 억제하여 대리인 비용을 줄여(Jensen, 1986) 기업가치를 제고하는 수단이 될 수 있다(Wang, 2010). 또한 신호가설 이론은 기업의 미래 수익성에 대한 긍정적인 정보를 시장에 전달하는 역할을 하여 궁극적으로 기업가치를 상승시킬 수 있다고 본다(Bhattacharya, 1979; Miller and Rock, 1985). 특히 자사주 소각은 주당 가치 희석 방지 및 발행주식수 감소를 통한 기업의 명확한 환원 의지를 전달하는 수단으로 평가된다. 그러나 재무적 여력이 부족한 기업에서는 성장 기회 제한이나 자금 유출 우려로 인해 기업가치에 부정적 영향을 미칠 가능성도 제기된다. 실제로 밸류업 프로그램은 기업의 자율적 이행을 전제로 하며 각 기업의 재무구조, 수익성, 성장성 등 내재적 특성에 기반한 맞춤형 전략 수립을 권장하고 있다.7) 따라서 이러한 정책이 기업가치에 미치는 효과는 단순히 환원정책 자체의 효과만으로 판단하기보다는 기업의 재무적 특성을 함께 고려할 필요가 있다.8) 재무구조가 열악하거나 유동성이 부족한 기업이 주주환원을 실행할 경우, 투자자들은 일시적인 주가 부양 시도로 해석하거나, 향후 수익성 있는 투자 기회를 제약하는 비효율적인 자금 사용으로 인식할 수 있다. 특히 영업활동으로 창출되는 현금흐름이 낮거나 수익률이 부진한 기업, 자산 규모가 작은 기업은 외부자금에 대한 의존도가 높고 재무적 제약에 직면해 있을 가능성이 크기 때문에, 이들 기업의 주주환원 정책은 시장에서 재무 불안정성을 부각시키는 부정적 신호로 작용할 수 있다. 본 연구는 재무적으로 건실한 기업일수록 주주환원 정책이 기업가치 제고에 보다 긍정적인 영향을 미칠 것이라는 관점에서 다음의 가설 1을 설정한다.

가설 1: 재무적 특성이 건실한 기업에서 밸류업 주주환원 정책(배당 및 자사주 소각)을 수행할 경우 그렇지 않은 기업에 비해 기업가치가 높아질 것이다.

배당과 자사주 소각은 독립적으로 기업가치에 영향을 미치는 요소로 작용할 수 있으나, 두 정책을 동시에 수행하는 경우 그 효과가 상호 보완적으로 작용할 수 있다는 가능성도 존재한다. 예를 들어 두 정책이 동시에 수행될 경우 자본 유출의 강도가 과도하게 증가하여 미래 투자 여력 감소나 유동성의 부작용을 초래할 수 있으며 이는 오히려 기업가치에 부정적 영향을 줄 가능성도 있다. 또한 배당과 자사주 소각이 동시에 진행된다면 투자자들은 기업의 재무적 여력에 대해 긍정적으로 해석할 수 있으나, 한편으로는 ‘전략적인 주주환원’이 아닌 일시적인 외부 압력 대응이나 단기 주가 부양 목적일 가능성도 존재하기 때문에 이를 긍정적으로 해석하지 않을 수 있다. 따라서 본 연구는 배당과 자사주 소각을 동시에 수행할 경우 기업가치에 실질적 영향을 미치는지를 검토하고자 다음과 같이 가설 2-1과 가설 2-2를 설정한다.

가설 2-1: 밸류업 주주환원 정책(배당 및 자사주 소각)을 동시에 수행할 경우, 기업가치는 차이가 없을 것이다.

가설 2-2: 재무적 특성이 건실한 기업에서 밸류업 주주환원 정책(배당 및 자사주 소각)을 동시에 수행할 경우 그렇지 않은 기업에 비해 기업가치가 높아질 것이다.

3.1 연구방법

본 연구는 주주환원이 기업가치 미치는 영향을 검증하기 위하여 종속변수로 Chung and Pruitt (1994), 김정옥&신유진(2015), 정찬식(2015) 등이 제시한 방법에 따라 총자산의 장부가치를 대체비용의 근사치로 사용하여 토빈의 Q를 계산하였다. 시가총액은 12월 결산 시점과 시장가치의 반영 시점을 일치시키기 위하여 차기 3월말 종가를 사용하였다. 토빈의 Q는 기업의 시장가치와 자산의 대체비용 비율로 기업가치를 측정하는 대표적인 지표이며 감가상각이나 회계정책과 같은 재량의 영향을 상대적으로 덜 받는다는 장점이 있다. 이러한 특성을 고려하여 본 연구는 다음과 같이 가설 1과 가설 2의 연구모형을 설정한다.

