독립사외이사의 도입이 기업가치에 미치는 영향
노마 미키하루
히토츠바시대학교 대학원 국제기업전략연구과
첫 번째 버전: 2018년 2월 12일
독립사외이사의 도입이 기업가치에 미치는 영향
히토츠바시대학교 대학원 국제기업전략연구과 준교수
노마 미키하루
요약
본 논문의 목적은 일본의 상장기업을 대상으로 독립사외이사의 도입이 기업가치 등에 미치는 영향을 실증 분석하는 것이다.
구체적으로는, 2004년 3월기부터 2016년 3월기까지 독립사외이사를 처음 도입한 기업과 미도입 기업을 비교하여, Tobin’s Q와 ROA, 주주 환원이 어떻게 변화하는지에 대해 경향 점수 및 분위 점 회귀를 사용한 실증 분석을 수행한다.
실증 결과에 따르면, Tobin’s Q는 도입 전 1년에서 1년 후와 도입 전 1년에서 2년 후, 도입 연도에서 1년 후에 독립사외이사를 처음 도입한 기업에서 미도입 기업과 비교하여 유의미하게 증가하고 있다.
또한 ROA도 도입 전 1년에서 1년 후 및 도입 전 1년에서 3년 후에 증가하고 있다.
더욱이 주주 환원은 도입 전 1년에서 1년 후와 도입 전 1년에서 2년 후, 도입 전 1년에서 3년 후, 도입 연도에서 1년 후, 도입 연도에서 2년 후의 모든 기간에 유의미하게 증가하고 있다.
본 논문의 실증 결과는 독립사외이사의 도입이 기업가치와 기업 성과, 주주 환원의 향상에 일정한 효과가 있음을 시사하고 있다.
(키워드) 독립사외이사, 기업가치, 기업 성과, 주주 환원
1. 서론
기업 지배구조에 관해 활발한 논의가 이루어지고 있다.
2012년에 출범한 제2차 아베 내각에서 제시한 경제 정책, 아베노믹스의 최우선 과제로, 기업의 "수익력"과 지속 가능한 기업가치를 향상시키는 것을 목표로 한 기업 지배구조 개혁이 추진된 이후, 기업의 지배구조를 둘러싼 환경은 최근 크게 변화하고 있다.
특히 독립사외이사 선임 촉진을 위한 노력에 관해서는 법 제도 측면에서도 상장기업에 대해 독립사외이사 선임을 요구하는 방향성이 명확히 제시되고 있다.
2015년 5월 1일에 시행된 2014년 개정 회사법에서는 사업연도 말에 상장기업 등이 독립사외이사를 두지 않은 경우, 정기 주주총회에서 "독립사외이사를 두는 것이 적절하지 않은 이유"를 설명해야 하며, 2015년 개정 회사법 시행 규칙에서는 해당 이유를 사업 보고서 및 주주총회 참고 서류의 내용으로 하여 주주에게 공개하도록 하였다.
이와 더불어, 2014년 2월 10일에는 도쿄증권거래소의 유가증권 상장 규정(이하 "상장 규칙")에서 상장기업은 이사로서 독립 임원을 최소 1명 이상 확보하도록 노력해야 한다는 규율이 마련되었다.
더욱이 2015년 6월 1일의 상장 규칙 개정에서는 기업 지배구조 코드(이하 "코드")가 도입되었다.
코드는 실효성 있는 기업 지배구조 실현에 기여하는 주요 원칙을 정리한 것이며, 상장기업은 상장 규칙에 따라 코드의 각 원칙에 대해 "컴플라이 오어 익스플레인"(원칙을 준수하거나, 준수하지 않을 경우 그 이유를 설명하는 것)을 해야 한다.
독립사외이사 선임에 관해서는 코드의 원칙 4-8에서 상장기업은 "독립사외이사를 최소 2명 이상 선임해야 한다"고 원칙화하였다.
