[{"report_no":"2293","report_type_name":"이슈보고서","img_src":"\/kcmifile\/report_data\/2293\/reportpic_2293.jpg","report_title":"WGBI 편입 이후의 리스크 평가 및 관리 방향","report_num":"[26-10]","author":"선임연구위원 강현주 외","pub_date":"2026.05.04","summary":"본 연구는 우리나라의 세계국채지수(WGBI) 편입 이후의 주요 리스크 요인과 관리 방향에 대해 논의한다. WGBI 편입으로 대규모 자본유입과 국채금리 하락, 국채 수요 기반 확대, 국채ㆍ외환시장 참가자 다변화 등 다수의 긍정적 효과가 예상된다. 단, 새로운 체제가 안착하고 그 편익이 극대화되기 위해서는 편입 이후의 리스크에 대한 다각적인 점검과 효과적인 관리가 필요하다. \r\n\r\n첫째, ‘지위 변화 리스크’ 측면에서 해외 사례를 분석한 결과, 편입 이후에도 시장 접근성 악화로 인한 하향 평가 위험이나 기편입국의 재정 상황 및 신규 편입 등으로 지수 내 비중 조정이 발생할 수 있음이 확인된다. 특히, 주요 선진국의 국채 발행 확대와 인도 등 신흥국의 신규 편입 가능성, 현재 과소 투자된 대중국 배분 비중의 정상화 등은 한국의 지수 내 비중이 하향 조정될 수 있는 경로이다.\r\n\r\n둘째, ‘외환ㆍ외화자금시장 리스크’ 실증분석 결과, 편입 결정 이후 외국인 채권자금의 유입 구조가 차익거래 중심에서 환노출(unhedged) 자금의 비중이 확대되는 방향으로 변화한 것으로 나타났다. 이에 따라 외국인 자금 유입이 환율에 미치는 영향력이 유의하게 확대되는 한편, 스왑시장에서는 투자자 구성의 다변화로 인해 반응경로의 예측 가능성이 저하되는 과도기적 특성이 관찰되었다.\r\n\r\n이러한 변화는 다음과 같은 시사점을 제공한다. 통상적인 상황에서 인덱스 자금의 유입은 현물환 거래를 확대하여 외환시장의 유동성을 개선하고 원화 절상 압력으로 작용하는 한편, 최근과 같은 국면에서는 환율 안정에 기여할 것으로 예상된다. 반면, 극심한 스트레스 상황에서는 지위 변화 리스크와 외환시장 리스크가 상호 강화되는 구조적 취약성이 나타날 가능성이 있다. 즉, 지수 내 지위가 급변하는 상황에서는 국채 매도가 원화 매도로 직결되어 지위 변화 리스크와 외환시장 리스크가 상호 증폭될 수 있다. 따라서 정책적으로는 시장 접근성 및 제도적 일관성을 유지하고, 외국인 자금의 유형별 특성에 대한 정교한 모니터링을 강화하는 한편, 외환시장 안정화 정책과 국채시장 수급 관리를 연계한 통합적 대응 체계를 구축할 필요가 있다.","content":"Ⅰ. 서론<\/strong>
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\r\nWGBI는 주요 글로벌 채권지수1)<\/sup> 중 하나로 영국의 FTSE Russell이 작성ㆍ발표하고 있다. 2026년 1월 현재 총 25개국의 국채(잔존만기 1년 이상)가 지수에 포함되어 있으며 우리나라는 26번째로 2026년 4월부터 11월까지 단계적으로 편입된다. 각국의 지수 내 비중은 시가총액을 기준으로 매월 산출되는데 미국의 비중(41.4%)이 가장 높고, 다음으로 중국(11.1%), 일본(8.4%) 등의 순으로 구성되어 있다. 우리나라의 비중은 약 1.8%로 65개 종목이 지수 산출에 포함된다.2)<\/sup> 
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\r\n우리나라는 2022년 9월 편입 후보로서 관찰 대상국으로 지정되었고 2024년 10월 편입이 결정되었다. 정량적인 조건인 국채 발행 잔액과 국가 신용등급 측면에서는 일찍이 편입 기준을 충족하였으나 정성적인 조건인 시장 접근성3)<\/sup>의 개선이 요구되어 약 2년간의 관련 제도 및 인프라 정비를 거쳤다. 이 과정에서는 외국인 투자 등록(Investment Registration Certificate: IRC) 제도 폐지를 통한 진입 장벽 해소, 외국인 국채 투자에 대한 이자 및 양도소득 비과세 조치를 통한 국제적 조세 일관성 확보, 국제예탁결제기구(International Central Securities Depository: ICSD)와 국채통합계좌를 연계한 시장 접근성 제고, 외환시장 거래 개편 및 인프라 확보를 통한 외환거래 효율성 개선 등이 이루어졌다. 
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\r\n글로벌 채권지수 편입의 경제적 효과에 관해서는 이미 상당수의 연구가 축적되어 있다. 이론적으로, 벤치마크 지수에 한 국가가 편입되면 해당 지수를 추종하는 패시브 및 액티브 펀드들이 포트폴리오를 리밸런싱하면서 해당국으로 자본이 유입되는 벤치마크 효과(benchmark effect)가 발생한다(Raddatz et al., 2017). Pandolfi & Williams(2019)는 JP Morgan GBI-EM Global Diversified 지수의 국가별 비중 상한(10% cap) 규칙에 의해 매월 발생하는 기계적 리밸런싱을 활용하여, 정보와 무관한 자본흐름이 신흥국의 국채 수익률을 유의하게 하락시키고 환율 절상을 수반함을 실증하였다. Broner et al.(2021)은 WGBI 및 GBI-EM에 신규 편입된 6개국을 대상으로 편입 발표 전후의 효과를 분석하여, 대규모 자본유입이 국채금리 하락 및 통화가치의 절상을 야기하며 이 효과가 국내 경제주체 간에 이질적으로 파급됨을 확인하였다. 이들 연구는 채권지수의 구성 변화가 정보가 아닌 수요 충격을 통해 자본흐름과 금리에 체계적인 영향을 미친다는 점을 공통적으로 보여주고 있다.
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\r\n국내에서도 한국의 WGBI 편입에 따른 자본유입 규모와 금리 효과에 대한 분석이 활발하게 이루어졌다. 자본유입 규모와 관련하여, 전 세계 WGBI 추종 자금은 약 2.5~3.0조달러로 추정되며 한국의 예상 편입 비중을 감안하면 약 500~600억달러(약 75~90조원)의 패시브 자금이 유입될 것으로 전망된다(김한수, 2023; 권도현ㆍ신술위, 2024). 금리 효과에 대해서는 다양한 방법론을 통한 추정이 이루어졌다. 김한수(2023)는 강동익 외(2021)의 국채 발행에 따른 금리 상승효과 추정치를 바탕으로 5년물 기준 약 25~70bp의 수익률 하락 효과를 제시하였다. 김미루 외(2024)는 WGBI에 신규 편입된 4개국(뉴질랜드, 중국, 멕시코, 말레이시아)을 대상으로 이중차분법(Difference in Difference)을 적용하여 편입 이후 10년물 국채금리가 대조군 대비 약 58~147bp 낮아지는 효과를 확인하였다. 한편, 이스라엘(2019년 편입 후 외국인 국채 보유 비중 5.3%에서 15.0%까지 상승), 멕시코(2010년 편입 후 외국인 보유 비중 약 40% 상승) 등 최근 편입 사례에서도 자본유입 확대가 공통적으로 관찰되었다(권도현ㆍ신술위, 2024; 김한수, 2023).
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\r\n이상의 연구 결과와 같이 WGBI 편입은 재정 조달 비용 절감과 원화 가치 유지에 긍정적인 영향을 미칠 것으로 판단된다. 이 외에도 글로벌 인덱스 투자자들이 안정적인 국채 수요 기반을 형성하고 거래 활성화로 국채시장의 가격 발견 기능을 제고하는 효과를 기대할 수도 있다. 아울러 국채 및 외환시장 참가자 다변화를 통해 과도한 동질화가 유발할 수 있는 시장 내 쏠림 문제를 완화하는 데에도 일정 부분 기여할 것으로 보인다.
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\r\nWGBI 편입이라는 중요 과제가 해결되고 이행기에 진입한 지금은, 새로운 체제가 안착하고 전술한 편익이 극대화될 수 있는 관리 방안을 모색해야 하는 시점이다. 이에 본고는 WGBI 편입 이후의 리스크 요인을 점검하고 정책적 시사점을 논의함으로써 그 방향을 제시하고자 한다. 기존 연구는 주로 긍정적 효과 추정에 초점을 맞추면서, 편입 이후에도 지속적으로 적격성이 재평가되며 시장 환경 변화에 따라 지수 내 비중이 달라진다는 점 등의 지위(status) 변화와 관련된 사항은 크게 주목받지 못했다. 또한 편입에 따른 대규모 자본유입이 외환시장 및 외화자금시장의 구조적 변화를 수반하여 외환 스왑 및 현물 시장에서 가격 변수의 동학(dynamics) 변화와 새로운 리스크 요인이 나타날 수 있다는 점도 조명받지 못한 부분이다.
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\r\n본 연구는 이러한 문제의식에 기반하여 WGBI 편입 이후 한국이 직면할 수 있는 리스크를 두 가지 측면에서 분석한다. 첫째, 지위 변화 리스크(status risk)로서 신규 편입국에 의한 비중 재조정, 시장 접근성 재평가 등으로 지수 내 지위가 변동될 가능성과 그 파급효과를 해외 사례를 통해 검토한다. 둘째, 외환 및 외화자금시장 리스크로서 편입 결정 전후로 외국인 채권자금이 환율과 스왑레이트에 미치는 파급경로가 어떻게 구조적으로 변화하였는지를 실증적으로 분석한다. 아울러 이상의 분석 결과를 바탕으로 우리나라의 리스크를 평가하고 정책 방향을 제시한다.
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\r\nⅡ. WGBI 편입 이후 지위 변화 리스크 사례<\/strong>
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\r\nWGBI 편입 이후 국가별 비중은 국채의 시가총액에 따라 매월 조정되기 때문에 한 국가가 신규 편입되면서 기존 편입국들의 비중이 낮아질 수도 있다. 또한, 편입 자격 유지를 위해서는 정량 및 정성적으로 일정 조건을 충족해야 하며 편입 이후에도 지속적으로 시장 접근성 등의 측면에서 적격성이 재평가된다. 이러한 비중 조정이나 편입 상태 변화 등은 넓은 의미에서 지수 내 지위(status)와 관련된 리스크라 할 수 있다. 본 장에서는 해당 리스크를 지위 변화 리스크(status risk)로 지칭하고, 각국에서 지위 변화 리스크가 현실화된 사례4)<\/sup>와 배경 및 경과 상황에 대해 살펴보고자 한다.
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\r\n1. 신규 편입 및 지수 비중 재조정
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\r\n자금의 성격(패시브 및 액티브)에 따라 다소 차이가 있겠지만, 기본적으로 WGBI 추종 자금은 지수 내 비중에 따라 종목을 보유함으로써 지수의 움직임을 복제하는 것으로 볼 수 있다. 만약 대규모 국채시장이 형성된 국가가 지수에 신규 편입된다면 기존 편입 국가들의 비중이 대폭 조정되면서 투자자금의 유출이 발생할 수 있다. 또한 주요 편입국의 재정 상황 급변, 중앙은행의 대규모 양적 완화 및 긴축 등에 따라 유통 물량이 변화하면서 지수 내 국가별 비중에 영향을 미치기도 한다.
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\r\n신규 편입으로 지수 내 구성비가 크게 변화한 사례로는 중국의 편입 시를 들 수 있다. 중국은 2021년 10월부터 2024년 9월까지 3년의 이행 기간을 거쳐 지수에 편입되었다. 편입 완료 직후 발표된 FTSE-Russell의 보고서에 따르면 WGBI 내 중국의 비중은 10.2%에 해당한다(FTSE-Russell, 2025). 이에 따라 기존 편입국들의 비중도 조정되었는데, <표 Ⅱ-1>에 주요국들의 비중 변화가 제시되어 있다. 이 중 미국은 중국 편입 시 42.8%로 중국 미편입 시를 가정한 경우의 비중인 47.6%보다 4.8%p 낮아진 것으로 나타난다(2025년 3월 기준). 이는, 글로벌 투자자가 WGBI 지수를 따라 총 100조달러의 자금을 각국 국채에 배분하고 있었다면, 중국의 편입 이후 미 국채에 대한 투자를 4.8조달러만큼 축소하게 된다는 점을 의미한다. 그리고 미국의 관점에서 보면, 중국의 편입 이전(47.6조달러)과 비교할 때 약 10%에 해당하는 투자자금 유출이 발생하게 된다. 다만, 상황의 특수성으로 인해 WGBI를 추종하던 기존 글로벌 투자자들이 실제로 지수 내 비중에 따라 중국 채권에 자금을 배분했는지는 불확실한 측면이 있다. 특히 GPIF는 원래 WGBI를 벤치마크로 했지만, 중국의 편입 이후 중국 국채시장의 유동성, 결제시스템5)<\/sup>, 안정성 등에 대한 우려를 이유로 들어 중국 제외 채권지수(WGBI ex. Japan and China)로 벤치마크를 전환하였다(Nikkei Asia, 2021.9.29). 이에 따라 GPIF는 해외 채권투자에서 중국 국채를 배제한 전략을 운용하고 있다. 한편, 2021년에는 헝다 그룹 디폴트, 지방정부 재정위기 등으로 중국 금융시장 전반에 대한 불안감이 확산된 바 있다. 이로 인해 WGBI 편입에도 불구하고 글로벌 투자자들이 중국 국채에 대한 투자를 기피하면서 GPIF와 같이 중국 제외 지수를 벤치마크로 채택했을 가능성이 있다.6)<\/sup>\r\n

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\r\n<그림 Ⅱ-1>의 막대(실선) 그래프에는 외국인의 중국 국채 보유액을 편입 직전의 보유 잔액에 대비하여 나타내고 있다. 중국이 WGBI에 점진적으로 편입(phase-in)된 12분기의 기간 중 초기에는 외국인 투자자금이 순유입되었지만, 최종 시점인 2024년 4분기에는 오히려 순유출된 것으로 관측된다. 자료의 제약으로 투자자금의 성격을 특정하기는 어렵지만, 주요 패시브 자금들이 지수 내 비중에 따라 투자했다면 다른 결과가 나타났을 가능성이 크다고 판단된다. 이는 중국 국채 투자를 명시적으로 배제한 GPIF가 가상적으로 중국 국채에 투자한 상황을 상정함으로써 추론할 수 있다. <그림 Ⅱ-1>의 점선 막대는 중국의 편입 일정과 지수 내 비중에 따라 투자한 경우 GPIF가 보유했을 중국 국채(금액)를 표시하고 있다. 해당 수치만을 반영하더라도 외국인의 중국 국채 보유액이 실제(2024년 3분기 대비)보다 14% 이상 증가하면서 편입 이전 대비 순증가로 반전되었을 것으로 추정된다.\r\n

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\r\n2. 편입 이후 시장 접근성 재평가
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\r\nWGBI 기편입국인 말레이시아는 시장 접근성 문제로 관찰 대상국으로 지정된 바 있다. 말레이시아의 시장 접근성 악화는 외환시장 규제 강화가 일차적인 원인으로 작용한 것으로 평가된다. 말레이시아 중앙은행은 2016년 11월 역외 선물환(Non-Deliverable Forward: NDF) 시장의 투기 자금이 외환시장의 불안을 유발하는 것으로 판단하여 말레이시아 내 은행의 NDF 시장 참여를 금지하고, 해외 금융기관에도 NDF 거래 중지를 요청하였다. 말레이시아 내 외환시장 규제7)<\/sup>는 역외 NDF를 통해 환리스크를 헤지하고 있었던 외국인 투자자들에게 상당한 장애요인으로 작용하였다(Financial Times, 2016.11.21; ADB, 2017; Bloomberg, 2019.5.13) 아울러 국채시장 내 유동성 및 비지표물의 가격 정보 부족 등도 채권시장 구조 측면에서의 시장 접근성에 부정적인 영향을 미쳤던 것으로 보인다.
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\r\n현행 시장 접근성 기준은 2019년 1월에 도입되었는데, FTSE Russell은 말레이시아의 외환 및 채권시장 여건이 해당 기준에 충분히 부합하지는 않는 것으로 평가하였다. 그 결과 2019년 4월 말레이시아는 시장 접근성 하향(potential downgrade) 관찰 대상국으로 지정되어 지수에서의 퇴출 가능성에 대한 우려가 커졌다. 이로 인해 부정적인 영향이 있었을 것으로 생각되기는 하지만, 패시브 자금의 경우 실제 퇴출 시에 포트폴리오가 조정되기 때문에 동 조치가 자본 유출입에 미친 영향에 대해 명확히 단정하기는 어렵다. 다만, <그림 Ⅱ-2>에 제시된 바와 같이 관찰 대상국 지정 당시 일부 채권 자금의 유출이 관측된다는 사실은 참고할 필요가 있다. \r\n

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\r\n말레이시아는 관찰 대상국 지정 이후 시장 접근성 향상을 위해 외환 및 금융시장 제도 개편을 추진하였다. 대표적으로 역외 중개기관(Appointed Overseas Office: AOO) 제도를 도입하여 말레이시아 내 외환시장을 통해 해외 투자자들의 헤지 수요를 충족할 수 있도록 하고, AOO 설치 가능 대상에 해외 소재 은행을 포함함으로써 폐쇄성을 개선하였다. 또한 선물환 거래 요건 및 포지션 관련 규제 등을 완화함으로써 외환시장의 자유도 향상을 도모하였다.8)<\/sup> 국채시장에서는 국채 교환 및 재발행 확대 등 발행 정책을 통해 유동성을 제고하는 한편, 국채전문딜러(principal dealer)가 비지표물의 호가를 의무적으로 제출하게 하여 가격 정보를 보완하였다. FTSE-Russell은 이러한 제도 개선 상황과 시장 접근성에 대한 재평가를 통해 2021년 말레이시아를 퇴출 후보국에서 제외하였다.
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\r\n3. 국내 시장에 대한 시사점
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\r\n이상의 해외 사례 분석은 우리나라의 지위 변화 리스크를 평가하고 관리 방향을 모색하는 데 유용한 시사점을 제공한다. 먼저 지수 내 비중 변화 측면에서 보면, 단기간 내에 일부 국가가 신규 편입되면서 지수 내 비중이 크게 조정될 가능성은 크지 않은 것으로 평가된다. 비편입국 중에서는 인도의 국가부채 규모가 가장 크지만, 중국의 약 15%(중앙정부 기준)에 해당하며 이 중 외국인의 투자가 가능한 적격 국채는 약 5,000억달러로 우리나라보다 작은 수준이다. 또한 국가 신용등급도 WGBI 편입 기준보다 2~3단계 아래에 있어 단기간 내에 정량적 조건을 충족하기는 어려워 보인다. 다만, 인도는 2024년 10월 시장 접근성 등급이 Level 1로 상향 조정되면서 FTSE 신흥국 국채지수(EMGBI)에 편입되었다. 이는 WGBI 편입(Level 2 필요)의 전 단계에 해당하며, 인도가 외환시장 개방과 결제 인프라 개선을 지속할 경우 중장기적으로 WGBI 편입 후보로 부상할 수 있다. 이 밖에도 <그림 Ⅱ-3>에는 중국과 인도 외 주요 신흥국들의 국가부채 및 신용등급이 나타나 있는데, 이 중 신용등급 기준을 충족하는 사우디아라비아, 칠레, 체코 등의 경우 편입 후보군이 될 수 있다. 그 가능성이 제한적이기는 하지만, 다수의 국가가 동시에 포함되면서 단기간에 급격한 비중 조정이 발생하는 꼬리 위험(tail risk)에는 유의해야 할 것으로 판단된다. \r\n

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\r\n한편, 중국의 WGBI 편입이 완료되기는 했지만, 실제 자산 배분의 괴리와 관련된 리스크가 여전히 존재한다는 점에도 유의할 필요가 있다. 전술한 GPIF 외에도 일본 지방공무원조합 연금과 같이 중국 제외 WGBI를 벤치마크로 하여 중국 국채 투자를 배제한 운용 주체들이 다수 존재9)<\/sup>하는 것으로 보인다. 이는 WGBI 지수의 구성 비중으로 산출한 것보다 우리나라로 유입되는 투자자금 규모가 커지는 상방 불확실성이 존재한다는 점을 시사한다. 그리고 다른 한편으로는, 해당 투자자들이 향후 중국 포함 지수(WGBI)로 벤치마크를 전환할 경우 우리나라의 비중을 축소함으로써 자금이 유출될 하방 리스크도 존재한다. 특히, 중국 국채를 배제한 것으로 확인된 GPIF의 국내 투자액(한국 국채 총배분액)만으로도 100억달러를 넘어설 것이므로10)<\/sup>, 전술한 리스크가 잠재된 자금의 총규모가 상당한 수준에 이를 수 있다. 따라서 해당 운용 주체들의 자산 배분 변화와 그에 따른 자금 유출입 리스크에 유의해야 할 필요가 있다고 판단된다.11)<\/sup>
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\r\n이 외에도 주요국의 채권시장 규모 변화 등에 따른 지수 내 비중 조정 가능성을 모니터링할 필요가 있다. 일반적으로 주요국의 채권시장 규모는 점진적으로 변화하지만, 재정 상황이 급변하거나 중앙은행이 양적 완화ㆍ긴축 등을 긴급하게 활용하는 경우 변동성이 확대될 수 있다. 미국의 경우 의회예산처 전망(CBO, 2026)에 따르면 재정적자가 점증할 것으로 예상됨에 따라 국채 발행이 늘어나 WGBI 내 비중이 추가로 확대될 가능성이 있다. 유럽에서도 국방비 확대를 위한 재정지출 증가가 논의되고 있어 유사한 방향의 압력이 존재한다. 이러한 주요국의 국채 공급 확대는 한국의 비중을 점진적으로 희석시키는 요인으로 작용할 수 있으므로, 관련 동향을 지속적으로 모니터링할 필요가 있다. 또한 주요국의 국채 발행과 조기 상환 등 발행 정책도 채권시장 규모에 영향을 미칠 수 있다. 발행 정책의 경우, 각국 재무부나 국가부채 관리주체(Debt Management Office) 등이 사전 공표하여 예측 가능성이 상대적으로 높으므로 해당 정보를 활용한 선제적 대응이 가능할 것이다.
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\r\n다음으로, 편입 시 걸림돌로 작용했던 시장 접근성 측면에서 보면, 외국인 투자자들의 진입 장벽 해소, 과세제도의 국제적 정합성 확보, 외환시장 접근성 및 거래 편의성 증진을 위한 제도ㆍ인프라 구축으로 단기간 내에 상당한 진전이 이루어졌다. 그러나 최근 개편된 주요 제도들은 아직 정착 단계에 있어 지속적인 점검과 추가적인 개선 방향의 모색이 필요하다. 특히 이러한 작업은 개별 시장 부문(segment) 단위가 아닌 종합적인 시각에서 진행되어야 할 것으로 판단된다. 해당 실행 방안의 예로, 외환시장 제도 개편이 외국 투자자들의 원화 자금 조달, 결제 및 처분 등의 효율화에 기여하는지 평가하고 유관기관 공동으로 개선 방안을 도출하는 것을 들 수 있겠다. 이와 관련하여 2026년 1월 발표된 「MSCI 선진국 지수 편입을 위한 외환ㆍ자본시장 종합 로드맵」은 중요한 의미를 가진다. 해당 로드맵은 외환시장 24시간 개장, 역외 원화결제 시스템 구축, WMR 편입12)<\/sup> 등을 포함하고 있으며, 이는 시장 접근성 개선과 동시에 WGBI 편입 이후 확대될 외환시장 파급경로에 대한 대응 인프라로도 기능한다. 따라서 로드맵 이행 과정에서 외환시장 안정성과의 정합성을 함께 점검할 필요가 있다.
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\r\n아울러 안정적인 투자 환경 조성을 위해 제도적 일관성을 유지하는 것도 필요하다. <부록>에서 설명한 바와 같이 스위스의 경우 외국인 투자자에 대한 과세13) <\/sup>시행으로 금융시장ㆍ거시경제ㆍ규제 환경 측면의 요건에 미달하면서 지수 퇴출 이후 재편입에 실패하였는데, 우리나라도 유사한 경험이 있다. 우리나라는 2009년에 WGBI 편입을 위해 외국인 채권투자에 대한 비과세를 시행하였다가 2012년에 이를 철회하였고, 그 결과 ICSD를 통한 예탁결제와 지수 편입이 무산된 바 있다. 이러한 전례를 상기하면서 주요 편입국들과의 규제적 동일성뿐만 아니라 제도의 동태적 일관성을 유지해 나가야 할 것이다.
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\r\n국채시장 미시구조 측면에서도 개선이 필요하다. 특히, 초장기 국고채 발행 잔액이 누적되고 있어 경과물의 유동성 제고는 국채시장의 주요 현안 중 하나이다(장보성ㆍ정화영, 2025). 향후 인덱스 투자자금을 중심으로 리밸런싱을 위한 경과물 매매 수요가 커질 것으로 예상되는데, 이를 위해서는 충분한 유동성이 뒷받침되어야 할 것이다. 정부는 국채전문딜러에 경과물을 대상으로 시장 조성 의무를 부과할 계획인데, 이는 원활한 거래를 지원하는 데 도움이 될 것으로 예상된다. 다만, 시장 조성과 같은 상시적 수단 외에도 교환, 재발행, 조기 상환 등의 발행 정책도 상황에 따라 탄력적으로 운용할 필요가 있을 것으로 보인다.14)<\/sup> 하지만, 현 국가재정법15)<\/sup> 하에서는 순증액이 아닌 총액을 기준으로 국채 발행 한도가 관리되기 때문에 발행 정책을 적시에 활용하는 데에는 한계가 따를 수 있다. 따라서 순증액 기준으로의 개정을 통해 법적 제약을 완화하는 것이 바람직하다고 생각된다.
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\r\nⅢ. 외환 및 외화자금시장에 대한 영향 및 리스크<\/strong>
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\r\n본 장에서는 WGBI 편입 결정(2024년 10월) 전후로 외국인 채권자금이 국내 외환시장 및 외화자금시장에 미치는 파급경로가 어떻게 변화하였는지를 실증적으로 분석한다. 다만, 본 분석의 Post-WGBI 기간은 WGBI 정식 편입 시행(2026년 4월) 이전에 해당하므로, 편입 자체의 순수한 효과를 검증하는 것은 아니라는 점에 유의할 필요가 있다. 본 분석의 목적은 편입 결정을 전후하여 외국인 채권자금의 성격과 시장 파급경로가 변화하였는지를 확인하고, 편입 이후의 외환부문을 비롯한  위험 관리에 필요한 실증적 시사점을 도출하는 데 있다. 편입 결정 이후 관찰되는 변화는 편입 기대에 따른 선제적 자금 유입, 투자자 구성의 변화 등 복합적 요인이 작용한 결과이며, 이러한 과도기적 특성 자체가 향후 리스크 관리의 중요한 참고 자료가 될 수 있다.
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\r\n1. 분석 방법
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\r\n가. 분석 모형의 개요
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\r\n본 분석은 Richards(2005) 및 강현주ㆍ이효섭(2023)의 충격 식별전략을 따라, 미국과 한국 간 시차(time zone difference)를 활용한 3변수 구조VAR(Structural Vector Autoregression) 모형을 추정한다. 핵심 아이디어는 순차적 정보 흐름의 식별이다. 미국 채권시장은 한국 시간 기준 새벽에 마감하므로, 전일 미국 금리 변동은 당일 한국 시장 개장 시점에 이미 확정된 정보로 작용한다. 이 정보에 반응하여 외국인 투자자들이 국내 채권시장에서 매매를 실행하고, 그 매매 활동이 다시 당일 환율이나 스왑레이트에 반영된다. 이러한 전일 미국 국채금리 변화 → 당일 외국인 채권매매 → 당일 국내 시장변수의 순서에 촐레스키 분해(Cholesky decomposition)를 적용하여 구조적 충격을 식별한다.
\r\n
\r\n이상의 식별전략에 따라 VAR의 내생변수는 다음과 같이 구성된다. ① 전일 미국 국채금리(10년물) 변화(%p)는 글로벌 금리 환경을 대표하는 외생적 요인이다. ② 당일 외국인 국내채권 순매입(발행 잔액 대비 %)은 전체 채권 발행 잔액 대비 비율로 정규화하여 시장 규모 변화를 통제한다. ③ 국내 시장변수는 원달러 환율 변화율(%) 또는 스왑레이트(3개월물) 변화(%p)를 사용하며, 시장변수별로 별도의 3변수 모형을 추정하여 각 파급경로의 영향을 개별적으로 식별한다.
\r\n
\r\n추가로, 한국이 소규모 개방경제라는 점을 고려하여 블록 외생성(block exogeneity) 제약을 부가한다. 이는 외국인의 국내 채권매매 및 국내 시장변수가 미국 국채금리에 영향을 주지 못한다는 제약으로, 한국의 채권시장이나 환율이 미국 국채금리에 유의미한 영향을 미칠 수 없다는 판단에 기반한다. VAR 시차(lag)는 BIC(Bayesian Information Criterion) 기준으로 결정하였다. 또한 별도로 결과를 보고하지 않았으나, 기본모형에 더해 글로벌 위험선호(VIX 전일 변화) 등 외생변수를 추가로 통제한 모형을 병행 추정하여 강건성을 확인하였다.
\r\n
\r\n나. 표본의 구성 및 구조 변화 검정
\r\n
\r\n전체 분석 표본은 코로나19 이후 글로벌 금리 환경이 구조적으로 전환된 2022년 1월부터로 설정하였다. 저금리 시기와 고금리 시기에는 채권 매매 행태가 본질적으로 달라질 수 있으므로, 현재의 금리 환경과 동질적인 기간만을 분석 대상에 포함하였다. 이러한 표본 설정은 강현주ㆍ이효섭(2023)의 분석 기간(2022년 1월~2024년 6월)과도 일치한다. 표본 기간은 WGBI 편입 결정일인 2024년 10월 8일을 기준으로, 편입 결정 이전(Pre-WGBI, 677영업일)과 이후(Post-WGBI, 323영업일16)<\/sup>)로 구분하였다. 이후 두 기간에 대해 동일한 모형을 각각 추정하고, 추정 결과가 통계적으로 유의하게 달라졌는지를 Chow 우도비(likelihood ratio: LR) 검정을 통해 확인하였다. 이 검정은 전체 표본을 하나의 모형으로 추정한 결과와 기간별로 분리하여 추정한 결과를 비교하는 방식이다. 편입 결정 전후로 시장 구조에 변화가 없다면 합동모형과 분리모형 간 설명력 차이가 나타나지 않아야 하며, 반대로 분리모형의 설명력이 통계적으로 유의하게 높다면 구조적 변화가 발생한 것으로 해석할 수 있다.
\r\n
\r\nChow LR 검정이 시스템 전체의 구조 변화 여부를 평가하는 데 초점을 둔다면, 충격반응 분석은 개별 경로의 변화를 시각적으로 확인하는 역할을 한다. 이를 위해 Pre-WGBI와 Post-WGBI 기간 각각에서 추정한 충격반응을 95% 신뢰구간과 함께 비교하여, 외국인 채권매수 충격이 환율과 스왑레이트에 미치는 영향이 어떻게 달라졌는지를 분석하였다. 한 가지 유의할 점은 충격반응 분석에서 각 기간별 외국인 채권매수 충격의 1 표준편차가 충격의 크기로 사용되므로, Pre-WGBI와 Post-WGBI 간 충격의 절대 규모가 달라질 수 있다는 점이다. 그러나 분석 결과 외국인 채권순매입 잔차의 표준편차는 Pre-WGBI 기간 0.0212%, Post-WGBI 기간 0.0221%로, 배율이 1.04에 불과하여, 두 기간 간 충격의 규모 차이가 매우 제한적인 것으로 나타났다. 따라서 충격반응의 차이는 충격의 크기보다는 파급 메커니즘 자체의 변화를 반영하는 것으로 해석할 수 있다.
\r\n
\r\n2. 추정 결과
\r\n
\r\n가. 환율에 대한 영향
\r\n
\r\n전일 미국 국채금리 변화 → 당일 외국인 채권매매 → 당일 환율에 대한 분석 결과를 살펴보면, Chow LR 검정(LR=59.3, p=0.0011)은 WGBI 편입 결정 전후로 VAR 시스템 전체의 계수 구조가 통계적으로 유의하게 달라졌음을 보여준다. VIX를 외생변수로 통제한 경우에는 유의성이 더욱 강화되어, 이 구조 변화가 글로벌 위험선호 변동과 무관한 한국 고유의 변화임을 시사한다. 
\r\n
\r\n외국인 채권매수 1 표준편차 충격에 대한 환율의 즉시 반응은 Pre-WGBI 기간 –0.008%에서 Post-WGBI 기간 –0.067%로 약 8.3배 확대되었다. 앞서 확인한 바와 같이 충격 규모가 거의 동일하므로, 이 차이는 거의 전적으로 파급경로 자체의 변화에 기인한다. <그림 Ⅲ-1>의 누적 충격반응에서도 이러한 변화가 확인된다. Pre-WGBI 기간에는 외국인의 채권순매수 충격에 환율이 완만하게 하락하지만 95% 신뢰구간이 0을 포함하여 통계적으로 유의하지 않다. 반면 Post-WGBI 기간에는 충격 직후 환율이 급격히 하락한 뒤 일부 되돌림을 거쳐 수렴하며, 특히 초기 반응 구간에서 신뢰구간이 0 이하에 위치하여 편입 결정 이후 환율 채널이 새로 활성화되었음을 보여준다. 다만 장기 수렴값 자체는 두 기간 간에 유사한 수준으로, 편입 결정 이후 변화의 핵심은 장기 누적 효과의 크기보다 즉시 반응의 확대와 통계적 유의성의 획득에 있다. 한편 Pre-WGBI 기간에도 외국인 채권 유입의 누적 환율 효과는 유사한 수준으로 존재하였으나, WGBI 편입에 따른 자금 유입 규모의 대폭 확대를 감안하면 동일한 메커니즘이 훨씬 큰 원화 절상 압력17)<\/sup>으로 이어질 수 있는 것으로 시산된다.\r\n\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n나. 외화자금시장(스왑레이트)에 대한 영향
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\r\n전일 미국 국채금리 변화 → 당일 외국인 채권매매 → 당일 스왑레이트에 대한 Chow LR 검정 결과, 환율과 마찬가지로 외국인 자금이 스왑시장에 미치는 파급 메커니즘 자체가 근본적으로 변화했음을 보여준다. VIX 통제 시에도 유사한 결과가 확인된다. 한편, 스왑레이트의 충격반응 양상은 환율과 대조적이다. Pre-WGBI 기간에는 외국인 채권매수가 스왑레이트를 즉시 유의하게 상승시키는 것으로 나타난다. 이는 외국인이 국채 투자를 위한 원화조달을 위해 현물환 매도\/선물환 매입(이하 ‘Sell & Buy’) 스왑을 이용하면서 외화자금시장의 수급에 체계적인 영향을 미치는 경로가 작동하였음을 반영한다.
\r\n
\r\n반면 Post-WGBI 기간에는 점추정의 크기가 유사하거나 일부 시차에서 더 강해졌음에도 불구하고, 반응경로의 분산이 크게 확대되어 통계적 유의성은 확보되지 않았다. 이는 편입 결정 이후 외국인 투자자의 구성이 근본적으로 변화한 데 기인하는 것으로 판단된다. 편입 결정 이전에는 차익거래 유인에 반응하는 자금이 주를 이루어 Sell & Buy 스왑을 통한 체계적 경로가 작동하였으나, 이후에는 기존의 차익거래 자금을 포함하여 차익거래 유인과 무관하게 유입되는 인덱스 투자자금, WGBI 정식 편입 이전 선제적 포지션 구축 자금 등 다양한 성격의 투자자가 혼재하면서 스왑시장에 대한 반응경로가 불안정해진 것으로 판단된다.18)<\/sup> Chow LR 검정 및 충격반응 결과는 이러한 투자자 구성의 근본적 변화 가능성을 반영한다.
\r\n
\r\n3. 소결
\r\n
\r\n이상의 분석결과를 종합하면, WGBI 편입 결정을 기점으로 외국인 채권자금의 국내 외환ㆍ외화자금시장 파급경로가 구조적으로 변화하고 있는 것으로 판단된다. 편입 결정 이전에는 외국인 채권투자가 주로 차익거래 유인에 반응하는 자금으로 구성되어, Sell & Buy 스왑을 통해 유입되면서 스왑시장에 체계적이고 유의한 영향을 미쳤다. 반면 환율에 대한 영향은 통계적으로 유의하지 않았으며, 이는 환헤지된 자금이 현물환 시장에 직접적 영향을 미치지 않았기 때문으로 해석된다.
\r\n
\r\n<그림 Ⅲ-2>에 나타난 바와 같이 편입 결정 발표(2024년 10월) 이후 외국인의 국채 보유액은 비상계엄(2024년 12월) 시기를 제외하면 이전 대비 가파른 증가세를 보인 가운데 두 가지 특징적 변화가 관찰된다. 첫째, 환율 채널이 새로 활성화되어 외국인 채권매수의 환율 영향력이 유의하게 확대되었다. 이는 환헤지 비율이 낮은 인덱스 자금19)<\/sup>의 유입 확대와 관련된 것으로 보인다. 둘째, 스왑시장에서는 기존의 차익거래 중심 구조가 약화되고 다양한 성격의 투자자가 혼재하면서 반응경로의 분산이 확대되어 통계적 유의성이 약화되는 과도기적 특성이 나타났다. 이러한 변화는 외국인 채권자금이 환율 변동과 보다 직접적으로 연계되는 구조로 전환되고 있음을 의미하며, 향후 자금 흐름 변화가 외환시장 변동성으로 보다 빠르게 전이될 가능성을 시사한다. \r\n\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n다만 그 효과는 상태의존적(state-dependent)으로 해석할 필요가 있다. 평상시에는 외국인 채권자금의 유입이 현물환 거래 확대를 통해 외환시장의 유동성을 개선하고 원화 절상 압력으로 작용하는 긍정적 효과로 나타날 가능성이 크다. 특히 최근과 같이 원·달러 환율의 상승 압력이 강한 국면에서는 인덱스 자금의 유입이 환율 안정에 기여하는 측면이 더욱 부각된다. 반면 글로벌 위험회피 심화 또는 지수 지위 변화 등 스트레스 상황에서는 인덱스 자금의 기계적 유출이 환율 변동성을 증폭시키는 요인으로 작용할 수 있다. 이러한 유출 시나리오는 현실화될 가능성이 비록 제한적이나, 발생 시 파급효과가 크다는 점에서 사전적 대비가 필요하다.
\r\n
\r\n
\r\nⅣ. 결론 및 정책적 시사점<\/strong>
\r\n
\r\nWGBI 편입은 한국 국채시장에 구조적 변화를 가져올 것으로 기대된다. 대규모 인덱스 자금 유입은 외국인 투자자 기반을 확대하고 국채 수요를 안정적으로 뒷받침함으로써 시장금리 하락에 기여할 수 있다. 아울러 Ⅲ장의 실증분석 결과처럼, 평상시에는 외국인 채권자금의 유입이 현물환 거래를 촉진하여 외환시장 유동성을 개선하고 원화 절상 압력으로 작용하는 등 긍정적 효과를 낼 가능성이 크다. 이러한 점에서 WGBI 편입은 전반적으로 국내 금융시장의 안정성과 효율성을 제고하는 계기가 될 것으로 평가된다.