<모형 1>은 재무적 특성에 따른 배당과 자사주 소각의 효과를 분석하기 위한 가설 1의 회귀모형이다. UPPER는 재무적 특성의 중위수를 기준으로 상위집단을 1로 정의한 더미변수이며, 배당 및 자사주 소각 변수와 상호작용항을 통해 재무적 특성 상위집단에서 주주환원 효과의 추가적 변화를 검증한다. TQ는 t+1년도 3월말 기업의 시가총액에 부채총계를 더한 값을 총자산으로 나눈 비율로 측정하였다.9) DIV는 기업의 t년도 배당여부로 해당연도에 현금배당을 실시한 경우 1, 그렇지 않으면 0의 지시변수이며, RETIRE는 기업의 t년도 자사주 소각여부로 해당연도에 자사주를 실제로 소각한 경우 1, 그렇지 않으면 0의 지시변수이다. UPPER는 재무적 특성에 따른 주주환원 정책의 효과를 분석하기 위하여 총 표본을 기업의 재무적 특성 중 영업현금흐름(CFO), 총자산수익률(ROA), 기업규모(SIZE)를 각각의 중위수로 나누어 상위집단이면 1, 그렇지 않으면 0의 지시변수이다. 각 재무적 변수의 상위 집단에서 배당 또는 자사주 소각을 수행하여 기업가치가 추가적으로 제고된다면 각 상호작용항인 DIV×UPPER와 RETIRE×UPPER의 회귀계수는 유의한 양(+)의 값을 보일 것이다. 반면, 각 상호작용항의 회귀계수가 유의한 음(-)의 값을 보인다면, 각 재무적 특성의 상위 집단에서 배당 또는 자사주 소각이 기업가치를 감소시키거나 그 효과가 약화되었음을 의미한다.

<모형 2>는 배당과 자사주 소각을 동시에 수행한 기업의 기업가치 제고 효과를 분석하기 위해 DIV × RETIRE의 상호작용항을 포함한 가설 2-1의 회귀모형이다. 가설 2-2의 모형은 상호작용항 해석의 한계를 고려하여 재무적 특성 변수를 상·하위 집단으로 구분하여 각각의 회귀분석을 수행함으로써 가설을 검증한다. 관심변수인 DIV×UPPER의 회귀계수가 유의한 양(+)의 값을 보인다면, 이는 배당과 자사주 소각을 동시에 수행하는 경우, 단독으로 수행하는 경우에 비해 기업가치 제고 효과가 강화됨을 의미한다. 반대로 해당 회귀계수가 유의한 음(-)의 값을 보인다면, 배당과 자사주 소각의 동시 시행이 기업가치를 낮추는 것을 의미한다.

TQ_t+1 : t+1년도 토빈의 Q값(시가총액 + 부채총계 / 자산총계);

DIV_t : t년도 현금배당을 수행한 경우 1, 그렇지 않으면 0;

RETIRE_t : t년도 자사주 소각을 수행한 경우 1, 그렇지 않으면 0;

UPPER_t : t년도 재무적 특성이 상위 집단이면 1, 그렇지 않으면 0;

SIZE_t : t년도 자산총계의 자연로그값;

LEV_t : t년도 부채총계 / 자산총계;

GRW_t : t년도 매출액 성장률;

LOSS_t : t년도 당기순손실인 경우 1, 그렇지 않으면 0;

BETA_t : t년도 베타값;

CFO_t : t년도 영업현금흐름 / 자산총계;

ROA_t : t년도 총자산 이익률(당기순이익/총자산);

RDSALE_t : t년도 매출액 대비 연구개발비 비율;

BIG4_t : t년도 감사인이 BIG4이면 1, 그렇지 않으면 0;

FOR_t : t년도 외국인 지분율;

KOSPI_t : t년도 유가증권시장 상장기업이면 1, 그렇지 않으면 0;

OPN_t : t년도 감사의견이 적정이면 1, 그렇지 않으면 0.

선행연구에 따르면 배당과 기업가치의 무관련 이론이 존재하며 (Miller and Modigliani, 1961), 회계이익을 감소시켜 기업의 내재가치를 낮출 수 있다는 연구도 존재한다(Penman and Sougiannis, 1997). 반면 배당이 대리인 비용을 감소시키고 시장에 긍정적 신호를 전달하는 수단으로 작용함으로써 기업가치에 긍정적인 영향을 미친다는 연구들도 존재한다(Jensen, 1986). 국내의 자사주 소각 관련 선행연구는 소각이 이루어진 경우에만 기업가치에 긍정적인 효과가 나타난다는 연구가 존재한다(설원식&김수정, 2005; 정성창&김영환, 2007; 김우진&임지은, 2022). 이에 본 연구는 재무적 특성이 건실한 기업에서 양 정책의 결합이 기업가치 제고로 이어져 해당 변수의 계수는 양(+)의 값을 나타낼 것으로 기대한다.