이러한 결과, 2011년에 30.7%였던 상장기업의 독립사외이사 선임 비율은 2017년에는 96.9%로 크게 상승하였다.
2014년 개정 회사법에서는 부칙 제25조(이하 "검토 조항")에서 "정부는 이 법률의 시행 후 2년이 경과한 경우, 독립사외이사 선임 상황 기타 사회경제적 상황의 변화를 고려하여, 기업 지배구조에 관한 제도의 적절성을 검토하고, 필요하다고 인정되는 경우, 그 결과에 따라 독립사외이사를 두는 것을 의무화하는 등의 조치를 취해야 한다"고 명시하고 있다.
개정 법 시행 후 2년이 경과한 2017년부터, 이 검토 조항에 따라 법제심의회 회사법제(기업 지배구조 등 관련) 부회에서 독립사외이사를 두는 것을 의무화하는 등의 조치가 필요하다고 인정되는지에 대한 검토가 진행되고 있다.
서두에서 언급한 바와 같이, 독립사외이사 선임을 권장하는 이러한 정책은 기업의 "수익력"과 기업가치를 향상시키는 것을 목표로 한 기업 지배구조 개혁의 일환으로 자리 잡고 있다.
그러나 일반적으로 독립사외이사는 회사의 업무를 집행하지 않으며, 해당 회사 및 그 모회사, 자회사 및 경영진 등과 일정한 이해 관계를 가지지 않는 자로 정의된다.
그리고 독립사외이사의 역할은 회사 업무를 집행하는 것이 아니라, 경영 방침이나 경영 개선에 대해 자신의 견해를 바탕으로 조언을 하거나, 경영자를 적절히 평가하고 그 행동을 감시·감독하는 것 등에 있다고 여겨진다.
즉, 독립사외이사가 기업의 "수익력"이나 기업가치 향상에 어떤 영향을 미치는지는 반드시 명확하지 않다.
독립사외이사를 둘러싼 실증 연구는 점차 축적되고 있다.
그러나 독립사외이사가 기업가치나 기업 성과 등에 어떤 영향을 미치는지에 대해서는 반드시 일관된 실증 결과가 얻어지지 않고 있다.
따라서 본 논문에서는 기업에서 독립사외이사 선임이 기업가치, 기업 성과, 주주 환원 등에 미치는 영향을 실증 분석한다.
구체적으로는, 2004년 3월기부터 2016년 3월기까지 독립사외이사를 처음 도입한 기업과 미도입 기업을 비교하여, Tobin’s Q와 ROA, 그리고 배당이 어떻게 변화하는지에 대해 경향 점수 및 분위 점 회귀를 사용한 분석을 통해, 독립사외이사 선임이 기업의 "수익력"이나 기업가치 향상에 미치는 영향을 실증적으로 밝히고자 한다.
2. 선행 연구
미국을 비롯한 여러 외국에서는 경영에 관한 결정이 경영 최고 책임자의 판단에 의존하게 되면서, 이사회 역할이 업무 집행 결정에서 업무 집행자의 감독으로 변모해왔다.
이러한 국가들에서는 실효성 있는 감독을 실현하기 위해 이사회의 독립성 향상이 기업 지배구조의 과제로 인식되어 왔다.
이사회가 업무 집행자를 감독하는 데 있어, 경영자로부터 독립된 객관적인 입장에서 감독을 수행하는 사외이사가 중심적인 역할을 하기 때문에, 이러한 사외이사가 기업 경영, 기업 성과 등에 미치는 영향에 대해 유럽과 미국의 선진국을 중심으로 여러 연구가 진행되어 왔다.
우선, 기업 지배구조 코드의 본고장이라 불리는 영국에서는, 맥스웰 사건 등 1990년대에 잇따라 발생한 기업 불상사를 계기로 1992년에 작성된 캐드버리 보고서에서, 상장 기업에 대해 최소한 3명 이상의 독립 이사를 선임할 것을 권고하였다.