\r\n
\r\n다만, 이러한 긍정적 효과를 온전히 누리기 위해서는 편입 이후의 잠재적 리스크 요인을 선제적으로 관리해야 한다. 이때 주목해야 할 것은 인덱스 자금이 지닌 두 가지 구조적 특성이다. 첫째, 지수 내 비중 변화에 따라 기계적으로 유출입된다. 둘째, 차익거래 자금과 달리 환헤지 없이 현물환 시장을 통해 원화를 조달하는 경향이 있다. 이 두 특성이 결합되면서, WGBI 편입 이후의 리스크는 지위 변화와 외환시장 변동이 상호 연계되는 구조를 띠게 된다.
\r\n
\r\nⅡ장에서 고찰한 바와 같이, 한국의 지수 내 비중이 하향 조정될 수 있는 경로는 다양하게 존재한다. 주요 선진국의 국채 발행 확대와 인도 등 신흥국의 신규 편입 가능성이 대표적이다. 특히 주의가 필요한 지점은 글로벌 대형 운용 주체들의 벤치마크 전환 리스크이다. GPIF를 비롯한 다수의 글로벌 연기금이 중국 제외 WGBI를 벤치마크로 채택하고 있어, 한국 국채에 대한 투자 규모가 WGBI 비중 기준보다 커질 수 있는 상태이다. 향후 이들이 중국 포함 지수로 복귀할 경우, 인덱스 펀드의 한국 국채 투자자금 중 중국으로 이동할 수 있는 자금은 최대 10%의 규모로 추정된다. 이는 지수 비중의 기계적 재조정에 해당하므로 시장 상황이나 투자자의 판단과 무관하게 단기간에 집중될 수 있다는 점에서 리스크가 크다.
\r\n
\r\n과거라면 이러한 국채 매도가 환헤지를 수반하여 외환시장에 대한 충격이 부분적으로 상쇄될 수 있었다. 그러나 Ⅲ장의 실증분석에서 확인된 바와 같이, 편입 결정 이후에는 외국인 채권매수와 환율 변동이 동시적으로 발생하는 구조가 형성되었다. 이는 환헤지 비율이 낮은 인덱스 자금의 비중 확대에 기인하며, 국채 매각 대금이 원화 매도로 직결되어 현물환 시장에 즉각적인 환율 상승 압력을 유발할 수 있음을 의미한다. 현재와 같은 고환율 국면에서는 인덱스 자금의 유입이 원화 절상 압력으로 작용하여 환율 안정에 기여하는 측면이 있겠으나, 자금 흐름의 방향이 반전될 경우에는 동일한 경로가 환율 불안정의 요인으로 전환될 수 있는 셈이다.
\r\n
\r\n물론 이러한 리스크의 발현은 앞서 언급한 바와 같이 상태의존적이며, 정상적인 시장 환경에서는 인덱스 자금 유입의 긍정적 효과가 더 우세하게 나타날 가능성이 높다. 다만 글로벌 위험회피 심화나 지수 내 지위 급변 등 극심한 스트레스 상황에서는 기계적 유출이 채권·외환시장의 변동성을 증폭시킬 뿐 아니라 액티브 자금의 동반 이탈까지 촉발할 수 있어, 지위 변화 리스크와 외환시장 리스크가 상호 강화되는 구조적 취약성이 나타날 수 있다는 점에 유의할 필요가 있다. 
\r\n
\r\n이러한 판단에 따라 향후 정책 대응은 충격 발생 시의 파급경로를 차단하는 ‘사전적 대응 체계’ 구축에 집중해야 한다. 이를 위해 국채 수급 관리와 외환시장 안정을 통합적 관점에서 다룰 필요가 있다. 외국인 자금의 유형별 특성(환헤지 여부, 투자 성격 등)을 세분화하여 모니터링하고, 특히 주요 글로벌 연기금의 벤치마크 정책 변화를 선제적으로 파악하여야 한다. 아울러 지수 비중 조정기에 발생할 수 있는 일시적 달러 수요 급증에 대비하여 외환 유동성 공급 체계를 사전에 정비하는 한편, Ⅱ장에서 논의한 시장 접근성 유지, 제도적 일관성 확보, 국채시장 유동성 제고 등 지위 변화 리스크 자체를 낮추기 위한 노력도 병행해야 할 것이다.\r\n
1) Bloomberg-Barclays 글로벌 종합지수(Bloomberg-Barclays Global Aggregative Index: BBGA), JP Morgan 신흥국 국채 지수(Government Bond Index-Emerging Markets: GBI-EM)를 통상 세계 3대 채권 지수로 간주하는데 우리나라는 BBGA에 편입되어 있다. GBI-EM는 신흥국 지수이므로 우리나라는 편입 대상에 해당하지 않는다.
\r\n2) 2026년 4월 FTSE Russell의 발표 기준이다.
\r\n3) FTSE Russell은 시장 접근성을 크게 금융시장ㆍ거시경제 및 규제 환경, 외환시장 구조, 채권시장 구조, 글로벌 결제 및 보관의 네 가지 측면에서 평가하고 있다. 정성 평가 과정에서는 주요 이용자(지수 추종 펀드 등)의 의견을 수렴하는데, 특히 세계 최대 연기금 운용 주체인 일본 정부연금투자펀드(Government Pension Investment Fund: GPIF)가 적극적으로 의견을 개진하는 것으로 알려져 있다. 중국의 편입 결정 시 GPIF가 시장 접근성 등을 우려하여 반대 입장을 견지한 것은 이를 보여주는 대표적 사례이다(CNBC, 2021.1.14; Financial Times, 2021.4.14).
\r\n4) 지수에서의 퇴출이 지위 변화 리스크에 해당한다는 점은 자명하지만, 이를 본문에서 다루지는 않는다. 그리스, 포르투갈, 남아프리카 공화국, 스위스는 정량적 요건 미달로 퇴출되었는데, 우리나라는 해당 기준을 크게 상회하므로 관련 리스크가 존재하지 않기 때문이다. 단, 참고를 위해 <부록>에 퇴출된 국가들의 사례와 경과 상황에 대한 내용을 수록하였다.
\r\n5) 여타 편입국들과 달리 중국은 ICSD를 통한 결제시스템이 부재하여 비거주자들은 현지 결제대리인이나 홍콩 금융관리국(Hong Kong Monetary Authority)의 결제시스템(Central Moneymarkets Unit: CMU)을 통해 거래해야 한다.
\r\n6) 2021년 이전에도 일부 일본, 대만, 미국 연기금 등이 중국 제외 지수를 추종할 가능성이 제기된 바 있는데(Dehn, 2020) 중국 내 금융 불안은 그러한 전략을 채택하는 중요한 계기가 될 수 있다.
\r\n7) 말레이시아 링깃화 거래는 자국 내에서 인가받은 은행을 통한 중개만 허용되었고, 말레이시아 내에서 선물환 거래 시 기초자산 금액까지만 선물환을 보유할 수 있었다. 또한, 기초자산을 처분하지 않는 한 해당 선물환 포지션을 정리하는 것도 원칙적으로 금지되었다.
\r\n8) 기초자산의 25%까지 선물환 포지션을 추가 보유할 수 있게 하는 한편, 중앙은행에 사전 등록한 해외 기관 투자자들은 별도 허가 없이 선물환을 추가로 자유롭게 매매할 수 있도록 허용하였다. 이와 함께 말레이시아 국내 은행 및 AOO에 개설한 계좌가 없이도 해외 투자자가 외환거래가 가능하게 하는 등의 조치도 시행하였다.
\r\n9) Financial Times(2021.11.4)는 일본 금융기관들은 GPIF의 관행을 따르는 경향이 있기 때문에 기관 투자자와 여타 공적 연금이 중국 채권투자에 소극적인 모습을 보일 것으로 보았다. 미국의 경우에도 인디애나주 등의 공적 연금이 중국을 제외한 WGBI를 추종하는 것으로 확인된다(Indiana Public Retirement System, 2025). 아울러, 중국과 긴장 관계에 있는 대만은 보험사 등 금융기관들의 중국 국채 투자 한도를 제한하고 있다(대만 금융감독관리위원회의 보험사 해외투자에 관한 규제 제12조: Regulations Governing Foreign Investments by Insurance Companies Article 12 참조).
\r\n10) 일본과 중국을 제외한 WGBI 지수(WGBI ex. Japan and China) 내 한국 비중과 GPIF의 2025년 말 운용 자산 총액 및 해외채권 배분 비중을 이용하여 추정하였다. 
\r\n11) 인덱스 펀드들이 모두 중국 제외 지수를 벤치마크로 추종하다가 중국 포함 지수(WGBI)로 벤치마크를 변경하는 경우를 가정하면, 인덱스 펀드들의 한국 국채 투자자금 중 약 11%가 중국 국채로 이동할 것으로 추정된다.
\r\n12) WMR(World Market Refinitive Rate)은 런던증권거래소그룹(LSEG)이 공표하는 글로벌 벤치마크 환율이다.
\r\n13) 현재 우리나라는 외국인의 국채와 통안채 투자 수익(이자소득과 양도소득)에 대해 비과세를 적용하고 있다(2023년 1월 시행). 이는 여타 편입국들이 비과세를 시행하고 있다는 규제적 동일성 측면과 함께, ICSD가 국채통합계좌 보유자들에 대한 원천징수 사무를 수행하기 어렵다는 실무적인 필요성 측면에서도 요구되는 조치이다.
\r\n14) 예컨대 잔존만기가 10년인 국고채 경과물은 신규 발행된 10년 만기물에 비해 매매와 가격 발견이 어려워 높은 거래비용이 수반될 수 있다. 정부가 해당 경과물을 경쟁입찰 방식으로 조기 상환함으로써 이러한 문제를 완화할 수 있다. 발행 정책, 기대 효과 및 실행 조건 등에 대한 자세한 내용은 장보성ㆍ정화영(2025)을 참고하기 바란다.
\r\n15) 정부는 국회에서 심의ㆍ의결된 연간 발행한도 총액 한도 내에서 국채를 발행하는데 조기 상환 및 교환을 위한 발행도 해당 총액에 계상된다. 국가재정법 제20조 2항에서 기존 국채 대체 목적의 신규 발행에 대해 한도 초과를 허용하고는 있지만, 이를 국회에 사전 보고해야 하므로 발행 정책을 적시에 활용하는 데 어려움이 따를 수 있다.
\r\n16) 2024년 10월 8일 ~ 2026년 2월 3일
\r\n17) Post-WGBI 기간 외국인 채권순매입의 누적 환율 반응 수렴값은 약 –0.037%이다. WGBI 편입으로 약 500~600억달러가 8개월에 걸쳐 균등 유입된다고 가정하면 일평균 유입액은 1 표준편차의 약 0.75배에 해당하며, 편입 기간 전체에 걸쳐 약 4~5%의 원화 절상 압력이 추정된다. 다만 이는 시장의 가격 조정, 통화당국의 정책 대응, 정식 편입 이후 투자자 구성 변화 등은 반영하지 않은 수치라는 점에 유의할 필요가 있다.
\r\n18) 한국은행 또한 외국인 채권자금의 절반 정도가 외환스왑을 통해 원화로 투자된다고 지적한다(윤경수, 2026.1.19).
\r\n19) 대표적 사례로 GPIF는 해외채권 투자에 대해 환헤지 없이 엔화 기준으로 운용하며 환헤지 해외채권은 국내채권으로 분류한다(GPIF, 2025). 실제로 환헤지 채권 잔액은 2020년 3월 기준 전체 자산의 1.2%에 불과하였으며 이후 점진적으로 축소되어 왔다(신술위·이은재, 2026).
\r\n20) S&P는 남아프리카 공화국의 신용등급을 2017년 4월 BBB-에서 BB+로 하향하였고, Moody’s는 2020년 3월 Baa3에서 Ba1으로 하향 조정하였다.
\r\n21) 헌법에 명시된 재정 준칙(2003년 시행)을 통한 지출 통제, 보수적 세입 추계에 기반한 예산 운용, 그리고 견고한 수출 경쟁력에 기반한 안정적 경제성장이 스위스의 재정 건전성에 기여하였다.
\r\n22) 그리스와 남아프리카 공화국의 국가 신용등급은 S&P 기준으로 각각 BBB 및 BB(Moody’s 기준: Baa3 및 Ba2)이다. 
\r\n23) FTSE-Russell이 스위스 국채의 종목당 금액 기준을 40억스위스 프랑에서 20억스위스프랑으로 하향 조정(2021.3월)함에 따라 이에 해당하는 종목이 전체 국채 발행 잔액으로 계상되어 총액 기준을 충족할 수 있었다.
\r\n24) 외국인 국채 투자에 대한 비과세 시 시장 접근성 기준이 충족될 수 있는데, 스위스는 내ㆍ외국인에 대해 35%의 배당 및 이자소득세를 일괄적으로 원천징수하고 있다. 이를 폐지하는 개정안에 대해 국민투표가 실시(2022년 9월)되었지만 부결되어 기존 세법이 존치하게 되면서 관찰 대상국에서도 제외되었다.
\r\n
\r\n
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\r\n
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\r\n대만 금융감독관리위원회 https:\/\/law.moj.gov.tw
\r\n
\r\n
\r\n<부록> 지수 퇴출 사례: 원인 및 경과<\/strong>
\r\n
\r\nWGBI 편입 이후 퇴출된 국가들의 대표적인 예는 그리스, 포르투갈, 스위스, 남아프리카 공화국으로 정량적인 조건 미달이 그 원인으로 작용하였다. 단, 그리스, 포르투갈, 남아프리카 공화국의 경우 신용등급 미달이 이유이지만 스위스는 재정 흑자로 국채 발행 규모가 축소된 것이 그 이유라는 점에서 상반된 배경이 있다.
\r\n
\r\n먼저, 유럽 재정위기의 당사국이었던 그리스와 포르투갈은 국가 신인도 하락으로 2010년 7월 및 2012년 2월에 각각 퇴출되었다. 남아프리카 공화국은 Moody’s의 신용등급 하향20)<\/sup>을 계기로 2020년 5월 지수에서 제외되었는데 여기에는 팬데믹 이후 급속하게 악화된 재정 상황이 원인으로 작용하였다. 당시 해당 국가들에서는 주로 신용등급 하락 직후에 채권 자금이 급속하게 유출되면서 대규모 자본 유출이 WGBI 퇴출보다 선행했던 특징을 보인다(<부록 그림 1>).
\r\n
\r\n한편, 스위스는 상기 국가들과는 대비되는 이유로 지수에서 퇴출되었다. 스위스에서는 2000년대 중반 이후 재정 흑자가 상당 기간 지속되어 2005~2019년 중 GDP 대비 국가부채 비율이 약 –19%p 감소하고, 정부의 국채 발행 필요성도 크게 줄어 들었다.21)<\/sup> 그 결과 국채시장 규모가 축소되어 편입 유지 조건에 미달하면서 2018년 9월에 지수에서 제외되었다. 당시 자본유출입 상황을 보면, 퇴출이 발표된 2018년 5월경 채권투자 자금의 일부 유출이 발생하기는 했지만, 단기간 내에 순유입으로 전환되었다. 스위스는 높은 재정 건전성과 대외 신인도(S&P 등급: AAA, Moody’s 등급: Aaa)가 뒷받침되어 있어 지수 퇴출이 채권시장에서 큰 불안 요인으로 작용하지는 않은 것으로 판단된다. 반면, 그리스 등 여타 국가들의 경우 재정위기로 인한 투자자들의 불안감이 기조적으로 존재하는 상황에서 지수 퇴출이 겹쳐 추가적인 불안 요인이 될 수 있었다는 점에서 대비된다.\r\n\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n지수에서 퇴출된 국가 중 그리스와 남아프리카 공화국은 앞으로도 대외 신인도22)<\/sup>가 상당 수준 개선되어야만 재편입이 가능할 것으로 보인다. 반면, 포르투갈은 재정건전성이 지속적으로 개선되어 Moody’s가 2023년 11월, S&P가 2024년 3월에 신용등급을 각각 A3 및 A-로 상향 조정하면서 2024년 11월 지수에 재편입되었다. 스위스는 퇴출 이후 FTSE-Russell이 종목당 규모 기준을 하향 조정하면서 전체 시장 규모 기준을 충족하였고23)<\/sup> 관찰 대상국(편입 후보)으로 지정된 바 있다(2021년 9월). 하지만 정부의 개정 시도에도 불구하고 외국인 투자에 대한 과세 방침이 유지되면서 시장 접근성 문제로 결국 편입 후보에서 제외되었다(2024년 3월).24)<\/sup>","report_pdf_download_link":"\/common\/downloadw?fid=28903&fgu=002002&fty=004003","report_pdf_preview_link":"\/flexer\/view?fid=28903&fgu=002002&fty=004003","report_subject_name":"거시금융","displayset":""},{"report_no":"2266","report_type_name":"연구보고서","img_src":"\/kcmifile\/report_data\/2266\/reportpic_2266_1.jpg","report_title":"애널리스트의 낙관성, 정확성, 정보성","report_num":"[26-06]","author":"선임연구위원 김준석","pub_date":"2026.05.04","summary":"국내 주식시장 애널리스트는 구조적 위축과 신뢰성 위기에 봉착해 있다. 2010년대 초반 이후 상장기업 분석보고서를 발간하는 증권사 수와 애널리스트 수는 지속적으로 감소하고 있으며, 애널리스트 투자의견의 90% 이상이 매수의견으로 편중되어 낙관적 편향에 대한 우려가 지속적으로 제기되는 상황이다. 애널리스트가 주식시장 효율성과 상장기업 투명성에 미치는 영향을 고려할 때 애널리스트 업무의 위축과 신뢰성 위기는 한국 주식시장이 반드시 극복해야 할 과제라 할 수 있다.\r\n\r\n본고는 2000년부터 25년간 축적된 약 74만 건의 국내 애널리스트 분석보고서를 바탕으로, 애널리스트 제공 정보의 낙관성, 정확성, 정보성을 종합적으로 분석하였다. 이를 통해 국내 애널리스트의 행태와 영향력을 진단하고, 신뢰 회복과 역할 강화를 위한 시사점을 도출하고자 하였다.\r\n\r\n본고의 실증분석 결과를 정리하면 다음과 같다. 첫째, 애널리스트 분석보고서는 대형상장기업에 편중되어 중소형 상장기업들은 분석의 사각지대에 놓여 있는 것으로 파악되며, 애널리스트의 기업실적 정보에 대한 의존도가 높아짐에 따라 보고서 발간시점이 기업실적 발표 직후에 집중되는 경향이 나타난다.\r\n\r\n둘째, 애널리스트 투자의견, 목표주가, 이익예측치에서 낙관적 편향이 명확하게 관찰된다. 투자의견에서 매수와 적극매수가 차지하는 비중은 2010년 이후 90%를 상회하고, 목표주가에 내재된 예상수익률은 실현수익률에 비해 현저히 높다. 투자의견과 목표주가의 낙관성은 증권사 수익에 대한 기여도 제고, 분석대상 기업과의 우호적 관계 구축 등 이해상충 요소와 연관된 것으로 분석된다. 아울러 애널리스트 업무부담은 낙관성을 강화하는 요소로, 애널리스트와 증권사의 업무역량은 낙관성을 완화하는 요소로 나타난다. 이익예측치 역시 매우 낙관적이나, 이해상충의 영향은 상대적으로 적은 것으로 파악된다. 애널리스트는 투자의견이나 목표주가에 비해 정확성에 대한 검증이 용이한 이익예측치 산정에 있어 부정확한 예측에 따른 평판 위험을 의식하는 것으로 추정된다.\r\n\r\n셋째, 낙관적 편향에도 불구하고 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 변경은 유의한 초과수익률과 초과거래회전율 반응을 유발하여 정보가치가 존재하는 것으로 나타난다. 다만 투자의견 상향과 이익예측치 변경의 정보가치가 상대적으로 낮게 측정된다. 애널리스트의 업무경험이 풍부할수록, 증권사의 업무역량이 우수할수록 반응이 크고, 중개업무 및 투자은행업무의 수익성이 높아 이해상충 가능성이 큰 경우 반응이 작아, 투자자가 애널리스트의 역량과 잠재적 편향성을 인지하고 있음을 보여준다. 아울러 애널리스트 정보 변경에 대한 초과수익률 반응을 유발하는 주체는 개인이 아닌 기관과 외국인인 것으로 분석된다.\r\n\r\n이상의 분석결과를 바탕으로 다음과 같은 시사점을 제시할 수 있다. 첫째, 애널리스트의 신뢰성을 회복하기 위한 노력이 필요하다. 증권사 수익 기여도보다 정보의 정확성, 객관성, 유용성에 연계된 보상체계 도입, 리서치 업무의 독립성 강화, 제공 정보의 정확성, 낙관성, 잠재적 이해상충에 대한 정보공개 강화 등의 노력이 요구된다. 둘째, 애널리스트 업무의 구조적 위축에 대응하여 제공 정보량을 늘리기 위한 노력이 필요하다. 대체정보의 활용과 분석기법의 고도화가 요구되며, 특히 인공지능(AI)의 활용은 분석대상을 넓히고 분석빈도를 높이는데 기여할 수 있을 것으로 전망된다. 셋째, 상장기업이 제공하는 정보의 양을 확대할 필요가 있다. 공정공시제도와 시장질서 교란행위 금지조항의 도입으로 애널리스트의 기업정보 확보 경로가 위축된 만큼, 공시정보의 질적 수준 제고, 애널리스트와 기업의 공식적 소통채널 강화, 비재무정보 공시 확대, 경영진 가이던스 활성화 등을 통해 정보량을 확대하고, 애널리스트가 이를 바탕으로 보다 정교한 예측과 평가를 제시하도록 유도할 필요가 있다. 넷째, 시장참여자는 애널리스트 제공 정보를 비판적으로 또한 객관적으로 수용해야 한다. 투자자는 애널리스트 제공 정보의 낙관적 편향과 잠재적 이해상충의 영향을 반드시 감안해야 하며, 상장기업과 투자자는 애널리스트의 부정적인 평가와 전망을 객관적인 업무수행의 결과로 인정하고 비난하거나 배제하지 말아야 할 것이다.","content":"

Ⅰ. 서론<\/strong>
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\r\n애널리스트는 기업의 재무정보와 공시정보, 기업이 속한 산업의 동향, 거시경제 환경의 변화, 경영진과의 의사소통 등 다양한 정보를 수집, 분석, 평가하고 기업의 실적을 예측하여 투자자에게 제공하는 역할을 수행한다. 이 과정에서 애널리스트는 확보한 정보를 검증, 선별하고, 정성적인 정보를 객관적으로 판단하며, 정보를 종합하여 기업가치와 미래전망에 대한 새로운 함의를 도출한다. 기업에 대한 정보가 부족할 때, 정보가 복잡할 때, 혹은 정보의 의미가 불분명할 때 애널리스트는 투자자에게 더 큰 가치를 제공할 수 있다(Lui et al., 2012; Huang et al., 2014; Joos et al., 2016; Huang et al., 2018).
\r\n
\r\n애널리스트가 제공하는 분석자료, 투자의견, 목표주가, 실적예측치 등의 정보는 투자자가 투자 의사결정을 내리는 데 유용하게 활용된다. 투자자금은 취약한 기업에서 잠재력을 갖춘 기업으로 이동하여 경제 내 자원배분의 효율성이 강화되고, 기업에 대한 정보가 투자자의 거래를 통해 시장가격에 반영됨으로써 정보비대칭이 완화되고 주식시장의 가격발견 기능과 유동성 제공 기능이 제고된다(Kelly et al., 2012; Derrien & Kecskes, 2013; Chen et al., 2015; Balakrishnan et al., 2014).
\r\n
\r\n애널리스트의 또 다른 중요한 역할은 기업에 대한 감시자 역할이다(Yu, 2008; Dyck et al., 2010). 경영자는 부정적인 정보를 숨기거나 공개를 지연할 유인을 가지며 낙관적인 전망을 제시할 가능성이 높다. 애널리스트는 이러한 가능성을 경계하여 추가적인 정보와 설명을 요구하고 이를 공개함으로써 기업경영의 투명성을 높인다. 또한 기업에 대한 지속적인 관찰과 분석을 통해 기업 경영진의 사적이익 추구나 사기적 행위를 포착할 수 있으며 기업지배구조와 경영 의사결정 과정의 문제점을 지적할 수 있다.
\r\n
\r\n이러한 애널리스트의 경제적 역할과 영향력은 애널리스트의 정보력과 분석력, 제공하는 정보의 객관성과 정확성을 전제로 한다. 이것이 충족되지 않을 때 애널리스트가 제공하는 정보는 단순히 무가치한 것이 아니라 자본시장에 부정적인 영향을 미칠 수 있다. 부정확한 또는 왜곡된 정보에 따라 투자자금은 비효율적으로 배분되고 기업에 대한 감시는 느슨해진다. 왜곡된 정보로 인해 왜곡된 가격이 본질가치로 수렴하는 과정에서 변동성이 증가할 수 있으며 경우에 따라 이는 버블(bubble)이나 폭락의 형태로 나타날 수도 있다(James & Karceski, 2006; Xu et al., 2013; Guo et al., 2020). 요컨대 애널리스트가 제공하는 정보의 품질은 자본시장의 경제적 기능, 자본시장에 대한 투자자의 신뢰와 직결될 수 있다는 의미다.
\r\n
\r\n그러나 현실적으로 애널리스트의 객관성과 신뢰성에 영향을 미칠 수 있는 다양한 요인들이 존재한다. 먼저 애널리스트는 증권사의 직원으로서 증권사의 수익창출 압력으로부터 자유로울 수 없다. 즉 애널리스트가 제공하는 정보는 증권사 수익에 기여하는 방향으로 편향될 수 있다(Lin & McNichols, 1998; Michaely & Womack, 1999; Jackson, 2005; Agrawal & Chen, 2008; Mola & Guidolin, 2009). 애널리스트가 담당한 기업에 대해 증권사가 투자은행업무를 제공하거나 제공을 추진하는 경우 낙관적인 평가와 예측을 제시할 가능성이 높다. 중개업무 수익을 확보하는데 있어서도 낙관적 평가가 유리하다. 중개업무 고객인 투자자가 보유한 주식에 대한 부정적 평가는 투자자의 수익률을 하락시킬 수 있기 때문에 회피할 가능성이 높으며, 투자자의 포트폴리오 변경을 유도하기 위해 투자자가 보유하지 않은 주식에 대해 낙관적 평가와 추천을 제공할 유인도 크다.1)<\/sup> 애널리스트의 경력에 큰 영향을 미치는 베스트 애널리스트 선정에 있어 기관투자자의 평가가 큰 영향을 미친다는 점 또한 기관투자자 보유 주식에 대한 부정적 평가를 어렵게 하는 요소다. 한편, 증권사의 수익창출 압력이 애널리스트의 편향을 유발하는 정도는 애널리스트에 대한 보상체계와 밀접하게 연관된다. 애널리스트에 대한 보상이 제공 정보의 객관성이나 정확성보다 투자은행업무 및 중개업무 성과에 대한 기여도에 연동된다면 편향이 나타날 가능성이 클 수밖에 없다.
\r\n
\r\n두 번째 요인은 애널리스트가 시장에 공개되지 않은 차별적인 정보를 확보하기 위해서는 기업 경영진과의 원만한 관계가 중요하다는 점이다(Ke & Yu, 2006; Green et al., 2014). 이러한 관계를 구축하고 유지하기 위해 긍정적인 평가와 전망을 제시할 유인이 존재한다. 반면 경영진이 애널리스트 예측치를 초과하는 실적을 달성하는 성과를 거둘 수 있도록 실적 예측치를 낮게 제시하는 경우도 가능하다(Richardson et al., 2004).
\r\n
\r\n세 번째 요인은 애널리스트 개인의 경력관리 및 평판에 대한 고려다. 부정확한 평가 또는 예측이 가져올 평판의 하락을 우려하여 애널리스트 컨센서스(consensus)에 근접한 평가 또는 예측을 제시할 가능성이 있으며(herding), 반대로 시장참여자의 주목을 받기 위해 애널리스트 컨센서스에서 현저히 벗어난 평가 또는 예측을 내놓을 가능성도 있다(Graham, 1999; Hong & Kubik, 2003; Clement & Tse, 2005).
\r\n
\r\n네 번째 요인은 기업이 제공하는 공시정보의 품질이다. 기업이 풍부한 양적, 질적 정보를 적시에, 일관되고 비교 가능한 형식으로 제공할수록 애널리스트의 평가와 예측의 정확성이 높아진다(Lang & Lundholm, 1996; Hope, 2003; Dhaliwal et al., 2012). 즉 공시정보의 품질이 낮을수록 애널리스트는 주관적 판단과 기업의 선택적 정보 제공에 의존하게 되므로, 정확성이 낮아질뿐만 아니라 기업과의 우호적 관계 구축을 고려하여 낙관적 편향이 강하게 나타날 수 있다.
\r\n
\r\n한국 주식시장에서 애널리스트가 경제적으로 중요한 역할을 수행하고 큰 영향력을 갖고 있다는 사실은 부인할 수 없다. 매년 2만건에 이르는 애널리스트 분석보고서를 발간하고 있으며, 경제와 산업에 대한 진단과 전망, 상장기업의 주요 의사결정에 대한 평가를 내놓는 핵심 주체도 바로 애널리스트다. 애널리스트의 문제 제기를 시작으로 기업의 의사결정이 변경되거나 철회된 사례는 어렵지 않게 찾아볼 수 있다.
\r\n
\r\n그럼에도 국내 애널리스트는 애널리스트 업무의 위축과 애널리스트의 과도한 낙관성이라는 두 가지 문제에 직면해 있다. 2015년부터 2024년까지 10년간 상장기업에 대한 분석보고서를 발간하는 증권사는 36개사에서 30개사로, 주식 애널리스트는 약 600명에서 400여명으로 감소한 것으로 나타난다. 애널리스트 수의 감소, 즉 애널리스트 업무의 위축은 증권업을 둘러싼 환경변화와 관련이 있는 것으로 평가된다. 국내에서 애널리스트 보고서는 통상 무료로 배포되기 때문에 애널리스트 업무는 기본적으로 수익을 창출하는 업무가 아니다. 이러한 상황에서 패시브(passive) 투자가 증가하고 투자자들이 정보를 얻을 수 있는 경로가 다양해짐에 따라 애널리스트 보고서에 대한 수요가 줄어들고 있는 것으로 보인다. 애널리스트 업무가 증권사의 사업적 우선순위에서 점차 밀려나면서 애널리스트 업무가 위축되고 있는 것으로 평가할 수 있다.
\r\n
\r\n국내 애널리스트의 과도한 낙관성은 오랫동안 지적되어 온 문제다. 본고의 자료에 따르면 애널리스트 투자의견에서 매수의견 또는 적극매수의견이 차지하는 비중은 2000년대 67.3%, 2010년대 89.6%, 2020~2024년 93.1%로 지속적으로 증가하는 추세다. 애널리스트 투자의견이 매수의견으로 치우치는 것은 외국시장에서도 관찰되는 현상이나 2010년대 이후의 한국은 그 정도가 매우 극단적이며 장기적으로 고착화되는 양상이다. 애널리스트의 목표주가나 이익예측치에서도 이러한 낙관성은 명확하게 관찰된다. 애널리스트 제공 정보의 신뢰성에 대한 비판과 우려를 피할 수 없는 상황인 것이다. 그 원인에 대해서는 이후 분석에서 구체적으로 살펴보겠으나, 애널리스트의 이해상충과 밀접한 관련이 있는 것으로 추정된다.
\r\n
\r\n앞서 언급한 바와 같이, 애널리스트의 활동이 위축되고 신뢰성이 하락하는 만큼 투자정보의 공백은 커지고 기업경영에 대한 감시는 소홀해진다. 이는 결국 정보비대칭의 증가, 가격효율성의 저하, 자원배분 효율성의 저하로 이어지며 기업의 자본비용 증가, 주가의 할인요인으로 작용할 수 있다. 애널리스트의 신뢰성을 회복하고 경제적 기능과 역할을 강화하는 것은 한국 주식시장이 반드시 해결해야 하는 과제다.
\r\n
\r\n본고는 2000년부터 2024년까지 25년간 발표된 약 74만건의 애널리스트 보고서를 바탕으로 국내 애널리스트 제공 정보의 낙관성, 정확성, 그리고 정보성(informativeness)을 분석하고자 한다. 애널리스트 정보 제공 행태에 대해, 애널리스트가 제공하는 투자의견, 목표주가, 이익예측치 정보의 낙관성과 정확성을 횡단면, 시계열적으로 살펴보고, 정확성과 낙관성에 영향을 미치는 요인을 애널리스트의 특성, 소속 증권사의 특성, 분석대상 기업의 특성을 바탕으로 검토한다. 애널리스트 제공 정보의 정보성에 대해서는, 투자의견, 목표주가, 이익예측치 변경 전후의 수익률과 거래량 변화를 분석한다. 투자의견, 목표주가, 이익예측치에 대한 반응을 별도로 분석하여 투자자가 인식하는 애널리스트 제공 정보의 가치를 정보의 유형별로 비교, 평가한다. 아울러 투자자의 유의한 반응을 이끌어 내는 애널리스트, 소속 증권사, 분석대상 기업의 특성을 검토한다.
\r\n
\r\n본고의 분석은 애널리스트의 역할과 영향력에 대한 기초적인 분석에 해당한다고 볼 수 있다. 그러나 애널리스트에 대한 국내 기존 연구는 분석기간이 짧거나 분석범위가 협소하여 국내 주식 애널리스트 제공 정보의 특성과 영향력을 전체적으로 조망하는데 한계가 있다고 생각된다. 또한 대부분의 주요 연구가 2010년대 중반 이전에 이루어져 이후 시기의 특징이나 변화에 대한 평가가 미진하다. 본 연구는 25년간 발표된 모든 애널리스트 분석보고서를 바탕으로 분석함으로써 국내 애널리스트의 행태와 정보성에 대한 종합적인 시각과 일반화된 평가, 그리고 영향력의 변화에 대한 통찰을 제공할 수 있을 것으로 기대한다.
\r\n
\r\n본고의 구성은 다음과 같다. II장에서는 애널리스트의 경제적 역할과 영향력에 대한 국내 선행연구를 소개하고 III장에서는 분석의 구성과 방법, 분석자료의 구성에 대해 설명한다. IV장에서는 애널리스트 분석보고서의 발간특성을 검토하고, 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 특성을 낙관성과 정확성에 초점을 맞춰 분석하며, V장에서는 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 정보성과 영향 요인을 분석하고 평가한다. 마지막으로 VI장에서는 분석결과를 정리하고 시사점을 제시한다.
\r\n
\r\n
\r\nⅡ. 선행연구<\/strong>
\r\n
\r\n애널리스트의 역할과 영향력에 대한 연구는 크게 세 가지 부류로 나누어 볼 수 있다. 첫째, 애널리스트 제공 정보의 특성과 영향 요인에 관한 연구, 둘째, 애널리스트 제공 정보의 정보성과 투자가치에 관한 연구, 셋째, 애널리스트가 주식시장과 기업 의사결정에 미치는 영향에 관한 연구다. 관련 국내외 연구가 광범위하므로 본 절에서는 국내 선행연구를 중심으로 검토한다. 외국시장에 대한 연구에 대해서는 Rock & Shane(2008), Kothari et al.(2016), Bradshaw et al.(2017), Brauer & Wiersema(2018) 등의 조사(survey)연구를 참조하기 바란다.
\r\n
\r\n애널리스트 제공 정보의 특성과 영향 요인에 관한 국내 연구는 대부분 이익예측치에 초점이 맞춰져 있다. 애널리스트의 이익예측치는 실제 이익보다 높게 형성되는 경향, 즉 낙관성이 관찰되고 실적발표일에 근접할수록 하향 조정되는 추세를 보인다(곽재석, 2003; 김명인 외, 2012). 이익예측치의 낙관성에 대해, 주간사 소속 애널리스트일수록, 회계정보의 신뢰성과 투명성이 낮을수록, 기업이익의 지속성이 낮을수록, 분석대상 기업의 정보비대칭 수준2)<\/sup>이 높을수록 낙관적인 이익예측치가 발표되는 것으로 나타난다. 또한 규모가 큰 기업, 기업집단에 소속된 기업에 대한 예측치가 상대적으로 낙관적이다(이만용 외, 2005; 정석우‧임태균, 2005; 김명인 외, 2012; 정석우 외, 2012; 정현욱 외, 2014; 박종일 외, 2016; 박종일 외, 2019). 아울러 애널리스트가 기업성과에 대한 부정적인 정보를 확보할 경우 이익예측치를 하향하기보다 분석을 중단할 가능성이 높다는 결과도 보고된다(임병권‧윤평식, 2015). 이상의 연구결과를 종합적으로 보면, 애널리스트의 낙관성은 증권사의 사업기회 확보 유인, 기업 내부정보 접근성 확보 유인, 명성위험 회피 유인과 연관된 것으로 해석할 수 있으며 이해상충의 가능성을 시사한다.
\r\n
\r\n이익예측 정확성에 영향을 미치는 요인에 대한 연구결과는 일반적인 예상과 크게 다르지 않다. 애널리스트의 경력이 길고 전문성이 높을수록, 애널리스트의 업무부담이 적을수록, 회계정보의 신뢰성과 비교가능성이 높을수록, 기업이익의 지속성이 높을수록, 분석대상 기업의 정보비대칭성이 낮을수록, 그리고 기업지배구조3)<\/sup>가 우수할수록 정확도가 높은 것으로 보고된다(안윤영 외, 2005; 정석우‧임태균, 2005; 안윤영 외, 2006; 선우혜정 외, 2010; 고윤성 외, 2011; 김명인 외, 2012; 정석우 외, 2012; 강민정 외, 2013; 김지홍 외, 2014; 손성규‧신일항, 2014; 박종일 외, 2016; 박종일 외, 2019).
\r\n
\r\n경제환경이나 제도적 환경의 변화가 애널리스트 정보 제공 행태에 미치는 영향을 분석한 연구도 다수 존재한다. 금융위기, COVID19와 같이 경제적 불확실성이 증가하는 시기에는 이익예측치의 정확성이 하락하고, 투자의견과 이익예측의 하향을 기피하면서 낙관성이 증가하는 것으로 보고된다(송민섭‧변상혁, 2013; 여상은 외, 2023). K-IFRS 도입이 미치는 영향에 대해서는 상반된 결과가 확인된다. K-IFRS 도입 이후 투자의견의 낙관성이 증가하고 애널리스트간 이익예측치의 편차가 증가한다는 결과(윤나영‧모경원, 2016; 백혜원, 2016; 이의섭‧박창균, 2019)와 함께 이익예측치의 정확성이 증가하고 이익예측치의 편차가 감소한다는 결과도 제시되고 있다(남혜정, 2015). 비교가능성 제고, 공정가치 반영 등에 따른 긍정적인 영향과, 정성적 정보의 증가, 회계기준 변화로 인한 불확실성 등에 따른 부정적인 영향이 동시에 작용하기 때문으로 추정된다. 시장질서교란행위 규제의 영향에 대한 연구에서는, 규제의 시행으로 애널리스트의 정보취득 경로가 축소되면서 애널리스트의 예측빈도가 감소하고 예측정확성이 하락했다는 결과가 보고된다(조수지‧양철원, 2018). 목표주가 괴리율(목표주가와 실제주가의 차이) 공시제도 도입의 영향을 분석한 문건화(2024)는 해당 제도 도입 후 목표주가의 정확성이 제고되었다는 증거를 찾을 수 없다는 결과를 제시하였다.
\r\n
\r\n예외적으로, 이승희‧주소현(2013)은 애널리스트의 이익추정을 행동재무학적 관점에서 분석하였다. 이익의 추정에 있어 전년도 실제 이익보다는 전월의 이익추정치가 더 강한 준거점 역할을 한다는 사실과 이익추정을 하향 조정할 필요가 있을 때 과소조정한다는 사실을 발견하였으며, 이를 준거점 설정 및 조정 휴리스틱(anchoring and adjustment heuristics)4)<\/sup>의 영향으로 설명하고 있다.