3.2 표본 선정

본 연구는 2015년부터 2022년의 유가증권 및 코스닥시장에 상장된 기업을 대상으로 실증분석을 수행하였다. 구체적인 표본 선정 절차와 최종 표본은 표 1과 같다. 표본은 VALUE-SEARCH를 활용하여 수집하였으며, 자사주 소각 자료는 전자공시시스템 DART에 공시된 기업의 사업보고서 내의 ‘주식의 총수’ 항목을 기반으로 연도별 자사주 소각 내역을 수집하였다. 재무자료를 이용할 수 없는 데이터 누락 기업을 제외한 결과, 최종적으로 17,201개 중 12,808개의 유효 표본이 분석에 활용되었다. 또한 변수의 극단값으로 인한 왜곡을 방지하기 위하여, 연속변수는 상위 1% 수준에서 winsorizing으로 조정하였다.

4.1 기술통계

표 2는 주요 변수들의 기술통계량을 나타낸다. 종속변수인 TQ의 평균은 1.477이며 중앙값은 1.093으로 일부 기업에서 높은 시장가치를 반영하고 있음을 보여준다. 관심변수인 DIV와 RETIRE는 평균값이 0.534와 0.021로 전체 표본의 약 53.4%가 배당을 실시하였으나, 자사주 소각 여부는 전체 표본 중 약 2.1%에 해당하는 272개의 기업-연도에서 자사주 소각이 이루어진 것으로 나타났다. 이는 자사주 소각이 극히 제한적으로 활용되는 주주환원 수단임을 의미한다. LOSS는 당기순손실 여부를 나타내는 더미변수로 전체의 32.3%가 손실을 기록한 기업-연도임을 나타낸다. 위험성 지표인 BETA는 평균 0.891로 다수 기업이 시장수익률보다 낮은 수준의 변동성을 보였다. BIG4의 평균은 0.381로 38.1%의 기업이 대형회계법인으로부터 감사를 받은 것으로 나타났으며, 특히 자사주 소각을 수행한 기업 중 대형회계법인으로부터 감사를 받은 기업은 43.8%를 보였다. OPN의 평균은 0.995로 전체 표본 중 99.5%의 기업-연도가 적정 의견을 받은 것으로 나타난다.

4.2 차이분석

표 3의 제1부는 배당 여부에 따라 기업특성이 통계적으로 유의미한 차이를 보이는지를 독립표본 t-검정 분석 결과를 제시한 것이다. 배당 여부 및 자사주 소각 여부에 따라 표본을 분류한 결과, 배당 여부를 기준으로 전체 12,808개 표본 중 약 53.4%인 6,846개가 배당을 실시한 기업-연도로 나타났으며, 나머지 5,962개는 배당을 실시하지 않은 기업-연도로 분류되었다. 대부분의 변수에서 배당여부에 따른 차이분석이 통계적으로 유의한 차이를 보인다. 기업가치인 TQ의 평균은 배당을 하지 않은 기업에서 1.774로, 배당 기업의 평균인 1.218보다 유의하게 높았다. 이는 배당 지급으로 인한 현금 유출이 기업의 내부 유보 자원을 감소시켜, 대체 효과로 기업가치가 상대적으로 낮아진 것으로 해석할 수 있다. 반면 SIZE는 배당기업이 평균 26.562로 배당을 하지 않은 기업보다 크고, LEV는 배당기업에서 더 낮은 부채비율을 보였다. 수익성 지표인 ROA와 CFO도 배당을 시행한 기업이 배당을 하지 않은 기업보다 높은 평균을 보이며, 일반적으로 배당기업이 규모가 크고 재무구조가 안정적인 특성을 지닌 것으로 나타났다. FOR은 배당기업이 더 높은 평균값을 보였으며, 이는 배당을 수행하는 기업일수록 외국인 투자자의 감시효과가 존재할 가능성을 시사한다. RDSALE은 배당을 시행한 기업에서 유의하게 낮았으며, 이는 배당으로 인한 현금 유출로 인해 연구개발투자가 감소한 것으로 보인다. 표 3의 제2부는 소각 여부에 따른 집단 간의 차이분석 결과이다. TQ의 평균은 소각을 실시한 기업에서 1.408로 소각을 하지 않은 기업보다 낮았으나 통계적으로 유의하지 않았다. DIV는 소각을 실시한 기업의 평균은 0.471로, 약 47.1%가 배당을 시행했음을 의미하며, 5% 수준에서 통계적으로 유의하였다. SIZE와 LEV는 모두 소각기업에서 더 높은 평균값을 보였으며, RDSALE은 제1부의 배당 차이분석과 같이 소각을 시행한 기업에서 유의하게 낮은 평균값을 보였다. FOR도 소각기업이 8.1%로 5% 유의수준에서 소각을 하지 않은 기업보다 높았다.

