공공기관의 성과평가 강화, 감사규제, 이익조정(earnings management)

한 승 희

Ⅰ. 서론

2015년 회계연도 국가결산에 따르면 한국 공공부문의 GDP 대비 국가 채무 비율은 37.9%로 OECD 27개국 평균인 115.2%에 비해서 매우 낮은 수준이다. 이 결과에 따르면 한국의 재정건전성은 양호한 수준이라고 할 수 있을 것이다. 하지만 이 결과는 공기업의 부채가 포함되지 않은 것으로 한국 공기업의 부채 상황은 좋지 않다. 한국조세재정연구원(2014)의 보고서에 따르면 한국의 경우 GDP 대비 공기업 부채비율이 프랑스에 이어 2위(27%)에 있다.

노무현 정부, 이명박 정부, 박근혜 정부에서는 공기업 개혁을 위해 각각 혁신의 제도화, 공공기관 선진화 개혁을 추진하였다. 또한 공기업에 대한 성과평가를 강화하였다. 공공기관에 대한 성과평가의 강화는 민간기업과 마찬가지로 공공기관도 회계조작을 통한 이익조정(accrual based earnings management)으로 단기성과를 부풀리려 한다는 우려를 낳고 있다. 실제로 경기도의 한 공공기관에서는 2014년의 경영 악화 상황에서 직원들에 대한 성과급 지급이 어려워지자 회계 조작을 통해서 성과급을 나눠가지기도 하였다(한국일보, 2015.05.01. 기사 요약).

한국일보, 2015.05.01. 적자 숨기려… 회계 조작한 공공기관

(http://www.hankookilbo.com/v/983e129805a64428b486fb912837de19)

이에 따라 정부는 공공기관에 대한 감사규제를 강화하는 등 내부 거버넌스 건전화에 정책적 초점이 맞추어져 있다. 이러한 감사규제의 강화가 회계조작을 통한 이익조정을 줄일 수는 있지만, 인건비, 연구개발 투자, 인건비 등을 감소시키는 등  실물운영을 변화시켜 단기성과를 조작하는 실제 이익조정(real earnings management)은 오히려 늘릴 수 있다. 실제 이익조정은 회계조작이 아니기 때문에 불법은 아니지만, 공공기관의 장기적 성과와 효율성에 심각한 영향을 미칠 수 있다.

보다 중요한 사실은 공공기관의 가시적 성과향상을 위한 정치권의 압박과 공공기관 자체의 내부적 유인이 결합하여 보여주기식 기업운영의 가능성이 존재한다는 점이다. 공공기관은 민간 기업과 비교할 때 정부통제와 정치적인 영향을 직접적으로 받는다. 이러한 이유로 공공기관에는 정치인 출신 기관장이 임명되는 경우가 많다. 공공기관을 운영할 전문성을 갖추지 못한 인사들이 정치적인 이유로 임명되어 낙하산 인사라는 비판을 받기도 한다. 이들은 이러한 비판을 감수하고 공공기관장으로 임명되었기 때문에, 이익조정의 유인이 더 커질 가능성이 있다. 또한 공공기관장은 민간 기업에 비해서 재임기간이 짧은 편이기 때문에, 장기적인 성과가 아닌 단기적인 시야로 경영활동이 이루어질 유인이 크다. 특히, 부채감축의 압박이 정부와 언론에서 이어진다면 이익조정의 유인이 커지고 이러한 점은 장·단기성과에 악영향을 미치며, 궁극적으로 국가사회복지 전체에도 부정적인 영향을 미칠 수 있다.

공공기관의 이익조정의 존재와 원인에 대한 연구는 회계학을 중심으로 이루어지고 있지만, 공공기관에서 이익조정으로 인해 단기성과가 실제로 향상되었는지, 혹은 장기성과에는 어떤 영향이 있는지에 대한 연구는 거의 이루어지지 않아 이에 대한 분석이 필요하다. 공공기관의 경영실적평가는 상대평가에 근거하여 S부터 E까지의 등급으로 나뉜다. 이 등급을 결정적으로 확정하는 것은 재무/회계 지표에 근거한 계량지표이다. 또한 관리자는 이익조정 자체에 직접적으로 영향을 미치는 것이 목적이 아니라 재무/회계성과향상에 따른 경영평가 성과급 획득 및 평판의 유지, 임직원의 성과급 지급으로 인한 사기향상, 충성심 고취를 위해 이익조정행위를 할 유인이 생성된다. 따라서 본 논문에서는 재무/회계성과를 중심으로 논의하였다.

위와 같은 배경 하에서 본 논문은 단기성과향상을 위해서 공공기관에서 근시안적인(myopic) 경영전략이 운영되고 있음을 실증분석을 통해 증명하고자 한다. 근시안적 경영전략은 이익조정(earnings management)으로 설명할 수 있다. 따라서 본 논문은 실제 이익조정과 발생액 이익조정이 기관의 장·단기성과에 어떤 영향을 미치는지를 분석하는 것을 목적으로 한다.