\r\n
\r\n애널리스트 제공 정보의 정보성에 대한 연구는 통상 애널리스트 보고서 발표 전후 단기간의 주가수익률과 거래량의 추이를 분석하고 결정요인을 파악하는 방식을 따르고 있다. 대부분의 연구에서 애널리스트 보고서 발표일 또는 투자의견 변경일에 유의한 초과수익률과 초과거래량이 관찰되어 애널리스트 제공 정보의 정보성이 확인된다. 그러한 시장반응은 애널리스트 커버리지(coverage)가 작은 기업과 대형 증권사의 보고서에 대해서 강하고, 이해상충 가능성이 높은 주간사의 정보에 대해서는 반응이 약한 것으로 나타난다(이원흠‧최수미, 2003; 김동순‧엄승섭, 2006; 김경순‧박진우, 2012; 김경순, 2012; 임병권 외, 2016). 국내 투자자는 애널리스트 제공 정보의 가치를 인정하는 동시에 제공 정보의 신뢰성을 고려하고 있음을 추론할 수 있다.
\r\n
\r\n한편, 다수의 연구에서 애널리스트 보고서 발표 이전에 초과수익률과 초과거래량을 관찰하여 애널리스트 보고서 정보가, 특히 호재성 정보가 기관투자자에게 사전에 유출되고 있을 가능성을 제기하고 있다(이원흠‧최수미, 2003; 김동순‧엄승섭, 2006; 김경순‧박진우, 2012; 김경순, 2012; 박태준‧송교직, 2014). 이러한 가능성은 투자의견 하향 직전 공매도 거래 증가를 통해서도 확인된다(엄윤성, 2012; 조성순 외, 2012; 엄윤성, 2014). 관련하여, 공정공시제도 도입으로 정보유출 현상이 감소하였다는 결과도 제시된 바 있다(이원흠‧최수미, 2004; 김동순‧엄승섭, 2006).
\r\n
\r\n애널리스트 제공 정보의 투자가치는 투자의견 발표 이후 장기수익률을 통해 분석한다. 고봉찬‧김진우(2007)는 매수의견 발표 후 6개월 누적초과수익률이 –3%에 불과하다는 결과를 제시하면서 그 원인으로 이해상충에 따른 투자의견의 낙관적 편향을 지적하고 있다. 강상구 외(2007)는 투자의견 컨센서스 및 컨센서스 변경을 바탕으로 구축한 상하위 포트폴리오의 수익률을 비교하여, 포트폴리오간 투자성과에 유의한 차이를 확인하였다. 그러나 모멘텀(momentum), 역모멘텀(contrarian) 등 시장변수의 영향을 통제했을 때는 투자의견의 유용성이 감소하는 것으로 나타난다.
\r\n
\r\n본고와 직접적으로 연관된 연구는 아니나, 애널리스트가 주식시장과 기업 의사결정에 미치는 영향에 대한 연구도 확인할 수 있다. 강상구‧임현일(2015)는 애널리스트의 낙관적 편의가 주가급락 위험(crash risk)을 증가시킨다는 결과를, 최희정‧김민수(2020)은 애널리스트 분석이 적은 기업일수록, 애널리스트의 예측오차 또는 낙관적 편의가 큰 기업일수록 주가지체(price delay)5)<\/sup>가 크다는 결과를 보고하였다. 이들 연구는 애널리스트의 정보비대칭 완화 및 가격효율성 제고 기능을 보여준다.<\/span><\/p>\r\n\r\n


\r\n애널리스트가 기업 의사결정에 미치는 영향에 대해, 최승욱‧이우재(2015)는 많은 애널리스트가 분석하는 기업일수록 투자효율성이 높다는 결과를, 고재민 외(2012)는 많은 애널리스트가 분석하는 기업일수록 수시공시로 발표되는 잠정이익의 정확성이 증가한다는 결과를 확인하여, 애널리스트의 감시, 규율 기능을 실증하였다. 이승훈‧김수현(2022)는 애널리스트 커버리지가 연구개발을 촉진한다는 결론을 도출하였다. 애널리스트 커버리지가 경영진으로 하여금 단기실적을 중시하도록 하여 연구개발 활동을 위축시킨다는 미국의 연구결과(He & Tian, 2013)와는 상반되는 결과로, 성과하락에도 평가를 하향 조정하지 않는 국내 애널리스트의 낙관적 편향이 장기투자를 지원하는 여건으로 작용할 수 있다는 흥미로운 결과다.
\r\n
\r\n이상에서 검토한 국내 기존 연구를 종합하면, 국내 애널리스트는 제공 정보의 낙관적 편향과 정보유출이라는 이해상충의 가능성을 안고 있다. 그럼에도 불구하고 투자자는 애널리스트 제공 정보를 가치 있는 정보로 인식하고 있으며, 애널리스트는 정보비대칭 완화, 가격효율성 제고, 기업경영 감시 등의 긍정적인 역할을 수행하는 것으로 확인된다. 다만 기존 국내 연구는, 애널리스트 제공 정보의 특성과 영향 요인에 대해서는 이익예측치를 중심으로, 정보성에 대해서는 보고서 발간과 투자의견 변경을 중심으로 분석하고 있고 분석기간은 2010년대 중반 이전이라는 한계가 확인된다.
\r\n
\r\n
\r\nⅢ. 분석개요 및 분석자료<\/strong>
\r\n
\r\n1. 분석개요
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\r\n본고의 실증분석은 두 부분으로 구성된다, 첫 번째는 애널리스트 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 낙관성‧정확성 및 영향 요인 분석이며, 두 번째는 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 정보성 및 영향 요인 분석이다. 애널리스트가 제공하는 투자의견, 목표주가, 이익예측치는 정보의 속성과 투자자의 활용도에 차이가 있기 때문에, 각 정보의 낙관성, 정확성, 정보성의 측면에서 차별화된 결과가 나타날 것으로 예상된다.
\r\n
\r\n애널리스트의 관점에서 볼 때, 이익예측은 실제이익의 발표를 통해 예측의 정확성이 명확히 검증되므로 예측 정확성에 따라 애널리스트 및 증권사의 평판에 큰 영향을 미칠 수 있다. 따라서 보다 객관적이고 정확한 예측을 위해 노력할 유인이 크다. 목표주가는 명확한 수치로 제공되고 투자기간에 대한 가정이 존재한다는 점에서 사후적으로 검증이 가능하다. 그러나 애널리스트마다 시점이 다르고 시장수익률에 대한 기대가 반영되어 있기 때문에 평가 및 비교가 용이하지 않다. 따라서 목표주가의 정확성에 따르는 평판 위험은 상대적으로 작다고 볼 수 있다. 투자의견은 주관적인 기준에 따라 정의된 단순한 체계로 제공되는 정성적 정보이기 때문에 사후적인 검증이나 비교가 매우 어렵다. 이러한 특징을 고려할 때, 이해상충에 따른 애널리스트의 편향이 존재한다면 이익예측보다는 목표주가에서, 목표주가보다는 투자의견에서 강하게 나타날 가능성이 높다(Malmendier & Shanthikumar, 2014).
\r\n
\r\n투자자의 관점에서 볼 때, 이익예측치는 그 자체로 투자 의사결정에 활용할 수 있는 정보가 아니므로 투자자는 이익예측치를 이용하여 가치평가를 수행하고 가치평가 결과를 토대로 투자 의사결정을 내려야 한다. 따라서 이익예측치는 개인투자자보다는 이러한 과정을 처리할 수 있는 기관투자자에게 유용한 정보라 할 수 있다. 목표주가와 투자의견은 주가의 저평가, 고평가 여부에 대한 애널리스트의 판단을 직접적으로 전달하므로 투자 의사결정에 직접 활용할 수 있는 정보다. 기관투자자는 목표주가와 투자의견이 이해상충 요소에 취약하다는 점을 인식하고 액면 그대로 받아들이지 않을 가능성이 높은 반면 투자에 대한 전문성이 부족한 개인투자자는 목표주가와 투자의견을 액면 그대로 받아들여 활용할 가능성이 상대적으로 높다(Malmendier & Shanthikumar, 2007). 물론, 국내 애널리스트의 목표주가와 투자의견이 낙관적이라는 것은 잘 알려진 사실이기 때문에 개인투자자 역시 이 정보를 신뢰하지 않을 수 있고, 애널리스트 보고서가 무료로 배포된다 하더라도 개인투자자의 접근성이나 관심이 제한적이라는 견해도 가능하다.
\r\n
\r\n정보성의 관점에서 볼 때, 투자자가 합리적이라면 보다 객관적이고 정확한 정보에 대해 높은 정보가치를 부여하고, 편향되거나 부정확한 정보에 대해서는 낮은 정보가치를 부여할 것으로 예상할 수 있다. 예를 들어, 애널리스트 제공 정보에 낙관적인 편향이 존재한다고 판단한다면 상향 정보가 하향 정보에 비해 부정확한 정보일 가능성이 높으므로 투자자의 반응이 비대칭적으로, 즉 상향 정보에서 수익률과 거래량 반응이 더 작게 나타날 것이다. 만약, 애널리스트의 낙관적 편향이 하향을 최대한 미루는 형태로 나타난다면, 하향 정보는 낡은 정보가 되어 수익률과 거래량 반응이 더 작게 나타날 수 있다.
\r\n
\r\n첫 번째 애널리스트 제공 정보의 낙관성과 정확성에 대한 분석에서, 애널리스트 제공 정보와 관련된 변수는 다음과 같이 구성한다. 투자의견은 투자의견과 투자의견 변경의 분포를 기준으로 검토한다. 투자의견은 ‘적극매수’, ‘매수’, ‘보유’, ‘매도’, ‘적극매도’ 등 5단계로 분류하며6)<\/sup>, 투자의견 변경은 매도방향에서 매수방향으로 변경된 경우 ‘상향’으로 반대 방향으로 변경된 경우 ‘하향’으로 정의한다. 투자의견 변경은 동일한 증권사에서 최근 1년 이내에 발표된 투자의견을 기준으로 하며, 최근 1년 이내에 발표된 투자의견이 없는 경우는 ‘편입‧재개’로 분류한다.
\r\n
\r\n목표주가의 특성은 예상수익률(implied return)7)<\/sup>, 목표주가 달성률, 예측오차, 예측오차 절댓값을 기준으로 분석한다. 예상수익률은 목표주가를 목표주가 발표 2거래일 전 종가로 나눈 뒤 1을 차감하여 계산한다.8)<\/sup> 목표주가는 통상 6개월 또는 1년 후 기대되는 주가를 의미하므로, 예상수익률은 가정된 투자기간 동안 애널리스트가 예상하는 수익률이다. 여기서 2거래일 전 종가를 이용하는 것은 목표주가 발표의 주가에 대한 영향을 통제하기 위한 것이다. 목표주가 달성률은 가정된 투자기간 종료 시점에 실제 목표주가를 달성했는지 여부, 또는 가정된 투자기간 이내에 한 번이라도 목표주가를 달성했는지 여부를 기준으로 평가한다. 예측오차는 목표주가를 가정된 투자기간 종료 시점의 주가로 나눈 뒤 1을 차감한 값이다. 예측오차는 목표주가의 낙관성을 측정하는 지표이며, 예측오차의 절댓값은 목표주가의 정확성을 측정하는 지표다.
\r\n
\r\n이익예측치의 특성은 이익예측치-주가 비율, 예측오차, 예측오차 절댓값을 기준으로 검토한다. 이익예측치-주가 비율은 주당순이익 예측치를 발표 2거래일 전 종가로 나눈 값이며, 예측오차는 주당순이익 예측치에서 실제 주당순이익을 차감한 뒤 예측치 발표 2거래일 전 종가로 나눈 값이다. 이익예측치 특성 분석에서는 실제 이익의 발표시점이 명확하므로 예측시점과 실적발표까지의 예측기간을 고려하도록 한다.
\r\n
\r\n두 번째 정보성 분석은 다음과 같은 변수를 이용한다. 애널리스트가 투자의견, 목표주가, 또는 이익예측치의 변경을 발표한 시점의 일간 초과수익률(abnormal return: AR), 일간 초과거래회전율(abnormal turnover: AT), 일간 초과순매수(abnormal netbuy: AN)를 산출하고, 통계적 유의성을 바탕으로 정보성을 평가한다. 초과수익률은 Carhart(1997)의 4요인 모형을 이용하여 산출하고, 초과거래회전율은 일간 로그(log) 거래회전율에서 최근 1분기 평균 로그 거래회전율을 차감한 값, 초과순매수는 일간 순매수에서 최근 1분기 평균 순매수를 차감한 값을 이용한다. 여기서 거래회전율은 거래대금을 시가총액으로 나눈 값이며, 순매수는 순매수 대금을 시가총액으로 나눈 값이다.9)<\/sup> 투자자 유형별 반응의 분석에서 투자자 유형은 개인, 기관10)<\/sup>, 외국인으로 구분한다.
\r\n
\r\n한편, 애널리스트 제공 정보에 대한 수익률, 거래회전율, 순매수 반응은 왜도가 큰 특성을 보인다. 평균적으로 관찰되는 반응은 일부 표본에서 나타난 현저한 반응에 의한 결과일 가능성이 높다는 의미다. 이를 고려하여 개별 주식에서 관찰되는 반응이 5% 수준에서 통계적으로 유의한지 여부를 확인하고, 유의성이 관찰되는 표본의 비중을 통하여 애널리스트 제공 정보의 영향력을 평가하는 방식을 추가적으로 고려한다(Loh & Stulz, 2010).
\r\n
\r\n애널리스트 제공 정보의 낙관성, 정확성, 정보성을 측정하고 기본적인 특성을 평가한 이후에는 여기에 영향을 미치는 요인이 무엇인지 분석한다. 관련 기존 연구를 토대로, 애널리스트 특성, 증권사 특성, 주식 특성과 관련된 여러 변수를 영향 요인으로 고려한다.
\r\n
\r\n먼저 애널리스트 특성과 관련된 요인으로, 베스트 애널리스트11) <\/sup>여부, 담당종목 수, 발간보고서 수를 이용한다. 베스트 애널리스트가 보다 정확하고 객관적인 분석력과 예측력을 보유하고 있다면, 또는 부정확한 평가와 전망에 따른 평판 훼손 위험이 크다면 정확성이 높고 낙관성이 낮게 나타날 수 있다. 반면 베스트 애널리스트로서 소속 증권사 수익에 대한 기여를 높이고자 하는 유인, 또는 기관투자자 및 상장기업과 우호적인 관계를 유지하고자 하는 유인이 강하게 작용한다면 낙관적 편향이 오히려 크게 나타날 수 있다. 담당종목 수(당해년도)와 발간보고서 수(누적)는 각각 애널리스트의 업무부담과 업무경험을 측정한다. 부정적 전망을 제시하기 위해서는 보다 명확한 근거가 요구되므로 업무부담이 큰 경우 상대적으로 부정적 전망을 제시할 가능성이 낮다. 즉 낙관적 편향이 클 것으로 예상된다. 업무경험이 풍부한 경우, 축적된 경험과 지식을 바탕으로 보다 정확한 전망을 제시할 수 있는 반면 높은 임금을 정당화하기 위해 증권사 수익에 대한 기여도를 높이고자 할 경우에는 이해상충 요소가 강하게 작용하여 낙관적 편향이 크게 나타날 수 있다.
\r\n
\r\n증권사 특성 변수로는, 중개업무 및 투자은행업무 수익성, 보유 애널리스트 수, 주간사 여부, 기업집단 소속 여부, 증권사와 분석대상 기업의 동일 기업집단 소속 여부 등을 고려한다. 증권사의 중개업무가 수익성이 높은 중요 사업부문인 경우 투자자와의 관계 유지, 거래 수요의 창출 등에 대한 압력이 크고 이에 따라 낙관적 편향이 나타날 것으로 예상된다. 특히 국내 애널리스트에 대한 보상이 주로 중개업무 부문에서 나온다는 점을 고려할 때 중개업무의 영향력이 강하게 작용할 것으로 보인다.12)<\/sup> 투자은행업무 역시, 상장기업이 고객이라는 점, 투자은행업무에 대한 지원활동이 애널리스트 평가 및 보상과 연계된다는 점에서 애널리스트의 낙관적 편향을 유발하는 요인이 될 수 있다. 중개업무 및 투자은행업무의 수익성은 각 부문의 영업수익을 총자본으로 표준화하여 측정한다. 중개업무 및 투자은행업무의 수익성이 애널리스트 제공 정보의 정확성과 낙관성에 미치는 영향은 국내 선행연구에서 검토된 바 없는 분석이다.13)<\/sup>
\r\n
\r\n보유 애널리스트 수는 증권사의 역량을 측정하는 지표로 활용한다. 보유 애널리스트 수가 많을수록 더 많은 정보와 더 우수한 분석 역량을 갖추고 있을 가능성이 높다고 본다면 더 정확한 전망을 제시할 것으로 예상할 수 있다. 주간사는 이해상충과 관련된 변수다. 자신이 주식발행 업무를 맡은 기업의 주가에 긍정적인 영향을 주고 장기적인 사업관계를 구축하기 위해 보다 긍정적인 전망을 제시할 가능성이 높다. 기업집단에 소속된 증권사는 계열사를 정보기반으로 활용할 수 있기 때문에 분석 역량 관점에서 유리한 측면이 있고, 증권사의 명성이 기업집단의 명성에 영향을 줄 수 있기 때문에 상대적으로 정확한 평가와 예측을 추구할 것으로 예상된다. 다만, 동일 기업집단 소속 계열사에 대해서는, 다른 조건이 동일할 때, 부정적인 평가와 전망을 제시하지 않을 가능성이 높다(Lim & Jung, 2012).
\r\n
\r\n주식특성 변수는 분석대상 신규 편입 여부, 기업규모, 시장가-장부가 비율, 수익률 변동성, 모멘텀, 기관과 외국인의 순매수 등으로 구성된다.
\r\n
\r\n애널리스트가 특정 주식을 분석대상으로 새롭게 편입하는 경우, 향후 전망에 대한 기대가 긍정적이거나 신규거래의 창출 또는 투자은행업무의 기회를 모색하기 위한 것일 가능성이 있으므로 낙관적인 전망이 제시될 가능성이 높다. 기업규모의 경우, 기업규모가 클수록 기관투자자 보유 비중이 높고 정보수요가 높으며 증권사의 장기적 수익 창출 기회가 많다. 따라서 낙관적인 전망이 제시될 가능성이 높다. 성장가능성의 경우, 성장가능성이 높을수록 증권사의 장기적인 수익 창출 기회가 많으므로 우호적인 관계 구축을 위해 낙관적인 전망을 제시할 유인이 크다. 실증분석에서 기업규모는 시가총액으로, 성장가능성은 시장가-장부가 비율을 이용하여 측정한다.
\r\n
\r\n행태적 편의의 영향으로 애널리스트가 주가 상승추세가 지속될 것으로 예상하거나 상승추세를 긍정적 정보로 해석한다면 최근 주가 상승률이 높았던 주식에 대해 낙관적인 전망을 제시할 가능성이 높다. 이러한 가능성을 모멘텀 변수를 이용하여 검토한다. 변동성은 정보비대칭을 측정하는 대표적인 지표 중 하나다. 높은 정보비대칭으로 예측과 평가가 어렵다면, 기업 내부정보에 대한 접근성을 강화하려는 유인이 크고, 따라서 낙관적 평가가 나타날 수 있다. 반면 예측과 평가의 근거를 확보하기 어렵기 때문에 보다 보수적으로 접근할 가능성도 존재한다.
\r\n
\r\n기관투자자와 외국인투자자는 중개업무의 고객이자 애널리스트의 평가와 보상에 영향을 주는 주체이므로 이들이 순매수한 주식에 대해 낙관적인 전망을 제시할 가능성이 크다. 다만, 기관투자자와 외국인투자자의 주식선택 능력에 의해 순매수가 낙관적 예측에 선행하거나, 또는 이들의 순매수를 애널리스트가 긍정적인 정보로 활용하여 낙관적인 예측을 제시할 가능성도 있다.
\r\n
\r\n이상에서 정리한 투자의견, 목표주가, 이익예측치 관련 변수, 증권사, 애널리스트, 기업 관련 특성 변수의 조작적 정의는 <부록 표 1>에, 증권사, 애널리스트, 기업 특성 변수의 기초통계는 <부록 표 2>에 정리되어 있다. 투자의견, 목표주가, 이익예측치 관련 변수의 통계는 IV장에서 구체적으로 논의한다.
\r\n
\r\n2. 분석자료
\r\n
\r\n본고는 2000년부터 2024년까지 43개 증권사에 소속된 2,601명의 애널리스트가 2,713개 상장기업에 대해 발간한 735,162건의 상장기업에 대한 보고서를 바탕으로 분석한다.
\r\n
\r\n투자의견, 목표가, 이익추정치 등 애널리스트 관련 자료, 주가, 수익률 등 시장자료, 재무제표 자료는 모두 DataGuide로부터 확보하였다. 대규모기업집단 소속기업 자료는 공정거래위원회의 기업집단포털(eGroup)에서, 상장기업 공시자료는 한국거래소의 KIND 시스템에서 추출하였다. 신규공모와 유상증자의 주간사에 대한 자료, 증권사의 업무영역별 영업수익 자료는 자본시장연구원의 내부자료를 활용하였다.14)<\/sup>
\r\n
\r\n표본기간 동안 증권사간 인수합병이나 사명변경이 다수 확인된다. 이런 경우 법인등록번호를 기준으로 증권사를 구분하도록 한다. 예를 들어, 현대투자신탁증권과 이를 인수한 푸르덴셜투자증권은 동일한 증권사로, 한화증권과 푸르덴셜투자증권이 합병한 한화투자증권은 기존의 한화증권과 동일한 증권사로 간주한다.
\r\n
\r\n
\r\nⅣ. 애널리스트 제공 정보의 낙관성과 정확성<\/strong>
\r\n
\r\n본 장에서는 애널리스트 제공 정보의 낙관성과 정확성에 대해 분석한다. 먼저 애널리스트 보고서의 발간 현황, 분석대상 기업의 구성, 발간시점 등의 기본적 특징을 살펴보고, 이어 투자의견, 목표주가, 이익추정치의 통계적 특성, 낙관성과 정확성, 여기에 영향을 미치는 요인을 차례로 분석한다.
\r\n
\r\n1. 발간특성
\r\n
\r\n<그림 IV-1>의 패널 A부터 D는 각각 증권사 수, 애널리스트 수, 분석보고서 수, 대상기업 수를 연도별로 보여준다. 먼저 상장기업에 대한 보고서를 발간한 증권사 수는 2000년 23개사에서 2013년 37개사까지 증가하였다가 2024년 30개사로 감소하였다. 애널리스트 수 또한 유사한 패턴인데, 2000년 421명에서 2010년 648명까지 늘었으나 2024년에는 다시 421명으로 줄었다. 2010년과 2024년 사이 약 35% 감소한 것으로, 같은 기간 국내 증권사 전체 임직원 수가 약 9% 감소한 것과 비교할 때 국내 증권업에서 애널리스트 업무의 비중이 상대적으로 축소되었다고 평가할 수 있다.
\r\n
\r\n애널리스트 보고서 수는 연평균 29,400건 수준이다. 전반적인 감소 추세가 관찰되는 가운데 2005년과 2006년 평균의 두 배 이상의 많은 보고서가 발간된 것이 특징적이다. 분석대상 기업은 연평균 723개사로 추세적인 변화는 명확하지 않으나 2003년과 2004년, 2012년에 일시적인 감소가 나타난다. 2002년 11월 공정공시제도 도입, 2011년 IFRS 도입과 연관된 현상으로 추정된다. 공정공시제도 도입의 경우, 제도 도입으로 애널리스트가 기업으로부터 확보할 수 있는 정보량이 감소한 것, 법적 불확실성이 증가한 것과 관련이 있는 것으로 보이며, IFRS 도입의 경우, 회계정보의 특성 변화에 적응하는 과정이 있었던 것으로 보인다.<\/span>
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\r\n<표 IV-1>은 증권사, 애널리스트, 분석대상 기업의 단위당 통계를 보여준다. 표본기간 연평균 기준으로, 각 증권사는 17명의 소속 애널리스트가 145개 상장기업에 대해 914건의 분석보고서를 발간하고, 각 애널리스트는 3개 산업, 10개 상장기업에 대해 58건의 보고서를 발간하는 것으로 나타난다. 각 분석대상 기업에 대해서는 평균 7명의 애널리스트가 41편의 보고서를 발간한 것으로 확인되는데, 중간값과 평균값의 격차가 커 분석대상이 일부 기업으로 집중되는 경향이 관찰된다.<\/span>
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\r\n<그림 IV-2>의 A와 B는 각각 애널리스트 보고서가 발간되는 상장기업 수 비중과 상장기업 시가총액 비중을 보여준다. A에서, 전체 표본기간의 보고서 발간 상장기업 수 비중은 40%(KOSPI 48%, KOSDAQ 34%)이며 2024년 기준으로는 30%(KOSPI 44%, KOSDAQ 23%)이다. 2003~2004년과 2012년의 비중 하락은 공정공시의 도입, IFRS의 도입과 연관된 것으로 보이며, 2015년 이후의 감소 추세는 이 기간 상장기업이 600개 이상 증가하였음에도 분석보고서가 발간되는 기업 수가 오히려 소폭 감소했기 때문에 나타나는 것으로 파악된다. 특히 KOSDAQ에서 감소 추세가 두드러진다.
\r\n
\r\n통상 기업정보가 풍부하고 정보수요가 높은 대형주에서 애널리스트 보고서가 발간되므로 보고서 발간기업의 시가총액 비중은 기업 수 비중에 비해 높다. KOSPI 상장기업의 경우 전체 기간에서 평균 94% 수준이며 2024년에도 94%이다. 그러나 KOSDAQ 상장기업의 경우 2000년 91%, 2015년 71%, 2024년 48%로 하락추세가 나타난다.
\r\n
\r\n<그림 IV-2>의 C는 애널리스트 보고서 중에서 대형주에 대한 보고서의 비중을 보여준다. 2024년 기준으로 시가총액 상위 100개 기업에 대한 보고서가 전체 보고서의 45%, 상위 200개 기업에 대한 보고서가 69%를 차지한다. 애널리스트 보고서는 전체 상장기업의 30%에서만 발간되는데, 그중에서도 시가총액 상위기업을 중심으로 발간되고 있다는 사실을 확인할 수 있다. 시가총액 상위기업에 대한 보고서 비중은 공정공시제도 도입과 IFRS 도입시기에 증가하는 것으로 나타난다. 제도 변화에 따라 애널리스트 업무 불확실성이 높았던 시기에 주로 중소형주에 대한 보고서 발간이 줄어들었기 때문에 나타나는 현상으로 설명할 수 있다.<\/span>
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\r\nD는 애널리스트 분석대상으로 편입된 기업 수와 제외된 기업 수를 KOSPI와 KOSDAQ으로 나누어 제시하고 있다. 여기서 편입은 증권사와 무관하게 보고서 발간시점 이전 1년간 보고서가 발간되지 않은 경우를, 제외는 보고서 발간시점 이후 1년간 보고서가 발간되지 않은 경우로 정의한다. KOSPI 상장기업의 경우, 연평균 360여개 분석대상 기업 가운데 약 50개사가 편입, 제외되며, KOSDAQ 상장기업의 경우, 연평균 360여개 분석대상 기업 가운데 약 100개사가 편입, 제외되는 것으로 나타난다. KOSDAQ의 중소형 상장기업에 대한 애널리스트 보고서 발간의 연속성이 상대적으로 떨어진다는 의미다.<\/span>
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\r\n<그림 IV-3>은 애널리스트 보고서의 발간시점 선택에 대한 자료이다. 보고서 발간의 월별 비중을 살펴보면 분반기 말에 해당하는 3, 6, 9, 12월의 발간 비중이 지속적으로 하락하는 것으로 나타난다. 2000년대 초반 30~35%에서 2020년대 15~20%로 감소한다. 분반기 확정실적 또는 잠정실적이 통상 이 4개월을 제외한 기간에 발표된다는 점을 감안하면, 공시된 실적정보를 토대로 보고서를 작성하는 경향이 강화되고 있다고 볼 수 있다. 이는 B를 통해서 다시 한번 확인된다. B는 분기‧반기‧감사보고서, 잠정실적이 공개된 날로부터 5일 이내에 발간된 보고서의 비중인데, 표본기간 동안 지속적으로 증가하여 2024년 기준으로 45%에 이른다.16)<\/sup> 애널리스트 보고서의 발간시점이 무작위로 선택되었다고 가정했을 때의 비중 12%에 비해 현저히 높다. 특히 공정공시제도가 도입된 2003년에 이 비율이 급격하게 증가한 것으로 보아, 애널리스트의 발간시점 선택은 정보취득 여건의 변화와 밀접하게 연관된 것으로 판단된다.
\r\n
\r\n<그림 IV-4>는 애널리스트의 정보 반복에 대한 통계다. 여기서 정보의 반복(reiteration)은 투자의견, 목표주가, 이익추정치가 이전 보고서와 동일한 경우를 의미한다.17)<\/sup> 이 경우 기존의 평가를 재확인하거나 정성적인 측면에서 새로운 정보를 포함할 수 있으나 투자의견, 목표주가, 이익추정치가 변경된 경우에 비해서는 상대적으로 정보가치가 떨어지는 것으로 간주할 수 있다. <\/span>
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\r\n앞서 <그림 IV-1>에서 2005년과 2006년에 예외적으로 많은 수의 보고서가 발간되었음을 확인하였는데 <그림 IV-4>의 A에 따르면 이 중 절반 이상이 정보반복 보고서였던 것으로 드러난다. 2020년 이후 정보반복 보고서의 비중은 10% 수준이다. B는 매월 발간된 보고서 중에서 정보반복 보고서의 비중을 보여준다. 3, 6, 9, 12월에 정보반복 보고서의 비중이 높고, 그 경향은 최근 10년간 더욱 뚜렷하다. 이 4개월에는 애널리스트 보고서의 발간 빈도도 낮을 뿐만 아니라 발간된 보고서의 정보가치도 상대적으로 낮으며, 결국 애널리스트의 실적정보에 대한 의존도가 높아지는 경향과 맞닿아 있는 현상으로 추정된다.
\r\n
\r\n2. 투자의견
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\r\n가. 투자의견 특성
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\r\n<표 IV-2>는 애널리스트 투자의견의 비중, 투자의견 변경 비중, 투자의견 변경 소요기간에 대한 통계다. 전체 표본기간, 2000~2014년, 2015~2024년으로 구분하여 제시한다(이하 모든 분석에서 동일하다). <\/span>
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\r\n전체 표본기간에서 매도의견과 보유의견의 비중은 각각 0.86%, 20.31%, 매수의견과 적극매수의견의 비중은 각각 78.17%, 0.66%로 나타난다. 매수의견의 비중이 매우 높고 매도의견의 비중은 매우 낮다. 적극매도의견은 단 한 건도 관찰되지 않는다. 잘 알려진 바와 같이 국내 애널리스트 투자의견에 낙관적 편향이 존재하는 것으로 판단된다. 이러한 편향은 최근 10년간 더 현저하여 2015~2024년의 매수, 적극매수의견의 비중은 91.17%에 달한다.
\r\n
\r\n애널리스트 투자의견의 변경 비중을 보면, 하향 2.29%, 상향 1.96%로 투자의견 변경의 빈도가 낮다. 2015~2024년의 변경 비중은 하향 1.51%, 상향 1.33%로 더욱 낮게 나타난다. 국내 애널리스트의 투자의견은 대부분 매수의견일 뿐만 아니라 변경도 활발히 이루어지지 않는다는 것을 알 수 있다.
\r\n
\r\n<그림 IV-5>는 애널리스트 투자의견 비중과 변경 비중을 시계열적으로 보여준다. 매수의견의 비중은 2000년대 초부터 2010년대 초까지 50% 수준에서 90% 수준으로 빠르게 증가한 것을 볼 수 있다. 이후에는 90~94% 수준에서 고착화되는 양상이다. 투자의견 변경의 비중(상향, 하향 합산) 또한 2000년대 초 10~20% 수준을 기록하기도 하였으나 이후 감소하여 2010년 이후 2~3% 수준에 머무는 것으로 나타난다.<\/span>
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\r\n<표 IV-3>은 투자의견 변경 비율을 각 투자의견 단계에 따라 나타낸 것이다. 매도, 보유, 적극매수에 머무는 비율은 각각 85.61%, 90.86%, 80.71%인데 비해 매수의견에 머무는 비율은 97.25%에 이른다. 또한 보유의견에서 매수의견으로 상향 조정되는 비율은 8.57%이나, 매수의견에서 보유의견으로 하향 조정되는 비율은 2.59%에 불과하다. 즉 투자의견이 매수의견으로 수렴하는 경향을 띤다. 이러한 경향은 2015~2024년에 더욱 명확하다. <\/span>
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\r\n나. 투자의견 결정 영향 요인
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\r\n본 소절에서는 애널리스트의 투자의견 결정에 영향을 미치는 요인을 회귀분석을 통해 분석한다. <표 IV-4>는 투자의견 수준을 종속변수로, III-1에서 정리한 애널리스트, 증권사, 기업 특성에 관련된 변수들을 독립변수로 이용한 순서형 로짓 회귀분석(ordered logit regression)의 결과다. 투자의견은 적극매수, 매수, 보유, 매도에 대해 각각 5, 4, 3, 2점을 부여한 변수이다. 연도와 산업18)<\/sup> 고정효과를 포함하고, 표준오차는 기업 단위에서 군집화(clustering)하였으며, 연속변수의 경우 이상치(outlier)의 영향을 고려하여 상하위 1%에서 윈저화(winsorize)하였다.19)<\/sup> 증권사의 부문별 분기 영업수익 자료가 2002년부터 존재하기 때문에 직전 4분기 합산자료를 산출할 수 있는 2003년 이후의 표본을 대상으로 분석한다.
\r\n
\r\n<표 IV-4>의 전체기간에 대한 분석결과에 따르면, 전체적으로 투자의견에 대한 이해상충의 영향이 확인된다. 중개업무 수익성, 베스트 애널리스트, 동일 기업집단 소속기업에서 투자의견에 대한 양(+)의 영향이 확인된다. 애널리스트는 소속 증권사의 중개업무 수익성을 유지하기 위해, 분석대상기업 및 투자자와의 관계를 고려하여 긍정적인 투자의견을 제시하는 것으로 해석할 수 있다. 또한 기관 및 외국인이 최근 순매수한 주식에 대해서도 높은 투자의견을 제시하는 것으로 나타난다. 이는 고객 보유주식에 부정적인 영향을 미치지 않으려는 이해상충의 영향이거나, 기관 및 외국인의 순매수의 정보가치가 반영되기 때문일 수 있다.20)<\/sup> 분석대상 편입 변수의 경우 유의한 양(+)의 값이 관찰되는데 이는 분석대상을 편입할 때 높은 투자의견을 제시할 수 있는 기업을 선정한다는 것을 시사한다.
\r\n
\r\n반면, 발간보고서 수, 보유 애널리스트 수, 기업집단 소속 증권사 변수는 투자의견과 음(-)의 관계가 확인된다. 애널리스트의 업무에 대한 경험, 증권사의 역량은 낙관적 편향을 낮추는 요인일 수 있음을 보여준다.
\r\n
\r\n기간별 분석결과에 따르면, 담당종목 수, 중개업무 수익성, 투자은행업무 수익성 변수의 영향이 시기에 따라 다르게 나타난다. 담당종목 수와 투자은행업무 수익성의 양(+)의 영향은 2015년 이후에, 중개업무 수익성의 양(+)의 영향은 2015년 이전에 관찰된다. 표본기간 동안 증권사의 투자은행업무 수익성은 상승한 반면 중개업무의 수익성은 하락하였는데 이에 따라 투자의견에 대한 영향력이 변화한 것으로 추정된다.21)<\/sup> 애널리스트 업무부담의 경우, 2015년 이후 애널리스트 수가 급격히 감소하면서 투자의견에 대한 영향이 커진 것으로 보인다.
\r\n
\r\n<표 IV-4>가 투자의견의 절대적인 수준에 대한 분석이었다면, <표 IV-5>는 투자의견의 상대적 수준에 대한 분석이다. 종속변수는 투자의견에서 투자의견 컨센서스를 차감한 값이다. 투자의견 컨센서스는 각 투자의견 발표 이전 3개월간 발표된 투자의견의 평균값을 이용하며, 3개월간 최소한 3건의 투자의견이 존재하는 표본만을 대상으로 분석한다.
\r\n
\r\n분석결과는 <표 IV-4>와 대체로 유사하다. 투자자 및 상장기업과 우호적인 관계를 구축, 유지하려는 유인과 증권사 수익성 기여 압력이 투자의견의 낙관적 편향을 유발하는 반면, 애널리스트 업무경험과 증권사 역량은 이를 상쇄하는 것으로 나타난다.
\r\n
\r\n특징적인 결과는 시장가-장부가에 대한 결과와 기관투자자 및 외국인 순매수에 대한 결과다. 시장가-장부가의 계수는 <표 IV-4>에서는 양(+)의 값이나 <표 IV-5>에서는 음(-)의 값이다. 증권사 사업기회 창출을 위해 성장기회가 높은 기업에 대해 낙관적인 투자의견을 제시한다는 이해상충의 관점보다 가치평가 수준을 고려하여 투자의견을 제시한다는 관점이 유효한 것으로 볼 수 있다. 기관 및 외국인 순매수 변수는 <표 IV-4>에서는 모두 유의한 양(+)의 값이었으나 <표 IV-5>에서는 기관투자자 변수만 유의한 양(+)의 값이다. 국내 증권사의 주요 고객이 국내 기관투자자라는 점, 또는 국내 주식에 대해 국내 기관투자자가 외국인투자자에 비해 정보우위에 있을 수 있다는 점이 반영된 결과로 이해할 수 있다.<\/span>
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\r\n3. 목표주가
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\r\n가. 목표주가의 특성
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\r\n목표주가의 특성은 목표주가에 내재된 예상수익률과 목표주가 변경에 대한 통계를 중심으로 검토한다. <표 IV-6>의 A는 목표주가에 내재된 예상수익률의 분포를 보여준다. 예상수익률은 전체기간 평균 30.73%, 중간값 28.75%로 나타난다. 통상 6개월에서 12개월 후에 도달할 것으로 예상되는 주가를 목표주가로 제시한다는 점을 고려할 때 약 30%의 예상수익률은 상당히 높은 수준이다. 주가가 하락할 것으로 전망하는, 예상수익률이 음(-)인 표본의 비중은 약 5%에 불과하다. 예상수익률을 기간별로 살펴보면, 2000~2014년 28.95%에서 2015~2024년 33.91%로 증가한다(<그림 IV-6> 참고). 목표주가에 대한 낙관적 기대가 강화된 영향일 수도 있고, 목표주가 발표시 증권사가 가정하는 투자기간이 늘어난 데 따른 결과일 수도 있는 것으로 보인다.22)<\/sup> 이에 대해서는 목표주가 달성비율을 바탕으로 조금 더 구체적으로 살펴보도록 한다.