4.3 상관분석

표 4는 본 연구에 포함된 주요 변수들 간의 피어슨(Pearson) 상관계수를 통해 변수 간 관련성을 분석한 결과이다. 상관분석 결과에서 TQ와 DIV는 1% 유의수준에서 유의한 음(-)의 값을 보였다. 이는 배당을 실시한 기업일수록 차기 연도의 기업가치가 낮게 나타나는 경향이 있는 것으로 해석된다. RETIRE의 경우에도 음(-)의 부호를 보였지만, 통계적으로 유의하지는 않았다. 한편 현금배당 시행 여부와 자사주 소각 여부 간의 상관관계는 10% 유의수준에서 음(-)의 값을 보였다. 기업들이 두 가지 주주환원 수단을 병행하기보다는 선택적으로 활용하는 경향이 있음을 보여준다. 상관분석은 종속변수에 영향을 미칠 수 있는 변수들의 통제가 이루어지지 않아 해석의 한계가 존재한다. 이에 본 연구에서는 최소자승법을 이용한 회귀모형을 통해 단변량 다중회귀분석을 수행함으로써 가설을 검증한다.

4.4 회귀분석

표 5는 기업의 재무적 특성에 따른 배당과 자사주 소각이 기업가치에 미치는 영향을 검증하기 위한 가설 1의 회귀분석 결과이다. 밸류업 프로그램은 자율적인 참여를 유도하는 정책으로서 각 기업의 재무적 특성에 따라 효과가 상이하게 나타날 수 있다. 이에 따라 총 표본을 기업의 재무적 특성 중 영업현금흐름(CFO), 총자산수익률(ROA), 기업규모(SIZE)를 중위수로 나누어 각각의 상위 집단에 대한 추가적 효과를 검증하였다. DIV는 세 그룹 모두 1% 수준에서 유의한 음(-)의 계수가 나타났으나, CFO 상위집단과 SIZE 상위집단에서만 유의한 양(+)의 값이 나타났다. 이는 현금흐름이 양호하고 자산규모가 큰 기업이 배당을 시행할 경우, 시장에서 긍정적인 신호로 인식해 미래 기업가치에 기여한 것으로 보인다. 반면 RETIRE변수는 재무적 특성을 기준으로 구분한 모든 모형에서 음(-)의 계수로 나타났으나, 통계적으로 유의하지 않았으며, 재무적 특성의 각각의 상위집단에 따른 차별적 효과에서는 모두 양(+)의 계수가 확인되었으나, 통계적 유의수준에 미치지 못하였다.10)

표 6-1은 기업이 밸류업 주주환원 정책인 배당과 자사주 소각을 동시에 수행할 경우 차기 기업가치에 미치는 영향을 검증하기 위한 가설 2-1의 분석결과이다.11) 배당만을 시행한 기업의 회귀계수는 –0.249로 1% 수준에서 유의한 음(-)의 값을 보였고, 자사주 소각 만을 수행한 기업은 –0.149로 10% 수준에서 통계적으로 유의하게 나타났다. 앞선 분석에서는 소각변수의 효과가 일관되게 유의하지 않았던 점을 고려할 때, 이러한 결과는 표본 선택편의 또는 회귀모델 차이에 따라 계수 방향성과 유의성이 영향을 받았을 가능성을 내포한다. 자사주 소각은 일반적으로 그에 선행하는 자사주 매입 시점에서 이미 정보가 시장에 반영되었을 가능성이 높으며 이로 인해 실질적인 소각 시점에서는 추가적인 정보효과가 제한적으로 나타날 수 있다. 따라서 본 결과는 소각의 효과가 일관되지 않게 나타나는 원인을 하나의 해석에 국한하지 않고 신중히 해석할 필요가 있다.12) 특히 배당과 소각 동시 수행의 상호작용 변수인 DIV×RETIRE의 회귀계수는 0.400으로 통계적으로 유의하였으며 배당과 소각을 동시에 수행한 기업의 효과를 나타내는 회귀계수는 0.151(0.400 - 0.249)로 나타났다. 이는 단순 현금배당만 수행한 기업 대비 자사주 소각을 동시에 수행할 경우에 기업가치 향상에 긍정적인 시너지 효과가 존재함을 나타내며, 최근 부양정책과 방향성이 일치한다고 볼 수 있다. 오랜 기간 학계에서는 기업의 대리인 문제에 관한 연구가 다루어져 왔다. Berle and Means (1932)와 Baumol (1959)은 기업의 소유와 경영이 분리되면서 주주와 경영자 간 이해상충이 발생할 수 있음을 지적하였고, 이후 Jensen and Meckling (1976)은 이러한 이해상충을 대리인 이론으로 체계화하여 경영자의 사적 편익 추구로 발생하는 대리인 비용이 기업가치를 감소시킬 수 있음을 설명하였다. 또한 Jensen (1986)은 과도한 잉여현금이 경영자의 재량적 의사결정을 확대시켜 대리인 문제를 심화시킬 수 있음을 제시하였다. 이러한 관점에서 주주환원 정책은 기업 내부의 잉여현금을 감소시키고, 외부의 감시로 인한 경영자의 제국건설(empire building)을 제한하여 대리인 비용을 완화하고 기업가치 상승에 기여할 수 있다(Easterbrook, 1984; Jensen, 1986). 한편 국내 시장에서 배당이나 자사주 소각이 단독으로 시행될 경우, 시장의 평가는 제한적일 수 있다. 배당은 현금의 유출로 인한 향후 투자기회 감소 신호로 해석될 수 있으며 (차상권, 2024), 국내의 자사주 소각은 현금 기반의 보상이 수반되지 않으며, 일회성 정책으로 간주되어 지속적인 주주환원 정책으로 해석하지 않아 주가 상승기대가 어려울 수 있다(한국경제, 2022).13) 반면 배당과 자사주 소각이 동시에 시행될 경우, 단일 정책의 한계를 보완할 수 있다. 배당을 통한 현금 보상과 잉여현금의 통제, 자사주 소각에 따른 주식수 감소 효과가 결합되어 주주환원 효과를 강화하고, 이는 기업의 적극적인 주주환원 의지를 나타내는 신호로 작용하여 기업가치 상승으로 이어지는 것으로 예상된다. 이러한 결과는 배당과 자사주 소각의 결합 여부가 기업가치 상승의 핵심변수임을 의미한다.