Ⅱ. 이론적 논의 및 연구문제의 도출

1. 이익조정의 정의와 유형

이익조정(earnings management)은 관리자들(managers)이 회계자료에 근거한 계약 및 주주들의 판단에 영향을 주고자 이를 활용할 때 나타난다(Healy & Wahlen, 1999). Schipper(1989)는 이익조정을 “특정 사익을 얻기 위해서 외부재무보고 과정에 목적을 가지고 의도적으로 개입 하는 것”이라고 정의하였다. 이러한 정의에 따르면 이익조정은 사익을 위해서 의도적으로 이익을 조정하는 부정적인 행위로 간주된다.

By “earnings management” I really mean “disclosure management” in the sense of a purposeful intervention in the external financial reporting process, with the intent of obtaining some private gain(schipper, 1989).

하지만 이익조정 행위를 부정적으로만 정의하는 것에는 한계가 있다. 첫 번째로, 이익조정 행위와 정상적인 행위 간의 구분이 명확하지 않다. Dharan(2003, p.1)은 투자자 및 이해 관계자들을 속이기 위한 이익조작(earnings manipulation)과 목표를 달성하기 위해서 수입을 증가시키거나 비용을 줄이기 위한 기업의 치열한 노력들을 구분하기가 어렵다고 지적하였다. 예를 들어서, 매출 목표에 맞추기 위해 수익을 얻거나 비용을 삭감하는 노력이 과연 사익을 위한 의도적이며 부정적인 것인지, 생존을 위한 치열한 노력인지 구분하기가 매우 어렵다.

두 번째로, 모든 이익조정 행위가 부정적인 의도를 가진 것은 아니다. 한 예로, 투자자들은 일시적인 충격과 지속적인 기관의 이익을 구분하기를 원하는 경향이 있다. 기업이 이익을 조정하는 것은 외부 및 내부에서 오는 일시적인 충격과 기관의 지속적인 이익을 구분하려는 의도일 수도 있다. 이렇게 일시적인 충격과 기관의 이익을 구분하여 보고함으로써, 보고된 이익의 정보적인 가치(informational value)를 증가시킬 수도 있다(Ronen & Yaari, 2008). 따라서 이익조정이 반드시 부정적인 것만은 아니며, 장기적인 가치에 대한 신호를 주는 긍정적인 효과도 있을 수 있다.

정리하면, 이익조정은 “실제 이익을 그대로 보고하지 않는 관리결정의 모음”(Ronen & Yaari, 2008)으로, Schipper(1989)의 정의와는 다르게 중립적으로 정의할 수 있다. 이러한 이익조정은 일시적인 충격과 지속적인 이익을 분리하여 장기적인 가치에 대한 신호발송을 하는 긍정적인 효과를 가질 수도 있지만, 기관의 실제 이익을 숨기기 때문에 부정적인 효과를 가질 수도 있다.

이익조정은 크게 세 가지로 나눌 수 있는데, 첫 번째는 기업회계기준(GAAP)을 위반하는 분식회계(fraudulent accounting)이며, 두 번째는 발생액 이익조정(accrual earnings management: AEM)이다. 발생액 이익조정은 기업회계기준(GAAP)이 허용하는 범위에서 회계적 관리기법의 변경을 통해서 실제 이익을 그대로 보고하지 않는 것을 말한다(Dechow & Skinner, 2000). 분식회계와 발생액 이익조정은 기업의 실물운영방식을 변화시키지 않고 ‘단지 이 활동을 반영하는 회계 기록을 바꾸는 것’이다. 세 번째는 실제 이익조정(real earnings management: REM)이다. 실제 이익조정은 가격할인 및 재량지출 삭감 등의 방식을 통해 ‘기업의 실물운영방식을 변화’시켜 이익을 그대로 보고하지 않는 것을 말한다. 분식회계는 기업회계기준을 위반하는 위법적인 행위이므로 제외하고, 기업회계기준이 허용하는 범위에서 이루어지는 발생액 이익조정과 실제 이익조정을 중심으로 살펴볼 필요가 있다.

선행연구에 의하면 실제 이익조정 방식이 발생액 이익조정 방식보다 외부에서 발견하기 어려우며, 그 규모를 파악하기 힘들다(Cohen et al., 2008; Roychowdhury, 2006). Bruns & Merchant(1990)에 따르면 회계 관리자는 실제 이익조정을 발생액 이익조정보다 선호한다. 왜냐하면, 감사관 및 규제자가 가격과 생산량에 대한 발생액 조정에 대해서 실물 운영결정보다 더 세밀하고 엄격하게 조사하는 경향이 있기 때문이다. 또한 관리자는 감사관이 이번년도에 발생액을 어디까지 허용할 것인지에 대한 불확실성에 직면한다. 즉, 기업은 통제기관의 감시 하에서 재량적 발생액을 보고해야하기 때문에 발생액 이익조정으로 단기이익을 증가시키는 것에 한계가 있다. 하지만 기업실물운영은 관리자의 통제 하에 있으므로 조정이 더 용이하다(Gunny, 2005).