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\r\n<표 IV-6>의 B, C, D는 목표주가 변경과 관련된 통계다. 먼저 B를 보면, 목표주가 하향 비중이 13.14%, 상향 비중이 15.41%이며, 2015년 이후가 2014년 이전에 비해 변경 비중이 다소 높은 것으로 나타난다(<그림 IV-6> 참고). 목표주가를 3개월 컨센서스보다 낮은(높은) 가격으로 하향(상향)한 경우를 ‘이탈23)<\/sup>’로 정의하여 비중을 살펴보면, 목표주가 하향의 경우 약 79%, 상향의 경우 약 77%로 상당히 높아 목표주가 변경에 있어 적극적인 경향을 관찰할 수 있다. 투자의견의 변경과 비교할 때, 변경의 빈도가 잦고, 변경의 빈도가 점차 증가하는 대조적인 추세를 보인다. <\/span>
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\r\nC는 목표주가 변경률(=(목표주가-직전 목표주가)\/발표 2거래일전 종가)에 대한 통계다. 하향 변경률은 평균 –28.32%, 상향 변경률은 평균 19.79%로 하향시의 변경 폭이 더 크다. 또한 변경률의 평균값과 중간값을 비교해 볼 때 하향시 큰 폭으로 하향하는 경우가 상대적으로 많은 것으로 보인다. D는 목표주가 변경에 소요되는 기간(일)을 보여준다. 하향 변경에 평균 72일, 유지에 평균 28일, 상향에 평균 61일로, 유지보다 변경에, 상향보다 하향에 보다 긴 시간이 소요된다. 목표주가 하향에서 변경폭이 더 크고 더 오랜 기간이 소요된다는 것은, 목표주가 하향을 기피하는 또는 가급적 지연시키고자 하는 의도가 있기 때문으로 해석할 수 있다. 이는 낙관적 편향의 증거로 간주할 수 있다.
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\r\nE는 목표주가 변동에 따른 예상수익률 변동에 대한 통계다. 목표주가를 하향, 유지, 상향하는 경우 평균 예상수익률 변동은 각각 –7.23%, 0.11%, 5.53%이다. 목표주가의 변동과 예상수익률의 변화의 방향이 일치한다. 그러나 예상수익률 변동의 분포를 보면, 목표주가를 하향하더라도 예상수익률이 증가하는 경우, 혹은 목표주가를 상향하더라도 예상수익률이 하락하는 경우도 상당한 비중을 차지한다는 것을 확인할 수 있다. 예를 들어 목표주가를 10,000원에서 11,000원으로 상향하였으나 같은 기간 주가가 8,000원에서 10,000원으로 상승했다면 예상수익률은 25%에서 10%로 하락하게 된다. 일부 투자자는 목표주가가 상향되었다는 점에서 긍정적 정보로 인식할 수 있으며, 다른 투자자는 예상수익률이 하락했다는 점에서 부정적 정보로 인식할 수 있다. 즉 목표주가의 변경은 투자자에게 기업가치에 대해 상충되는 신호를 줄 수 있는 특징을 보여준다. <\/span>
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\r\n<표 IV-7>의 A에는 목표주가 달성비율이 제시되어 있다. 달성비율(1년 후)는 예상수익률이 양(+)(음(-))이고 애널리스트가 가정한 투자기간 1년 후 실제주가가 목표주가 이상(이하)인 표본의 비율이고, 달성비율(1년 이내)는 예상수익률이 양(+)(음(-))이고 투자기간 1년 동안에 실제주가가 한 번이라도 목표주가 이상이었던(이하였던) 표본의 비율이다. 증권사가 가정하는 투자기간이 2014년 이전에는 6개월인 경우가 상대적으로 많고, 2015년 이후에는 12개월인 경우가 상대적으로 많으므로 투자기간 6개월에 대한 결과와 12개월에 대한 결과를 각각 산출하였다.<\/span>
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\r\n투자기간 가정과 무관하게 2015~2024년의 달성비율이 2000~2014년의 달성비율에 비해 낮다. 투자기간의 가정이 변화한 것을 감안하더라도 달성비율이 낮아진 것으로 평가할 수 있다. 표에는 제시하지 않았으나, 코로나19의 여파로 주가가 급등한 2020년을 제외하면 2015~2023년의 달성비율은 더욱 낮아진다. 이러한 결과는 목표주가 산정에 있어 낙관적 편향이 강화되고 있음을 시사한다.
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\r\nB와 C는 목표주가 예측오차와 예측오차 절댓값에 대한 통계다. B에서 2000~2014년 표본은 6개월 후를 기준으로, 2015~2023년 표본은 1년 후를 기준으로 보면, 2000~2014년의 경우 예측오차는 19.70%, 2015~2023년의 예측오차는 29.84%이다. 두 기간의 예상수익률이 각각 28.95%, 33.91%였음을 고려하면(<표 IV-6> 참조) 실현수익률은 각각 9.25%, 4.07%로, 두 기간 모두 매우 낙관적인 목표주가를 제시했음을 알 수 있다. 특히 2015년 이후 낙관적 경향이 더욱 두드러진다. C의 예측오차 절댓값에 따른 결과를 보면, 2000~2014년 6개월 후 기준 37.30%, 2015~2023년 1년 후 기준 45.22%로 목표주가의 정확도가 상당히 낮다고 평가할 수 있다.
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\r\n나. 목표주가 정확성, 낙관성 영향 요인
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\r\n본 소절에서는 목표주가의 달성비율, 예측오차(낙관성), 예측오차 절댓값(정확성)에 대한 영향 요인을 분석한다. 독립변수는 앞서 투자의견 분석에서 활용한 애널리스트, 증권사, 기업 특성변수와 더불어 목표주가 변경 여부(상향, 하향)에 대한 더미변수, 목표주가 변경의 컨센서스 이탈에 대한 더미변수를 포함한다. <표 IV-8>은 목표주가 달성여부를 종속변수로 한 로짓 회귀분석(logit regression) 결과이다. 투자기간은 2003~2014년은 6개월, 2015~2023년은 12개월로 가정하고, 각 기간에 대해 투자기간 종료시점 기준 달성여부와 투자기간 이내 달성여부를 별도로 분석한다.
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\r\n먼저 목표주가 상향과 하향 더미변수의 계수는 모든 경우에 유의한 양(+)의 값이다. 목표주가 변경은 미래 주가변동과 관련된 정보에 근거하여 이루어지고 있는 것으로 해석할 수 있다. 목표주가의 수준이 낙관적으로 편향되어 실제 달성 가능성은 낮다고 할지라도 목표주가의 변동은 달성 가능성을 설명할 수 있는, 정보가치가 있는 정보라는 것을 시사한다.
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\r\n주간사 소속 애널리스트일수록(2014년 이전), 중개업무 수익성이 높을수록(2015년 이후) 목표주가 달성률이 낮다는 결과가 확인된다. 이는 모두 이해상충의 영향으로 목표주가가 낙관적으로 설정된 결과로 볼 수 있다. 투자의견 결정 영향 요인에 대한 회귀분석결과와 유사하게, 담당종목 수가 많을수록 달성률이 낮고, 발간보고서 수가 많을수록 달성률이 높다는 결과가 두 기간 모두에서 유의하여, 애널리스트 업무부담과 업무경험의 영향이 확인된다.
\r\n
\r\n기관 및 외국인 순매수는 2014년 이전 표본에서 양(+)의 영향이 나타난다. 기관과 외국인이 순매수한 표본에서 목표주가가 달성될 확률이 높다는 것으로, 투자자 보유주식 수익률에 부정적인 영향을 미치지 않기 위해서 낙관적인 목표주가를 제시할 가능성보다 기관 및 외국인의 순매수에 정보가치가 존재할 가능성이 높다는 것을 시사한다.
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\r\n한편, 앞서 기업실적 발표 직후 애널리스트 보고서가 발간되는 경우가 많음을 확인하였는데, 최근의 실적정보를 목표주가에 반영한다면 예측력을 개선하는 효과가 있을 수 있다. 실적발표 후 5거래일 이내에 발표된 경우 1의 값을, 이외의 경우 0의 값을 갖는 더미변수를 추가하였으나 뚜렷한 영향은 확인되지 않는다. 그러나 추가적인 분석에 따르면, 목표주가 상향 및 하향 더미변수를 제거하는 경우 이 변수의 계수는 유의한 양(+)의 값을 갖는 것으로 나타난다. 즉 목표주가 변경의 효과와 실적발표 직후 보고서 발간 여부의 효과는 서로 중첩된다는 의미다. 결론적으로 실적정보는 목표주가의 예측력에 기여하는 것으로 판단된다.<\/span>
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\r\n<표 IV-9>는 목표주가의 예측오차(낙관성)와 예측오차의 절댓값(정확성)을 종속변수로 한 회귀분석 결과이다. 먼저 예측오차에 대한 결과를 보면, 목표주가 상향과 하향 더미변수의 계수는 음(-)의 값으로, 목표주가 변경이 미래 주가변동에 대한 정보를 포함하고 있음이 다시 한번 확인된다.
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\r\n이해상충과 관련하여, 중개업무 및 투자은행업무 수익성, 주간사 소속 여부에서 예상에 부합하는 결과가 확인된다. 주간사 소속일수록, 중개업무 및 투자은행업무 수익성이 높을수록 예측오차가 증가, 즉 목표주가가 낙관적인 것으로 나타난다. 애널리스트 업무역량 관련 변수에 대한 결과도 예상과 일치한다. 담당종목 수(업무부담)가 많을수록 예측오차가 크고, 발간보고서 수(업무경력)가 많을수록, 기업집단 소속 증권사일수록 예측오차가 작다.
\r\n
\r\n목표주가 예측오차의 절댓값(정확성)에 대한 결과는 전반적으로 유의성이 낮게 나타난다. 목표주가 상향과 하향 더미변수의 계수는 음(-)의 값으로, 목표주가 변경의 정보가치가 확인된다. 이해상충과 관련하여, 주간사 소속 여부의 영향은 2014년 이전에 유의하게 나타나나 중개업무 및 투자은행업무의 수익성, 동일 기업집단 소속 여부에서는 유의한 결과가 관찰되지 않는다. 애널리스트의 이해상충 가능성은 목표주가의 정확성보다는 낙관성과 관련되는 요소라는 것을 보여준다. 업무역량과 업무부담 관련 변수 중에서는 담당종목 수에서 유의한 양(+)의 영향이 2014년 이전 표본에서, 기업집단 소속 증권사에서 유의한 음(-)의 영향 2014년 이전 표본에서 관찰되며, 보유 애널리스트 수에서 유의한 음(-)의 영향이 2015년 이후 표본에서 관찰된다.
\r\n
\r\n한편, 실적발표 직후 더미의 계수는 유의한 음(-)의 값이다. 실적정보는 목표주가의 정확성에 기여한다는 것으로, 애널리스트의 목표주가는 실적정보를 반영하고 동시에 주가는 기업실적 변화를 반영한다는 것을 보여준다.
\r\n
\r\n이상의 결과를 종합하면, 투자의견 결정뿐만 아니라 목표주가의 결정에서 나타나는 낙관성 역시 애널리스트 및 증권사의 이해상충에 영향을 받고 있다고 평가할 수 있다. 또한 애널리스트 및 증권사의 업무역량도 애널리스트의 낙관성을 완화하는 중요한 요인으로 확인된다.<\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n4. 이익예측치
\r\n
\r\n가. 이익예측치의 특성
\r\n
\r\n<그림 IV-7>은 예측기간별 이익예측치 발표 수를 보여준다. 상장기업 감사보고서의 발표시점(12월 결산법인의 경우 3월)을 기준으로 최근 1년간 발표된 이익예측치(EPS)를 FY0, 그 이전 기간을 1년씩 차례로 FY1, FY2, FY3 등으로 정의하여 살펴보면, 애널리스트는 대부분의 경우 3개년에 대해 예측치를 발표하는 것으로 나타난다. 분석의 편의를 위해 36개월 이후 발표되는 실적에 대한 예측치(전체 예측치의 1.44%)는 이하의 분석에서 제외하도록 한다. <\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n<표 IV-10>은 이익예측치와 이익예측치 변경에 대한 통계다. 여기서 이익예측치는 이익예측치-주가 비율이다. A는 이익예측치의 분포를 보여준다. FY0, FY1, FY2는 평균 9.58%, 11.81%, 13.26%로, 애널리스트는 평균적으로 상장기업 이익이 상승한다는 전망을 제시하고 있다. 표본기간 동안 국내 상장기업의 수익성이 하락 또는 정체하는 양상을 보여왔음을 고려하면 이익의 장기 전망에 있어 낙관적인 경향이 있었던 것으로 평가할 수 있다. 다만 이러한 경향은 2015년 이후 다소 완화된 것으로 보인다.
\r\n
\r\nB는 이익예측치의 변경 비중이다. 전체기간에서 FY0의 경우 하향 38.31%, 상향 29.43%, 유지 32.36%로, 예측치를 변경하는 비중이 투자의견이나 목표주가를 변경하는 비중에 비해 높고, 하향 비중이 상향 비중에 비해 높은 특징을 보인다. 변경 비중이 높은 것은 분반기 실적, 잠정실적 등의 발표에 따라 이익예측치를 소폭이라도 조정하기 때문으로 보이며, 하향 비중이 높은 것은 실제 실적발표일에 근접할수록 낙관적이었던 전망을 하향 조정하기 때문으로 파악된다. 이익예측치를 3개월 컨센서스 이하(이상)로 하향(상향) 조정하는 경우를 ‘이탈’로 정의하여 비중을 살펴보면, FY0에서 하향 조정 중 이탈의 비중은 73.93%, 상향 조정 중 이탈의 비중은 62.12%로, 하향 이탈의 비중이 더 높다. 이 역시 실적발표일에 근접하면서 낙관적인 전망을 지속적으로 하향 조정하는 것과 연관된 현상으로 추정된다.
\r\n
\r\n기간별로 살펴보면, 2015~2024년의 이익예측치 변경 비중이 2000~2014년에 비해 더 큰 것을 볼 수 있다. 실적발표 직후 발표되는 애널리스트 보고서의 비중이 점차 높아지는 가운데, 실적발표 직후 이익예측치가 실적정보를 반영하여 수정되기 때문에 나타나는 현상으로 설명할 수 있다.
\r\n
\r\nC와 D는 각각 이익예측치 변경의 크기와 변경 소요기간에 대한 통계다. 목표주가 변경과 마찬가지로 하향시 변경의 크기가 크고, 다소 오랜 시간이 소요된다. 이익예측치에서도 하향 조정에 더 신중하거나 또는 가급적 회피하려는 경향을 보여준다.<\/span>
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\r\n<표 IV-11>은 이익예측치의 예측오차(낙관성)와 예측오차의 절댓값(정확성)에 대한 통계다. 전체기간 기준으로 FY0, FY1, FY2의 평균 예측오차는 각각 2.66%, 4.31%, 5.57%로 예측오차가 양(+)의 값이고 예측기간이 길어질수록 예측오차가 증가한다. 예측기간이 길수록 낙관적인 예측치를 제시한다는 의미다. 예측오차의 절댓값은 전체기간 기준으로 FY0, FY1, FY2 각각 4.46%, 8.29%, 10.30%로 매우 크고 예측기간이 길수록 증가한다. 한편 예측오차와 예측오차 절댓값 모두 평균이 중간값에 비해 상당히 높게 나타나 양(+)의 왜도를 갖는 특성이 관찰된다.<\/span>
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\r\n<그림 IV-8>은 예측오차와 예측오차 절댓값을 예측기간에 따라 나타낸 것이다. 감사보고서 제출월 36개월 전부터 시계열적으로 표시하고 있는데, 예측오차와 예측오차 절댓값 모두 지속적으로 감소하는 추세가 관찰된다. 특징적인 것은 감소 추세가 선형적이지 않고 톱니바퀴 형태를 띤다는 점이다. 세부적으로 살펴보면 12월 결산기업의 경우, 3월, 6월, 9월, 12월에 예측오차가 크고, 1월, 4월, 7월, 10월에 예측오차가 작은 패턴이다. 실적발표 직전 월(1월, 4월, 7월, 10월)에 이익예측치를 낮추고 이후 실적정보 발표 익월까지 이익예측치를 상향하는 행태를 보이는데, 이는 이익예측치의 정확성을 높이기 위한 합리적 노력의 결과일 수도 있겠으나, 이익예측치를 의도적으로 조정하는 행태를 의심케 하는 현상이기도 하다(Richardson et al., 2004). 본고에서는 구체적인 분석을 진행하지 않으나 향후 추가 연구가 필요한 것으로 생각된다.<\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n나. 이익예측치 정확성과 낙관성 영향 요인
\r\n
\r\n<표 IV-12>는 이익예측치의 예측오차(낙관성)과 예측오차 절댓값(정확성)에 영향을 미치는 요인에 대한 회귀분석 결과이다. 예측오차 및 예측오차 절댓값이 실적발표 시점에 근접할수록 감소하고, 3, 6, 9, 12월에 크다는 점을 고려하여(<그림 IV-8> 참조) 예측기간 변수와 분반기말(3, 6, 9, 12월)에 대한 더미변수를 독립변수로 추가하고, 종속변수가 기업의 수익성 지표라는 점을 고려하여 직전년도 부채비율과 ROE를 독립변수로 추가하였다.
\r\n
\r\n먼저 예측기간과 분반기말 변수에서 예상대로 양(+)의 영향이 확인된다. 즉 예측기간이 길수록, 예측시점이 분반기말일 때 낙관적이고 부정확한 이익예측치가 발표된다. 실적발표 직후 변수는 음(-)의 영향을 주는 것으로 나타나, 실적정보를 반영한 이익예측치가 덜 낙관적이고 더 정확하다.
\r\n
\r\n이해상충과 관련된 변수는 투자의견이나 목표주가에 대한 분석결과와는 상이한 결과가 나타난다. 중개업무 수익성이 높을수록 정확성이 높고, 베스트 애널리스트의 낙관성이 낮다. 반면, 주간사의 이익예측치는 낙관성이 높고 정확성이 낮다. 이익예측치의 부정확성에 따르는 평판위험의 영향과 분석기업가치에 긍정적인 영향을 미치고자 하는 이해상충 요소가 동시에 작용하고 있는 것을 볼 수 있다. 베스트 애널리스트의 경우, 객관적 평가가 어려운 투자의견에서는 더 낙관적인 의견을 제시하는 반면 객관적 평가가 용이한 이익예측치에서는 덜 낙관적인 예측을 내놓고 있어, 예측 정확성과 연관된 평판위험에 대한 고려와 투자자 및 분석대상 기업과 우호적 관계를 구축하고자 하는 유인이 복합적으로 작용하는 것을 확인할 수 있다. 한편, 동일 기업집단 소속기업에 대해 낙관성이 낮고 정확성이 높다는 결과가 나타나는데, 이익예측치를 초과하는 실적을 달성하도록 하기 위한 고려 또는 정보우위의 영향으로 해석할 수 있다. 낙관적인 투자의견을 제시하는 것과 대비되는 결과다.
\r\n
\r\n기업특성 변수에 대한 결과에 따르면, 부채비율이 높을수록, 기업규모가 작을수록 이익예측치의 낙관성이 높다. 재무적 위험이 높고 정보비대칭이 큰 기업, 즉 기업이익과 기업가치의 평가와 예측이 어려운 기업의 경우, 정보취득을 위해 경영진과 우호적인 관계를 구축하고자 하는 유인은 큰 반면 부정확한 예측에 따르는 평판위험은 작다. 따라서 낙관적인 예측이 나타날 가능성이 높다는 논리와 일관된다. 시장가-장부가 비율이 높은 기업에서는 낙관성이 작고 정확성이 높게 나타나는데, 높은 가치평가 수준이 안정적인 수익 성에서 비롯된 것이고 따라서 이익예측이 용이한 것으로 해석할 수 있다.
\r\n
\r\n기관과 외국인의 순매수가 큰 기업일수록 덜 낙관적이고 더 정확한 이익예측치가 발표되는 것으로 나타난다. 이는 평판위험을 고려한 애널리스트의 노력에 의한 결과일 가능성, 다른 독립변수로 설명되지 않는 기관과 외국인이 선호하는 주식의 특성에 의한 결과일 가능성을 생각해 볼 수 있다.
\r\n
\r\n마지막으로 업무부담이 클수록 이익예측치가 더 낙관적이고, 업무경험이 많을수록 덜 낙관적이다. 이는 투자의견 및 목표주가에서 확인한 결과와 일치한다.<\/span>
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\r\n
\r\nⅤ. 애널리스트 제공 정보의 정보성<\/strong>
\r\n
\r\n본 장에서는 애널리스트 제공 정보의 정보성에 대해 분석한다. 애널리스트가 투자의견, 목표주가, 또는 이익예측치를 ‘변경’한 경우 나타나는 수익률과 거래회전율의 변화를 통해 정보성을 파악하고, 애널리스트 특성, 증권사 특성, 기업 특성과 관련된 변수를 이용하여 영향 요인을 분석한다. 이어서 투자자 유형에 따라 애널리스트 제공 정보의 활용도에 차이가 있을 수 있음을 고려하여 제공 정보의 변경에 대한 투자자 유형별 거래회전율과 순매수의 변화 및 영향 요인을 분석한다.
\r\n
\r\n앞서 IV장의 분석을 통해 애널리스트 제공 정보가 낙관적으로 편향되어 있다는 결과를 확인하였는데, 낙관적 편향이 제공 정보의 정보성이 없음을 의미하는 것은 아니다. 낙관적 편향에도 불구하고 상대적 수준에서 정보가치가 존재할 수 있으며, 특히 제공 정보의 변경은 편향의 수준과 무관한 새로운 정보를 포함하고 있을 가능성이 높다. 기존의 많은 연구가 애널리스트 제공 정보의 변경에서 정보성이 확인됨을 보고하고 있다는 점을 고려하여(예: Brav & Lehavy(2003), Asquith et al.(2005), Barber et al.(2010) 등). 본고에서도 애널리스트 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 변경에 초점을 맞춰 정보성을 분석하고자 한다.
\r\n
\r\n<그림 IV-3>을 통해 애널리스트 분석보고서가 실적발표 직후에 발간되는 경향을 확인한 바 있다. 실적발표 직후의 애널리스트 제공 정보 변경에 대한 수익률 및 거래회전율 반응은 실적정보에 대한 반응과 중첩되므로 애널리스트 제공 정보의 정보성을 정확히 파악하기 어렵다. 또한 동일한 날 여러 애널리스트가 보고서를 발표한 경우에도 제공 정보의 영향이 서로 상쇄될 수 있어 정보성을 정확히 파악하기 어렵다. 이를 고려하여 본장의 분석에서는 특정일에 단 하나의 분석보고서가 발간되고 해당일이 분반기 실적 또는 잠정실적 발표일로부터 5거래일 이내가 아닌 경우를 ‘단독’으로 정의하고, 이들 표본을 통해 애널리스트 제공 정보의 고유한 정보성을 확인한다.
\r\n
\r\n<표 V-1>은 투자의견, 목표주가, 이익예측치 변경의 시점별 분포와 변화량에 대한 통계다. A에서 투자의견 변경의 시점별 분포를 보면, 실적발표일로부터 5일 이내에 발표한 건의 비중이 30.7%, 이외의 기간에 단독으로 발표한 건의 비중이 40.2%, 이외의 기간에 여러 애널리스트가 동시에 발표한 건(복수)의 비중이 29.1%로 나타난다. 실적발표일로부터 5일 이내에 발표된 건은 대부분 실적발표일과 익일에 집중된다. 목표주가 변경 또는 이익예측치 변경에서도 분포는 대체로 유사한데, 실적발표일과 익일에 변경된 건의 비중이 조금 더 높다.
\r\n
\r\nB는 정보 변경 시점별 정보의 변화량을 보여준다. 언급할 만한 결과는 실적발표 직후의 변경에 비해 단독 변경의 경우가 투자의견 변화량, 목표주가 변경률, 예상수익률 변화량, 이익예측치-주가 비율 변화량 모두 크다는 점이다. 실적정보의 변화량에 의존하는 경우와 비교할 때, 단독 변경의 경우보다 유의미한, 실질적인 정보에 근거해 변경 결정을 내리기 때문일 가능성이 있다.<\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n1. 수익률 및 거래회전율 반응 분석
\r\n
\r\n투자의견 변경에 대한 반응은 투자의견 상향과 하향, 투자의견 상향-단독, 하향-단독으로 구분하여 살펴본다. <그림 V-1>은 투자의견 변경 발표 4거래일 전부터 5거래일 후까지 누적초과수익률과 초과거래회전율을 보여준다. 투자의견 변경 당일 전후로 수익률과 거래회전율의 반응이 나타나, 투자의견 변경의 정보가치가 확인된다.24)<\/sup> 반응의 크기는 상대적으로 작으나 단독 변경에서도 반응이 관찰된다.<\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n<표 V-2>는 투자의견 변경일 1일 전부터 2일 후까지 4거래일간 누적초과수익률(CAR(-1,2))과 누적초과거래회전율(CAT(-1,2)), 그리고 누적초과수익률 또는 누적초과거래회전율이 통계적으로 유의한 표본의 비중(SIG%)에 대한 통계를 제시하고 있다.
\r\n
\r\n앞서 언급했듯이, 유의성 비중을 검토하는 것은 평균값으로 측정되는 초과수익률 또는 초과거래회전율 반응이 일부 표본에 의해 나타나는 결과일 수 있음을 고려한 것이다(Loh & Stulz, 2010). 누적초과수익률의 유의성은, 투자의견 변경 발표 6거래일 이전 1분기 동안의 4요인 모형 기준 초과수익률의 표준오차를 기준으로 5% 유의수준을 적용하여 판별한다.25)<\/sup> 5% 유의수준을 적용하므로 유의한 표본의 비중이 5%를 초과할 때 영향력 있는 투자의견 변경이 존재한다고 평가할 수 있다. 누적초과거래회전율의 유의성도 동일한 방식으로, 투자의견 변경 6거래일 이전 1분기 동안의 초과거래회전율의 표준오차를 이용하여 5% 유의수준에서 판별한다.<\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n<표 V-2>의 A는 누적초과수익률(CAR(-1,2)) 반응에 대한 통계다. 전체표본의 경우 투자의견 상향보다 하향에 대한 반응이 크고, 2014년 이전보다 2015년 이후의 반응이 크다. 유의성 비중은 전체기간 10~11% 수준인 가운데 2014년 이전보다 2015년 이후가 더 높다. 단독표본(상향-단독 및 하향-단독)의 경우, 전체 표본에 비해 반응의 크기와 유의성 비중이 작다. 2014년 이전보다 2015년 이후의 반응이 더 크다는 점은 동일하나, 투자의견 상향에 대한 반응이 하향에 대한 반응보다 크다는 점에서 차이가 있다. 표본기간 동안 투자의견 변경의 빈도가 줄었다는 사실로 볼 때 투자의견 변경이 신중해지면서 2015년 이후 정보가치가 상대적으로 커진 것으로 보인다.
\r\n
\r\nB는 누적초과거래회전율(CAT(-1,2))에 대한 통계다. 누적초과수익률 반응과 유사하게 2015년 이후의 반응이 2014년 이전에 비해 큰 것으로 나타나며 누적초과수익률에 비해 유의성 비중이 두 배 이상 높다.
\r\n
\r\nA와 B의 결과에 따르면 애널리스트의 투자의견 변경은 유의한 수익률과 거래회전율 반응을 유발하여 정보성이 존재하는 것으로 평가할 수 있다. 다만 유의한 수익률 또는 거래회전율 반응을 일으키는 영향력 있는 투자의견 변경은, 단독 변경의 경우 10건 중 한 두 건으로 비중이 높지 않은 것으로 나타난다.
\r\n
\r\n다음은 목표주가 변경 전후의 수익률과 거래회전율 반응에 대한 분석이다. <그림 V-2>는 목표주가 변경 전후의 누적초과수익률과 초과거래회전율의 변화를 보여준다. 전체적인 반응의 양상은 투자의견 변경과 유사하나, 하향 단독에 대한 반응이 미약하게 나타나는 특징이 관찰된다.<\/span>
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\r\n<표 V-3>은 목표주가 변경 유형별, 기간별 누적초과수익률(CAR(-1,2))과 누적초과거래회전율(CAT(-1,2)), 그리고 각각의 유의성 비중(SIG%)에 대한 통계다. 여기서 하향(상향)의 ‘저’와 ‘고’는 각각 하향(상향) 표본의 목표주가 변경률 하위 1\/3, 상위 1\/3에 속하는 표본이다. ‘이탈’은 목표주가를 하향(상향)하여 3개월 목표주가 컨센서스 이하(이상)로 조정된 경우를 의미한다.
\r\n
\r\n수치로 드러나는 특징을 정리하면 다음과 같다. 첫째, 목표주가 하향보다 상향에 대한 반응이 크고 2014년 이전보다 2015년 이후의 반응이 크다. 둘째, 수익률은 목표주가 하향의 경우 하향폭이 클수록 반응이 작고 상향의 경우 상향폭이 클수록 반응이 크다. 거래회전율은 하향과 상향 모두 변경폭이 클수록 반응이 크다. 셋째, 누적초과수익률의 유의성 비중보다 누적초과거래회전율의 유의성 비중이 3배 가까이 높다. 하향-단독의 경우 누적초과수익률 유의성 비중은 5%를 넘지 못하여 영향력의 근거를 찾기 어렵다.
\r\n
\r\n목표주가 하향의 경우 변경폭이 클수록 반응이 작다는 것은 특징적인데, 주가가 부정적 정보를 반영한 이후 뒤늦게 목표주가를 하향 조정, 특히 큰 폭으로 하향 조정하기 때문일 가능성을 생각해 볼 수 있다. 애널리스트의 이해상충 가능성을 감안할 때 목표주가의 상향보다 하향의 정보가치가 클 것이라는 예상과는 다른 결과다. 그러나 목표주가 하향 조정을 지연시키는 것 역시 애널리스트의 이해상충과 연관된 결과로 볼 수 있다. 한편, 2014년 이전에 비해 2015년 이후의 반응이 큰 것은 목표주가 변경의 간격이 증가함에 따라 목표주가 변경의 정보가치가 증가된 것으로 설명할 수 있다(<표 IV-6> 참조).<\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n마지막으로 이익예측치 변경 전후의 수익률과 거래회전율 반응을 살펴보자. <그림 V-3>은 이익예측치 변경 전후의 누적초과수익률과 초과거래회전율 추이다. 투자의견 변경, 목표주가 변경과 비교할 때 반응이 작고, 특히 이익예측치 하향에 대해서는 반응이 매우 약하다. <\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n<표 V-4>는 이익예측치 변경 유형과 기간에 따른 누적초과수익률(CAR(-1,2)), 누적초과거래회전율(CAT(-1,2)), 각각의 유의성 비중(SIG%)에 대한 통계다. 이익예측치 변경에 대한 투자자 반응의 특징은 다음과 같다. 첫째, 이익예측치 하향보다 상향에 대한 반응이 크고 2014년 이전보다 2015년 이후의 반응이 크다. <그림 IV-8>에서 확인한 바와 같이 평균적으로 실적발표 시점에 이르기까지 지속적으로 이익예측치가 하향 조정되는 명확한 추세를 보이기 때문에 하향 조정의 정보가치가 낮게 나타난다고 볼 수 있다(<그림 IV-8> 참조). 또한 이익예측치 변경 간격이 증가하면서 이익예측치의 정보가치가 상승한 것으로 이해할 수 있다(<표 IV-10> 참조). 둘째, 전체표본에서 이익예측치 하향, 상향 모두 변경률이 클수록 반응이 크다. 이익예측치는 기업실적 변화에 대한 정보를 누적적으로 반영하므로 변경률이 클수록 반응이 큰 것은 타당한 결과다. 셋째, 누적초과수익률과 누적초과거래회전율의 유의성 비중은 투자의견이나 목표주가 변경의 유의성 비중에 비해 낮다. 특히 이익예측치 단독 변경의 유의성 비중은 매우 낮아 변경의 영향력이 제한적인 것으로 나타난다. 투자의견이나 목표주가와 비교하여 이익예측치의 변경이 잦은 것, 투자 의사결정에 직접 활용할 수 없는 정보의 속성이 투자자 반응에 영향을 주는 것으로 추정된다.<\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n이상에서 투자의견 변경, 목표주가 변경, 이익예측치 변경 각각에 대한 수익률과 거래회전율의 반응을 각각 살펴보았는데, 세 가지 정보의 변경이 동시에 이루어지는 경우가 많기 때문에 정보효과가 중복되어 있다는 문제가 있다. 예를 들어 투자의견, 목표주가, 이익예측치가 동시에 상향 변경된 경우, <표 V-1>의 투자의견 상향에 대한 반응에는 목표주가와 이익예측치 상향의 효과가 포함되어 있다. <\/span>
\r\n <\/p>\r\n\r\n

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\r\n<표 V-5>는 투자의견과 목표주가, 목표주가와 이익예측치, 이익예측치와 투자의견의 변경 비중을 종합적으로 보여준다. 먼저 투자의견과 목표주가를 동시에 제시한 경우 중 둘의 변화가 동일한(하향-하향, 유지-유지, 또는 상향-상향) 방향인 표본의 비중은 72.8%, 둘의 변화가 서로 상반된 방향(하향-상향 또는 상향-하향)인 표본의 비중은 0.5%이다. 투자의견과 목표주가를 모두 변경한 경우로만 한정할 경우, 서로 상반된 방향으로 변경한 비중은 19.2%로 상당히 높다. 목표주가와 이익예측치를 동시에 변경한 경우 서로 상반된 방향으로 변경한 비중은 28.4%, 이익예측치과 투자의견을 동시에 변경한 경우 서로 상반된 방향으로 변경한 비중은 35.1%에 이른다.26)<\/sup>
\r\n
\r\n이러한 특성을 고려하여 투자의견 변경, 목표주가 변경, 이익예측치 변경을 동시에 독립변수로 포함한 회귀분석을 통해 개별 정보의 정보효과를 평가하도록 한다.
\r\n
\r\n<표 V-6>과 <표 V-7>은 각각 누적초과수익률과 누적초과거래회전율을 종속변수로 이용한 회귀분석 결과다. 투자의견 상향 및 하향은 더미변수이며, 목표주가 변경률, 목표주가에 내재된 예상수익률의 증감, 이익예측치-주가 변화율은 상향과 하향으로 구분하여 절댓값을 이용한다. <표 V-6>의 (1)은 투자의견 상향, 하향에 대한 더미변수, (2)는 목표주가의 상향 변경률과 하향 변경률, 목표주가 변경시 예상수익률의 증가와 감소, (3)은 이익예측치-주가의 상향 변화율과 하향 변화율을 독립변수로 포함한 분석결과다.
\r\n
\r\n(1), (2), (3) 모두에서 상향에 대해서는 양(+)의 반응, 하향에 대해서는 음(-)의 반응이 관찰되어 <표 V-1>, <표 V-2>, <표 V-3>에서 확인한 결과와 일관된다. (2)에서는 목표주가의 변경률뿐만 아니라 예상수익률 증감도 정보가치가 있다는 흥미로운 결과가 확인된다. 목표주가 발표시점 사이의 주가의 변화에 따라, 목표주가를 상향(하향)하더라도 예상수익률은 감소(증가)할 수 있고 목표주가를 유지하더라도 예상수익률은 변화할 수 있는데, 목표주가 변화와 예상수익률 증감이 독립적으로 정보가치를 갖는다는 의미이다.
\r\n
\r\n(4)-(7)은 투자의견 변경, 목표주가 변경, 이익예측치 변경에 대한 변수를 동시에 포함한 결과다. (4)에 따르면 투자의견 상향에서만 유일하게 유의성이 관찰되지 않아 (1)에서 관찰된 투자의견 상향의 유의성은 동반된 다른 정보 변경(목표주가 상향 또는 이익예측치 상향)의 효과였음을 추론할 수 있다. (5)~(7)은 단독변경 표본에 대한 결과인데, 투자의견 상향과 목표주가 하향을 제외한 정보 변경이 개별적인 정보가치를 가지고 있음이 일관되게 확인된다. 투자의견의 경우 하향에서, 목표주가, 예상수익률, 이익예측치의 경우 상향 또는 증가에서 수익률 반응이 크다. 투자자가 투자의견 상향과 목표주가 및 이익예측치 하향의 정보가치를 상대적으로 낮게 평가하는 것은 투자의견의 낙관적 편향, 목표주가 하향의 지연, 이익예측치의 지속적 하향 조정 추세를 인식한 결과로 해석할 수 있다(Michaely & Womack, 1999; Malmendier & Shanthikumar, 2007).
\r\n
\r\n<표 V-7>은 누적초과거래회전율에 대한 분석결과다. (1)~(4)의 결과는 누적초과수익률에 대한 결과와 유사하다. 투자의견 상향을 제외한 모든 정보 변경이 유의한 거래회전율 반응을 유발하며, 목표주가 및 이익예측치의 상향이 하향에 비해 반응이 크다. 단독변경을 대상으로 분석한 (5)~(7)의 결과를 보면 목표주가 상향, 예상수익률 증가에 대한 반응이 크다. 이는 목표가 변경이 목표주가 자체의 변화와 예상수익률의 변화라는 두 가지 정보를 담고 있고 이에 대한 투자자의 이질적 해석을 유발할 수 있다는 점과 관련이 있는 것으로 추정된다. 한편, 투자의견 하향, 목표주가 하향, 이익예측치 하향의 경우, 전체표분 분석에서는 유의하였으나 단독표본 분석에서는 유의성이 하락한다. 하향 조정이 복수의 애널리스트에 의해 이루어졌을 경우, 또는 최신의 실적정보를 반영하는 경우보다 유의미한 정보로 평가됨을 시사한다.<\/span>
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\r\n<표 V-8>은 어떠한 증권사의 애널리스트가 투자의견, 목표주가, 이익예측치를 단독으로 변경했을 때 유의한 수익률 또는 거래회전율 반응이 나타나는지, 즉 영향력이 있는지 분석한 결과다. 종속변수는 누적초과수익률 또는 누적초과거래회전율이 5% 수준에서 유의한 경우 1의 값을, 그렇지 않을 경우 0의 값을 갖는 더미변수이며, 독립변수는 애널리스트 특성, 증권사 특성, 기업 특성 변수를 포함한다. <표 V-6>과 <표 V-7>에서 이용된 투자의견 상향 및 하향, 목표주가 상향 및 하향, 예상수익률 증가 및 감소, 이익예측치 상향 및 하향에 대한 변수도 독립변수로 포함된다. 다만 보고의 편의를 위해 표에서는 생략하였다. <표 V-8>은 로짓회귀분석의 추정결과다.
\r\n
\r\n먼저, 모든 분석에서 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나는 변수는 증권사의 애널리스트 수, 즉 증권사 리서치센터의 규모다. 증권사의 역량이 우수할수록 투자의견, 목표주가, 이익예측치 변경이 시장에 미치는 영향력이 크다는 결과다. 애널리스트의 발간보고서 수(업무경험)는 2015년 이후의 표본에서 유의한 양(+)의 결과가 확인된다. 투자자들은 정보가치의 평가에 있어 정보를 제공한 애널리스트의 경험, 경력을 고려한다는 의미다. 반면, 중개업무 수익성, 투자은행업무 수익성은 누적초과수익률과 누적초과거래회전율의 유의성과 음(-)의 관계가 관찰된다. 투자자는 이해상충 가능성이 높은 증권사의 애널리스트가 제공하는 정보의 가치를 할인한다는 결과다. 한편, 기업규모가 클수록, 수익률 변동성이 높을수록 유의한 수익률 또는 거래회전율 반응이 나타날 확률이 낮다. 이들 기업에서 단독 변경의 한계가치가 낮다는 것은 충분히 예상되는 결과다. <\/span>
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\r\n2. 투자자 유형별 반응 분석
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\r\n본 절에서는 애널리스트 투자의견, 목표주가, 이익예측치 변경에 대한 투자자의 반응을 투자자 유형별로 구분하여 살펴본다. 투자의견과 목표주가는 투자 의사결정의 기준을 직접적으로 제시한다는 점에서 개인투자자의 반응이 클 것으로 예상할 수 있으며, 반면 이익예측치는 투자 의사결정에 활용하기 위해 정보의 가공이 필요하기 때문에 기관과 외국인의 반응이 상대적으로 클 것으로 예상할 수 있다.