표 6-2는 기업의 재무적 특성에 따른 배당 및 자사주 소각을 동시에 수행할 경우, 기업가치에 미치는 영향을 검증하기 위한 가설 2-2의 회귀분석 결과이다. 변수 간 3중 상호작용항의 해석의 한계점을 고려하여 상․하위 집단으로 나누어 회귀분석을 수행하였다. 그 결과 DIV의 회귀계수는 모든 집단에서 유의한 음(-)의 값이 나타났으며, RETIRE는 각각 상위집단에서 음(-)의 유의성이 보이며, 하위집단에서는 음(-)의 부호가 나타났지만 유의하지 않았다. DIV×RETIRE변수는 상위 집단에서 회귀계수가 1% 수준에서 양(+)의 유의성(CFO : 0.544, ROA : 0.661, SIZE : 0.433)이 나타났다. 반면 하위집단에서는 양(+)의 부호를 보였지만 유의하지 않았다. 이는 밸류업 프로그램의 주주환원 정책을 수행할 경우 기업이 투자자에게 자사주 소각과 배당을 동시에 제공할 때, 그 효과가 기업의 현금흐름, 수익률, 기업 규모와 같은 재무적 기반이 건실한 기업에서 크게 나타날 수 있음을 내포한다. 그러나 재무적 여건이 충분하지 않은 기업이 무리하게 주주환원을 시행할 경우 가치 제고 효과를 얻기 어려울 수 있음을 시사한다. 따라서 일률적인 주주환원정책 유도보다는 기업의 재무적 특성을 고려한 차별적 접근이 필요해 보인다.

4.5 회계 투명성에 따른 배당 및 자사주 소각 여부와 기업가치의 관계

2024년 10월 금융위원장은 장기적으로 회계 투명성을 강화하는 것이 가장 빠른 ‘밸류업의 지름길’이라고 강조하며 학계가 실질적인 성과를 도출해 줄 것을 당부한 바 있다.14) 국내․외의 선행연구는 회계 투명성을 분석함에 있어 재량적 발생액을 대용치로 활용해왔다. 예를 들어, Dobre et al.(2015)은 IFRS 도입 전후의 재량적 발생액 수준을 비교하여, 재량적 발생액의 감소를 회계투명성 향상의 신호로 해석하였다. 이에 본 연구는 수정Jones모형의 재량적 발생액(Dechow et al. 1995)과 성과통제 재량적 발생액 모형(Kothari et al. 2005)을 회계 투명성의 대용치로 보고 재량적 발생액의 상․하위집단을 구분하여 배당과 자사주 소각의 실효성을 검증하였다. 표 7은 재량적 발생액의 중위수를 기준으로 이분화하여 회계 투명성이 낮은 하위집단과 회계 투명성 수준이 높은 상위집단으로 구분하였다. 각 집단별 회귀분석을 수행한 결과, 회계투명성이 높은 집단에서 DIV×RETIRE는 기업가치에 1% 유의한 양(+)의 효과를 확인하였다. 이는 배당과 자사주 소각을 병행할 경우에 회계투명성이 높을수록 주주환원정책의 미래 기업가치 기여도가 효과적일 수 있음을 시사한다.

4.6 성향점수매칭(Propensity Score Matching, PSM) 추가분석

본 분석은 자사주 소각을 수행한 집단과 그렇지 않은 집단 간의 특성 차이에 따른 표본의 내생성 문제를 최소화하기 위하여 성향점수매칭을 활용한 추가분석을 수행하였다. 구체적으로 다음의 로지스틱 회귀모형을 통해 소각을 수행한 272개 표본에 대한 PSM을 수행하였다.15) 매칭 결과 총 1,088개 표본은 모든 변수에서 평균 차이가 유의하지 않게 나타나 PSM이 효과적으로 수행되었음을 확인하였다.