Dahya와 McConnell(2007)은 해당 권고에 따라 3명 이상의 독립 이사를 선임한 기업군을 분석 대상으로 삼아, 그 후 3개 사업 연도 동안 다른 기업에 비해 기업 성과(ROA)가 유의미하게 개선되었다고 보고하고 있다.
그 외에도, 캐나다, 네덜란드, 한국에서는 사외이사 선임의 유용성을 시사하는 결과가 나타났지만, 한편으로 미국에서는 사외이사 선임과 기업 가치 사이에 관계가 없다는 연구나, 이탈리아에서는 기업 지배구조 제도의 집행 기능이 부족하다는 결과를 보인 연구도 존재하는 등, 세계적으로 일관된 결론이 도출되었다고는 할 수 없다.
우리나라에서도 사외이사의 도입이 기업 가치에 미치는 영향을 분석한 연구가 축적되고 있다.
사이토(2011)는 본 연구에서도 사용하는 DID 분석 모델에서 도입 전 1년~1년 후, 도입 전 1년~2년 후, 도입 전 1년~3년 후에 각각 10% 유의미한 긍정적 결과를 보였다.
시미즈(2011)는 도쿄증권거래소 1부 상장 621개 기업을 대상으로, 이사회에서 사외이사의 비율과 기업 가치 사이에 정(正)의 관계가 있다고 결론지었다.
이리에와 노마(2008)는 사외이사는 모회사 등 특정 이해관계자가 아닌 독립성이 있는 자만이 높은 기업 가치를 가져올 수 있음을 보고하였다.
또한, 우치다(2012)는 주식 교차 보유 비율이 높고 외국인 주주 비율이 낮은 기업에서만 사외이사가 Tobin’s Q에 긍정적인 영향을 미친다는 실증 결과를 보고하였다.
일본에서도 사외이사와 기업 가치의 관련성에 대해 반드시 명확하지 않으며, 또한 사외이사 도입의 효과도 밝혀졌다고는 할 수 없다.
3. 샘플과 검증 방법
3.1 샘플
본 논문에서는 2004년 3월기부터 2016년 3월기 결산기 이후에 개최된 주주총회에서 사외이사가 도입된 기업과 미도입 기업 간에 기업가치 등이 향상되었는지를 검증한다.
사외이사의 도입 여부는 2003년 3월기 주주총회 이후의 데이터를 사용하여, 2004년 3월기 이후에 처음으로 사외이사가 도입된 기업을 "도입 기업"으로, 2003년 3월기 이후에 사외이사가 도입되지 않은 기업을 "미도입 기업"으로 정의한다.
재무 데이터는 도입 전 1년 전부터의 데이터를 사용하기 위해 2003년 3월기 결산부터 2017년 3월기까지의 데이터를 사용한다.
분석 대상은 일본의 모든 상장 기업이며, 3월 말 결산 기업이자 12개월 결산의 기업이다.
다만, 금융·증권·보험업에 분류되는 기업은 샘플에서 제외한다.
DID 추정량에 의해 사외이사를 도입한 기업과 미도입 기업을 비교하는 것을 목적으로 하기 때문에, 사외이사를 지속적으로 도입하고 있는 기업과 이사에서 사외이사가 존재하지 않게 된 기업은 분석 대상에서 제외된다.
본 논문의 분석 대상 샘플 수는 12,539개이다.
3.2 검증 방법
본 논문은 사외이사의 도입이라는 기업의 정책 효과를 측정하기 위해, "정책을 시행한 그룹"과 "정책을 시행하지 않은 그룹" 간의 결과의 차이를 산출하는 DID 분석의 틀을 사용한다.
기본적인 회귀 분석의 틀로서, 다음과 같은 제1차 차분의 수식을 고려한다.
설명 변수는 후술할 기업가치 등의 향상에 관련된다고 생각되는 D_GOVERNANCE 및 기타 12개의 변수이다.