\r\n
\r\n투자자 유형별 반응은 누적초과거래회전율과 누적초과순매수를 기준으로 분석하며, 개별 애널리스트의 고유한 정보의 영향력을 파악하기 위해 단독 변경 표본을 대상으로 회귀분석을 수행한다.
\r\n
\r\n<표 V-9>는 누적초과거래회전율에 대한 <표 V-7>의 (5)~(7) 분석을 투자자 유형별로 시행한 결과다. 투자자 유형에 관계없이 목표주가 변경에 대한 거래반응이 큰 것으로 나타난다. 특히, 목표주가 상향과 예상수익률 감소에 대한 반응이 크다. 이 결과는 <표 V-7>의 결과와 동일하며, 목표주가 변경과 예상수익률 변화가 동시에 일어나는 정보의 속성이 정보에 대한 다양한 해석을 낳고 따라서 더 많은 거래를 유발하는 것으로 추정된다.
\r\n
\r\n투자의견 변경에 대해서는, 예상과 달리 개인투자자의 반응은 유의하지 않으며, 오히려 투자의견 상향에 대해 기관투자자의 유의한 반응이 나타난다. 이익예측치 변경에 대해서는, 상향률이 높을수록 개인과 기관의 누적초과거래회전율이 감소하는 결과가 관찰된다.<\/span>
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\r\n<표 V-10>은 누적초과순매수에 대한 투자자 유형별 분석 결과다. 여기에서는 투자자 유형별 결과의 차이가 비교적 명확하다. 정보 유형에 따라 유의성에는 다소 차이가 있으나, 개인투자자의 경우, 투자의견 상향, 목표주가 상향, 이익예측치 상향에 대해 순매도 반응이 나타나고, 투자의견 하향, 목표주가 하향, 이익예측치 하향에 대해서는 순매수 반응이 나타난다. 기관과 외국인은 개인투자자와 대칭적인 순매수 패턴이 관찰된다. 이 결과는 기관과 외국인이 애널리스트의 투자의견, 목표주가, 이익예측치 변경에 대한 수익률 반응을 유발하고 가격발견에 기여하는 주체라는 사실을 보여준다. 개인은 기관과 외국인의 거래상대방으로 볼 수 있다.
\r\n
\r\n반면, 예상수익률 증감에 대한 결과는 이와 구분된다. 예상수익률 상승에 대해 개인은 순매수 반응, 기관과 외국인은 순매도 반응을 보이며, 예상수익률 하락에 대해 개인은 순매도 반응, 기관과 외국인은 순매수 반응을 보인다. <표 V-6>에 따르면 예상수익률이 상승할 때 수익률이 상승한다는 점에서 개인투자자를 가격발견의 주체로 볼 수 있다. 추가적인 분석에 따르면, 이와 같은 예상수익률 증가(감소)에 대한 개인의 순매수(순매도) 반응은 목표주가가 변경되는 경우가 아닌 목표주가가 유지되는 경우에 관찰된다. 즉, 목표주가가 유지되는 경우라도 예상수익률은 변화하는데, 기관과 외국인은 여기에 반응을 보이지 않는 반면, 그 배경은 정확히 파악하기 어려우나, 개인은 예상수익률 변화에 대해 순매수 반응을 보이는 것으로 나타난다. 그리고 이를 매개로 예상수익률 변화에 따른 수익률 반응이 유발되는 것으로 파악된다.<\/span>
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\r\n<표 V-11>과 <표 V-12>는 애널리스트 보고서 단독 발표 전후 개인, 기관, 외국인의 유의한 거래회전율과 순매수 반응을 유발하는 애널리스트 및 증권사의 특성을 분석한 결과다. 보고를 단순화하기 위해 애널리스트 특성, 증권사 특성 관련 변수에 대한 결과만 포함하며, 분석대상기업 특성 변수(기업규모, 시장가-장부가 비율 등), 애널리스트 제공 정보 특성 변수(투자의견 상향,하향, 목표주가 상향, 하향 등)에 대한 결과는 생략한다.
\r\n
\r\n<표 V-11>에서 종속변수는 투자자 유형별 누적초과거래회전율이 5% 수준에서 유의한 경우 1의 값을, 그렇지 않은 경우 0의 값을 갖는 변수다. 대체로, 증권사 보유 애널리스트 수(증권사 업무역량)가 많을수록, 발간보고서 수(애널리스트 업무경험)가 많을수록 유의한 거래회전율 반응이 나타날 가능성이 크고, 증권사 중개업무 수익성과 투자은행업무 수익성, 즉 이해상충 가능성이 높을수록 유의한 거래회전율 반응이 나타날 가능성이 작다. 이는 <표 V-8>의 결과와 동일하다. 또한, 개인과 기관에서 베스트 애널리스트와 기업집단소속 증권사의 양(+)의 영향이 관찰되는데, 이는 애널리스트 및 증권사의 평판이 영향을 미치는 것으로 설명할 수 있다. 베스트 애널리스트의 영향력은 2014년 이전의 표본에서, 증권사 보유 애널리스트 수의 영향은 2015년 이후의 표본에서 유의하다.
\r\n
\r\n<표 V-12>에서 종속변수는 투자자 유형별 누적초과순매수가 5% 수준에서 유의한 경우 1의 값을, 그렇지 않은 경우 0의 값을 갖는 변수다. 분석결과는 <표 V-11>과 대체로 유사하나 전체적으로 유의성이 낮다. 2014년 이전 표본에서는, 베스트 애널리스트의 영향력이 기관과 외국인에서, 2015년 이후 표본에서는 증권사 보유 애널리스트 수(증권사 업무역량)의 영향력이 모든 투자자 유형에서 관찰된다. 중개업무 수익성, 투자은행업무 수익성 등 이해상충 관련 변수의 영향력은 개인과 외국인에서 부분적으로 유의성이 확인된다.<\/span>
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\r\nⅥ. 요약 및 시사점<\/strong>
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\r\n본 보고서는 2000년부터 2024년까지 약 25년간 축적된 약 74만 건의 방대한 애널리스트 분석보고서 자료를 바탕으로 국내 애널리스트의 정보 제공 행태와 제공 정보의 가치를 종합적으로 분석하였다. 이를 통해 한국 주식시장 애널리스트의 역할과 영향력의 현주소를 진단하고 애널리스트의 신뢰 회복과 역할 강화를 위한 시사점을 도출하고자 하였다.
\r\n
\r\n본고의 분석은 크게 두 부분으로 구성된다. 첫 번째 분석은 애널리스트가 발표하는 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 낙관성, 정확성을 검토하고 애널리스트 특성, 증권사 특성, 기업특성이 어떠한 영향을 미치고 있는지 분석하였다. 두 번째 분석은 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 정보가치에 대한 분석이다. 애널리스트 보고서 발표시점 전후 수익률 반응, 거래회전율 반응, 투자자 유형별 순매수 반응을 살펴보고, 이 반응에 영향을 주는 요인들을 추적하였다.
\r\n
\r\n먼저 애널리스트 분석보고서의 발간특성을 검토한 결과는 다음과 같다. 첫째, 애널리스트 분석보고서는 대형주에 편중되는 경향을 보인다. 애널리스트 보고서가 발간되는 기업은 전체 상장기업의 30%에 불과하고, 70%의 보고서가 시가총액 상위 200개 기업에 집중된다. 이에 따라 중소형 상장기업들은 분석의 사각지대에 놓여 정보공백이 심화되고 있는 것으로 나타난다. 둘째, 애널리스트 분석보고서의 발간시점이 기업의 실적발표 직후로 집중되는 경향이 강화되고 있다. 이는 개별적으로 확보, 생성한 정보보다 실적공시 정보에 대한 애널리스트의 의존도가 높아지고 있음을 시사한다.
\r\n
\r\n투자의견, 목표주가, 이익예측치의 낙관성과 정확성을 분석한 결과는 다음과 같다. 첫째, 투자의견에서 과도한 낙관성이 관찰된다. 투자의견에서 매수와 적극매수가 차지하는 비중은 2010년 이후 90%를 상회하며, 이러한 투자의견의 낙관성은 중개업무 및 투자은행업무의 수익성, 증권사와 분석대상기업의 동일 기업집단 소속 여부에 영향받는 것으로 나타난다. 증권사 수익에 대한 기여도 제고, 분석대상 기업과의 우호적인 관계 구축 등 이해상충 요소가 애널리스트의 객관성을 잠식하고 있음을 보여준다. 반면, 애널리스트의 업무경험과 증권사의 업무역량은 낙관적 편향을 완화하는 요소로 파악된다.
\r\n
\r\n둘째, 목표주가에서도 낙관성이 관찰되며 예측의 정확성은 매우 낮은 수준에 머물러 있다. 2015년 이후 표본 기준으로, 목표주가에 내재된 예상수익률은 평균 34%인데 반해 실현수익률은 평균 4%에 불과하고, 수익률 예측오차의 절댓값은 45%에 이르는 것으로 나타난다. 중개업무 수익성과 같은 이해상충 요소와 애널리스트의 업무부담은 목표주가 낙관성을 증가시키는 요인으로, 애널리스트의 업무경험은 낙관성을 감소시키는 요인으로 분석된다.
\r\n
\r\n셋째, 이익예측치 역시 매우 낙관적이며, 실적발표일에 가까워질수록 추세적으로 하향 조정되는 패턴을 보인다. 실적정보를 반영하면서 낙관적 예측을 수정해 나가는 양상이다. 이익예측치의 낙관성과 정확성에 대한 영향 요인은 투자의견이나 목표주가와는 다소 다르게 나타난다. 베스트 애널리스트의 이익예측은 덜 낙관적이며, 중개업무 수익성이 높은 증권사의 예측은 더 정확하다. 이는 이익예측치의 경우, 투자의견이나 목표주가와 달리 실제 실적과 비교를 통한 사후 검증이 용이한 특성을 갖기 때문에 애널리스트와 증권사가 평판 위험을 의식하여 이해상충 요인을 통제하고 있음을 시사한다.
\r\n
\r\n애널리스트 제공 정보의 정보성에 대한 실증분석 결과는 다음과 같다. 첫째, 투자의견, 목표주가, 이익예측치의 변경은 통계적으로 유의한 초과수익률과 초과거래회전율 반응을 유발하는 것으로 나타난다. 즉 낙관적 편향이 존재함에도 불구하고 애널리스트 제공 정보의 변경은 기업가치 변화와 연관된 중요한 정보로 인식되고 있다는 결과다. 다만, 투자의견 상향과 이익예측치 변경의 정보성이 상대적으로 낮은 것으로 관찰된다. 한편, 목표주가의 경우, 목표주가 변경뿐만 아니라 목표주가에 내재된 예상수익률 변화도 독립적인 정보가치를 가지며 두 정보의 결합효과로 더 강한 거래회전율 반응을 유발하는 것으로 파악된다.
\r\n
\r\n둘째, 중개업무 및 투자은행업무의 수익성이 높아 이해상충 가능성이 큰 경우 정보 변경에 대해 유의한 초과수익률과 초과거래회전율 반응이 나타날 확률이 감소하는 것으로 나타난다. 반면, 애널리스트의 업무경험이 풍부할수록, 증권사의 업무역량이 우수할수록 유의한 반응이 나타날 확률이 증가한다. 이는 투자자가 애널리스트 정보 변경의 잠재적 편향성을 인지하고 있음을 보여주는 증거로 볼 수 있다.
\r\n
\r\n셋째, 투자자 유형별 순매수 분석에 따르면, 애널리스트 정보 변경에 대한 초과수익률 반응을 유발하는 주체는 기관과 외국인인 것으로 파악된다. 개인은 기관과 외국인의 거래상대방으로서 정보 변경과 반대 방향(예를 들어 투자의견 상향시 순매도, 하향시 순매수)으로 거래하는 것으로 나타난다.
\r\n
\r\n종합하면, 국내 애널리스트가 제공하는 투자의견, 목표주가, 이익예측치 등의 정보는 낙관적 편향의 문제를 안고 있으며 애널리스트 및 증권사의 이해상충을 주요 원인으로 지적할 수 있다. 그럼에도 불구하고 애널리스트 제공 정보의 변경은 기관과 외국인투자자의 거래를 유발함으로써 가격발견에 기여한다. 투자자들은 애널리스트가 제공한 정보를 맹목적으로 수용하는 것이 아니라 애널리스트의 잠재적 이해상충 가능성과 분석 역량을 고려하여 차별적으로 수용하고 있음을 확인할 수 있다.
\r\n
\r\n이상의 분석결과를 바탕으로 다음과 같은 시사점을 제시할 수 있다. 첫째, 애널리스트 제공 정보의 신뢰성을 회복하기 위한 노력이 필요하다. 애널리스트의 이해상충 문제를 완화하기 위해서는 소속 증권사의 수익에 대한 기여도보다 제공 정보의 정확성, 객관성, 유용성에 연동된 평가 및 보상 체계 도입, 증권사 내 타 업무에 대한 독립성 강화, 제공 정보의 정확성, 낙관성, 잠재적 이해상충에 대한 정보공개 강화 등의 노력이 요구된다. 지금까지 이를 위한 정책당국과 업계의 노력이 없었던 것은 아니다.29)<\/sup> 그러나 본고의 연구결과로 미루어 볼 때 실질적인 변화가 있었다고 평가하기 어려우므로 보다 실효성 있는 방안을 모색해야 할 것으로 보인다.30)<\/sup>
\r\n
\r\n둘째, 애널리스트 제공 정보의 양을 늘리기 위한 노력이 필요하다. 상장주식에 대한 분석보고서를 발간하는 증권사와 애널리스트가 지속적으로 감소함에 따라 투자정보의 공백이 심화되고 있고, 특히 분석보고서가 대형주 위주로 발간되어 중소형 상장기업에 대한 우려는 더욱 크다. 애널리스트 제공 정보량 확대와 관련하여, 인공지능(AI)의 활용 가능성에 주목할 필요가 있다. 인공지능은 다양하고 방대한 자료의 처리와 분석, 업무의 자동화 측면에서 높은 잠재력을 가지고 있으므로 분석대상을 넓히고 분석빈도를 높이는데 기여할 수 있을 것으로 전망된다. 다만, 인간의 경험, 통찰과 인공지능의 역량을 어떻게 조화시킬 것인가, 결과물의 신뢰성을 어떻게 확보할 것인가는 실무적으로 해결해야 할 과제다.31)<\/sup> 셋째, 상장기업이 제공하는 정보의 양을 확대하고 질적 수준을 제고할 필요가 있다. 2002년의 공정공시제도 도입, 2014년의 시장질서 교란행위 금지 조항 도입은 시장의 공정성과 신뢰성을 제고하는 데 기여하였으나, 애널리스트가 기업 관련 정보를 확보할 수 있는 경로를 위축시키는 결과를 가져온 것으로 평가된다. 정보비대칭이 높아진 상황에서 애널리스트는 낙관적 평가와 전망을 내놓게 되고, 공적정보가 풍부한 대형주에 집중하게 되었을 가능성이 있다. 관련하여, 공시정보에 정성적 정보를 보다 충실히 담도록 독려하고32)<\/sup>, 기업과 애널리스트의 공식적인 소통채널을 강화하며, 비재무정보에 대한 공시를 확대할 필요가 있다. 특히 미국과 일본에서는 일반화되었으나 국내에서는 일부 대기업 중심으로만 이루어지고 있는 경영진 가이던스(management guidance)를 활성화하는 방안을 고려할 필요가 있다. 기업 정보의 확보 경로가 축소된 만큼, 이러한 정보들은 애널리스트가 보다 정교한 예측과 평가를 제시하는데 유용하게 활용될 수 있을 것이다.
\r\n
\r\n마지막으로, 시장참여자는 애널리스트 제공 정보를 비판적으로 수용해야 한다. 애널리스트 제공 정보에 낙관적 편향이 존재하므로, 개별 애널리스트가 제시한 투자의견, 목표주가, 이익예측치 자체에 매몰되어서는 안되며, 전망의 배경, 전망이 변경된 배경에 집중할 필요가 있다. 또한 제공 정보의 평가에 있어서 애널리스트와 증권사의 이해상충 가능성을 반드시 감안해야 한다.  마지막으로 무엇보다 중요한 것은, 상장기업과 투자자가 애널리스트의 부정적인 평가와 전망을 객관적인 업무수행의 결과로 인정하고 차별적으로 대우하거나 비난하지 않는 자세가 필요하다는 점이다. 이는 애널리스트의 낙관적 편향이 완화되고 신뢰성을 회복하는 선순환에 들어서기 위한 중요한 전제 조건이라 생각된다.<\/span><\/p>\r\n\r\n

1) 투자자가 공매도 투자자라면 부정적으로 편향된 평가와 추천이 이루어질 가능성도 있다. 그러나 국내 주식시장의 공매도 비중과 활용도에 비추어 볼 때 이 가능성은 크지 않다.
\r\n2) 정보비대칭 수준은 문헌에 따라 연구개발 집중도, 국제적 다각화 수준, 환위험 노출 수준, 조세회피 수준, 감사시간, 상품시장 경쟁 등으로 측정한다.
\r\n3) 특수관계자 거래, 소유권-지배권 괴리도 등으로 측정한다.
\r\n4) 불확실성 하에서 평가를 내릴 때 처음 설정한 기준점에 과도하게 의존하여 이후 추가적인 정보를 확보하더라도 이 기준점에서 크게 벗어나지 못하는 행태적 편향을 의미한다.
\r\n5) 기업가치에 영향을 미치는 정보가 주가에 신속하게 반영되지 않는다는 것을 의미한다.
\r\n6) 투자의견이 ‘Reduce’, ‘비중축소’, ‘Underweight’, ‘Underperform’ 등으로 표현된 경우 ‘매도’로, ‘Market perform’, ‘Neutral’, ‘시장평균’, ‘주가보합’ 등은 ‘보유’로, ‘Overweight’, ‘Outperform’, ‘주가상승’ 등은 ‘매수’로 분류하였다.
\r\n7) 재무학에서 사용되는 기대수익률(expected return)과 구분하기 위해 예상수익률이라는 표현을 쓴다.
\r\n8) 액면분할이나 액면병합에 따른 가격변화는 조정하였다.
\r\n9) 순매수대금을 거래대금으로 나눈 값을 이용하여 분석하더라도 분석결과에 질적인 차이는 없다는 점을 미리 밝혀둔다.
\r\n10) 기관에는 투신, 연기금, 사모펀드, 은행, 보험, 기타금융기관이 포함된다. 
\r\n11) 국내 베스트 애널리스트는 한경비즈니스, 매경이코노미, 조선일보-FnGuide에서 선정한다. 한경비즈니스와 매경이코노미는 펀드매니저 설문조사를 통해 선정하며, 조선일보-FnGuide는 펀드매니저 설문조사(30%)와 정량평가(70%)를 병행하여 선정한다.
\r\n12) 중소형증권사에서는 중개업무부문이 전담하고 대형증권사의 경우에는 타 사업부문에서 일부 분담하는 것으로 알려져 있다.
\r\n13) Agrawal & Chen(2008)은 중개업무와 투자은행업무의 수익 비중을 이용하여 미국시장에 대한 분석을 시행한 바 있다. 본고에서 수익성 대신 수익 비중을 이용하여 분석하는 경우 유의성은 소폭 하락하나 대체로 유사한 결과가 관찰된다.
\r\n14) 신규공모 주간사에 대한 자료, 증권사 영업수익의 업무영역별 분류기준, 영업수익의 세부내역 자료를 제공해주신 자본시장연구원 이석훈 선임연구위원께 감사의 말씀을 전한다.
\r\n15) FICS(FnGuide Industry Classification Code)의 25개 중분류를 기준으로 한다.
\r\n16) 이 중 3\/4은 잠적실적 발표 직후에 발표된 것으로 확인된다.
\r\n17) 이익예측치의 경우 가장 가까운 회계연도의 예측치를 기준으로 분류한다. 
\r\n18) FICS 25개 중분류를 이용한다.
\r\n19) 이하의 모든 회귀분석에서 동일하다. 
\r\n20) 낙관적인(비관적인) 전망 발표 이전에 기관투자자와 외국인투자자에게 해당 정보를 제공하여 순매수(순매도)가 나타날 가능성도 배제할 수는 없다.
\r\n21) 표본 내 증권사의 중개업무의 수익성은 2014년 이전 0.1777에서 2015년 이후 0.0959로 하락한 반면, 투자은행업무의 수익성은 0.0283에서 0.0679로 증가하였다.
\r\n22) 각 증권사가 목표주가를 제시할 때 가정하는 투자기간을 정확히 파악하는 데에는 한계가 있으나, 2014년 이전에는 6개월인 경우가 상대적으로 많고, 2015년 이후에는 12개월인 경우가 상대적으로 많은 것으로 확인된다. 2024년 기준으로는 30개 증권사 중 21개사가 투자기간을 12개월로 제시하고 있다.
\r\n23) 이는 허딩(herding)과 대비되는 개념이다. 
\r\n24) 자료상, 애널리스트 보고서 발간 시간에 대한 정보가 존재하지 않아 투자의견 변경이 장종료 이후에 이루어졌을 가능성이 있다. 이 경우 변경 정보 공개에 대한 첫 반응은 t=1에 나타난다.
\r\n25) 여기서 누적초과수익률과 투자의견 변경은 같은 부호(투자의견 상향인 경우 양(+)의 수익률, 투자의견 하향인 경우 음(-)의 수익률)여야 한다. 
\r\n26) 애널리스트가 투자의견, 목표주가, 이익예측치를 상반된 방향으로 조정하는 것이 모순된 결정이라는 의미는 아니다. 현재의 주가 수준에 따라, 이익예측치를 상향하더라도 투자의견과 목표주가를 하향할 수 있으며 목표주가를 하향하더라도 예상수익률의 변화에 따라 투자의견을 상향할 수 있다.
\r\n27) 기업규모, 시장가-장부가 비율, 모멘텀, 수익률 변동성 등이다. 이하 <표 V-9>부터 <표 V-11>에서도 동일하다.
\r\n28) 투자의견 상향 및 하향, 목표주가 상향 및 하향, 예상수익률 증가 및 감소, 이익예측치 상향 및 하향 등이다. 이하 <표 V-12>에서도 동일하다. 
\r\n29) ‘투자자 정보 제공 확대를 위한 애널리스트 및 리포트 공시제도 도입’ 금융위원회(2010. 7. 26), ‘건전한 리서치문화 정책을 위한 「IR‧조사분석 업무처리강령」 제정’ 금융감독원(2016. 8. 23)
\r\n30) 애널리스트 업무의 독립성 강화와 관련하여, 애널리스트 보고서 유료화, 독립 리서치회사 도입 등의 방안에 대해 기대효과와 한계를 면밀하게 검토해 볼 필요가 있다.
\r\n31) Cao et al.(2024), Coleman et al.(2022), Shanthikumar & Yoo(2024) 등 참조
\r\n32) 노성호‧이상호(2025)는 재무제표 주석에 포함된 정성적 정보는 정보가치가 낮다는 실증분석 결과를 제시하고 있다.
\r\n
\r\n
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\r\n
\r\n기업지배구조의 중요성에 대한 관심이 증가하고 자본시장 참여자와 주주의 다양성이 확대되면서 이사회에 대한 관심도 크게 높아지고 있다. 이에 최근 상법 개정에서는 이사의 충실의무를 명문화하고, 사외이사의 명칭을 ‘독립이사’로 변경하며, 독립이사 의무 선임 비율을 이사 총수의 4분의 1 이상에서 3분의 1 이상으로 확대하는 등 이사회의 중요성과 역할을 강화하였다.1)<\/sup>
\r\n
\r\n이사의 책임과 역할 확대와는 대조적으로 이사의 자격을 어떻게 설정할 것인지에 대한 논의는 크게 이루어지지 않고 있다. 회사의 경영과 업무집행에 있어서 이사의 지위가 중요함에도 불구하고 상법은 자격요건에 관한 특별한 제한을 두고 있지 않고, 다만 사외이사의 경우에만 일정한 제한을 가하고 있다(정준우, 2017).우리 법은 종래 사내이사만으로 구성된 이사회가 지배주주의 독단에 의해 좌우되는 문제점을 개선하기 위해 사외이사를 도입하면서, 경영에 대한 감시활동을 수행하는 업무의 성격상 사내이사보다 특별한 도덕적·윤리적 자격을 요구받고 있는 점을 감안하여 결격사유를 규정하였다(강병훈, 2017).
\r\n
\r\n반면 사내이사는 기업의 사적자치를 존중한다는 이유로 별도의 자격 제한이 부과되지 않아, 과거 중대한 범죄 전력이 있는 자라 하더라도 이사로 선임되는 것을 제도적으로 차단하기 어렵다. 특히 상장기업 이사는 다수의 일반투자자의 재산권 보호와 시장 참여의 공정성, 나아가 금융시장의 건전성과 신뢰 유지에 중대한 영향을 미치는 지위에 있다는 점에서 이사의 적격성 판단은 단순히 기업 내부의 자율적 판단에만 맡길 수 있는 사안이 아니다. 「금융회사의 지배구조에 관한 법률(이하 금융사지배구조법)」, 「특정경제범죄 가중처벌 등에 관한 법률(이하 특정경제범죄법)」, 「자본시장과 금융투자업에 관한 법률(이하 자본시장법)」 등은 사내이사와 사외이사 모두에 이사 자격 제한을 적용하면서 상법의 미비점을 일부 보완하고 있다. 그러나 개별 법률에 따른 이사 자격 제한은 적용 대상을 특정 업권과 제한된 상황에 국한한다는 점에서 한계가 있다.
\r\n
\r\n우리나라와 달리 해외 주요국에서는 사내이사와 사외이사에 동등한 적격성(fit and proper)을 요구한다. 특히 영국, 일본, 호주 등 해외 주요국에서는 파산, 경쟁법 위반, 해외 규제기관의 제재 등 우리나라와 비교할 때 폭 넓은 사유를 근거로 이사의 자격을 제한하고 있다. 이사 자격 제한이 회사 이사의 업무를 수행하기에 부적합한 자들의 행위로부터 대중(the public)을 보호하고, 무모하거나 비난받을 만한 행위에 대한 억제책으로 작용할 수 있기 때문이다(UK parliament).
\r\n
\r\n또한 해외의 연구들은 이사의 과거 범죄 이력이 기업의 위험성과 ESG 지표에 실제로 영향을 미칠 수 있음을 보여준다. 스웨덴 데이터를 활용한 연구에서는 유죄판결 또는 범죄 관련 조사 경험이 있는 이사의 경우 위험추구(risk-taking) 성향이 높은 것을 확인하였고(Amir et al., 2014), 핀란드 데이터를 이용한 연구에서는 범죄 이력이 있는 CEO가 있는 기업일수록 ESG 점수가 낮으며, ESG 활동에 적극적인 기업일수록 범죄 전력이 있는 이사를 선임하는 비중이 낮은 경향이 나타났다.
\r\n
\r\n이사의 범죄 이력이 기업 성과와 직접적인 상관관계를 나타내지 않더라도, 주주가 이사 선임에 관한 합리적 판단을 내릴 수 있도록 충분한 정보를 제공하는 것은 지배구조의 투명성 제고를 위한 핵심 요소이다. 또한 이사의 자격을 제한하지 않는 근거가 사적자치 원칙의 존중에 있다면, 이사 후보자의 과거 이력에 대한 상세한 정보 공시를 통해 주주의 자율적 가치판단을 가능하게 하는 것은 필수적이다. 이러한 관점에서 미국, 홍콩 등 주요국은 이사의 범죄 이력, 파산 경력, 규제 위반 사항 등 핵심 정보를 직접 공시하도록 의무화함으로써 주주의 선택권을 실질적으로 강화하고 있다. 반면 우리나라는 이사 선임시 이사 후보자의 체납 여부, 결격사유 해당 여부, 부실기업 재직 이력 등 제한적이고 간접적인 정보만을 제공하는 수준에 머물러 있어, 해외 주요국 대비 공시 범위가 여전히 협소한 실정이다.
\r\n
\r\n이에 본 보고서에서는 국내외의 이사 자격 제한 및 정보 공개 제도를 비교, 분석하고, 우리나라 제도의 구조적 한계를 살펴본 뒤 향후 제도 개선에 필요한 시사점을 도출하고자 한다.
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\r\nⅡ. 국내의 이사 자격 제한 및 정보 공개 제도<\/strong>
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\r\n1. 이사 자격 제한 제도
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\r\n상법은 제382조에서 주주총회에서 이사를 선임하도록 규정하면서, 전체 이사가 아닌 사외이사의 자격에 관해서만 별도의 요건을 두고 있다. 상법은 사내이사의 자격에 대해서는 원칙적으로 제한을 두고 있지 않다. 이들은 주주의 사적자치와 강하게 관련되므로 그 자격에 특별한 제한을 가하고 있지 않은 것으로 보인다(임철현, 2023).
\r\n
\r\n사외이사에게는 상법 제382조에 따른 독립성 요건2)<\/sup>을 제외하고도, 미성년자, 피성년후견인 또는 피한정후견인, 파산선고를 받고 복권되지 아니한 자, 금고 이상의 형을 선고받고 그 집행이 끝나거나 집행이 면제된 후 2년이 지나지 아니한 자와 대통령령으로 별도로 정하는 금융업권에 관한 법률3)<\/sup>을 위반하여 해임되거나 면직된 후 2년이 지나지 아니한 자는 사외이사로 선임할 수 없으며, 이미 선임 된 경우에는 그 직을 상실한다고 규정하고 있다(상법 제542조의8).
\r\n
\r\n상법과 달리 특정경제범죄법과 자본시장법에서는 각각 취업제한, 임원 선임 및 재임 금지 조항을 두고 있으며, 이 법률은 사내이사와 사외이사에 동등하게 적용된다. 우선 특정경제범죄법에서는 형법상의 사기, 공갈, 횡령·배임 등의 재산범죄에서 가중처벌을 받은 경우, 재산을 국외로 은닉하거나, 처분하여 도피한 경우 유죄판결을 받은 경우 금융회사, 국가ㆍ지방자치단체가 자본금의 전부 또는 일부를 출자한 기관 및 그 출연(出捐)이나 보조를 받는 기관, 유죄판결된 범죄행위와 밀접한 관련이 있는 기업체에 취업이 제한된다(특정경제범죄법 제14조). 금융회사의 임직원의 경우에는 고액의 금품 수수를 저지른 경우와 사금융을 알선한 것으로 유죄판결을 받은 경우에도 위의 취업제한 규정이 적용된다. 취업제한은 징역형의 집행이 종료되거나, 집행을 받지 아니하기로 확정된 날부터 5년, 징역형의 집행유예기간이 종료된 날부터 2년, 또는 징역형의 선고유예기간 동안 유지된다.
\r\n
\r\n상법상의 사내이사의 자격 조건은 모든 회사에 적용되는데 반해, 특정경제범죄법상의 취업제한 규정은 금융회사, 국가나 지방자치단체의 보조를 받는 회사, 유죄판결된 범죄행위와 밀접하게 관련이 있는 회사로 한정하고 있다. 이 때문에 특정경제범죄법으로 유죄판결을 받는 자를 범죄와 관련이 없고 국가나 지방자치단체의 보조를 받지 않는 비금융회사의 사내이사로 선임하는 데는 제한이 존재하지 않는다. 또한 특정경제범죄법 위반으로 취업이 제한되는 판결을 받는 경우라도, 법무부장관의 승인을 통해 취업제한의 적용을 하지 않을 수 있다.
\r\n
\r\n금융회사의 이사를 포함한 임원선임에는 금융사지배구조법이 적용된다. 파산선고를 받고 복권되지 아니한 자, 금고 이상의 형을 선고받은 자, 금융관계법령에 따라 벌금 이상의 형을 선고받은 자는 임원 선임이 제한된다(금융사지배구조법 제5조). 해당 제한은 집행유예 기간, 집행이 끝나거나 면제된 이후 5년간 유지된다. 또한 금융관계법령에 의해 영업의 허가, 인가, 등록이 취소되었거나 금융산업의 구조개선에 관한 법률에 따른 적기시정조치, 행정처분을 받은 기관의 임직원으로 근무한 경우, 해당 조치가 있었던 날부터 5년간 임원선임이 제한된다. 또한 임직원 제재조치를 받은 경우, 그 외에 금융회사의 공익성 및 건전경영과 신용질서를 해칠 우려가 있는 경우로서 대통령령으로 정하는 사람의 임원 선임이 제한된다.
\r\n
\r\n금융회사의 이사회는 일반 기업과 비교해 더 강한 책임과 의무가 부여되어 있으며, 이러한 특수성이 금융회사 이사에게 더 높은 자격요건을 요구하는 근거로 이해된다. 금융사지배구조법 제14조는 금융회사가 주주뿐 아니라 예금자, 투자자, 보험계약자 등 다양한 금융소비자의 이익을 보호하기 위하여, 이사회의 구성과 운영, 이사회 내 위원회 설치, 임원의 전문성 요건, 임원 성과평가 및 최고경영자 승계계획 등과 관련된 구체적인 원칙과 절차를 마련하도록 규정하고 있다. 이는 상법상 이사 충실의무의 대상과 달리, 금융회사는 보다 광범위한 이해관계자를 고려해야 한다는 점을 보여준다(심인숙, 2016). 또한 이사회 구성 측면에서도 차이가 있다. 일반 비금융회사는 이사 총수의 3분의 1 이상을, 자산총액 2조원 이상의 상장회사는 총수의 과반수를 독립이사(사외이사)로 구성하도록 규정(상법 제542조의8)되어 있는 반면, 금융회사는 자산규모와 상관없이 이사 총수의 과반수를 사외이사로 구성해야 한다(금융사지배구조법 제12조). 금융회사의 이사회에 더 높은 독립성과 감독 기능이 요구된다는 점에서 차별적 기준이 마련되어 있는 것이다.
\r\n
\r\n2024년 자본시장법 개정으로 자본시장 불공정거래 행위자의 임원(이사·감사) 선임 제한 규정이 신설되었다. 금융위원회는 내부자거래, 미공개정보 이용 거래, 시세조종 등 특정 불공정거래 행위를 한 자에 대하여 5년 이하의 기간에 주권상장법인과 금융회사의 임원으로 선임, 재임하는 것을 제한할 수 있다(자본시장법 제426조의3). 또한 제한 대상자가 임원 선임ㆍ재임 제한 대상자가 임원으로 재임 중이면 해당 임원을 지체 없이 해임하여야 한다. 제한 기간은 5년을 초과하지 않으며, 위반행위의 내용 및 정도, 위반행위의 기간 및 횟수, 위반행위로 인하여 취득한 이익의 규모에 따라 결정된다. 다른 법에 따른 자격 제한의 경우 법원의 판결로 의하여 자격 제한이 생기지만, 불공정거래행위에 의한 자격 제한의 경우 신속한 조치를 위하여 금융위원회가 자격 제한을 결정한다는 점에서 차이를 보인다.
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\r\n <\/div>\r\n2. 이사 후보자 정보 공개제도
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\r\n2020년 개정된 상법 시행령에 따라서 상장회사가 이사, 감사를 선임하는 주주총회를 소집할 때는 주주가 후보자의 자격을 검증할 수 있도록 후보자의 세금 체납 내역, 후보자가 재직한 기업의 회생 혹은 파산 절차 진행 여부 등의 정보를 주주에게 제공하여야 한다. 이 조항은 사내이사와 사외이사 선임 모두에 적용된다. 주주총회 소집 시 통지하거나 공고해야 하는 내용에 ① 주주총회 개최일 기준 최근 5년 이내에 후보자가 「국세징수법」 또는 「지방세징수법」에 따른 체납처분을 받은 사실이 있는지, ② 주주총회 개최일 기준 최근 5년 이내에 후보자가 임원으로 재직한 기업이 「채무자 회생 및 파산에 관한 법률」에 따른 회생절차 또는 파산 절차를 진행한 사실이 있는지, ③ 법령에서 정한 취업제한 사유 등 이사ㆍ감사 결격사유의 유무가 포함된다(상법 시행령 제31조).4)<\/sup>
\r\n
\r\n또한 같은 해 개정된 증권의 발행 및 공시 등에 관한 규정은 임원 선임 시 후보자의 과거 경력 및 직무 수행 계획 등을 주주총회 개최 전 주주에게 제공하도록 한다. 구체적으로, 주주총회 개최의 목적이 이사의 선임에 관한 것이면 ① 후보자의 성명ㆍ생년월일ㆍ주된 직업 및 세부 경력 사항, ② 후보자가 사외이사 또는 사외이사가 아닌 이사 후보자인지, ③ 후보자의 추천인 및 후보자와 최대주주와의 관계, ④ 후보자와 해당 법인과의 최근 3년간의 거래 내역5)<\/sup>, ⑤ 후보자(사외이사 선임의 경우에 한한다)의 직무수행 계획, ⑥ ①~⑤의 사항이 사실과 일치한다는 후보자의 확인ㆍ서명, ⑦ 후보자에 대한 이사회의 추천 사유를 주주에게 제공해야 한다(증권의 발행 및 공시 등에 관한 규정, 제3-15조 3).
\r\n
\r\n이사 후보자에 대한 정보는 일간신문이나 전자공시시스템을 통해 공고하거나 주주에게 서면 혹은 전자문서를 통한 통지할 수 있다. 전자공시시스템을 통해 공개된 이사 후보자의 정보를 살펴보면, 후보자의 경력, 당해 법인과의 관계, 거래 내역, 체납 사실, 부실기업 경영진 여부, 법령상 결격사유 유무 등이 간단하게 표기되어 있음을 확인할 수 있다( <그림 Ⅱ-1> 참고). 이사 후보에 대한 정보 제공을 위한 시행령 개정 시 후보자의 정보를 공개하는 것에 대해 사생활 침해 비판이 일부 있었으나, 법무부에서는 회사에서 주주총회 개최 전 해당 후보자에게 법령상 결격사유가 있는지를 미리 검토하여 그 결과만 알려주도록 한 것이어서 전과가 공개되는 것은 아니므로 사생활 침해가 아니라고 밝힌 바 있다(법무부, 2019. 9. 18).
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\r\n <\/div>\r\nⅢ. 해외 주요국의 이사 자격 제한 제도<\/strong>
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\r\n본 장에서는 이사 자격 제한 제도를 도입한 일본, 영국, 호주의 제도를 살펴본다. 일본의 경우 우리나라와 법체계가 유사해 직접 비교가 용이하다는 장점이 있다. 영국은 이사 자격 박탈법(Company Directors Disqualification Act 1986)이라는 별도의 법으로 부정행위를 저지른 자에 대한 이사 선임을 금지하고 있으며, 자격 박탈이 되는 행위 또한 폭넓어 비교법적으로 주목할 만하다. 호주는 회사법에서 이사의 자격 박탈을 규정하고 있으며, 호주 증권투자위원회(Australian Securities & Investments Commission: ASIC)에서도 이사의 자격을 박탈할 수 있다는 점, 비교적 엄격한 이사 자격 제한과 상대적으로 느슨한 이사 정보 공개 제도를 운영하고 있다는 점에서 우리나라의 제도와 유사성을 지닌다.
\r\n
\r\n1. 일본
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\r\n일본은 회사법에서 이사의 자격요건을 두고 있는데, 이 요건은 사내이사와 사외이사에 동등하게 적용된다.6)<\/sup> 일본의 회사법은 ① 법인, ② 성년후견인, 성년 보조인 또는 외국 법령상 이와 동일하게 취급되는 자, ③ 회사법, 일반 사단법인 및 일반 재단법인에 관한 법률을 위반하거나, 금융상품 거래법7)<\/sup>, 민사재생법(民事再生法)8)<\/sup>, 외국 도산 처리 절차의 인정 지원에 관한 법률(外国倒産処理手続の承認援助に関する法律)9)<\/sup> 또는 파산법의 일부 조항 위반으로 유죄판결을 받고 형의 집행을 마쳤거나 집행유예 결정이 난 이후로 2년이 지나지 않은 자10)<\/sup>, ④ 이외 법령의 규정을 위반하여 금고 이상의 형을 받고 형의 집행을 마치지 않았거나 유지 중인 자(집행유예 제외)는 이사가 될 수 없다고 규정하고 있다(일본 회사법 제331조).