1) 변수의 정의: 표 2 참고

표 8-1은 PSM표본을 이용하여 가설 1을 재검증한 결과이다. 재무적 특성의 ROA와 SIZE의 각 회귀분석에서 DIV×UPPER변수가 양(+)의 값을 나타냈다. 이는 재무적 여력이 높은 기업에서 배당이 미래 기업가치를 추가적으로 높일 수 있음을 시사한다. 반면 소각의 경우 모든 재무적 특성에 따른 유의한 차이가 나타나지 않았다. 이러한 결과는 앞선 분석과 일관되며 특히, 재무구조가 양호한 기업의 배당이 기업가치를 높인다는 강건성을 증명하였다. 가설 2-1을 재검증한 표 8-2는 상호작용변수인 DIV×RETIRE의 회귀계수가 0.319(2.65)로 미래 기업가치와 1% 수준에서 유의한 양(+)의 관계를 보여 앞선 결과와 일관되었다. 표 8-3은 가설 2-2를 재검증한 결과이다. CFO, ROA, SIZE 모든 상위집단에서 10% 수준의 유의한 양(+)의 회귀계수 값이 관찰되었다. 표로 제시하지 않았지만 회계투명성의 두 가지 대용치를 사용한 분석에서도 회계투명성이 높은 집단에서 5% 수준에서 유의한 양(+)의 회귀계수 값을 확인하였다. 이에 본 분석에서는 표본의 내생성을 통제한 이후에도 주요 변수의 회귀계수 방향성이 일관됨을 확인하였다.

4.7 보유기간 초과수익률(Buy-and-Hold Abnormal Return, BHAR)과 Tobin’s Q 변화율(△Tobin's Q)기반의 추가분석

본 연구는 종속변수인 밸류업 성과 지표로서 Tobin's Q를 사용하였다. 이는 표준적인 방법이나, 한국 시장의 특수성 및 분석결과의 내생성을 고려할 때 세 가지 한계가 존재한다. 첫째, K-IFRS 하에서 유형자산의 비중이 많을수록 장부가와 시가의 괴리가 큰 경우가 많으며(양철원 외, 2025), 이로 인해 유형자산 비중이 높은 국내 기업들은 자산총계가 과소평가되어 Tobin's Q가 과대계상이 될 가능성이 있다. 둘째, 국내 기업은 재벌로 대표되는 지배구조 특성상 동일한 지배주주가 계열사 지분을 다수 보유하는 경우가 많으며(Kim et al., 2007), 계열사의 지분 가치에 대한 회계처리 정책의 차이에 따라 Tobin's Q에 왜곡이 발생할 수 있다. 셋째, 본 연구에서는 t+1년도 Tobin’s Q를 사용함으로써 시차 문제를 통제하였으나, 그럼에도 기업가치가 낮은 기업이 부양목적으로 주주환원 정책을 시행하는 경우와 해당 정책으로 인해 기업가치가 상승하는 경우 등이 혼재될 가능성이 여전히 남아있다. 이에 따라 추가분석에서는 주가 기반 성과를 보다 직접적으로 반영할 수 있는 대안적 지표인 보유기간 초과수익률(Buy-and-Hold Abnormal Return, BHAR)과 기업가치의 변화에 초점을 맞춘 Tobin’s Q의 변화율(△Tobin’s Q)을 종속변수로 대체하여 가설을 재검증하였다.16) 종속변수 BHAR을 사용한 가설1의 분석결과는 표로 제시하지 않았지만, 상호작용 변수인 RETIRE×UPPER가 영업현금흐름(CFO) 상위집단의 결합에서만 5% 수준에서 유의한 양(+)의 계수(0.148, t=2.00)를 확인하였다. 이는 종속변수를 Tobin’s Q로 설정한 분석에서 DIV×UPPER변수가 양(+)의 유의성이 확인된 결과와는 차이를 보인다. 한편 가설 2-1의 DIV×RETIRE 상호작용 변수의 회귀계수는 1.153(t=2.07)으로 5%수준에서 유의한 양의 값을 확인하였다. 표 9의 가설 2-2의 추가분석 결과는 전체적으로 본 분석과 일관된 결과를 보여주었다. 다음으로 종속변수를 △Tobin’s Q으로 사용하여 수행한 분석은 초기 기업가치 수준을 통제하기 위해 초기 PBR을 통제변수로 포함하였고 △Tobin’s Q와 초기 PBR은 모두 3월 말 종가를 기준으로 산정한 시가총액을 사용하여 측정하였다. 분석결과, 표 10과 같이 가설1의 재무적 특성을 분류한 모든 분석에서 소각에 대한 상호작용변수인 RETIRE×UPPER의 회귀계수는 모두 5% 수준의 유의한 양(+)의 값이 관찰되었다. 가설 2-1의 관심변수 DIV×RETIRE의 회귀계수도 0.246(t=3.03)으로 1% 수준에서 유의하였다. 가설 2-2도 세 가지 재무적 특성의 모든 UPPER=1 집단에서 DIV×RETIRE 변수의 회귀계수가 양(+)의 값으로 유의하였다(CFO=0.217/t=1.95, ROA= 0.268/t=2.45, SIZE=0.165/t=2.19). 기존 분석에서 사용한 종속변수인 Tobin’s Q는 시장가치와 회계정보 결합된 지표로서, 기업의 장기적 성과를 반영하는 특성을 가진다. 해당 지표를 활용한 분석에서는 배당이 기업가치 상승과 유의한 양(+)의 관계를 보였으며, 특히 재무적 특성이 우수한 기업에서 배당과의 상호작용 효과가 더욱 강화되는 것으로 나타났다. 반면, 주가수익률을 기반으로 시장의 기대와 가격 재평가 효과를 보다 직접적으로 반영하는 BHAR과 Tobin’s Q 변화량(△Tobin’s Q)을 종속변수로 활용한 경우, 자사주 소각이 유의한 양(+)의 계수를 보이는 것으로 나타났다. 이는 자사주 소각이 유통주식수 감소에 따른 가격 재평가를 통해 주주 수익 및 기업가치 변화에 보다 직접적으로 반영되는 결과로 보인다. 즉, 배당은 기업의 장기적 성과와 보다 밀접하게 연관된 정책인 반면에 자사주 소각은 일회성 정책임에도 불구하고 단기적으로 기업가치 및 주가에 보다 직접적인 영향을 미치는 것으로 해석된다.