β의 추정치를 무시한 γi의 추정치가 평균 처치 효과(ATE)이다.
D_GOVERNANCE는 해당 연도에 사외이사를 도입하면 1, 그렇지 않으면 0으로 설정한 더미 변수이다.
결과 변수와 처치 변수 이외의 설명 변수가 공변량인 상황, 즉 ① 처치 변수로부터 인과 효과를 받고, ② 결과 변수로 인과 효과를 가지는 상황에서는, 위의 수식에서 ③의 인과 효과 추정치에 대해 편향이 발생할 수 있다.
공변량 X를 포함한 평균 처치 효과는 루빈의 인과 모델에서 정의된다.
자세한 수학적 소개는 생략하지만, 공변량 X가 충족해야 할 조건에서, 처치 변수 T가 0과 1의 두 그룹의 기대값 차이로써 편향 없이 구하기 위해서는 함수 p(X)에 대해
를 충족해야 한다.
이를 이하 '균형 조건'이라고 부르며, 다음 절에서 이 필요 조건이 충족되는지 통계적으로 확인하는 데 사용된다.
경향 점수 p(X)는 로지스틱 회귀로 구한다. 즉,
라는 모델에서 𝛽0, ..., 𝛽k의 추정치 \hat𝛽0, ..., \hat𝛽k를 추정하고, 관측된 값
를 대입하여 pi의 추정값 \hat pi로 구한다.
여기서 pi는 사외이사를 두지 않은 상태에서 두게 될 확률이며,
는 기업가치와 기업 성과 및 배당의 향상에 영향을 미칠 것으로 생각되는 12개의 변수이다.
회귀 분석의 종속 변수에 해당하는 결과 변수, 즉 아웃컴은 Tobin’s Q, 산업 조정된 ROA, 특별 손실 항목의 영향을 배제한 이익에서 산출한 산업 조정된 ROABEI, 배당 비율의 각각의 도입 전후의 증가분이다.
도입 전후의 증가분은 도입 전 1년~1년 후, 도입 전 1년~2년 후, 도입 전 1년~3년 후, 도입 연도~1년 후, 도입 연도~2년 후의 조합이다.
따라서, 기업가치에 관련된 4개의 변수와 5개의 연도 조합에 대해 총 20개의 모델을 고려한다.
공변량에 대해서는 사외이사 도입의 결정 요인에 대해 실증 분석한 사이토(2011)와 Giannetti and Simonov(2006)를 원용한다.
즉, 기업 규모, 비즈니스 복잡성을 나타내는 지표, 정보 획득 비용을 나타내는 지표, 프라이빗 베네핏을 나타내는 지표 외에, 산업 조정된 이익률(INDROA), 기업 연령의 자연 로그(LOGAGE), 외국인 주식 보유 비율(Foreign)을 사용한다.
구체적으로는, 기업 규모로서 매출액의 로그 값(LOGSALES)을 사용한다.
다음으로, 비즈니스 복잡성을 나타내는 지표로서 자회사 수(Subsidiary), 해외 매출 비율(ForeignSale), 부채 비율(DE)의 3변수를 사용한다.
또한, 정보 획득 비용으로서 연구 개발 집약도(RD), 리스크(RISK)의 2변수, 프라이빗 베네핏을 나타내는 지표로서 자유 현금 흐름(FCF), 러너 지수의 2변수를 사용한다.
기업가치의 변화는 평균으로 회귀하는 경향이 있기 때문에, 사이토(2011)와 동일하게, 이에 의한 영향을 통제하기 위해 전년의 산업 조정된 이익률(INDROA)을 설명 변수에 추가하고 있다.
또한, 사이토(2011)에서 사용된 기업 연령의 자연 로그(LOGAGE)를 사용한다.