\r\n
\r\n은행의 경우에는 회사법에서 규정하고 있는 이사의 자격 제한에 더하여 별도의 요건을 규정하여 이사의 자격을 엄격하게 한다. 은행의 상무에 종사하는 이사의 경우 은행의 경영관리를 정확하고 공정하며 효율적으로 수행할 수 있는 지식 및 경험을 갖추어야 한다(일본 은행법 제7조의2). 또한 심신의 장애로 인해 직무를 적정하게 수행할 수 없는 자로서 내각부령으로 정하는 자, 파산절차 개시 결정을 받고 복권을 얻지 못한 자 또는 외국 법령상 이와 동일하게 취급되는 자는 이사가 될 수 없다.
\r\n
\r\n2. 영국
\r\n
\r\n영국은 법원에서 이사의 적격성을 판단하여 일정 기간 이사 자격을 박탈할 수 있는 법(Company Directors Disqualification Act 1986)이 별도로 존재한다.11)<\/sup> 이사 자격 박탈이 결정되면, 이사뿐 아니라 회사의 재산에 대한 관리인으로 활동, 직간접적으로 회사의 설립, 구성 또는 경영에 참여하는 것, 파산관리인으로 활동하는 것 또한 제한된다. 이사 자격을 박탈하는 경우는 회사의 설립, 운영, 관리와 관련하여 부정행위를 저지른 경우(general misconduct in connection with companies), 이사로 재임 중인 회사가 파산, 혹은 파산 없이 해산하거나, 이사가 회사의 탈세를 유도하는 등 부적절한 행동을 하는 경우(unfitness), 재임 중인 회사가 경쟁법을 위반(competition infringements)하고 이사의 행위가 회사 경영에 관여하기에 부적합하다고 판단되는 경우 등이다. 이상의 항목은 외국 회사의 운영 시에도 적용된다.
\r\n
\r\n이사의 자격 제한 명령은 최장 15년간 내려질 수 있다. 자격정지 명령을 위반할 때는 기소 후 유죄판결 시에는 2년 이하의 징역 또는 벌금, 약식 재판으로 유죄판결 시 6개월 이하의 징역 또는 법정 최고 한도를 초과하지 않는 벌금이 구형될 수 있다(Company Directors Disqualification Act 1986 section 13). 영국에서는 매년 약 800건에서 900건 내외의 이사 자격 제한 사례가 존재하는 것으로 파악되며, 그 기간은 평균 약 5년에서 6년 정도로 알려져 있다(이지영, 2024). 또한 자격 제한 확약이라는 제도가 있는데, 자격이 제한될 사람 스스로의 신청에 의한 확약에 대하여 국무장관이 승낙 내지 수락을 통해 이사의 자격을 제한하는 것이다. 이는 법원의 관여가 필요하지 않은 절차이며, 형사 절차에 있어 유죄 협상과 유사한 것으로 이해된다(이지영, 2024). 만약 법인이 자격정지 명령을 위반하는 때도 해당 범죄가 법인체의 이사, 관리자, 사무국장 또는 이와 유사한 직책의 자, 혹은 그러한 직책을 수행하는 것으로 간주하는 자의 동의나 묵인 하에 발생했거나, 해당자의 태만으로 귀책될 수 있음이 입증된 경우, 해당자와 법인체 모두 해당 범죄에 대해 유죄로 간주하며, 이에 따라 기소 및 처벌받을 수 있다(Company Directors Disqualification Act 1986 section 14).
\r\n
\r\n3. 호주
\r\n
\r\n호주에서도 회사법(Corporations Act 2001)에 따라 이사의 자격을 박탈할 수 있다.12)<\/sup> 회사법 Part 2D.6은 회사 경영 참여 자격 박탈에 관한 내용을 담고 있는데, 유죄판결, 파산, 해외 법원의 명령으로 자격이 자동 박탈되는 경우와 법원 및 호주 증권투자위원회(ASIC)에서 자격 박탈 결정을 내리는 경우가 있다. 경영 참여가 박탈되는 경우 이사는 이사직에서 해임된다.
\r\n
\r\n자동으로 자격이 박탈되는 경우는 우선 유죄판결을 받는 경우이다. ① 법인의 사업 전부 또는 상당 부분에 영향을 미치는 의사결정의 수행이면서 그 의사결정에의 참여와 관련된 범죄 또는 법인의 재무 상태에 중대한 영향을 미칠 수 있는 행위에 관한 범죄로 기소 절차에 따른 유죄판결을 받는 경우, ② 회사법 위반으로서 12개월 초과의 징역형이 가능한 범죄, 또는 부정직(dishonesty)을 포함하고 최소 3개월 이상의 징역형이 가능한 범죄로 유죄판결을 받는 경우, ③ 외국 법률에 따른 범죄로 유죄판결을 받고, 그 범죄가 12개월 초과의 징역형이 가능한 범죄인 경우 자동으로 경영 참여 자격이 박탈된다. 자격 박탈은 유죄판결일부터 시작되며 징역형을 복역하면 집행이 종료된 날로부터 5년간, 형을 복역하지 않으면 유죄판결일로부터 5년간 유지된다. 두 번째는 파산 및 개인 회생 협의(personal insolvency agreement)에 따른 자격 박탈이다. 마지막으로 해외에서 경영 참여 제한 명령을 받으면 호주에서의 경영 참여가 자동으로 박탈된다.
\r\n
\r\n민사제재 위반, 이사로 재직한 회사의 지급 불능 및 채무 미지급, 반복적인 법 위반, 법정 급여 보장제도(Fair Entitlements Guarantee)13)<\/sup> 위반 등에 대해서는 ASIC 신청에 따라 법원에서 개인에게 경영 참여 자격 박탈 결정을 내리는 경우가 있다. ASIC가 특정 위반으로 개인의 경영 참여 자격 박탈을 신청하면, 법원에서는 당사자의 행위와 그 밖의 법원이 적절하다고 인정되는 사항을 근거로 정당성을 판단한 뒤 자격 박탈 결정을 내린다. 경쟁법(Competition and Consumer Act 2010) 위반에 대해서도 법원은 자격 박탈 결정을 내릴 수 있는데, 이 경우에는 ASIC의 신청 없이 법원에서 단독으로 경영 자격을 박탈할 수 있다. 법원은 회사의 지급 불능 및 채무 미지급과 관련해서는 최장 20년의 자격 박탈을 할 수 있으며, 다른 항목에 대해서는 자격 박탈 기간의 상한이 적시되어 있지 않다.
\r\n
\r\nASIC는 단독으로 최대 5년의 자격 박탈 결정을 내릴 수 있다. 특정인이 7년 동안 두 개 이상 회사의 임원(officer)이었고, 두 개 이상의 회사에서 청산 및 부채 변제 불능의 문제가 발생하거나 직원 급여 문제가 발생하면 ASIC는 두 회사가 상호 관계가 있는지, 회사 경영·사업·자산 관련 당사자 행위, 자격 박탈이 공익에 부합하는지 등을 고려하여 자격 박탈 결정을 내릴 수 있다. ASIC의 결정 전 당사자는 자격 박탈이 정당하지 않음을 설명할 기회가 주어진다.
\r\n
\r\n만약 자격이 박탈된 자가 법인의 사업 전부 또는 상당 부분에 영향을 미치는 의사결정을 하거나, 그러한 의사결정에 관여하는 경우, 법인의 재무 상태에 중대한 영향을 미칠 수 있는 권한을 행사하는 경우, 법인의 이사들에게 지시나 의사를 전달하는 경우로서, 해당 이사들이 그 사람의 지시나 의사에 따라 행동하는 데 익숙하다는 사실을 알고 있는 경우, 또는 이사들이 그 지시나 의사에 따라 행동할 것을 의도할 때는 형법상의 엄격책임(strict liability)14)<\/sup>이 적용된다.
\r\n
\r\n이와 더불어 호주는 범죄 기록 등 다른 적격성 판단 요건에 대해서는 상장규정을 통해 거래소에 제출하고 필요시 공개해야 하는데, 이 부분은 이어지는 장에서 살펴보겠다.
\r\n
\r\n4. 소결
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\r\n앞서 살펴본 해외 주요국 모두에서는 이사 선임 시 사내이사와 사외이사 구분 없이 동일한 적격성을 요구한다.15)<\/sup> 또한 대부분의 국가에서 국외에서 발생한 파산·범죄·경영 위반행위까지 이사 자격 제한 사유로 포함하고 있다. 즉, 이들 국가의 이사 자격이 우리 상법상의 이사 자격 제한 조건보다는 엄격하며, 사내이사의 경우 그 차이가 상당하다고 평가할 수 있다.
\r\n
\r\n비교 대상 국가 중에는 일본의 이사 자격 제한 조건이 우리나라와 가장 유사하나, 여전히 우리나라 상법상의 자격 조건보다는 엄격하다. 일본의 이사 자격 제한 사유인 회사법 위반, 회계·공시 위반, 재산 은닉, 채권자 기망과 같은 민사재생법 위반, 외국도산처리절차 위반 등의 행위는 금고형 이상의 판결을 받거나, 관련 위반으로 해임되지 않는 한 우리나라에서는 이사 자격 제한 조건에 해당하지 않는다. 은행법에서 이사에게 더 높은 자격요건을 요구하는 것 또한 우리나라의 금융사지배구조법과 구조적으로 유사한데, 다만 일본의 은행법은 사내이사에게 경영관리에 관한 지식 및 경험을 갖추도록 요구한다는 점이 특징적이다.
\r\n
\r\n영국과 호주는 이사의 부정행위나 경영과 관련된 위반까지 포괄적으로 규율하고 있다는 점에서 자격 제한 사유의 폭이 상당히 넓다. 영국과 호주에서는 우리나라와 달라 회사 경영 중 위반행위, 경쟁법 위반, 해외 법령 위반 등의 사유로 이사의 자격을 박탈할 수 있다. 특히, 개인 파산뿐 아니라 본인이 재직한 회사의 파산도 이사 자격의 박탈 근거가 될 수 있다. 이사 자격 박탈 기간에 있어서도 영국은 최장 15년, 호주는 최장 20년으로 우리나라보다 길다. 호주는 자동 자격 박탈, 법원 결정, 규제기관(ASIC)의 행정적 박탈이 병존하는 다층적 규율 체계를 운영하고 있다는 점에서는 우리나라의 제도와 유사성이 있다.
\r\n \r\n

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\r\n <\/div>\r\nⅣ. 해외 주요국의 이사 정보 공개 제도<\/strong>
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\r\n본 장에서는 이사 정보 공개 제도를 운영중인 미국, 홍콩, 싱가포르, 호주의 사례를 살펴보겠다. 범죄 전력을 포함한 이사의 정보 공개는 주주의 사적자치 존중을 위해 매우 중요하다. 이에 기업의 자율을 중요시하는 미국에서는 법률에서 이사의 범죄 전력 공개를 요구하고 있다. 반면 홍콩, 싱가포르, 호주 등 아시아 주요국에서는 상장규정을 통해 이사의 범죄 전력 공개를 요구하고 있다. 홍콩은 이사의 범죄 전력에 대해 아주 상세한 정보 공개를 요구하는 반면 싱가포르는 특정 항목에 대해 간접적인 정보 공개만을 요구하고 있어 우리나라의 정보 공개 제도의 운영 방식과 유사성을 보인다. 호주의 경우 엄격한 이사 자격 박탈제도가 도입되어 있기 때문에, 이사의 범죄 전력은 거래소(Australian Securities Exchange: ASX)의 판단에 따라 선택적으로 공개된다.
\r\n
\r\n1. 미국
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\r\n미국의 증권거래위원회는 상장기업의 임원, 이사, 임원과 이사 후보의 업무 수행 능력 및 적격성 평가를 위해서 특정 법적 절차와의 관련성(involvement in certain legal proceedings)을 공시하도록 요구하고 있다(17 CFR §229.401(Item 401)(f)).16)<\/sup>
\r\n
\r\n여기서 말하는 특정 법적 절차란 지난 10년 이내에 ① 파산, 혹은 파산을 신청한 기업체에 임원으로 재직한 적이 있는지, ② 형사 절차에서 유죄판결을 받았거나 현재 진행 중인 형사 절차에서 피의자 또는 대상자로 명시되어 있는 경우, ③ 법원의 명령(order), 판결(judgement), 결정(decree)에 따라 투자자문업, 일반적인 기업 활동, 금융상품 매매 등의 활동이 영구적 혹은 일시적으로 금지 혹은 제한된 경우, ④ 법원 혹은 SEC의 결정에서 연방법 또는 주 증권법을 위반한 사실이 인정된 경우, ⑤ 법원 혹은 상품선물거래위원회(CFTC)의 결정에서 연방법 또는 상품법을 위반한 사실이 인정된 경우, ⑥ 연방법 또는 주의 증권법, 금융기관 및 보험회사를 규율하는 법률, 사기를 금지하는 법률의 위반, ⑦ 증권거래법상의 자율규제기구, 상품거래법상의 등록기관에 의해서 제재나 명령의 대상이 된 경우 등을 포함한다. SEC는 교통법규 위반처럼 가벼운 위반 혹은 업무 수행 능력 판단에 중요하지 않은 항목은 생략할 수 있으나, 이 경우에도 별도의 보완 자료를 통해 해당 정보의 미기재 사유를 설명할 것을 권고하고 있다.
\r\n
\r\n위에서 나열한 이사의 특정 법적 절차와 관련된 이력은 연차 보고서(Form 10-k), 신규 증권 등록서(S-1, S-3), 주주총회 관련 위임장 자료(Schedule 14A), 특정 사건 공시(Form 8-k)에 기재되어야 한다.
\r\n
\r\n2. 홍콩
\r\n
\r\n홍콩의 거래소(Hong Kong Exchanges and Clearing Limited: HKEX) 상장규정은 상장회사의 이사에 대한 상세한 정보를 거래소에 제출하고 공시하도록 하고 규정하고 있다(HKEX Main Board Listing Rules, 13.51(2)).17)<\/sup> 이사의 선임 혹은 재임 시 회사는 이사 기본 인적 사항, 직무 경력 및 이해관계와 함께 파산, 범죄 전력 등의 정보를 공시해야 한다. 만약 공시할 항목이 없는 경우라도, 해당 사항이 없음을 명시해야 한다.
\r\n
\r\n우선 파산과 관련해서는 개인 파산 및 지급불능 관련 이력, 채무조정 및 합의 이력을 제출해야 한다. 또한 이사로 선임, 재임될 대상자가 현재 재임 중이거나 퇴임 후 12개월 이내인 회사의 해산, 청산 파산 이력을 거래소에 제출해야 한다.
\r\n
\r\n범죄와 관련해서는 이행되지 않은 판결 또는 지속 효력이 있는 법원의 명령, 중대한 범죄 관련 형사 절차의 피고인지 여부, 증권 규제기관 또는 법원의 조사, 심리, 절차 대상인지, 불법단체 가입 여부 등에 대해서 법률 및 규율상 공개하지 말아야 하는 이유가 있지 않는 한 세부 사항(full particulars)과 함께 제출해야 한다. 사기, 부정행위(dishonesty), 부패(corruption) 및 각종 금융업권법에 따른 유죄판결, 최근 10년 이내 성인으로서 6개월 이상의 징역형(집행유예 또는 감형 포함)을 선고받은 유죄판결도 제출 대상에 포함된다.18)<\/sup>
\r\n
\r\n특별히 내부자거래와 관련해서는 본인이 내부자 거래자로 식별된 이력, 본인이 관계된 회사가 내부자 거래자로 식별된 이력, 본인이 내부자거래에 관여하거나 위반으로 판단된 이력, 본인이 지배주주·임원으로 재직한 회사가 내부자거래 위반으로 판단된 이력, 본인 또는 재직 중인 발행인이 내부정보 공시의무 위반으로 결정된 이력을 제공해야 한다고 구체적으로 요구하고 있다.
\r\n
\r\n3. 싱가포르
\r\n
\r\n싱가포르 증권거래소(Singapore Exchange: SGX)의 상장규정은 이사의 품성과 청렴성(character and integrity)을 요구하면서(SGX listing mainboard rules 210(5)), 이사를 포함한 CEO, CFO 등 주요 임직원의 임명 시 개인의 과거 이력 및 파산, 범죄 등의 전력이 있는지 여부를 공시하도록 규정하고 있다(SGX listing mainboard rules 704(7)(a)). 공시에는 11개 항목에 대하여 가부(可否)를 표기하게 되어 있는데, 지난 10년간의 파산 신청, 이사 또는 핵심 임원으로 재직 중, 혹은 사임 2년 이내에 해당 기업의 청산 또는 해산 신청, 이행되지 않은 판결, 싱가포르 또는 해외에서 사기 혹은 부정행위와 관련된 형사 범죄로 유죄판결을 받은 경험 혹은 그러한 목적의 형사 절차의 대상이 되었는지, 싱가포르 또는 해외에서 증권 또는 선물 관련 법률 또는 규제 요건을 위반한 혐의로 형사상 유죄판결, 증권 또는 선물 관련 법률 및 규제 요건의 위반, 본인의 사기, 허위 진술, 부정행위로 인한 민사상 판결, 혹은 그러한 민사 소송의 대상이 된 적이 있는지 등의 항목이 있다. 또한 싱가포르 통화청(Monetary Authority of Singapore: MAS) 또는 해외의 다른 규제기관, 증권거래소, 전문기관 또는 정부로부터 과거 또는 현재 조사를 받은 적, 행정 제재(disciplinary action), 견책을 받은 적이 있는지 여부도 공개대상이다.
\r\n
\r\n한편 싱가포르의 회사법(Companies Act 1967)에는 이사 자격 규정이 있으나 앞장에서 살펴본 국가들에 비하면 자격요건이 매우 제한적이다.19)<\/sup> 싱가포르의 이사는 18세 이상으로 완전한 법적 능력(full legal capacity)을 갖추어야 하며, 회사 정관상의 주식 보유 요건(section147), 미복권 파산자(section148), 부실 회사 재직자(section149), 국가안보 또는 이익을 이유로 청산된 회사 재직자(section149A)는 이사 자격이 제한된다.
\r\n
\r\n4. 호주
\r\n
\r\n호주의 증권거래소(Australian Securities Exchange: ASX)는 상장규정에서 이사의 과거 10년간의 국내외 파산 기록 및 범죄 기록을 요구한다. 거래소 상장규정은 이사를 포함한 주요 임직원이 평판과 인격(good fame and character)을 갖출 것을 요구한다(ASX Listing Rules 1.1, condition 20). 이를 확인하기 위하여 상장 신청 시 12개월 이내에 확인한 이사와 임직원의 과거 10년간의 국내외 파산 기록 및 범죄 기록의 제출이 필요하다(ASX Listing Rules, Guidance note 3.21). 만약 증권거래소가 해당 내역을 중요한(material) 정보로 판단하면, 기업에게 이사의 과거 이력에 관한 내용을 상장용 투자설명서(listing prospectus)에 공시할 것을 요구할 수 있다.
\r\n
\r\n앞서 살펴본 바와 같이 호주 회사법은 특정 범죄 경력 보유자의 경영 참여 자체를 일정 기간 제한한다. 사전적 제한이 존재하는 만큼, 상장 이후 신규로 선임되는 이사에 대하여 범죄 전력과 관련한 별도의 공시 의무는 상대적으로 강조되지 않는다. 다만, 시장에 중대한 영향을 미칠 수 있는 정보에 대해서는 일반적 공시 의무가 여전히 적용된다.
\r\n
\r\n5. 소결
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\r\n우리나라의 이사 후보자 정보 공개 제도는 결격사유의 존재 여부와 체납, 부실기업 재직 여부와 같은 간접적 정보 중심으로 구성되어 있어, 후보자의 범죄나 규제 위반 이력 자체를 직접적으로 공개하지는 않는다. 반면 미국·홍콩 등 주요국은 상장규정 또는 증권 법령에 근거하여 범죄 전력, 파산·지급불능(개인 및 재직 회사 관련), 규제기관의 조사·제재 이력 등 구체적 사실관계의 상세 공시를 요구함으로써, 주주와 투자자가 후보자의 잠재적 위험을 스스로 평가할 수 있도록 정보의 구체성과 투명성을 중시한다. 호주 상장기업의 경우 거래소가 관련 사실관계를 검토한 후 필요하다고 판단하면 시장에 공시하도록 하기 때문에, 구체적 정보가 시장에 제공될 수 있는 구조를 갖고 있다.
\r\n
\r\n싱가포르의 공시 방식 자체는 우리나라와 유사하게 간접정보 공시의 성격을 가지지만, 공개 항목의 범위는 한국보다 넓다. 싱가포르에서는 우리나라에서 공시되는 항목을 포괄하는 데 더하여, 해외에서의 사기·부정직 관련 범죄 또는 증권법 위반으로 인한 유죄판결 여부, 부정행위로 인한 민사상 판결 여부 및 관련 민사 소송의 당사자 여부, MAS 또는 해외 규제기관·거래소로부터의 조사 또는 제재 이력 여부까지 공시하도록 하고 있어 투자자에게 제공되는 정보의 폭과 검증 가능성이 더 높다.
\r\n \r\n

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\r\n <\/div>\r\nⅤ. 시사점<\/strong>
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\r\n본 보고서는 우리나라의 이사 자격 제한 제도와 이사 후보자 정보 공개 제도의 현황을 검토하고, 주요국 사례와의 비교를 통해 제도의 특성과 한계를 분석하였다. 우리 제도는 자격 제한과 정보 공개 모두 법률에 근거하여 운영되고 있으나, 규제의 실질적 강도는 주요국과 비교할 때 상대적으로 낮은 수준에 머물러 있다. 특히 상법상 결격사유가 독립이사에게만 적용되고 사내이사에 대해서는 최소한의 적격성 기준조차 마련되어 있지 않은 현행 구조는, 이사 자격 제한 제도를 도입한 비교 대상 국가들에서는 확인되기 어려운 제도적 공백으로 평가된다. 사내이사와 독립이사는 상법상 의무와 책임에서 본질적 차이가 없고, 상법 외 개별 법률 또한 대체로 사내·사외를 구분하지 않는다는 점을 감안하면, 사내이사에 대한 규율 부재는 제도 체계의 정합성 측면에서도 재검토가 필요하다.
\r\n
\r\n주주의 사적 자치를 존중하는 관점에서 이사의 자격을 소극적으로 제한하더라도, 주주와 투자자가 이사 후보자의 적격성을 실질적으로 판단할 수 있도록 충분하고 구체적인 정보 제공이 전제되어야 한다. 그러나 2020년 도입된 이사 후보자 정보 공개 제도는 결격사유 해당 여부, 체납 사실, 부실기업 재직 여부 등 간접정보 제공으로 설계되어 있어, 후보자의 위험요인을 평가하는 데 필요한 사실관계가 충분히 드러나지 않는 한계가 있다. 기업지배구조 보고서에서도 이사회의 범죄 이력과 주요 행정조치 이력을 공시하도록 되어 있으나, Comply or Explain 방식으로 운영되어 공시 여부에 자율성이 남아있다. 또한 이미 선임된 이사를 대상으로 하는 사후적 공시에 그치며, 개별 이사에 대한 정보가 아니라 이사회에 범죄·행정조치 대상이 된 이사가 존재하는지 여부를 공시하는 것으로, 투자자에게 제공되는 정보의 구체성과 유용성이 매우 낮다.
\r\n
\r\n이에 따라 단기적으로는 상장법인의 이사에 대한 정보 공개 범위와 내용을 확장할 필요가 있다. 공개되는 정보에 국내외에서 횡령, 사기 등 재산범죄와 경제관련법(상법, 자본시장법, 공정거래법, 세법 등) 위반에 관한 형사전과(김갑래, 2018)와 국내외 감독당국으로부터의 조사의 대상이 되었거나 제재를 받은 사실을 추가할 필요가 있다. 각각의 항목에 대해서 세부사항을 공개하도록 하는 것이 투자자 보호와 시장신뢰도 제고 측면에서 바람직하나, 상장법인 이사 후보의 과거 이력을 개인 정보 보호의 대상으로 판단한다면 적어도 싱가포르의 예와 같이 구체적인 항목에 대해서 개별적으로 응답하도록 하는 방안을 고려할 수 있다. 하지만 상장법인의 경영진은 일반 사인과는 달리 공적 인물(public figure)로 볼 여지가 크며, 상장법인 경영진의 전과기록은 주식시장에서 투자자의 알 권리를 위한 공적 관심의 대상이므로(김갑래, 2018) 구체적 정보 공개를 목표로 제도를 설계하는 것이 필요하다.
\r\n
\r\n중장기적으로는 사내이사의 규제 공백을 보완하고 전체 이사에 대한 자격 제한을 강화할 것을 제안한다. 사내이사의 자격 제한을 사외이사와 동등한 수준으로 맞추는 것은 국제적 정합성과 투자자 신뢰를 제고하기 위하여 필요한 일이다. 이에 더하여 해외에서 경제 관련 법령을 위반하였거나 이미 자격 제한을 받은 경우 국내의 이사 자격을 제한할 필요가 있다. 또한 해외 주요국에서 도산과 관련한 부정행위를 이유로 이사의 자격을 제한하고 있고, UN 국제상거래법위원회(United Nations Commission on International Trade Law)의 입법지침에서도 도산에 관한 이사의 의무와 관련하여 이사 자격 박탈을 제재 수단으로 권고하고 있어(한민, 2015), 도산과 관련된 부정행위를 이사 자격 제한 요건에 추가하는 것을 검토할 필요가 있다. 영국과 호주와 같이 부실경영이나 경쟁법 위반과 같은 행위까지 결격사유로 포괄하는 방안은 규제의 정당성, 과잉규제 가능성, 집행 인프라 등 복합적 요소를 종합적으로 고려해야 하므로, 중장기적 논의와 사회적 합의를 전제로 한 단계적 접근이 필요하다.\r\n
1) 2025년 7월 22일 개정된 상법에서는 사외이사의 독립성을 강조하고 업무집행 감독기능을 강화하기 위하여 상장회사가 선임하는 사외이사의 명칭을 ‘독립이사’로 변경하였다. 그러나 상법의 일부 조항(상법 제317조)과 타 법령에는 여전히 사외이사라는 표현이 남아있어 본 보고서에는 사외이사를 주로 사용하되 필요시 독립이사로 표기하겠다.
\r\n2) 상법 제382조 ③ 사외이사(社外理事)는 해당 회사의 상무(常務)에 종사하지 아니하는 이사로서 다음 각 호의 어느 하나에 해당하지 아니하는 자를 말한다. 사외이사가 다음 각 호의 어느 하나에 해당하는 경우에는 그 직을 상실한다. <개정 2011. 4. 14.>
\r\n  1. 회사의 상무에 종사하는 이사ㆍ집행임원 및 피용자 또는 최근 2년 이내에 회사의 상무에 종사한 이사ㆍ감사ㆍ집행임원 및 피용자
\r\n  2. 최대주주가 자연인인 경우 본인과 그 배우자 및 직계 존속ㆍ비속
\r\n  3. 최대주주가 법인인 경우 그 법인의 이사ㆍ감사ㆍ집행임원 및 피용자
\r\n  4. 이사ㆍ감사ㆍ집행임원의 배우자 및 직계 존속ㆍ비속
\r\n  5. 회사의 모회사 또는 자회사의 이사ㆍ감사ㆍ집행임원 및 피용자
\r\n  6. 회사와 거래관계 등 중요한 이해관계에 있는 법인의 이사ㆍ감사ㆍ집행임원 및 피용자
\r\n  7. 회사의 이사ㆍ집행임원 및 피용자가 이사ㆍ집행임원으로 있는 다른 회사의 이사ㆍ감사ㆍ집행임원 및 피용자
\r\n3) 한국은행법, 은행법, 보험업법, 자본시장과 금융투자업에 관한 법률, 상호저축은행법, 금융실명거래 및 비밀보장에 관한 법률, 금융위원회의 설치 등에 관한 법률, 예금자보호법, 한국자산관리공사 설립 등에 관한 법률, 여신전문금융업법, 한국산업은행법, 중소기업은행법, 한국수출입은행법, 신용협동조합법, 신용보증기금법, 기술보증기금법, 새마을금고법, 벤처투자 촉진에 관한 법률, 신용정보의 이용 및 보호에 관한 법률, 외국환거래법, 외국인투자 촉진법, 자산유동화에 관한 법률, 금융산업의 구조개선에 관한 법률, 담보부사채신탁법, 금융지주회사법, 기업구조조정투자회사법, 한국주택금융공사법(상법시행령 34조 ③)
\r\n4) 이 외에도 이사ㆍ감사 후보자의 성명, 약력, 추천인(상법 제542조의4) 후보자와 최대 주주와의 관계, 후보자와 해당 회사와의 최근 3년간의 거래 내역을 공고하여야 한다(상법 시행령 제31조)
\r\n5) 이 경우의 거래 내역은 금전, 증권 등 경제적 가치가 있는 재산의 대여, 담보제공, 채무보증 및 법률고문계약, 회계감사계약, 경영자문계약 또는 이와 유사한 계약등(후보자가 동 계약등을 체결한 경우 또는 동 계약등을 체결한 법인ㆍ사무소 등에 동 계약등의 계약기간 중 근무한 경우의 계약등을 말한다)으로 하되 약관 등에 따라 불특정다수인에게 동일한 조건으로 행하는 정형화된 거래는 제외한다(증권의 발행 및 공시 등에 관한 규정, 제3-15조 3).
\r\n6) 전체 주식회사(stock company)를 대상으로 한다.
\r\n7) 금융상품거래법 제197조, 제197조의2 제1호부터 제10호의3까지 또는 제13호부터 제15호까지, 제198조 제8호, 제199조, 제200조 제1호부터 제12호의2까지, 제20호 또는 제21호, 제203조 제3항 또는 제205조 제1호부터 제6호까지, 제19호 또는 제20호의 죄
\r\n8) 민사재생법의 제255조, 제256조, 제258조부터 제260조까지 또는 제262조의 죄
\r\n9) 외국도산처리절차의인정지원에관한법률(헤이세이 12년 법률 제129호) 제65조, 제66조, 제68조 또는 제69조의 죄, 회사갱생법(헤이세이 14년 법률 제154호) 제266조, 제267조, 제269조부터 제271조까지 또는 제273조의 죄
\r\n10) 파산법 제265조, 제266조, 제268조부터 제272조까지 또는 제274조의 죄
\r\n11) 이 법은 특정 유형의 회사에만 한정적으로 적용되는 것은 아니고 회사의 형태라면 모두 적용될 수 있다(이지영, 2024).
\r\n12) 이 법은 회사법상의 회사(corporation) 전체에 적용된다(Section 57A),
\r\n13) 호주의 법정 급여 보장제도(Fair Entitlements Guarantee)는 고용주가 청산(liquidation) 절차에 들어가거나 파산을 선고받아 근로자가 일자리를 잃었을 때, 미지급된 법정급여를 보전해 주는 지급제도이다. 근로자는 고용주가 지급할 수 없게 된 일부 법정 권리를 이 제도를 통해 청구할 수 있다(호주 Fair Work Ombudsman).
\r\n14) 엄격책임(strict liability)이 적용될 때는 특정 행위를 했다는 사실이 입증되면 범죄가 성립한다. 단 착오가 있었을 경우 항변할 수 있다(Criminal Code Act 1995 s6.1).
\r\n15) 단, 사외이사의 독립성과 관련해서는 독립성 요건이 적용된다. 일본은 회사법에서 사외이사를 ① 해당 주식회사 또는 그 자회사의 업무집행이사(주식회사법 제363조 제1항 각 호에 규정된 이사 및 해당 주식회사의 업무를 집행하는 기타 이사를 의미하며, 이하 같다) 또는 집행임원, 지배인, 기타 직원(이하 총칭하여 "업무집행이사등"이라 한다)이 아니며, 취임 전 10년간 해당 주식회사 또는 그 자회사의 업무집행이사등이었던 사실이 없는 자, ② 취임 전 10년 이내의 어느 시점에 해당 주식회사 또는 그 자회사의 이사, 회계고문(회계고문이 법인인 경우에는 업무를 담당하는 구성원) 또는 감사였던 사실이 있는 자(업무집행이사등이었던 자는 제외)의 경우, 이사, 회계고문 또는 감사로 취임하기 전 10년간 해당 주식회사 또는 그 자회사의 업무집행이사등이었던 사실이 없는 자, ③ 해당 주식회사의 모회사등(자연인에 한한다) 또는 모회사등의 이사, 집행임원, 지배인, 기타 직원이 아닌 자, ④ 해당 주식회사의 모회사등의 자회사등(해당 주식회사 및 그 자회사는 제외)의 업무집행이사등이 아닌 자, ⑤ 해당 주식회사의 이사, 집행임원, 지배인, 기타 중요한 직원 또는 모회사등(자연인에 한한다)의 배우자 또는 2촌 이내의 친족이 아닌 자로 제한한다(회사법 제2조 제15호).
\r\n  영국의 회사법은 사내이사(executive director)와 사외이사(non-executive director)를 구분하지 않고, 독립적인 결정을 내릴 것을 요구한다(Corporate Law, Section 173(1)). 대신 기업지배구조코드(UK Corporate Governance Code)에서 이사회는 매년 사외이사가 독립적임을 설명할 것을 요구하고 있다(Provision 10). 이때 독립성의 판단 기준은 ① 이사가 최근 5년 이내에 해당 회사 또는 그룹의 임직원이었거나 현재 임직원인 경우, ② 이사가 최근 3년 이내에 해당 회사와 중요한 사업상 관계를 직접적으로, 또는 그러한 관계를 가진 조직의 파트너, 주주, 이사 또는 고위임직원으로서 가졌거나 현재 가지고 있는 경우, ③ 이사가 이사 보수 외에 회사로부터 추가 보수를 받았거나 받고 있는 경우, 회사의 주식매수선택권 또는 성과연동보수제도에 참여하는 경우, 또는 회사의 연금제도 회원인 경우, ④ 이사가 회사의 자문, 이사 또는 고위 임직원과긴밀한 가족 관계를 가진 경우, ⑤ 다른 회사나 단체에서의 관여를 통해 교차 이사직을 보유하거나 다른 이사들과 중대한 연계를 가진 경우, ⑥ 주요 주주를 대표하는 경우, ⑦ 최초 선임일로부터 9년을 초과하여 이사회에서 재직한 경우 등이다.
\r\n  호주는 금융기관의 경우를 제외하고, 사외이사가 되기 위한 공식적인 자격요건이나 교육 이수 요건은 요구하지 않는다(CFA Institute, 2020). 단 ASX의 기업지배구조 원칙(Corporate Governance Principles and Recommendations)은 상장기업의 이사는, 이사회에 회부된 사안에 대하여 독립적 판단을 내리고 개별 주주 또는 기타 당사자의 이익이 아닌 회사 전체의 최선의 이익을 위하여 행동할 수 있는 능력에 실질적으로 영향을 미칠 수 있거나, 합리적으로 영향을 미치는 것으로 인식될 수 있는 이해관계, 지위 또는 관계로부터 자유로운 경우에만 독립이사로 분류되고 기술되어야 한다고 설명하고 있다(Recommendation 2.3).
\r\n16) 17 CFR §229.401(Item 401)은 이사 뿐 아니라 주요 임직원에 대해 공시해야 할 사항을 규정하고 있으며, 특정 법적 절차와의 관련성 외에도 가족관계, 업무 이력 등이 공시 대상에 포함된다.
\r\n17) 해당 규정은 감사 및 기타 지배기구 구성원(member of its governing body)의 선임, 재임시에도 적용된다.
\r\n18) 범죄 경력의 조사 공개와 관련해서는 전과 말소 제도(Rehabilitation of Offenders Ordinance) 혹은 그에 상응하는 다른 규정을 따른다.
\r\n19) 싱가포르의 회사는 1인 이상의 이사를 두어야 하며(Companies Act 1967, section145(1)) 이사 자격 박탈 규정은 모든 회사에 적용된다.
\r\n
\r\n
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\r\n
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\r\nFinancial Reporting Council, UK Corporate Governance Code 2024.
\r\nFair Work Ombudsman https:\/\/www.fairwork.gov.au\/taxonomy\/
\r\nUK Parliament https:\/\/hansard.parliament.uk\/","report_pdf_download_link":"\/common\/downloadw?fid=28838&fgu=002002&fty=004003","report_pdf_preview_link":"\/flexer\/view?fid=28838&fgu=002002&fty=004003","report_subject_name":"자본시장","displayset":"","tag_list":[{"tag_title":"이사자격"},{"tag_title":"이사정보공개"},{"tag_title":"자격제한"}]},{"report_no":"2276","report_type_name":"연구보고서","img_src":"\/kcmifile\/report_data\/2276\/reportpic_2276.jpg","report_title":"기업지배구조 보고서 공시 의무화 효과 분석 및 시사점","report_num":"[26-05]","author":"연구위원 임나연","pub_date":"2026.03.26","summary":"전 세계적으로 기업지배구조는 지속가능성, 책임경영, 투자자 보호를 위한 핵심 요소로 강조되어 왔으며, 이에 따라 많은 국가가 기업지배구조 원칙을 제정하고 원칙의 준수 여부 공시를 의무화했다. 한국은 2019년부터 자산 규모를 기준으로 기업지배구조 보고서 공시 의무화를 단계적으로 시행했으며, 2026년부터 모든 유가증권시장 상장기업으로 의무공시가 전면 확대될 예정이다. 제도의 궁극적 목표가 단순한 공시를 넘어 실질적 지배구조 개선과 기업가치 제고에 있는 만큼, 이 목적이 제대로 달성되고 있는지 제도의 효과를 평가하고 향후 정책 방향을 모색하는 일은 중요한 과제이다. \r\n\r\n이에 본 연구는 2017~2024년 유가증권시장 비금융 상장기업 전수를 대상으로 기업지배구조 보고서 공시 의무화가 지배구조와 기업가치에 미친 영향을 실증적으로 분석하였다. ESG모네타의 지배구조 점수와 DataGuide 재무자료를 이용하고, 시차 이중차분(Staggered DiD)과 회귀불연속설계(RDD) 방법론을 적용하여 인과관계를 엄밀히 추정하고자 하였다. 분석 결과, 공시 의무화는 주주권리와 감사제도 등 전반적인 지배구조 점수를 향상시켰으나 이사회 부문과 기업가치 제고에는 뚜렷한 영향을 미치지 못한 것으로 나타났다. \r\n\r\n의무공시로 지배구조 점수는 전반적으로 상승했지만 기업가치 제고로 이어지지 않은 것은, 지배구조가 일정 부분 개선되었더라도 그 정도가 제한적이거나 쉽게 개선 가능한 정량적이고 형식적인 부분에 국한돼 실질적 지배구조 개선과 기업가치 제고로 이어지지 못했기 때문으로 해석할 수 있다. 지표 준수율이 높아졌더라도 실제 기업 운영 방식이나 의사결정 구조와 같은 질적 개선이 뒤따르지 않으면 ‘박스체크(box-ticking)’ 현상에 머물러 기업가치 제고로 이어지기 어렵다. 실제로 한국은 정성적 요소를 중시하는 세계적인 지배구조 평가에서는 여전히 낮은 평가를 받고 있으며, 핵심지표의 형식적 준수와 실질적 지배구조 개선 간의 괴리에서도 이를 확인할 수 있다.\r\n\r\n또한 이사회 부문이 충분히 개선되지 않아 기업가치 제고 효과가 제한됐을 가능성이 있다. 다수의 선행 연구는 이사회 구성과 운영의 개선이 기업가치 제고에 중요한 요소임을 보였으며, 본 연구 역시 의무공시 이후 이사회 점수가 상승한 기업에서는 기업가치가 높아진 것을 보여준다. 핵심지표의 준수율 또한 이사회 항목에서는 주주 권리나 감사제도 항목에 비해 크게 개선되지 않거나 상대적으로 낮은 것으로 나타났다. 이처럼 개선하기 어려운 이사회 관련 항목은 변하지 않고, 상대적으로 변경이 쉬운 형식적인 지표만 개선된 경우 이러한 결과가 나타났을 수 있다. \r\n\r\n따라서 기업지배구조 보고서 공시가 실질적 지배구조 개선과 기업가치 제고에 효과적으로 기여하도록 제도를 개선할 필요가 있으며, 다음과 같은 개선 방향을 검토할 수 있다. 첫째, 공시 항목을 개선해야 한다. 핵심지표의 경우, 각 지표를 면밀히 검토해 형식적 준수보다 실질적 개선을 더 잘 반영하도록 보완하고, 필요에 따라 새로운 지표를 도입해 지표의 준수가 실질적 지배구조 개선으로 이어지게 해야 한다. 세부 공시 항목 역시 이사회와 관련된 여러 세부 항목을 비롯해 현재 한국 공시에서 부족한 핵심 정보를 국제 기준과 시장 요구에 맞게 보완·확충할 필요가 있다.\r\n\r\n둘째, 공시 운영체계를 개선해야 한다. 단순히 형식을 충족하는 수준을 넘어 준수 및 미준수 사유를 구체적으로 기재하도록 유도해 실질적인 원칙 준수를 촉진하고 미준수 기업의 향후 변화를 이끌 수 있도록 해야 한다. 필요한 경우 공시의 질을 점검 및 감독하는 제도적 장치를 강화하는 방안도 검토할 수 있다. 아울러 기업지배구조 보고서를 사업보고서 및 ESG 및 지속가능성 보고와 통합 및 연계해 투자자가 정보를 효율적으로 활용하고 시장 모니터링을 강화하며, 궁극적으로 기업가치 제고에 기여하도록 공시 체계를 정비할 필요가 있다.","content":"Ⅰ. 서론<\/strong>
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\r\n1. 연구배경 및 목적
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\r\n전 세계적으로 기업지배구조1)<\/sup>는 기업의 지속가능성, 투명하고 책임 있는 경영, 투자자 보호 등을 위한 핵심 요소로 인식되고 있으며, 이에 따라 많은 국가들이 기업지배구조 개선을 위한 제도적 기반을 마련해 왔다. 아시아 금융위기 당시 불투명하고 건전하지 못한 기업지배구조가 위기의 주요 원인 중 하나로 지적되면서 OECD는 1999년 『OECD 기업지배구조 원칙』을 발표하였으며, 이후 많은 국가들이 기업지배구조 원칙과 코드를 제정하고 관련 공시 제도를 도입하였다. 『OECD Corporate Governance Factbook 2023』에 따르면 OECD 회원국을 포함한 49개국이 기업지배구조 코드 또는 원칙을 제정하고 기업이 사업보고서 등을 통해 해당 원칙의 준수 또는 적용 여부를 공시하도록 하고 있다. 