이는 Graham et al.(2005)의 조사에서도 동일하게 나타나고 있다. 발생액 이익조정이 실제 이익조정보다 연구가 진행된 역사가 길며 폭넓게 연구되고 있지만, 현실에서는 재량 지출과 자본투자를 감소시키는 등의 실제 이익조정을 관리자가 선호한다. 실제 이익조정은 현금 흐름에 직접적인 영향을 준다는 점에서 발생액 이익조정과는 차이가 있다. Graham et al.(2005)은 서베이에 참여한 80%의 관리자들이 그들은 이익 목표를 달성하기 위해 R&D, 광고비, 판매비와 일반관리비와 같은 재량 지출을 줄일 의도 있다고 답하였다고 밝히고 있다. 또한 절반 이상의 응답자들이 기업 가치를 일정정도 희생하더라도 이익 목표를 달성하기 위해서 새로운 프로젝트에 대한 투자를 지연시킬 수 있다고 답하였다. 실제로 다수의 선행연구들이 실제 이익조정(REM)의 존재에 대해서 증명하고 보고하고 있다(Baber, Fairfield, & Haggard, 1991; Bartov, 1993; Bens, Nagar, & Wong, 2002; Roychowdhury, 2006).

2. 이론적 논의: 이익조정과 성과

1) 주인-대리인 이론

이익조정 행위와 그 영향은 주인-대리인 이론(principal-agent theory)으로 설명할 수 있다. 정보비대칭(asymmetric information)하에서 주인이 대리인의 노력수준을 정확하게 관찰할 수 없을 때, 주인과 대리인의 유인이 상충할 수 있다. 주인과 대리인 모두 자신의 효용을 극대화하는 존재기 때문에, 대리인은 자신의 효용을 극대화하는 행동을 취하게 되고, 이것은 주인이 최초에 대리인과 계약을 할 때 원하는 행동이 아닐 가능성이 크다. 주인과 대리인의 유인을 일치시기 위해 다양한 성과관리기법이 고안되었으며, 이러한 기법은 현실에서도 적용되고 있다.

공공기관은 궁극적인 주인인 국민과 복대리 관계에 있다. 공공기관을 감시하고 통제해야 할 주체는 정부이지만, 정부의 궁극적인 주인은 국민이다. 공공기관은 효율성을 추구해야 할 뿐만 아니라 국민의 세금을 보조받기 때문에 공익성도 동시에 추구해야 한다.

또한 공공기관은 민간기업과 달리 ‘성과(performance)’의 개념정의와 측정이 어렵다. 공공기관의 궁극적인 목적은 국민의 경제와 복지를 위한 사회후생의 극대화이다. 어떠한 행동이 국민 경제를 활성화하기 것이고, 복지를 극대화하는 것인지는 개개인의 관점에 따라 차이가 날 수 있다. 예를 들어서, 공공기관이 생산하는 제품과 서비스의 가격을 낮추는 것이 국민복지에 도움이 된다는 입장이 있는 반면, 공기업이 보유하고 있는 부채를 우선적으로 해소하기 위해 제품과 서비스 가격을 일정정도 높이는 것이 국민경제와 연결된다고 보는 입장이 있을 수 있다.

민간기업의 경우, 주인-대리인 모형이 적용되는 방식은 <그림  1>과 같다. 민간 기업에서는 첫 번째로 주주인 소유주가 대리인인 CEO를 임명한다. 소유주와 CEO 간의 계약이 체결되며, CEO의 업무가 시작된다. 하지만 소유주는 대리인의 노력수준을 정확하게 관찰할 수 없는 비대칭정보 상황에 놓이게 된다. 기간이 지나 기업의 성과가 발생하지만, 명확하게 관찰되지 않는다. CEO는 실현된 성과를 관찰하고 감사인과 논의하여 이사회에 회계성과를 보고하게 된다. 성과에 따라서 대리인은 보상을 받으며, 그 이후에 소유주인 주인도 배당금을 통해서 보상을 받는다. 발생액 이익조정행태는 [Date4]부분에서 회계 보고를 할 때 발생하며, 실제 이익조정은 [Date2]부분에서 발생할 가능성이 크다.

민간기업과 마찬가지로 공공기관의 기관장도 자신의 재임기간 안에서 이익을 극대화하기 위해 노력한다. 특히, 공공기관은 기관장의 임기가 민간 기업에 비해서 짧기 때문에 단기에 성과향상을 할 유인이 더 클 수 있다.