Giannetti와 Simonov(2006)에서는 기관 투자자나 외국인 주주가 우수한 기업 지배구조를 가진 기업에 투자하는 경향이 확인되었기 때문에, 외국인 투자자 보유 비율(Foreign)도 설명 변수에 추가한다.
이러한 공변량에 의한 경향 점수 매칭 DD 추정량에 더하여, 경향 점수 가중 최소 제곱(IPW: inverse probability weighted) 추정량, 경향 점수 가중 최소 제곱 회귀 조정(IPWRA: inverse probability weighted regression adjustment) 추정량도 결과의 견고성을 확인하기 위해 구한다.
4. 실증 결과
표 1은 기본 통계량을,
표 2는 변수 간의 상관관계를 나타낸다.
표 2의 Pearson 상관과 Spearman 상관 모두에서, LOGSALES와 Subsidiary, ForeignSale, FCF, Foreign, LOGAGE는 D_Governance와 양의 상관관계가 있는 것으로 확인된다.
한편, DE와 RISK, 러너 지수는 D_Governance와 음의 상관관계가 있는 것으로 확인된다.
이는 매출액, 자회사 수, 해외 매출 비율, 자유 현금 흐름, 외국인 주식 보유 비율, 기업 연령이 클수록 사외이사가 도입되는 경향이 있음을 의미한다.
또한 부채 비율, 리스크, 러너 지수가 클수록 사외이사가 도입되기 어려움을 시사한다.
경향 점수 DID 추정량, IPW 추정량, IPWRA 추정량의 결과를 논하기 전에, 표 3에서 공변량의 표준화 차이에 대해 절대 평균이 0.25 이하인 Rubin(2001)의 조건이 모든 아웃컴에 대해 충족되는 것을 확인하였다.
표 4는 경향 점수 매칭 DID 추정량을 나타낸다.
도입 1년 전부터 1년 후, 도입 1년 전부터 2년 후, 도입 연도부터 1년 후의 기간에 사외이사를 도입함으로써 Tobin’s Q가 향상된 것을 확인할 수 있다.
ROA에 대해서는 도입 1년 전부터 1년 후와 도입 1년 전부터 3년 후, ROABEI에 대해서는 도입 1년 전부터 3년 후에 커지고 있다.
또한 배당(DIV)에 대해서는 어느 기간에도 사외이사를 도입함으로써 높아진 것을 알 수 있다.
표 5는 IPW 추정량을 나타낸다.
DID 추정량과 마찬가지로, 도입 1년 전부터 1년 후, 도입 1년 전부터 2년 후, 도입 연도부터 1년 후의 기간에 사외이사 도입으로 Tobin’s Q가 상승하고 있다.
ROA는 도입 1년 전부터 1년 후와 도입 1년 전부터 3년 후, 도입 연도부터 1년 후, ROABEI는 도입 1년 전부터 3년 후에 상승하고 있다.
또한 배당(DIV)은 모든 기간에 상승하고 있다.
표 6은 IPWRA 추정량을 나타낸다.
Tobin’s Q에 대해서는, 사외이사 도입 1년 전부터 1년 후와 도입 1년 전부터 2년 후, 도입 연도부터 1년 후, 도입 연도부터 2년 후에 사외이사를 도입한 기업에서 상승하고 있는 것을 확인할 수 있다.
ROA에 대해서는 도입 1년 전부터 1년 후와 도입 1년 전부터 3년 후, 도입 연도부터 1년 후에 상승하고 있다.
또한 ROABEI에 대해서는 도입 1년 전부터 3년 후에 커지고 있다. 배당(DIV)에 대해서는, DID 추정량과 IPW 추정량의 결과와 마찬가지로 모든 기간에 사외이사 도입으로 높아지고 있는 것을 시사한다.
표 7은 DD 추정량을 나타낸다.
Tobin’s Q에 대해서는, 사외이사 도입 1년 전부터 1년 후와 도입 1년 전부터 2년 후, 도입 연도부터 1년 후에 사외이사를 도입한 기업에서 상승하고 있다.