4.8 배당과 자사주 소각의 규모를 활용한 추가분석

본 분석에서는 자사주 소각 여부와 배당 여부를 더미변수로 정의하여 사용하였다. 이러한 방식은 소각 또는 배당의 규모를 반영하지 못하므로 이에 소각 및 배당의 규모를 반영한 연속형 변수를 활용하여 추가분석을 수행하였다. 구체적으로 자사주 소각은 소각주식수를 발행주식수로 나눈 비율을 사용하였으며, 배당은 현금배당을 자본금으로 나눈 배당률을 사용하였다. 가설1의 배당과 자사주 소각의 여부인 더미변수로 설정한 본 분석에서는 DIV×UPPER 변수 CFO의 상위 집단의 상호작용 변수는 10%, SIZE의 상위 집단의 상호작용변수는 1%의 유의한 양(+)의 결과를 확인하였으나, 표 11-1과 같이 배당률과 주식소각수의 연속변수로 분석한 결과에서는 CFO, ROA, SIZE 모든 상위집단 상호작용 변수에서 1%수준의 유의한 양(+)의 값을 확인하였다. 표 11-2의 가설2-1과 표 11-3의 가설2-2도 배당과 자사주 소각의 유무로 측정한 결과와 규모로 측정한 결과가 일관됨을 확인하였다. 특히, 가설1의 CFO, SIZE열의 DIV회귀계수가 유의한 음(-)의 계수에서 유의한 양(+)의 계수로 부호가 반전되었고, 가설2-1을 비롯하여 가설2-2의 SIZE열의 UPPER=0, UPPER=1인 집단 모두에서 DIV변수에서 1% 수준에서 양(+)의 값으로 유의하였다. 이는 배당을 더미변수로 측정한 경우, 배당을 실시하는 기업과 그렇지 않은 기업 간의 구조적 차이가 반영되어 음(-)의 계수가 나타난 것으로 해석할 수 있으나 배당의 규모를 활용한 경우에 동일한 배당기업 내에서 배당 수준의 차이가 반영됨에 따라 배당 강도가 높을수록 기업가치가 증가하여 양(+)의 관계가 나타난 것으로 예측한다.

4.9 자사주 소각 공시 정보 선반영 통제 추가분석

본 연구의 가설 검증 결과에서는 자사주 소각과 관련한 단독 효과가 유의하지 않게 나타났다. 이러한 원인으로는 자사주 소각 공시 시점과 실제 자사주 소각 시점 간의 시차에 따라 자사주 소각과 관련된 정보가 공시 시점에 선반영됨에 따른 결과일 수 있다. 이에 본 연구는 소각의 단독 효과가 유의하지 않게 나타난 원인이 자사주 소각 공시 정보가 선반영된 영향에 따른 것인지를 검증하기 위해 추가 분석을 수행하였다. 우선, 자사주 매입 여부가 소각과 결합되어 기업가치에 영향을 미칠 가능성을 고려하여 당해 자사주 매입을 실시한 경우 1, 그렇지 않은 경우 0으로 정의한 더미변수를 통제변수로 추가하였다. 또한 소각 공시를 통해 소각 관련 정보가 시장에 사전 반영되었을 가능성을 통제하기 위해 해당 기간 동안의 시장 반응을 측정하는 변수를 추가적으로 구성하였다. MacKinlay(1997)은 공시가 장 마감 이후 이루어질 경우 시장 반응이 익일에 반영될 수 있음을 지적하며 최소한 공시 익일(+1)까지 사건기간에 포함하고, 공시 이전 정보 누출 가능성을 검토하기 위해 사전 기간을 충분히 반영할 것을 제안하였다. 이에 본 분석은 소각공시일을 기준으로 사건기간(event window)을 공시일 전후기간 (-5, 1)으로 설정하고17), 시장조정 초과수익률을 기반으로 산출한 누적초과수익률(Cumulative Abnormal Return, CAR)을 변수로 구성하여 모형에 포함하였다.18) 추가 분석 결과, 정보의 선반영 효과를 통제한 이후에도 모든 가설에 대한 검증 결과는 기존 분석과 질적으로 일관되게 유지되었다.