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\r\n한국 역시 이러한 국제적 흐름에서 예외는 아니며, 기업지배구조 코드 및 공시와 관련하여 여러 제도적 노력을 기울여왔다. 한국은 외환위기를 겪은 후 IMF 권고에 따라 1999년에 비교적 일찍 기업지배구조 모범규준을 제정하였다. 그러나 모범규준에 제시된 각 원칙의 준수 여부를 기업이 체계적으로 공시하도록 요구하는 제도적 장치는 상대적으로 뒤늦게 도입되었다. 상법 및 자본시장법에 근거해 주주총회 운영, 이사회 구성 등 일부 지배구조 정보는 사업보고서를 통해 지속적으로 공시되어 왔으나2)<\/sup>, 기업지배구조 원칙 전반에 대해 준수 여부를 밝히는 기업지배구조 보고서 공시는 2017년에 처음으로 자율공시 형태로 도입되었다. 이후 2019년부터 유가증권시장 상장기업을 대상으로 자산 규모에 따라 기업지배구조 보고서 의무공시가 단계적으로 시행되었으며, 유가증권시장 상장기업 전체를 대상으로 한 공시 의무화는 2026년부터 적용될 예정이다. 
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\r\n한국의 기업지배구조가 오랜 기간 낮은 평가를 받아온 점을 고려할 때, 이를 개선하기 위한 제도적 수단으로 공시 제도를 효과적으로 활용하는 것은 중요하다. Asian Corporate Governance Association(ACGA)에 따르면, 한국은 아시아 주요 12개국 중 기업지배구조 평가에서 2016년부터 2020년까지 계속해서 9위에 머물렀다가 2023년에 8위로 순위가 한 단계 상승하였다. CG Watch(2023)는 한국 기업지배구조 평가 점수 상승의 주요 요인 중 하나로 기업지배구조 공시 가이드라인의 개정을 언급했는데, 이는 공시 제도가 기업지배구조 개선에 기여할 수 있음을 시사한다. 실제로 많은 국가들이 기업지배구조 개선 수단으로 공시 제도를 활용하고 있으며, 한국 또한 기업경영의 투명성과 기업가치 제고를 목적으로 기업지배구조 보고서 공시를 도입하였다(금융위원회, 2018. 3. 22). 따라서 이러한 공시 제도가 실제로 제도적 기대에 부합하는 효과를 발휘하고 있는지 평가하는 것은 중요하며, 그 결과에 따라 제도의 실효성을 더 높이기 위한 정책적 노력을 기울일 필요가 있다. 특히, 2026년부터 의무공시 대상이 유가증권시장 상장기업 전체로 확대될 예정인 만큼, 이 제도가 실제로 얼마나 효과적으로 기능하고 있는지 체계적으로 분석하는 중간 점검이 필요하다. 
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\r\n이에 본 연구는 인과추정 방법론을 적용하여 기업지배구조 보고서 의무공시의 효과를 분석하고, 결과를 바탕으로 현 공시제도의 개선점을 논의하고자 한다. 현재까지 지배구조 공시 제도의 효과를 실증적으로 분석한 연구는 제한적이며, 특히 국내에서 지배구조 보고서 의무공시의 효과를 인과적으로 정밀하게 분석한 연구는 매우 부족한 편이다. 이에 본 연구는 시차를 가지는 이중차분법(Staggered Difference-in-Differences: Staggered DiD)을 활용한 이벤트 스터디와 회귀불연속설계(Regression Discontinuity Design: RDD) 방법론을 적용하여 기업지배구조 보고서 공시 의무화가 기업지배구조 지표와 기업가치에 미치는 영향을 추정하고자 한다. 나아가 이러한 실증 분석을 바탕으로 현 공시 제도가 잘 기능하고 있는지 점검하고, 한계와 문제점이 있다면 앞으로 어떻게 개선 가능한지에 대해 논의하고자 한다. 
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\r\n본 연구보고서의 구성은 다음과 같다. 다음 장에서는 관련 선행연구를 살펴보고, Ⅱ장에서 국내 기업지배구조 보고서 공시 제도의 도입 배경과 내용, 현 지배구조 핵심지표 준수 현황에 대해 소개한다. Ⅲ장에서는 기업지배구조 보고서를 의무적으로 공시하는 것이 기업지배구조 지표와 기업가치에 어떤 영향을 미치는지에 대한 실증분석을 다루고 추정 결과를 논의한다. 이를 바탕으로 Ⅳ장에서 국내 공시 제도 개선 방향에 대해 논의하고, 결론을 제시한다. 
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\r\n2. 관련 선행연구
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\r\n많은 국가가 기업지배구조 모범규준이나 원칙(corporate governance code)을 마련하고 관련된 공시 제도를 시행하고 있으며, 이에 따라 기업지배구조 원칙 준수 및 공시 여부와 기업 성과 간의 관계를 분석한 다양한 연구들이 축적되어 왔다. 특히 본 연구와 같이 ‘준수 또는 설명(comply or explain)’ 방식의 공시 제도를 중심으로 공시와 기업지배구조 및 기업가치 간의 관계를 분석한 주요 선행연구는 다음과 같다. 
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\r\nRose(2016)는 덴마크 사례를 통해 ‘준수 또는 설명’ 공시의 질과 기업 성과 간의 관계를 분석하였다. 그 결과, 기업지배구조 공시 점수가 높을수록 자기자본이익률(Return On Equity: ROE)과 총자산이익률(Return On Assets: ROA)이 높다는 것을 발견하였으며, 특히 이사회 구성과 보상 정책 점수가 높을 때 기업 성과가 좋다는 것을 발견하였다. Arcot et al.(2010)은 영국의 ‘준수 또는 설명’ 방식의 기업지배구조 공시가 형식적인 준수는 향상시켰지만 의미 있고 구체적인 설명을 유도하는 데에는 한계가 있다는 것을 제시하였다. Andres & Theissen(2008)은 독일 기업지배구조 코드 중 경영진 보수 공개 원칙에 초점을 맞추어, 경영진에게 더 큰 보수를 지급하는 기업일수록 해당 원칙의 준수율이 낮고, Tobin’s Q가 높은 기업일수록 준수율이 높다는 것을 보였다. De Jong et al.(2005)은 네덜란드의 기업지배구조 자율규제 이니셔티브(Peters Committee) 시행 전후로 기업지배구조와 기업가치가 어떻게 변화했는지 분석하였으며, 해당 제도가 지배구조 특성과 기업 가치에 유의한 영향을 미치지 않는다는 결과를 제시하였다.  
\r\n
\r\n한국의 경우, 기업지배구조 각 원칙에 대한 '준수 또는 설명' 방식의 지배구조 공시 제도가 비교적 늦게 도입된 만큼 그 효과를 실증적으로 분석한 연구는 제한적이다. 조성순‧김영민(2024)은 2019년 지배구조 보고서 의무공시 시행 이후, 의무 대상 기업이 비대상 기업에 비해 지배구조 개선 폭이 크고 기업가치도 높다는 점을 발견했으며, 특히 초기 지배구조 수준이 낮은 기업일수록 그 변화가 더 크다는 것을 제시했다. 추형석 외(2023)는 자발적으로 지배구조 보고서를 공시한 기업이 비공시 기업보다 실질적 이익조정(real earnings management)이 낮았으나, 의무화 이후에는 그 격차가 작아졌다는 것을 제시하였다. 본 연구는 한국의 단계적 공시 의무화 제도가 기업지배구조와 기업가치에 미친 영향을 기업지배구조 등급이 아닌 점수 데이터를 활용하고 Staggered DiD와 RDD 방법론을 적용해 인과적으로 추정한다는 점에서 기존 문헌과 차별화된다.
\r\n
\r\n방법론 측면에서 기업지배구조 공시 제도의 효과를 분석한 것은 아니지만, 지배구조 관련 원칙 준수의 효과를 자산 규모에 따른 규제 적용 차이를 활용해 본 연구와 유사하게 RDD 방법론을 적용하여 인과관계를 분석한 연구는 다음과 같다. Iliev(2010)는 사베인스-옥슬리법(Sarbanes-Oxley Act: SOX) 404조항의 자산규모 기준을 이용해 규제 적용 여부가 갈리는 기업을 비교함으로써, 내부통제 공시 강화가 회계정보의 보수성을 제고하는 한편 중소기업의 시장가치에는 부정적 영향을 미쳤음을 보였다. Black et al.(2015)은 한국의 1999년 지배구조 개혁에서 자산 2조원이라는 외생적 기준을 활용해 RDD를 적용하였고, 개혁이 기업가치를 유의하게 높이고 내부거래(tunneling)를 억제하는 효과가 있음을 제시하였다. Yin(2024)은 미국의 Smaller Reporting Company(SRC) 제도를 활용하여 공시 수준이 낮아질 경우 기업의 디폴트 위험이 약 70% 증가한다는 점을 RDD 접근으로 밝혔으며, 공시 의무의 축소가 금융안정성에 심각한 부정적 영향을 미칠 수 있음을 제시하였다. 본 연구는 자산 규모별 의무공시 적용 차이를 활용해 RDD뿐 아니라 Staggered DiD 방법도 병행하여 보다 엄밀하게 공시 제도의 효과를 분석한다는 점에서 기존 문헌에 기여한다. 
\r\n
\r\n마지막으로, 본 연구는 지배구조 개선을 위해 공시 제도를 어떻게 보완해야 하는지 논하는 문헌과 관련이 있다. Arcot et al.(2010)은 설명이 부실한 경우 감독을 강화하고, 이미 준수율이 높거나 설명의 의미가 없는 핵심 원칙은 연성 규범이 아닌 법적 의무 규정으로 전환할 것을 제안하였다. Fasterling(2012)은 '준수 또는 설명' 방식으로 인한 형식적 준수를 경계하고, 공시 내용과 실제 운영 사이의 괴리를 줄이려면 이해관계자 간의 지속적 대화와 철저한 검토가 필요하다고 지적하였다. 또한 감사 범위 확대나 독립적 중개기관의 모니터링 강화, 주주총회와 규제기관 검토, 온라인 플랫폼 등을 통한 논의의 장 마련을 구체적 개선 방안으로 제시하였다. Rose(2016)는 기업이 준수 여부를 잘못 공시하거나 설명을 부실하게 한 경우 감독기관이 제재를 가해야 한다고 주장하였다. 장윤제(2019)와 이정현(2020)은 한국의 지배구조 모범규준과 공시 제도의 한계를 분석하며, 이를 어떻게 개선할 수 있을지에 대하여 논하였다. 본 연구는 이러한 선행연구와 더불어, 실증분석 결과를 토대로 기업지배구조 개선이 형식적 준수에 머무르지 않고 실질적 기업가치 제고로 이어지기 위한 정책적 보완 방안을 논의한다는 점에서 기존 문헌에 기여한다.
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\r\n
\r\nⅡ. 기업지배구조 보고서 공시 제도 및 현황<\/strong>
\r\n
\r\n1. 기업지배구조 보고서 공시 제도
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\r\n한국의 기업지배구조 보고서 공시 제도의 기반이 되는 기업지배구조 모범규준은 1999년에 제정된 이후 2003년, 2016년, 2021년에 개정되었다. 한국은 외환위기 이후 IMF 권고에 따라 비교적 일찍 모범규준을 마련했으나, 이를 상장규정에 반영하거나 기업에 체계적인 준수 여부 공시를 의무화하는 제도적 장치는 다른 국가들에 비해 늦게 도입되었다. 실제로 2016년까지 OECD Corporate Governance Factbook 조사 대상 46개국 중 한국만이 기업이 지배구조 모범규준 준수 여부를 공시하도록 하는 제도적 장치를 갖추지 못한 국가로 분류되었다(OECD, 2017).3)<\/sup>
\r\n
\r\n이후 국제 기준에 부합하는 지배구조 확립 필요성이 꾸준히 제기되었고, OECD와 G20 등 국제기구에서도 투명한 지배구조와 ESG 공시의 중요성을 강조하였다. 아울러 2017년 스튜어드십 코드 도입으로 기관투자자의 책임투자가 확대되면서 지배구조 관련 정보에 대한 수요도 크게 증가하였다. 이에, 같은 해 한국은 기업경영 투명성과 시장의 견제 기능 강화를 위해 기업지배구조 보고서 공시 제도를 처음 도입하였으며, 자율공시 형태로 시행을 시작하였다.
\r\n
\r\n그러나 참여율과 공시의 질이 낮다는 지적이 이어지면서, 2019년부터 유가증권시장 상장기업을 대상으로 자산 규모에 따라 의무공시로 전환하였다. 2019년에는 자산 2조원 이상, 2022년에는 1조원 이상, 2024년에는 5천억원 이상 기업으로 적용 대상이 확대되었으며, 2026년부터는 유가증권시장 전체 상장사가 의무적으로 공시해야 한다. <그림 Ⅱ-1>은 이러한 기준에 따라 실제로 2019년, 2022년, 2024년에 공시를 한 기업의 수가 크게 증가한 것을 보여준다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n의무공시 제도 시행과 함께 2019년에는 구체적인 기업지배구조 보고서 가이드라인도 마련되었다. 가이드라인은 기업지배구조 핵심원칙 10개 항목과 그에 따른 세부 원칙을 제시하고 있으며, 핵심원칙은 크게 주주 권리, 이사회 기능과 역할, 감사제도로 구성된다. 한국 기업지배구조 보고서 가이드라인에 포함된 핵심원칙과 세부원칙은 <표 Ⅱ-1>에 정리되어 있다.
\r\n
\r\n공시 방식은 각 원칙에 대한 준수 여부와 미준수시 그 사유를 설명하는 준수 또는 설명(comply or explain) 방식이다. 이는 지배구조의 자율성을 보장하면서도 미준수 사유를 공개하도록 하여 핵심원칙 준수를 유도하는 방식으로, 다수 국가에서 채택하고 있는 기업지배구조 공시 방식이기도 하다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n \r\n\r\n
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<\/div>\r\n
\r\n2. 지배구조 핵심지표 준수 현황
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\r\n한국의 기업지배구조 보고서는 10가지 핵심원칙뿐 아니라 15가지 핵심지표에 대한 준수 현황을 표 형태로 공시하도록 규정하고 있다. 이러한 표는 각 지표별 준수 여부를 한눈에 보여주며, 전체 지표 중 준수 항목 수를 바탕으로 준수율이라는 정량적 정보를 산출하는 기반이 된다. \r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n<표 Ⅱ-2>는 각 핵심지표별 준수율을 나타낸다. 2025년 기준 기업지배구조 보고서를 공시한 기업 전체를 대상으로 준수율을 계산했을 때, 준수율이 가장 높은 지표는 ⑮ 경영 관련 중요정보에 내부감사기구가 접근할 수 있는 절차 마련 여부(98%), ⑬ 내부감사기구에 회계 또는 재무 전문가 존재 여부(89%), ② 전자투표 실시(82%)였다. 반면, 준수율이 가장 낮은 지표는 ⑨ 집중투표제 채택(3%), ⑧ 사외이사가 이사회 의장인지 여부(14%), ⑥ 최고경영자 승계정책 마련 및 운영(36%)으로 나타났다. 또한, ⑨ 집중투표제 채택을 제외한 모든 지표에서 자산 규모가 큰 기업 집단일수록 준수율이 높다는 것을 볼 수 있다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n<표 Ⅱ-3>은 자산 규모별 핵심지표 준수율 차이를 구체적으로 보여준다. 자산규모 2조원 이상 기업과 1조원 이상 2조원 미만 기업 간에는 ⑪ 이사회 구성원 모두 단일성(性) 아님, ⑤ 배당정책 및 배당실시 계획을 연 1회 이상 주주에게 통지, ⑥ 최고경영자 승계정책 마련 및 운영 지표에서 준수율 차이가 가장 크며, 1조원 이상 2조원 미만 기업과 5천억원 이상 1조원 미만 기업 간에는 ⑭ 내부감사기구가 분기별 1회 이상 경영진 참석 없이 외부감사인과 회의 개최, ④ 현금배당 관련 예측가능성 제공, ⑤ 배당정책 및 배당실시 계획을 연 1회 이상 주주에게 통지 지표에서 준수율 차이가 가장 큰 것으로 나타났다. 2조원 이상 기업과 5천억원 이상 1조원 미만 기업 간에는 ⑪ 이사회 구성원 모두 단일성(性) 아님, ⑭ 내부감사기구가 분기별 1회 이상 경영진 참석 없이 외부감사인과 회의 개최, ⑤ 배당정책 및 배당실시 계획을 연 1회 이상 주주에게 통지 지표에서 준수율 차이가 가장 두드러졌다. 
\r\n
\r\n의무공시가 시작된 2019년도부터 기업 자산규모별 준수율 변화를 살펴보면 <그림 Ⅱ-2>와 같다. 패널 A는 전체 지표에 대하여 자산규모가 클수록 준수율이 높으며, 전반적으로 준수율이 상승했음을 보여준다.4)<\/sup> 패널 B, C, D는 지표를 주주권리, 이사회, 감사제도와 관련된 항목으로 나누었을 때 각 항목에 대한 준수율을 나타낸다.5)<\/sup> 그림은 감사제도와 관련된 지표의 준수율이 주주권리나 이사회와 관련된 지표의 준수율보다 높다는 것을 보여준다. 또한, 주주권리와 관련된 지표들의 준수율이 전반적으로 증가했으며, 이사회와 감사제도와 관련된 지표의 준수율은 자산규모 2조원 미만 기업들에서는 높아졌지만 2조원 이상 기업에서는 뚜렷한 개선 추세가 나타나지 않았다. 각 지표별 세부 준수율 변화는 <부록 그림 2>~<부록 그림 4>에 제시하였다. \r\n\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n
\r\nⅢ. 실증분석<\/strong>
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\r\n1. 데이터 및 상관관계 분석
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\r\n가. 데이터 및 표본
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\r\n본 연구는 데이터가이드(DataGuide)에서 제공하는 재무 자료와 ESG모네타에서 제공하는 지배구조 평가점수 자료를 활용하여 기업-연도 패널 데이터를 구축해 분석을 진행하였다. 기업지배구조 의무공시가 유가증권시장 상장기업을 대상으로 적용되고, 금융회사의 지배구조 평가는 별도로 이루어진다는 점을 고려하여, 분석 표본은 유가증권시장 상장기업 중 금융업을 제외한 모든 기업으로 구성하였다. 분석 기간은 2017년도부터 2024년도이며, 이는 기업지배구조 공시 연도를 기준으로 한 것이다. 
\r\n
\r\n지배구조 보고서 공시와 ESG 평가는 전년도 기업 활동을 기반으로 작성되므로, 모든 기업 특성 변수는 전년도 데이터를 사용하였다. 즉, t년도 지배구조 점수는 t-1년도 기업 특성 변수와 매칭하여 분석하였다. 그밖에, 이상치(outlier)가 결과에 미치는 영향을 통제하기 위해 주요 종속변수와 통제변수 중 연속변수에 대해 상‧하위 1% 이상치를 제외(winsorization)하였으며, 그 결과 최종 표본은 매년 약 719개 기업, 총 5,754개 기업-연도 관측치이다.
\r\n
\r\n본 연구는 분석의 주요 종속변수 중 하나인 지배구조 평가 지표를 위해 ESG모네타에서 제공하는 지배구조 대분류 및 중분류 점수를 이용하였다.  ESG모네타는 국내 주요 ESG 평가기관 중 하나로, 글로벌 ESG 가이드라인(UNGC, UNPRI, ISO26000, SASB 등)과 국내 K-ESG 가이드라인, 주요 연기금의 ESG Metrics를 반영한 평가모형을 활용하고 있으며, ESG모네타 평가 데이터는 다음과 같은 장점을 지니고 있다. 첫째, ESG모네타는 유가증권 및 코스닥 시장에 상장된 전 기업을 대상으로 평가를 수행하여 본 연구에서 분석하고자 하는 모든 대상 기업의 평가 점수를 제공한다. 둘째, 표준화된 평가 체계를 통해 일관성 있고 연도별로 비교 가능한 데이터를 제공하여 시계열 분석과 패널 분석에 적합하다. 특히, 본 연구는 균형(balanced) 패널 데이터를 필요로 하므로 ESG모네타 자료를 주 데이터로 사용하였다. 다만, 강건성 분석을 위해 대표성이 높은 다른 ESG 평가기관인 ESG기준원의 자료를 활용해 추가 분석을 하였으며, 분석 결과가 유사하다는 것을 확인하였다.6) <\/sup>
\r\n
\r\n본 연구가 활용하는 데이터의 또 다른 중요한 장점은 지배구조 평가 지표가 등급이 아닌 총점수라는 점이다. 기존 연구와 달리 본 연구는 지배구조 평가 등급이 아닌 총점수를 활용하여 등급 간 실제 간극을 반영한 보다 정밀한 분석을 수행하였다. 또한, 지배구조 총점수 뿐만이 아니라 지배구조 하위 항목의 중분류 점수를 이용하여, 기업지배구조 의무공시가 지배구조 중에서도 어떤 세부 항목에 영향을 미쳤는지를 구체적으로 분석하였다. 
\r\n
\r\n나. 변수 및 기초통계량
\r\n
\r\n본 연구는 기업지배구조 지표로 지배구조 평가 점수를 활용하였으며, 지배구조 총점수와 함께 주주권리, 이사회, 감사제도 세 항목의 점수를 주요 종속변수로 사용하였다.7)<\/sup> 기업가치 지표로는 많은 선행연구를 따라 Tobin’s Q를 사용하였으며(La Porta et al., 2002; Klapper & Love, 2004; Bhagat & Bolton, 2008; Black et al., 2015), 주가순자산비율(Price-to-Book Ratio: PBR)을 보완적 지표로 활용하였다.
\r\n
\r\n통제 변수로는 선행연구를 바탕으로 기업지배구조와 기업가치 연구에서 일반적으로 사용되는 변수들을 포함하였다. 기업 규모 효과를 통제하기 위해 총자산규모를 포함하였으며, 재무구조의 건전성을 반영하기 위해 부채비율을 통제하였다. 소유 구조와 모니터링을 고려하기 위해 최대주주 및 특수관계인 지분율과 외국인 지분율을 포함하였으며, 기업의 성장성을 통제하기 위해 매출액 증가율을 포함하였다. 기업의 수익성과 현금창출 능력을 반영하기 위해 당기순이익 손실 여부와 영업현금흐름을 통제하였고, 기업 특성을 보다 정밀하게 통제하기 위해 업력(기업 연령), 연구개발(R&D) 집약도, 광고비 비율을 포함하였다. 각 변수의 기초통계량은 <표 Ⅲ-1>에 제시하였다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n다. 지배구조 점수 변화 및 상관관계
\r\n
\r\n지배구조 보고서 의무공시의 효과를 분석하기에 앞서, 기업들의 지배구조 점수가 어떻게 변화했으며 기업 특성과 어떤 상관관계를 보이는지를 살펴보면 다음과 같다. 먼저, <그림 Ⅲ-1>은 자율공시 시행 이후 기업지배구조 점수가 꾸준히 상승했으며, 하위 항목인 주주권리, 이사회, 감사제도 관련 점수도 전반적으로 향상된 것을 보여준다.8)<\/sup> <그림 Ⅲ-2>는 각 기업지배구조 등급별 기업 수 분포를 나타내며, 의무공시 시행 전인 2017~2018년에 비해 최근 2023~2024년에 B+이상 상위 등급 기업이 증가한 것을 보여준다. 
\r\n
\r\n기업지배구조 점수와 기업 특성 간의 상관관계를 파악하기 위해, 분석 표본을 대상으로 지배구조 점수를 종속변수, 본 연구에 쓰이는 통제변수를 설명변수로 설정하고 연도 및 산업 더미를 포함하여 회귀분석을 실시하였으며, <표 Ⅲ-2>는 그 결과를 제시한다. \r\n

\r\n<\/div>\r\n \r\n\r\n
<\/div>\r\n
\r\n<표 Ⅲ-2>의 열 (1)은 자산규모, 외국인 지분율, 현금흐름, 광고비 비율이 클수록 지배구조 점수가 높게 나타남을 보여준다. 자산규모가 클수록 기업은 일반적으로 규모의 경제를 바탕으로 한 경영 안정성과 투명한 공시 체계를 갖추며, 법적·제도적 규율을 더 많이 받기 때문에 지배구조 수준이 높게 평가될 수 있다(Klapper & Love, 2004). 외국인 지분율이 높은 기업일수록 외부 주주의 모니터링 압력이 강화되어 경영 투명성이 제고되는 경향이 있으며, 이에 따라 지배구조 점수도 높게 나타날 수 있다(Ferreira & Matos, 2008). 현금흐름이 풍부한 기업은 내부 통제와 투자 의사결정의 여력이 크기 때문에 건전한 지배구조를 구축할 가능성이 높고(Jensen, 1986), 광고비 비율이 높은 기업은 대외 평판과 브랜드 가치를 중시해 공시 투명성과 사회적 책임 경영에도 보다 적극적일 수 있다(Jo & Harjoto, 2011).
\r\n
\r\n반면, 업력, 최대주주 및 특수관계인 지분율, 부채비율, 매출액 증가율은 높을수록 지배구조 점수가 낮은 것으로 나타났다. 기업의 업력이 오래될수록 전통적 경영 관행이나 보수적 문화가 고착되어 지배구조 개혁이 상대적으로 더딜 수 있으며, 최대주주 및 특수관계인 지분율이 높을 경우, 지배구조가 소수의 대주주 중심으로 편중되어 이사회 독립성과 투명성이 저하되는 경향이 있다(La Porta et al., 1999). 또한, 부채비율이 높은 기업은 재무적 제약으로 인해 조직 개편이나 이사회 구조 개선과 같은 지배구조 개선 조치를 적극적으로 추진하기 어려울 수 있다(Stulz, 1990). 마지막으로, 매출액 증가율이 높은 기업은 성장 단계에 있어 사업 확장과 매출 확대에 집중하기 때문에, 지배구조 개선이 상대적으로 후순위로 밀려날 가능성이 있다(Gompers et al., 2003). 열 (2)~(4)는 지배구조 하위 항목 점수와 기업 특성 간의 관계도 대체로 유사하다는 것을 보여준다. \r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n2. 방법론 
\r\n
\r\n가. Staggered DiD
\r\n
\r\n기업지배구조 보고서 의무공시는 총자산규모에 따라 단계적으로 적용되었으며, 이에 따라 동일한 시점에 일부 기업에는 공시 의무가 부과되고, 다른 기업에는 부과되지 않았다. <그림 Ⅱ-1>를 보면 2019년·2022년·2024년에 의무공시 자산 기준이 변경될 때마다 실제 공시 기업 수가 크게 증가하였으며, 이는 의무공시(treatment)가 실질적인 구속력을 가지고 기업에 유효하게 적용되었음을 보여준다.
\r\n
\r\n본 연구는 이러한 의무공시 적용 여부 및 시점 차이를 활용하여 이중차분법(Difference-in-Differences: DiD)을 통한 인과적 추정을 수행하였다. 즉, 공시 의무가 부과된 기업은 처치(treated) 집단, 아직 의무화되지 않은 기업은 통제(control) 집단으로 구분하여, DiD 방법을 적용해 기업지배구조 의무공시의 효과를 추정하였다. 이때 기업마다 의무 공시가 적용되는 시점이 상이하므로, 전통적인 DiD 대신 집단과 시기별로 상이한 처치 효과(heterogeneous treatment effects)를 고려할 수 있는 Staggered DiD 추정법을 활용하였다. 특히 본 연구는 아직 처치되지 않은 집단(not-yet-treated group)을 비교집단으로 설정할 수 있는 Callaway & Sant’Anna(2021) 방법론을 적용하였다. 이 방법론은 시차를 두고 발생하는 정책 개입 상황에서 비교집단을 일관되게 정의하고, 집단·시기별 평균처치효과(group-time ATT)를 추정할 수 있다는 장점을 지니고 있다. 아울러 이벤트 스터디 추정을 통해 정책 적용 이전 시점의 리드(lead) 계수를 추정함으로써 사전 추세(pre-trend)를 점검하고, 평행추세 가정(parallel trends assumption)의 성립 여부를 확인하였으며, 의무공시 시행 이후 여러 해에 걸친 장기적 효과를 추정하였다.
\r\n
\r\n구체적인 이벤트 스터디 추정식은 다음과 같다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n식 (1)에서 는 기업 의 연도 에서의 지배구조 점수 또는 기업가치를 나타내는 변수이며, 는 기업 가 처음으로 지배구조 보고서를 의무공시 해야하는 연도를 나타낸다. 는 기업 가 첫 의무공시 시점으로부터 년 떨어진 시점에 해당할 때 1의 값을 갖는 더미변수이며, 이에 대응하는 계수 는 의무공시가 처음 적용된 해를 기준으로 년 시점에서의 효과를 추정한다. 통제 변수로는 업력과 총자산규모, 최대주주 및 특수관계인 지분율, 외국인 지분율, 부채비율, 매출액 증가율, 현금흐름, 당기순이익 손실 여부, R&D 집약도, 광고비 비율과 같은 기업 특성과 기업 및 연도 고정효과를 포함하였다. 표준오차는 기업 수준에서 군집화하였다(clustered). 
\r\n
\r\n나. RDD
\r\n
\r\n기업지배구조 보고서 의무공시는 각 연도별 총자산규모 기준에 따라 적용 여부가 결정되며, 이러한 제도적 특성은 회귀불연속설계(Regression Discontinuity Design: RDD)를 적용할 수 있는 기반을 제공한다. 실제로 <그림 Ⅲ-3>은 분석 기간 동안 각 연도별로 설정된 의무공시 자산기준(cutoff)을 중심으로 기업들의 자산규모와 실제 의무공시 여부를 정렬했을 때, 자산규모가 cutoff를 초과한 기업은 거의 모두 보고서를 공시한 반면, cutoff 미만의 기업은 대부분 공시하지 않았음을 나타낸다. 이는 의무공시 자산기준에 따라 의무공시라는 처치(treatment)가 실제로 기업에 충실히 적용되었음을 시각적으로 보여준다. 이때, cutoff 근방의 기업들은 의무공시 여부를 제외하면 여러 특성이 유사할 가능성이 크며, 실제로 이 특성들이 cutoff 부근에서 연속적으로(smoothly) 변할 경우9)<\/sup>, cutoff에서 나타나는 종속변수의 불연속적인 변화는 의무공시 제도의 인과적 효과로 해석할 수 있다. 
\r\n
\r\nStaggered DiD가 사전적 추세(pre-trend)를 점검하고 장기적 효과를 추정하는 데 유용하다면, RDD는 cutoff 근방의 기업들을 비교함으로써 국소적(local) 인과효과를 정밀하게 식별할 수 있다는 장점이 있다. 본 연구는 이러한 보완적 접근을 위해 RDD를 추가적으로 적용하였으며, 이를 통해 Staggered DiD 결과의 타당성을 교차 검증하고 인과적 추정의 신뢰성을 높이고자 하였다. \r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n본 연구는 기본적으로 Sharp RDD를 적용하였다. <그림 Ⅲ-3>에서 확인할 수 있듯이, 자산규모가 의무공시 자산기준 이상인 기업은 거의 100% 보고서를 공시하고, 기준 미만의 기업은 대부분 공시하지 않았기 때문이다. 그러나 의무공시 대상이 아닌 기업도 공시를 한 경우가 소수 존재하므로, 추정 결과의 강건성을 점검하기 위해 Fuzzy RDD도 병행하였다. 이 경우 자산규모가 의무공시 자산기준 이상인지 여부를 도구변수로 활용하여 실제 공시 여부와 결과변수 간의 인과적 효과를 추정하였다. 구체적인 RDD 추정식은 다음과 같다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n식 (2)에서 는 기업 의 연도 에서의 지배구조 점수 또는 기업가치를 나타낸다. 는 기업 의 연도 에서의 자산규모가 해당 연도의 cutoff보다 크면 1의 값을 갖는 처치 여부 더미 변수(treatment indicator)이며, 이에 대응하는 계수 는 기준자산을 전후로 나타나는 의무공시의 효과, 즉 기준자산 이상과 미만 기업 간 결과변수의 불연속적 차이를 추정한다. 는 기업의 총자산에서 기준자산을 뺀 값으로 정의한 운영변수(running variable)이며, 함수항 은 이 운영변수가 종속변수에 미치는 연속적인 영향을 통제하기 위해 포함된다. 이 함수항은 기본적으로 인과추론에 적합한 일차항을 적용하였으며(Calonico et al., 2014), 이차항 함수를 적용한 추정을 통해 결과의 강건성을 확인하였다. 기업 특성 변수에는 업력과 총자산규모, 최대주주 및 특수관계인 지분율, 외국인 지분율, 부채비율, 매출액 증가율, 현금흐름, 당기순이익 손실 여부, R&D 집약도, 광고비 비율을 포함하였다. 분석은 충분한 표본을 확보하기 위해 각 연도별로 개별 RDD를 적용하기보다, 전체 표본 기간의 연도를 누적(stack) 방식으로 결합(pooling)하여 수행하였다. 이에 따라 연도별 경기 상황을 반영하기 위해 연도 고정효과를 함께 포함하였다.
\r\n
\r\n대역폭(bandwidth)은 Calonico et al.(2014)이 제시한 MSE-optimal 방법을 적용하였으며, 분석의 일관성을 위해 주요 종속변수에 대해 추정된 bandwidth의 대락젹인 평균값인 300억원을 기준으로 한 결과를 주요 결과로 제시하였다. 결과의 민감도를 검증하기 위해 bandwidth 크기를 달리하여 분석을 수행하고 강건성을 점검하였으며, 신뢰구간은 편향 보정(bias correction)을 거친 강건한 추정치를 함께 보고하였다. 
\r\n
\r\n또한, 의무공시 자산기준(cutoff)을 기준으로 기업들이 자산규모를 인위적으로 조정(bunching)했는지를 테스트하기 위해 McCrary(2008) 검정을 실시하였으며, cutoff 주변에서 기업 분포의 유의한 밀도 불연속(bunching)이 존재하지 않음을 확인하였다. 이에 대한 자세한 내용은 강건성 분석 장에서 추가로 논의한다. 
\r\n
\r\n3. 분석 결과 및 논의
\r\n
\r\n가. 분석 결과
\r\n
\r\n1) Staggered DiD 분석 결과
\r\n
\r\n본 연구는 기업지배구조 보고서 의무공시의 효과를 분석하기 위해 먼저 Staggered DiD 방법론을 적용하였으며, <그림 Ⅲ-4>~<그림 Ⅲ-6>은 식 (1)을 기반으로 추정한 이벤트 스터디 결과를 제시한다. 먼저, <그림 Ⅲ-4>는 기업들이 지배구조 의무공시 대상이 된 이후 지배구조 총점수가 점진적으로 상승하는 모습을 보여준다. 즉, 의무공시 대상이 된 기업의 지배구조 점수가 그렇지 않은 기업에 비해 높아진 것이다. 의무공시 직후에는 점수 상승폭이 크지 않으나, 시행 3년 차부터는 총점수가 7점 이상 통계적으로 5% 수준에서 유의하게 증가하는 것으로 나타났다.10)<\/sup> 지배구조 등급 간 평균 점수 차이가 약 13점임을 고려할 때, 7점의 상승은 등급을 바꿀 정도는 아니지만 유의미한 점수 상승으로 해석할 수 있다.\r\n\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n<그림 Ⅲ-5>는 지배구조 의무공시가 지배구조 각 세부 항목 점수에 미친 영향을 보여준다. 분석 결과, 의무공시 이후 주주 권리와 감사제도 관련 점수는 유의미하게 개선된 반면, 이사회 관련 점수에서는 통계적으로 유의미한 변화가 관측되지 않았다. 주주권리와 감사제도 관련 점수의 상승 추이는 지배구조 총점수와 유사하게, 의무공시 직후에는 상승 폭이 크지 않았으나 시행 3년 차부터 약 7점 정도 통계적으로 유의하게 증가한 것으로 나타났다. 특히 주주권리 부문에서 점수 상승이 보다 뚜렷하게 나타났다는 것을 볼 수 있다. 