ROA에 대해서는 도입 1년 전부터 3년 후와 도입 연도부터 1년 후에, 또한 ROABEI에 대해서는 도입 1년 전부터 3년 후에 상승하고 있다.
또한 배당(DIV)에 대해서는 모든 기간에 사외이사 도입으로 높아지고 있는 것을 시사한다.
일련의 실증 결과는 기업가치 향상, 이익률 상승, 주주 환원의 적극화 등 사외이사 도입에는 일정한 경제적 효과가 있음을 시사한다.
어떤 분석 방법을 사용하더라도, 기업가치에 대해서는 도입 1년 전부터 1년 후, 도입 1년 전부터 2년 후, 도입 연도부터 1년 후에 그 향상 효과가 확인된다.
또한 ROA에 대해서는 모든 분석 방법에서 도입 1년 전부터 1년 후, 도입 1년 전부터 3년 후에 그 상승이 확인된다.
더욱이, 주주 환원에 대해서는 사외이사 도입에 따라 배당이 적극화되는 것이 밝혀졌다.
5. 추가 분석
지금까지 사외이사를 도입했을 때의 기업가치에 대한 평균적인 효과를 검증하였다.
여기서는 추가적으로, 제1차 차분의 수식의 응용으로서,
에 대한 평균적인 처치 효과가 아니라,
의 분포의 백분위수(=분위수)에 대한 처치 효과를 분석한다.
본 논문에서는, DD 추정의 틀에 따르는 분위수 회귀 방법의 결과만을 보고한다.
추정 결과는 표 8에 요약되어 있다.
표의 가장 왼쪽에 있는 OLS 열의 결과는 평균에 대한 처치 효과이며, 이는 표 7에 보고된 DD 추정량이다.
이에 반해, Q(･)로 표기된 통계량은 순서대로 10% 백분위수, 25% 백분위수, 50% 백분위수, 75% 백분위수, 90% 백분위수에 대한 추정 결과이다.
중앙값인 Q(0.50)에 대한 결과가 평균에 대한 결과와 수치상의 차이가 있는 등, 대칭적인 효과가 있다고는 할 수 없고, 유의하지 않은 결과가 많은 점에 유의해야 한다.
그럼에도 불구하고, 어떤 분위수에 대한 처치 효과도 양의 값을 나타내고 있다.
즉, 기업가치의 높아짐 정도에 따라 사외이사를 도입하는 효과가 증감하는 결과는 인정되지 않으며, 다른 요인에 의한 기업가치의 상승·하락에 관계없이 사외이사의 도입 효과는 양의 값을 가지는 경향이 있다.
더 나아가 다른 요인에 의한 기업가치의 하락이 있더라도, 사외이사의 도입은 기업가치에 대해 통계적으로 유의한 마이너스 효과를 나타내지 않는다고 할 수 있다.
6. 결론
본 논문에서는 사외이사를 도입한 기업과 미도입 기업을 비교하여, 사외이사의 도입이 기업가치와 기업 성과, 주주 환원 등에 어떤 영향을 미치는지에 대해 실증 분석을 수행하였다.
실증 분석 결과, 사외이사의 도입에는 기업가치 향상, 이익률 상승, 주주 환원의 적극화 등 일정한 효과가 있는 것으로 확인되었다.
기존의 선행 연구에서는 사외이사 도입의 효과에 대해 검증되지 않았던 점을 고려하면, 본 논문의 공헌은 도입의 효과에 주목한 점에 있다고 할 수 있다.
본 논문에서는 사외이사를 도입할지 여부에 초점을 맞추었기 때문에, 이사회에서 사외이사의 비율이나 기업가치, 혹은 사외이사의 수와 기업가치 등의 측면에 대해서는 논점이 남아 있다.
이러한 논점에 대해서는 향후 과제로 삼고자 한다.