4.10 Piotroski(2000)의 F-Score를 활용한 추가분석

본 연구에서는 재무적 특성을 영업활동현금흐름(CFO), 총자산이익률(ROA), 기업규모(SIZE) 세 가지 회계지표로 구성하였으나, 기업의 재무적 특성은 그 외에도 다양하게 측정될 수 있다. 이러한 한계를 보완하기 위하여 본 연구는 Piotroski(2000)가 제안한 F-Score를 활용하여 재무적 특성에 따른 추가분석을 수행하였다. Piotroski(2000)는 저PBR 기업을 대상으로 F-Score를 산출하여 우수한 기업과 열위한 기업을 구분하고, 이들 간 미래 수익률의 유의한 차이를 밝혀내었다. Piotroski(2000)가 제안한 F-Score는 기업의 수익성, 레버리지 및 유동성, 운영 효율성의 세 영역에 걸친 9개의 재무지표를 합산한 점수로써 각 지표는 해당 신호가 양호한 경우 1, 그렇지 않은 경우 0으로 측정된다. 구체적으로 수익성 영역에서는 총자산이익률(ROA), 영업현금흐름비율(CFO), 총자산이익률 변화량(ΔROA), 발생액(ACCRUAL)의 4개 지표를 포함하며, 레버리지 및 유동성 영역에서는 레버리지 변화량(ΔLEVER), 유동비율 변화량(ΔLIQUID), 신주발행 여부의 3개 지표를 포함한다. 또한 운영 효율성 영역에서는 매출총이익률 변화량(ΔMARGIN)과 자산회전율 변화량(ΔTURN)의 2개 지표를 반영한다. F-Score는 0점에서 9점 사이의 값을 가지며, 점수가 높을수록 기업의 재무 건전성이 우수함을 의미한다. Piotroski(2000)는 Low Score집단을 0~1점, High Score집단을 8~9점으로 설정하여 두 집단 간의 차이를 분석하였으나, 본 연구에서는 표본의 분포를 고려하여 Low집단을 0~3점, Median집단을 4~6점, High집단을 7~9점으로 재분류하여 분석하였다.19) 표 12-1은 F-score의 Low(0~3점) 및 High(7~9점)의 집단별로 기업가치에 추가적으로 미치는 영향을 검증한 가설 1의 분석 결과이다. 전체 표본을 대상으로 분석한 결과, (1)열의 RETIRE×LOW_SCORE상호작용 변수는 –0.387 (-1.76)로 10%수준에서 유의한 음(-)의 값을 보이는 반면, (2)열의 RETIRE×HIGH_SCORE상호작용 변수는 0.275(2.03)로 5%수준에서 유의한 양(+)의 값을 나타냈다. Low 및 High 집단의 표본으로만 구성된 (3)열의 분석에서는, RETIRE× HIGH_SCORE상호작용 변수의 계수가 0.539(2.18)로 5% 수준에서 유의한 양(+)의 값을 보였다. 앞선 분석과 추가분석을 종합해보면 배당과 자사주 소각 모두 재무적으로 건실한 기업에서 기업가치 제고 효과가 유의하게 나타난다는 점에서 일관된 결과를 보인다. 이는 주주환원 정책의 효과가 재무건전성이 높은 기업에서 효과적으로 작동한다는 공통된 메커니즘을 보여준다. 표 12-2는 F-Score를 기준으로 표본을 Low, Median, High의 세 집단으로 분류하여 가설 2-2를 검증한 결과이다. High열의 DIV×RETIRE상호작용 변수 회귀계수가 0.617(2.86)으로 1%수준에서 유의한 양(+)의 값을 보였으며, 이는 가설2-2 검증인 배당과 자사주 소각을 동시에 수행할 경우, 해당 효과는 재무종합지표가 우수한 집단에서 양(+)의 계수 값이 확인되어 본분석과 일관됨을 확인하였다. 이는 주주환원 정책이 기업의 재무적 특성에 따라 그 효과가 차별적으로 나타나 궁극적으로 기업가치 제고로 이어질 수 있음을 시사한다.