\r\n
\r\n<그림 Ⅲ-6>은 지배구조 의무공시가 Tobin’s Q와 PBR과 같은 기업가치 지표에는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않았음을 보여준다. 시행 첫해에 일시적인 긍정적 효과가 일부 나타나기는 했으나, 그 이후에는 통계적으로 유의미한 효과가 확인되지 않았다. 이러한 Staggered DiD 이벤트 스터디 결과는 지배구조 의무공시가 이사회 항목을 제외한 지배구조 전반의 평가 점수를 향상시키는 데에는 기여했으나, 기업가치 개선으로까지 이어지지는 않았음을 시사한다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n \r\n\r\n
<\/div>\r\n
\r\n2) RDD 분석 결과
\r\n
\r\nRDD 분석의 주요 결과를 제시하기에 앞서, <그림 Ⅲ-7>은 의무공시 자산기준(cutoff) 부근에서 지배구조 점수와 Tobin’s Q의 불연속이 존재하는지를 시각적으로 제시하고 있다. <그림 Ⅲ-7>은 자산규모가 cutoff 이상인 기업과 미만인 기업의 결과변수를 비교한 것으로, 결과변수와 운영변수(running variable) 간의 비선형적 관계를 충분히 반영하기 위해 Calonico et al.(2014)의 제안에 따라 4차 다항식을 적용한 결과를 나타낸다. \r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n그림에서 볼 수 있듯이, 지배구조 점수는 cutoff 부근에서 뚜렷한 상승을 보였으나, Tobin’s Q에서는 유의미한 불연속이 관찰되지 않았다. 특히, 본 연구의 RDD 추정식에서 사용된 300억원 구간(bandwidth)을 기준으로 살펴보면, 의무공시 대상 자산규모 기준(cutoff) 부근에서 지배구조 점수는 상승한 반면, Tobin’s Q는 유의한 변화를 보이지 않았다. 즉, 자산규모가 유사한 기업 집단 내에서 의무공시 대상 기업의 지배구조 점수가 비대상 기업에 비해 높게 나타났지만, Tobin’s Q에서는 뚜렷한 차이가 관찰되지 않았다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\nRDD 분석 주요 추정치는 이와 일관된 결과를 제시한다. <표 Ⅲ-3>은 식 (2)에 기반한 추정 결과를 제시한 것으로, Sharp RDD와 Fuzzy RDD 분석 모두 지배구조 의무공시가 지배구조 점수를 유의하게 증가시켰지만 Tobin’s Q에는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않았음을 보여준다. 효과의 크기를 보면, 지배구조 보고서를 의무적으로 공시한 기업의 경우 지배구조 총점수가 약 13.7점 상승한 것으로 추정되었다. 세부 항목별로 살펴보면, 편향 보정을 하지 않은 기본 추정에서는 주주권리와 감사제도 항목 점수가 유의하게 향상된 것으로 나타났으며, 이는 Staggered DiD 분석 결과와 일관된 결과이다. 다만, 편향 보정을 적용한 강건 추정에서는 감사제도 점수의 효과가 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 
\r\n
\r\n나. 강건성 분석
\r\n
\r\n1) 감사제도의 변화 고려
\r\n
\r\n기업지배구조 보고서 의무공시는 2019년부터 자산규모에 따라 단계적으로 시행되었으며, 비슷한 시기인 2018년 11월에 “주식회사 등의 외부감사에 관한 법률” 전면 개정안(이하 개정 외부감사법)이 도입되었다. 개정 외부감사법은 핵심감사사항(Key Audit Matter: KAM) 기재, 내부회계관리제도 감사, 표준감사시간제, 감사인 지정제도와 같은 회계 개혁을 포함하였으며, 이 제도들 역시 기업의 자산규모에 따라 순차적으로 적용되었다(이상호, 2020). 예를 들어, 2019년부터 자산 1조원 이상 상장기업에 KAM 기재 의무가 부과되었고, 자산 2조원 이상 기업은 내부회계관리제도 감사가 의무화되었다. 또한 같은 해에 표준감사시간제는 자산 2조원 이상 상장기업 전체에 적용되었으며, 자산 1천억원 이상 기업의 약 85%, 1천억원 미만 기업의 약 80%에도 적용되었다. 따라서 2019년 이후 나타난 지배구조 평가 점수의 변화는 기업지배구조 보고서 의무공시 제도뿐 아니라 동시적으로 시행된 회계감사제도 개혁의 영향을 함께 반영했을 가능성이 있다.11)<\/sup> 
\r\n
\r\n이러한 잠재적 교란효과(confounding effect)를 통제하기 위해 본 연구는 두 가지 강건성 분석을 실시하였다. 첫째, 감사제도의 변화가 대부분의 유가증권시장 상장기업에 적용된 2020년 이후를 분석 기간으로 제한하였다. 2020년 이후에는 표본 기업들이 모두 동일한 감사제도의 적용을 받기 때문에, 이 시점부터 관찰되는 효과는 보다 순수하게 지배구조 의무공시의 결과로 해석할 수 있다. 둘째, 회계품질을 대리할 수 있는 지표를 추정식에 통제변수로 포함하였다. 구체적으로, 회계학에서 많이 활용하는 Kothari et al.(2005)이 제안한 성과매칭(performance-matched) 재량적 발생액(Discretionary Accruals: DA)을 회계품질의 proxy로 측정하여 추정식에 반영하였다.
\r\n
\r\n<그림 Ⅲ-8>은 두 가지 추가 분석의 결과가 기존 분석 결과와 유사함을 보여준다. 패널 A는 2020년 이후 표본만으로 분석을 해도 의무공시 시행 시점부터 지배구조 점수가 유의하게 상승했음을 나타낸다. 패널 B는 회계품질 proxy를 포함했을 때에도 이벤트 스터디 결과가 매우 유사함을 보여준다. 반면, <그림 Ⅲ-9>는 두 분석 모두 Tobin’s Q에는 여전히 통계적으로 유의한 변화가 나타나지 않았다는 것을 제시한다. RDD 분석에도 같은 강건성 분석을 적용하였으며, 일관된 결과가 나온다는 것을 확인하였다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n \r\n\r\n
<\/div>\r\n
\r\n2) 데이터의 대표성
\r\n
\r\n지배구조 점수는 평가기관마다 평가 방식과 산출 기준이 달라 서로 다른 결과를 보일 수 있다. 이에 본 연구는 결과의 대표성을 검증하기 위해 또 다른 주요 ESG 평가기관인 ESG기준원의 데이터를 활용해 추가 분석을 수행하였다. 우선, ESG모네타와 ESG기준원의 지배구조 점수 간 상관관계를 살펴본 결과, <그림 Ⅲ-10>은 지배구조 의무공시가 도입되고 지배구조 보고서 가이드라인이 제정된 이후 두 기관의 점수 간 상관계수가 뚜렷하게 높아졌음을 보여준다. 이는 공시 제도 시행 이후 평가 기준이 보다 유사해지고 평가의 일관성이 높아졌음을 시사한다. 또한, ESG기준원 데이터를 이용해 동일한 이벤트 스터디 분석을 실시한 결과, <그림 Ⅲ-11>과 같이 ESG모네타를 활용한 분석과 매우 유사한 추정 결과가 도출되었다. RDD 분석에서도 통계적으로 유의하지는 않지만 전반적으로 질적으로 일관된 결과를 확인하였다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n \r\n\r\n
<\/div>\r\n
\r\n3) Alternative Staggered DiD Estimators
\r\n
\r\n본 연구의 기본 분석에서는 Staggered DiD 방법론 가운데 Callaway & Sant’Anna(2021) 추정법을 활용하였다. 이 방법은 집단별‧시기별로 상이한 처치효과를 직접 추정할 수 있고, 아직 처치되지 않은 집단을 비교대상으로 설정할 수 있다는 점에서 유용하다. 다만, 사전 추세가 충분히 통제되지 않으면 해석이 제한될 수 있다는 한계도 존재한다. 강건성 검증을 위해 본 연구는 Staggered DiD의 다른 대안적 추정방법인 Sun & Abraham(2021) 방법론과 De Chaisemartin & D’Haultfoeuille(2020) 방법론을 추가로 적용하였다. Sun & Abraham(2021)은 이벤트 스터디 형태의 추정을 가능하게 하여 시점별 동태적 효과를 정밀하게 살펴볼 수 있다는 장점이 있으며, De Chaisemartin & D’Haultfoeuille(2020)는 가중치 문제로 인한 편향을 교정하고 이질적 처치효과(heterogeneous treatment effects)를 보다 엄밀하게 다룰 수 있다. <그림 Ⅲ-12>는 두 추정법을 적용했을 때에도 지배구조 점수에 대한 결과가 질적으로 유사하다는 것을 보여준다. \r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n4) RDD 가정 성립 및 민감도 분석
\r\n
\r\nRDD 방법론을 통한 인과 추정을 위해서는 두 가지 핵심 가정이 충족되어야 한다. 첫째, 기업들이 의무공시를 피하거나 유리한 조건을 만들기 위해 자산규모를 인위적으로 조정해 cutoff 바로 아래 구간에 집중되지 않아야 한다. 이러한 현상을 흔히 집중 분포 현상(bunching)이라고 하며, 이를 점검하기 위해 McCrary(2008) 검정을 실시하였다. <그림 Ⅲ-13>에서 확인할 수 있듯이, cutoff 부근에서 기업 수의 분포는 연속적이며, 매년 의무공시 자산규모 바로 아래 구간에 기업들이 과도하게 몰린 현상은 관찰되지 않았다. \r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n둘째, 종속 변수와 관련된 기업 특성들이 의무공시 자산기준(cutoff) 근처에서 연속적으로 분포해야 한다. 즉, cutoff에서 나타나는 불연속은 의무공시(treatment)의 효과이지, 다른 특성의 급격한 변화에 기인한 것이어서는 안 된다. 이를 점검하기 위해 주요 통제변수를 종속변수(placebo outcome)로 설정한 RDD 추정을 실시하였으며, <표 Ⅲ-4>에 그 결과를 제시하였다. Sharp RDD와 Fuzzy RDD 모두에서 당기순이익 손실 여부를 제외한 변수들은 cutoff에서 통계적으로 유의한 불연속을 보이지 않았다. 이는 cutoff 인근에서 주요 통제변수들이 연속적으로 분포함을 의미하며, 본 연구의 RDD 추정이 타당함을 뒷받침한다. 다만 당기순이익 손실 여부에서는 유의한 불연속이 관찰되었으나, 본 연구의 주요 분석에서는 해당 변수를 통제함으로써 그 영향을 통제하였다.
\r\n
\r\n또한, 결과의 민감도를 검증하기 위해 다양한 대역폭(bandwidth)을 적용해 RDD 추정을 반복하였으며, 그 결과를 <표 Ⅲ-5>에 제시하였다. 열 (2)는 각 변수의 최적 대역폭 추정치(estimated bandwidth)를 나타내며, 열 (1)은 해당 대역폭 하에서의 RDD 추정치를 나타낸다. 열 (3), (4), (5)는 대역폭을 각각 200억, 300억, 400억원으로 설정했을 때의 추정 결과를 보여준다. 지배구조 세부 항목은 대역폭에 따라 일부 추정치와 통계적 유의성이 다르게 나타났지만, 주요 종속변수인 지배구조 총점수와 Tobin’s Q에 대해서는 대역폭 설정에 관계없이 일관된 결과가 나타남을 볼 수 있다. \r\n

\r\n<\/div>\r\n \r\n\r\n
<\/div>\r\n
\r\n다. 결과 논의
\r\n
\r\n실증분석 결과, 기업지배구조 보고서 공시의 의무화는 지배구조 평가 점수를 전반적으로 향상시켰으며, 특히 주주 권리 및 감사제도 관련 항목 점수를 향상시키는 것으로 나타났다. 그러나 이사회 항목 점수와 기업가치에는 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 많은 선행 연구에서 기업지배구조 개선이 기업가치 제고에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 밝혀낸 것을 고려했을 때(Gompers et al., 2003; Klapper & Love, 2004; Black et al., 2006; Natto & Mokoaleli-Mokoteli, 2025), 이러한 결과가 나타난 이유에 대해서는 다음과 같은 해석이 가능하다.
\r\n
\r\n첫째, 지배구조가 일정 부분 개선되었더라도 그 정도가 제한적이거나, 기업가치에 영향을 미칠 만큼 구조적인 변화로 이어지지 않았을 가능성이 있다. 먼저 의무공시로 인한 지배구조 점수 상승폭을 고려해보면, Staggered DiD 추정치는 의무공시 직후 지배구조 점수가 약 3~4점, 의무공시 3년 이후에는 약 7~8점 정도 향상된다는 것을 보여준다. 그러나 기업지배구조 등급 간 평균 점수 차이가 약 13점임을 고려하면, 이러한 점수 상승 폭은 등급 자체를 바꿀 만큼 충분하지 않다.12)<\/sup> 
\r\n
\r\n또한, 지배구조 점수가 RDD 추정치처럼 10점 이상 크게 향상되었더라도, 이는 정성적 요소가 아닌 비교적 고치기 쉬운 형식적‧정량적 부분만 개선되어 점수가 상승한 것일 수 있다. 지배구조 평가가 상당 부분 정량적 지표에 기반한다는 점을 고려하면, 의무공시 시행으로 공시 항목과 지표 준수율이 증가했을 경우 평가점수가 상승했을 수 있다. 그러나 이러한 변화가 형식적 공시와 요건 충족에 그치고 실질적 변화는 결여된, 이른바 ‘박스체크(box-ticking)’ 현상에 불과하다면, 점수 상승이 기업가치 제고로 이어지지 않았을 수 있다. 즉, 기업 운영 방식이나 의사결정 구조의 변화와 같은 질적 개선이 뒤따르지 않아 기업가치에는 영향을 미치지 않았을 가능성이 있다. 실제로 여러 연구는 '준수 또는 설명' 방식의 공시 제도 하에서 지배구조원칙이 형식적 준수에 그치고 실질적 지배구조 개선으로 이어지지 않는 문제를 지적한 바 있다(Arcot et al., 2010; Fasterling, 2012; Rose, 2016).
\r\n
\r\n실제로 한국은 기업지배구조 정량적 평가에서는 상대적으로 높은 점수를 받지만, 정성적 평가에서는 여전히 낮은 점수를 받고 있다. 예를 들어, 정량적 지표를 중심으로 하는 World Bank Doing Business(WDB)에서는 높은 순위를 기록했지만, 정성적 요인을 중점적으로 평가하는 WEF Global Competitive Index(GCI)에서는 매우 낮은 점수를 받았다(김준석·강소현, 2023). 또한 정성적 요소를 중요시하는 ACGA 순위에서도 한국은 여전히 12개 아시아 주요국 가운데 8위에 그치고 있다. 
\r\n
\r\n이러한 괴리는 지배구조 핵심지표의 준수 현황을 통해서도 일부 확인된다. 일부 핵심지표는 겉으로는 준수율이 높아졌으나, 자세히 살펴보면 형식적 요건 충족에 그쳤을 뿐 실질적 개선으로 이어지지 않은 경우가 존재한다. 즉, ‘박스 체크(box-ticking)’ 현상이 나타난 것이다. 
\r\n
\r\n예를 들어, 기업지배구조 의무공시 이후 주주권리 항목의 핵심지표 준수율이 향상되었지만, 이러한 변화가 주주총회가 실질적인 의사결정 기구로 기능하도록 돕는 실질적 개선으로 이어졌는지는 더 살펴볼 필요가 있다. 구체적으로 ‘주주총회의 집중일 이외 개최’ 지표의 준수율은 높아졌으나, 여전히 3월 말 10일(영업일 7일) 동안 주주총회를 여는 기업의 비율이 90%에 달한다. 특히 집중일 3일 동안의 개최 비율은 감소했지만, 기간을 10일(영업일 7일)로 확장하면 오히려 개최 비율이 증가했으며, 이는 <그림 Ⅲ-14>에서 확인할 수 있다. 즉, 이 지표의 도입으로 3일 동안의 집중은 완화되었으나 영업일 기준 7일 동안의 집중은 더 심화돼 주주총회 집중 문제를 실질적으로 개선했다고 보기는 어렵다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n둘째, 주주권리와 감사제도 관련 항목은 지배구조 의무공시 이후 점수가 향상되었으나 이사회 항목점수는 유의하게 오르지 않았다는 점에 주목할 필요가 있다. 기존 연구들에 따르면 이사회의 구성과 운영은 기업가치와 밀접하게 연관된 핵심 요소 중 하나로, Dahya & McConnell(2007), Black & Kim(2012), Fauver et al.(2017), Bowen & Tailard(2025) 등은 이사회 구조 및 운영의 개선이 기업가치 제고에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 제시한다. 세계적인 ESG 평가기관인 MSCI 역시 기업지배구조 평가에서 이사회 구조(Board Structure)를 가장 높은 비중을 두는 핵심 지표로 명시하고 있다(MSCI ESG Ratings Methodology, 2023). 이처럼 이사회와 관련된 지배구조 개선이 기업가치 제고에 중요한 요인이라면, 공시 제도가 이사회 구조와 운영의 실질적 개선을 이끌지 못했을 경우 기업가치 제고에도 한계가 있었을 수 있다. 
\r\n
\r\n실제로 의무공시 제도 시행 이후 이사회 관련 항목 점수가 크게 오른 기업을 대상으로 Staggered DiD 분석을 추가적으로 한 결과, <그림 Ⅲ-15>는 이들 기업의 Tobin’s Q도 함께 상승했음을 보여준다. 이는 이사회 관련 항목의 개선이 기업가치 제고에 중요한 요소일 수 있다는 것을 간접적으로 보여준다. 그러나 주요 결과에서 나타나듯 전체적으로는 이러한 이사회 관련 개선이 광범위하게 이루어지지 않았으며, 따라서 의무공시 제도의 효과가 제한적이었을 수 있다.
\r\n
\r\n의무공시 시행 이후 이사회 항목이 주주권리나 감사제도 관련 항목에 비해 개선되지 않은 이유는 각 부문의 공시 항목이 지닌 특성 차이에서 기인할 가능성이 있다. 특히 주주권리 및 감사제도 관련 핵심지표에는 형식적 요건을 충족하기 상대적으로 쉬운 지표가 존재하는 반면, 이사회 항목은 이사회의 독립성·다양성·위원회 운영 등 실질적인 지배구조 개선을 요구하는 항목이 다수 포함되어 있다는 점을 고려할 수 있다. 실제로 <부록 그림 2>에서 보듯 주주권리 관련 핵심지표의 준수율은 의무공시 이후 꾸준히 상승하였으며, <부록 그림 4>에서 감사제도 관련 핵심지표는 모든 자산규모에서 공시 직후부터 이미 약 90% 수준의 준수율을 보이는 지표가 두 개 존재한다. 반면 <부록 그림 3>에서는 자산 2조원 이상 기업에서 이사회 관련 지표의 준수율이 개선되지 않은 경우가 다수 확인되며, 특히 집중투표제 채택과 같이 준수율이 지속적으로 매우 낮은 지표도 존재한다.\r\n

\r\n<\/div>\r\n
\r\n이러한 결과는 의무공시 제도가 상대적으로 형식적 개선이 용이한 주주권리 및 감사제도 영역에서는 지표 준수와 점수 향상을 유도했으나, 실질적 지배구조 개선이 요구되는 이사회 부문에서는 유의한 변화를 이끌지 못했음을 시사한다.13)<\/sup> 앞서 논의했듯, 이사회 구조와 운영이 기업가치에 핵심적인 영향을 미치는 요소라면, 이러한 부문 간 비대칭적 개선 양상은 공시 제도의 기업가치 제고 효과를 제약한 주요 요인으로 작용했을 가능성이 있다.
\r\n
\r\n마지막으로, 기업가치는 지배구조뿐 아니라 산업 특성, 시장 여건, 거시경제 변수 등 다양한 요인의 영향을 받는다. 본 연구에서는 기업 및 연도 고정효과를 통제했으나, 관측되지 않는 시변적(time-varying) 요인이 기업가치에 영향을 미쳤을 가능성을 배제할 수 없다. 또한 공시 의무화 이후 상대적으로 짧은 기간을 분석 대상으로 하였기 때문에, 지배구조 개선 효과가 단기적으로는 뚜렷하게 나타나지 않았을 가능성도 있다. 
\r\n
\r\n이처럼 기업지배구조 공시 의무화로 인해 지배구조 평가 점수가 상승했음에도 불구하고 기업가치가 제고되지 않은 이유를 다음과 같이 설명할 수 있다. 첫째, 점수 상승 폭이 제한적이거나 형식적‧정량적 개선에 그쳐 실질적 지배구조 개선으로 이어지지 않았을 가능성이 있다. 둘째, 기업가치와 밀접히 연관된 이사회 운영의 실질적 개선이 부족해 기업가치 제고로 연결되지 않았을 수 있다. 셋째, 지배구조 외에도 산업 특성, 시장 여건, 거시경제 변수 등 다양한 요인과 상대적으로 짧은 분석 기간이 결과에 영향을 미쳤을 수 있다.
\r\n
\r\n이러한 해석을 바탕으로 다음 장에서는 기업지배구조 보고서 의무공시가 실질적 지배구조 개선과 기업가치 제고로 이어지도록, 현 공시 제도의 정책적 개선 방향을 제시하고자 한다. 특히 첫 번째와 두 번째 요인에 초점을 맞추어 핵심지표와 공시 항목을 어떻게 설계‧운영해야 실질적 지배구조 개선으로 이어질 수 있을지 논의하고, 아울러 국내 공시 제도 운영체계의 전반적 보완 및 개선 방향을 제시하고자 한다.
\r\n
\r\n
\r\nⅣ. 시사점 및 결론<\/strong>
\r\n
\r\n본 연구의 실증분석 결과에 따르면 현 기업지배구조 보고서 공시 제도는  기업가치를 제고하는 데 한계가 있는 것으로 보인다. 따라서 본 장에서는 기업지배구조 보고서 공시와 기업지배구조 원칙의 준수가 실질적인 기업지배구조 개선과 기업가치 제고로 이어질 수 있도록, 기업지배구조 보고서 공시 제도의 전반적인 보완 및 개선 방향을 제시하고자 한다. 이 장의 마지막 부분에는 결론을 제시한다.
\r\n
\r\n1. 개선 방향
\r\n
\r\n가. 핵심지표 개선
\r\n
\r\n현재 한국의 기업지배구조 보고서는 10가지 핵심원칙뿐만 아니라 15가지 핵심지표에 대한 준수 현황을 표 형태로 공시하도록 규정하고 있다. 이러한 표는 각 지표별 준수 여부를 한눈에 보여주고, 전체 지표 중 충족 항목 수를 바탕으로 준수율이라는 정량적 정보를 쉽게 제공한다는 장점이 있다. 실제로 일부 기업들은 지속가능경영 보고서나 밸류업 공시에 지배구조 관련하여 지배구조 핵심지표 준수율을 제시하고 있다.
\r\n
\r\n그러나 본 연구에서 지적했듯이 핵심지표가 형식적 요건에 그칠 경우 지표 준수율이 높더라도 실질적인 지배구조 개선 효과는 제한적일 수 있다. 또한 이러한 핵심지표 준수율을 근거로 기업지배구조를 평가할 경우, 지배구조의 실제 수준을 과대평가하거나 왜곡할 위험도 있다. 특히 지표 간 중요도나 실행 난이도 간 차이가 클 경우, 핵심지표 준수율은 의미 있는 정보를 제공하지 못할 수 있다.
\r\n
\r\n따라서 핵심지표 준수가 실제 지배구조 수준을 정확히 반영하고 실질적 개선으로 이어지도록, 기존 지표를 개선하거나 새로운 지표를 도입할 필요가 있다. 형식적 성격이 강한 항목은 실질적 개선 여부를 평가할 수 있는 지표로 개편하고, 대부분의 기업이 이미 쉽게 충족하는 지표는 중요도와 난이도가 높은 지표로 대체하는 방안을 검토할 수 있다. 또한 필요하다면 지표 수를 확대해 실질적 개선을 보다 정확히 측정할 수 있도록 지표 체계를 정교화할 필요가 있다.
\r\n
\r\n나. 핵심 공시항목의 보완과 확충
\r\n
\r\n핵심지표뿐 아니라 기업지배구조 보고서에 포함된 공시 항목이 미흡할 경우, 의무공시로 인한 지배구조 개선에는 한계가 있을 수 있다. 한국이 여전히 국제적인 기업지배구조 평가에서 낮은 평가를 받는 주요 이유 중 하나는, 기업지배구조 코드와 공시 제도가 투자자에게 필요한 핵심 정보와 기업가치 제고에 기여할 수 있는 내용을 충분히 반영하지 못하고 있기 때문이다(ACGA, 2023). 따라서 핵심지표뿐만 아니라 기업지배구조 보고서의 세부 공시 항목을 국제적 기준과 흐름에 맞추어 보완하고 확충할 필요가 있다.
\r\n
\r\n이 가운데 이사회 관련 공시는 개선이 특히 요구되는 영역이다. 본 연구는 지배구조 보고서 의무공시 도입 이후 다른 항목에 비해 이사회 관련 평가점수가 개선되지 않았다는 결과를 제시하였다. 이는 이사회 관련 지표가 공시 이후에도 충분히 이행되지 않았기 때문일 수도 있지만, 애초에 공시 항목 자체가 불충분해 개선 효과가 제한된 결과일 가능성도 있다. 실제로 한국은 이사의 독립성, 전문성, 다양성에 관한 구체적이고 실질적인 정보가 충분히 공개되지 않아 여전히 이사회 투명성이 낮다는 지적을 받고 있다(CG Watch, 2023). 따라서 이사회 부문을 포함해 국제적 정합성이 낮은 영역의 공시 항목을 전반적으로 보완함으로써, 지배구조 보고서가 단순한 형식적 보고를 넘어 실질적인 지배구조 개선을 유도하는 수단으로 기능할 수 있도록 해야 한다.
\r\n
\r\n다. 준수 및 미준수시 설명의 구체화
\r\n
\r\n기업지배구조 보고서 공시가 실질적 개선으로 이어지려면 공시 제도의 운영 측면에서 실효성을 높이는 것 또한 중요하다. 특히 '준수 또는 설명' 방식의 공시가 핵심 원칙과 지표의 실질적 준수를 유도할 수 있도록 공시의 활용과 실효성을 강화할 필요가 있다.
\r\n
\r\n준수 또는 설명(comply or explain)은 기업지배구조 공시에서 널리 활용되는 방식이지만, 기업이 준수 여부나 미준수시 사유를 충분히 설명하지 않는다는 점이 주요 한계로 지적된다(Fasterling, 2012). 이는 공시 제도에서 '준수 또는 설명' 방식을 택한 많은 국가에서 나타나는 문제이며(Arcot et al., 2010; Rose, 2016), 이에 따라 각국은 준수 근거와 미준수 사유를 보다 충실히 기재하도록 제도를 보완하고 있다. 
\r\n
\r\n예를 들어, 영국의 경우 금융보고위원회(Financial Reporting Council: FRC)가 기업지배구조 원칙 적용과 관련해 형식적‧피상적인 보고(boiler-plate reporting)를 지양하고 단순 준수 여부가 아니라 준수했을 때 각 원칙의 적용 방식, 실질적 이행, 그 배경 설명 등을 구체적으로 포함한 높은 수준의 보고(high-quality reporting)를 명시적으로 요구한다. 또한, 미준수 시에는 그 배경과 불가피한 사유, 예상되는 영향까지 설명해야 하며, 단순히 시간상의 제약으로 준수하지 못했다면, 언제부터 준수가 가능한지도 구체적으로 제시해야 한다(FRC, 2021). 일본 기업지배구조 코드 또한 디테일이 부족하거나 형식적인 설명을 하면 안 된다고 구체적으로 명시하고 있으며, 도쿄증권거래소는 구체적으로 불충분한 설명을 제시하고(JPX, 2023), 공시 내용을 정기적으로 점검하고 있다. EU와 OECD 역시 형식적‧획일적 문구를 지양하고, 기업의 특수성을 반영한 설명을 요구하는 방향을 일관되게 강조한다.
\r\n
\r\n그러나 한국은 이러한 노력이 상대적으로 부족한 편이다. 설명의 구체성 기준이 불명확하고, 감독기관의 질적 점검과 피드백 체계도 미비하여 미준수 사유를 아예 기재하지 않거나 형식적‧반복적으로 서술하는 사례가 빈번하다(이정현, 2020; 삼일회계법인, 2024). 따라서 준수 시 근거와 미준수 시 사유, 대체 조치, 개선 시한과 로드맵을 구체적으로 공시하도록 모범 가이드라인을 마련해 보다 실효성 있는 설명을 유도해야 한다. 아울러 거래소와 평가기관이 설명의 질을 정기적으로 점검 및 평가하고, 미흡할 경우 보완 요구와 이행 상황의 추적 및 공표를 통해 공시의 신뢰성을 높일 필요가 있다. 공시 정보의 질을 높여 의무공시가 지배구조 원칙의 형식적 준수에 그치지 않고 실질적 준수와 지배구조 개선으로 이어지도록 해야 한다.
\r\n
\r\n라. 통합 공시
\r\n
\r\n공시 체계 측면에서 정보를 효율적으로 제공하고 궁극적으로 기업가치 제고에 도움이 되도록 보고서 통합 공시를 적극 추진하는 방향도 검토할 필요가 있다. 공시 체계와 관련하여 한국의 지배구조 공시는 현재 사업보고서, 기업지배구조 보고서, ESG 보고서 등에 중복‧혼재되어 있어 투자자가 필요한 정보를 한눈에 파악하기 어렵다는 문제점이 있다. 특히 사업보고서와 지배구조 보고서의 내용이 상당 부분 겹치거나 한쪽에만 보고되는 경우가 많아 정보 검색과 검증 과정에서 비효율이 발생하고 있다. 
\r\n
\r\n해외의 경우 대부분 연차보고서 또는 사업보고서 내에 지배구조 관련 항목을 체계적으로 통합 공시하고 있으며, ESG‧지속가능경영 보고서에는 이를 보완‧심화하는 형태로 지배구조 부문이 포함되어 있다. 따라서 한국 역시 지배구조 보고서를 사업보고서 내에 포함하거나, 앞으로 ESG 공시와 연계해 지배구조 정보를 통합 공시하는 체계로 전환할 필요가 있다. 이를 통해 투자자의 정보 접근성을 제고하고, 지배구조 공시가 실질적 지배구조 개선과 기업가치 제고에 기여할 수 있도록 공시 체계의 효율성과 일관성을 강화할 필요가 있다.
\r\n
\r\n2. 결론
\r\n
\r\n본 연구는 한국의 기업지배구조 보고서 공시 의무화가 기업지배구조 개선과 기업가치 제고에 미친 영향을 인과적으로 분석하였다. Staggered DiD와 RDD 분석 결과, 공시 의무화는 주주권리와 감사제도 등 전반적인 지배구조 점수를 향상시켰으나 이사회 부문 개선과 기업가치 제고에는 뚜렷한 영향을 미치지 못한 것으로 나타났다. 이는 한국이 여전히 지배구조의 정성적 측면에서 낮은 평가를 받고 있다는 점을 고려할 때, 단순한 공시 확대만으로는 실질적인 지배구조 개선과 기업가치 제고를 달성하기 어렵다는 점을 시사한다.
\r\n
\r\n이에 따라 기업지배구조 보고서 공시가 실질적인 지배구조 개선으로 이어지기 위해서는 핵심 공시 항목의 보완과 확충, 핵심지표의 정교화, 그리고 준수‧미준수 사유에 대한 구체적 설명 의무 강화 등을 통해 공시의 질을 높일 필요가 있다. 아울러 공시 체계 전반과 감독‧제재 장치를 함께 보완하여 제도의 실효성을 강화해야 한다. 특히 2026년부터 기업지배구조 보고서 공시 의무화 대상이 유가증권시장 상장기업 전체로 확대되는 만큼, 개선된 공시 항목과 기준을 조기에 정착시켜 제도의 효과를 극대화할 필요가 있다.
\r\n
\r\n본 연구는 2019년 제도 시행 이후 2024년까지의 기간을 대상으로, 자산규모 5천억원 이상 기업만을 분석한 단기적 결과에 기반한다는 점에서 한계가 있다. 향후에는 공시 효과를 보다 장기적인 시각에서 검증하고, 제도 확대 이후 자산규모에 따른 효과의 이질성을 비교‧분석할 필요가 있다. 특히 자산 5천억원 미만 기업에서도 공시 제도가 유사한 개선 효과를 보이는지 확인하는 것은 의미 있는 후속 연구 주제가 될 것이다. 또한 향후 연구에서는 다양한 지배구조 평가 지표와 정성적 데이터를 활용하여 공시의 질과 실질적 지배구조 개선 간의 관계를 보다 정교하게 분석할 필요가 있다. 더 나아가 향후 연구는 공시의 질이 시장 반응, 투자자 신뢰, 여러 재무 성과 등에 미치는 영향을 실증적으로 검증함으로써, 공시 제도의 실효성을 보다 종합적으로 평가하는 연구로 확장될 필요가 있다.\r\n
1) 기업지배구조는 기업의 경영진, 이사회, 주주, 기타 이해관계자가 어떻게 기업경영과 관련된 의사결정을 내리고, 그 의사결정 과정에서 서로 어떻게 견제하고 감시하는지, 기업이 어떤 방향으로 운영되고 통제되는지에 대한 총체적 메커니즘을 의미한다(OECD, 2023b; https:\/\/en.wikipedia.org\/wiki\/Corporate_governance). 
\r\n2) 사업보고서뿐 아니라 최근 지속가능경영보고서와 기업가치제고(밸류업) 공시에도 기업지배구조와 관련된 내용이 일부 공시되고 있다. 
\r\n3) 『OECD Corporate Governance Factbook 2007』<표 2.2> 참조
\r\n4) 2025년에 자산 규모 2조원 이상 기업의 핵심지표 준수율이 전반적으로 하락한 것은, 기존에 핵심지표를 잘 준수하던 기업들이 규정을 지키지 않아서가 아니라 2025년(회계연도 기준 2024년)에 자산규모가 2조원 이상인 기업의 수가 크게 늘었기 때문이다. 즉, 핵심지표 준수율이 상대적으로 낮았던 2조원 미만 기업들이 새로 포함되면서 전체 평균 준수율이 하락한 것이다. 한편, 2024년에도 자산규모 2조원 이상 기업만을 대상으로 추세를 분석한 결과, 전반적인 준수율 상승이 지속되고 있음을 확인하였다.
\r\n5) 핵심지표 ①~⑤는 주주권리, ⑥~⑪는 이사회, ⑫~⑮는 감사제도 관련 항목으로 분류할 수 있다.
\r\n6) ESG 평가 중에서도 지배구조(G) 항목의 평가 기준과 결과는 평가기관 간에 차이가 있는 것으로 알려져 있다(남길남, 2021). 따라서 ESG모네타의 지배구조 점수가 얼마나 대표성을 지니는지 확인하기 위해, ESG기준원의 평가 점수와의 상관관계를 분석하였으며, 결과는 강건성 분석 장에 제시하였다.
\r\n7) ESG모네타 데이터는 주주의 권리, 이사회 구성과 활동, 감사제도, 관계사 위험, 배당, 공시 6개 항목에 대하여 중분류 점수를 제공하며, 본 연구에서는 이 가운데 기업지배구조 보고서 공시 내용을 포괄적으로 반영하고 직접적 관련성이 가장 높은 주주권리, 이사회, 감사제도 세 항목의 점수를 주요 변수로 활용하였다.
\r\n8) <그림 Ⅲ-1>의 지배구조 점수 변화와 <그림 Ⅱ-2>의 핵심지표 준수율 변화가 유사한 양상을 보이지 않는 이유는, 지배구조 점수의 평가항목이 핵심지표와 완전히 일치하지 않기 때문이다. ESG모네타에서 공개한 지배구조 세부 평가지표는 기업지배구조 보고서의 핵심지표와 일부 상이하며, 각 항목에 부여되는 가중치에 따라 최종 지배구조 점수가 달라질 수 있음을 고려할 필요가 있다.
\r\n9) 본 연구는 RDD 추정식에 기업의 여러 주요 특성들을 설명 변수로 포함하여 통제를 하였으며, 각 특성이 의무공시 자산기준 부근에서 연속적으로 분포한다는 것을 확인하였다. 자세한 결과는 강건성 분석 장에 제시하였다. 
\r\n10) 자산규모별로 상이한 의무공시 적용 시점을 고려할 때, 의무공시 시행 이후 3년 차부터 관측되는 효과는 주로 자산규모 2조원 이상 기업에 의해 유도된 결과로 해석할 수 있다. 단기적 효과 역시 2조원 이상 기업에 의해서만 발생한 결과인지 검증하기 위해, 자산규모 1조원 이상 및 5천억원 이상 기업에 대해서만 의무공시가 새로 적용된 2020년 이후 기간으로 표본을 제한하여 추정한 결과, 유사한 추정치가 도출됨을 확인하였으며, 그 결과를 <그림 Ⅲ-8> 및 <그림 Ⅲ-9> 패널 A에 제시하였다.
\r\n11) 본 연구의 분석 기간인 2017–2024년 동안 기업지배구조 보고서 의무공시 제도 외에 기업지배구조와 관련된 여러 정책 변화가 있었다. 2020년 1월에 공포되어 2021년부터 시행된 상법 시행령 개정(제31조 제4항)에 따라 상장회사는 주주총회 소집 통지‧공고 시 사업보고서 및 감사보고서를 의무적으로 제공해야 하도록 규정되었으며, 2020년 12월에 가결된 상법 개정안에는 다중대표소송제 도입, 소수주주권 행사 요건 완화, 감사위원 분리선출제 도입 등 지배구조 관련 주요 제도 변화가 포함되었다. 이러한 정책 변화의 대부분은 상장회사 전체를 대상으로 적용되었기 때문에, 자산규모에 따라 보고서 공시 의무 여부와 시점이 다른 점을 식별 전략으로 이용한 본 연구의 결과에는 영향을 미치지 않는 것으로 판단된다. 일부 제도는 자산규모 2조원 이상 기업에만 적용되었으나, 이는 이미 해당 기업군이 보고서 의무공시 대상이 된 2019년 이후에 시행된 것으로, 연도 고정효과를 통해 통제하고 있다. 코로나19 이후 전자투표 증가로 인한 효과, 2022년도부터 본격화된 행동주의 펀드에 의한 주주 활동 증가에 의한 효과도 이와 같이 통제되었다고 볼 수 있다. 또한 분석 기간을 2020년 이후로 제한하여 추정한 결과에서도 유사한 결과가 도출되어, 본 연구 결과의 강건함을 확인할 수 있다.
\r\n12) 특히, 의무공시 시행 이후 3년차부터 관측되는 효과는 주로 자산규모 2조원 이상 기업에 의해 유도된 것이고, 자산규모 2조원 미만 기업에 의한 추정치가 약 2~3점 상승에 그친다는 점을 고려할 때(<그림 Ⅲ-8> 패널 A 참조), 이러한 점수 상승 폭은 상대적으로 미미한 수준으로 해석할 수 있다.
\r\n13) ESG모네타를 비롯한 ESG 평가기관의 지배구조 평가 항목이 기업지배구조 보고서의 핵심지표나 세부원칙 공시 항목과 충분히 일치하지 않을 경우, 기업지배구조 보고서 의무공시로 인한 개선 효과가 평가 점수에 제한적으로 반영될 가능성이 있다. 특히 이사회 관련 항목에서 이러한 불일치가 더 클 경우, 본 연구에서 제시한 결과가 나타날 수 있다. ESG모네타는 평가항목 일부를 공개하고 있으나, 모든 평가항목과 세부 점수 산출 방식이 공개되어 있지 않아 이러한 가능성을 직접 검증하기는 어렵다. 그러나 ESG모네타가 공식적으로 공개한 세부 평가지표(<부록 표 1> 참고)를 살펴보면, 해당 항목들이 기업지배구조 보고서의 핵심지표나 세부 공시원칙과 상당 부분 관련되어 있음을 확인할 수 있다. 다만 한국의 경우 이사회 관련 공시 항목이 국제적 기준에 비해 부족하다는 지적이 지속되어 왔다는 점을 고려할 때, 평가에 반영되는 일부 항목이 공시에 포함되지 않았을 가능성이 있으며, 이에 따라 개선 방향에서 이사회 관련 공시 항목의 보완 필요성을 추가로 강조하였다.
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