<그림 1> 주인-대리인 모형의 타임라인(timeline)

출처: Ronen & Yaari(2010)

2) 이익조정의 원인

Watts & Zimmerman(1986)은 이익조정이 발생하는 원인에 대해서 3가지 가설을 제시하고 있다. 첫 번째 가설은 보너스제도가설(bonus plan hypothesis)로, “보너스제도에 따라 보수가 결정되는 관리자는 보고된 이익을 미래에서 현재로 옮기는 회계과정을 선택하는 경향”이 있다는 것이다. 즉, 관리자(대리인)는 자신의 사적이익(보너스)을 얻기 위해 주인이 원하는 노력을 하기 보다는 미래의 이익을 현재로 계상하는 이익조정을 한다는 것이다. Healy(1985)도 관리자가 사익에 따라 조정을 하는 것을 이익조정으로 정의하여, 보너스제도가설에 근거한 가정에 따라 이익조정을 연구하고 있다.

managers of firms with bonus plans are more likely to choose accounting procedures that shift reported earnings from future periods to the current period (Watts & Zimmerman, 1986, pp. 208)

두 번째 가설은 부채약정가설(debt covenant hypothesis)로, “기관의 부채비율이 높을수록 관리자는 미래의 이익을 현재로 옮기는 회계과정을 선택하는 경향”(Watts & Zimmerman, 1986)을 의미한다. 이는 부채약정(debt covenants)에 근거한 가설에서 도출된 것으로, 기관이 회계에 근거한 약정사항에 근접할수록 관리자가 현재이익을 증가시킬 유인이 있다는 것이다. Graham et al.(2005)의 조사에 의하면, 회계 관리자들은 zero earnings 달성(적자를 회피하는 것), 이전년도의 이익, 그리고 분석가들의 예측 등 회계목표를 달성하는 것에 큰 중요성을 두고 있다. 또한 관리자들은 위 목표를 달성하기 위해서 실제행동을 조작할 유인이 있다는 것을 밝혀내고 있다.

the larger a firm’s debt/equity ratio, the more likely the firm’s manager is to select accounting procedures that shift reported earnings from future periods to the current period (Watts & Zimmerman, 1986, pp. 216).

적자회피동기도 부채약정가설의 연장선상에 있다. Burgstahler & Dichev(1997)은 이익 감소와 손실을 막기 위해서 이익조정을 하는 실증증거를 제시하였다. 특히, 소규모로 적자를 기록한 기업들이 소규모의 이익조정을 하며, 이를 통해서 작은 폭의 양(+)의 이익을 기록한다고 보고하고 있다. 이처럼 적자를 흑자로 바꿀 수 있는 기업이 이익조정의 유인이 있다고 보는 반면에, 한국은 영(0)에 미달하는 기업뿐만 아니라 적자규모가 큰 기업도 이익조정을 하여 흑자로 보고한다고 하며, 이러한 이익조정은 이익조정을 할 수 있는 수단인 유동자산과 유동부채가 많은 기업에서 빈번하게 나타난다(송인만 외, 2004).

한국의 공기업에서는 2015년 공공기관 정상화 방안의 하나로 공기업의 부채중점관리를 추진하고 있다. 중장기 재무계획 작성대상 및 추가보완대책을 주문한 한국토지주택공사, 한국수자원공사, 한국철도공사, 한국철도시설공단 등의 공공기관의 채무를 약 52원 줄여 2017년까지 부채비율을 187%로 맞추는 것을 목표로 하고 있다. 위와 같이 부채감축대상 공기업으로 지정됐을 경우, 부채약정가설에 따라 그 목표를 맞추기 위해서 이익조정을 할 유인이 커질 수 있다. 하지만 나철호 외(2015)의 연구에 의하면, 2003년부터 2012년까지 부채중점관리 공기업과 기타 공기업을 대상으로 부채중점관리를 받는 기업은 부채목표를 맞추기 위해서 이익조정 행태가 증가할 것이라고 보았으나, 유의미한 관계를 찾지 못하였다.

기재부뉴스, 295개 공공기관 정상화 본격 추진…2017년 부채비율 187%로 관리, 2014.04.29. (http://www.mosf.go.kr/nw/mosfnw/neslistDetail.do?menuNo=4030000&searchNttId1=OLD_4090557&searchBbsId1=MOSFBBS_000000000023)

세 번째 가설은 정치적 비용가설(political cost hypothesis)로, 정치적 비용이 높게 예상되는 경우에 현재의 이익을 미래로 옮기는 회계과정을 선택하는 경향을 의미한다. Watts & Zimmerman (1986)에 의하면, 정치적 비용가설은 규모가설(size hypothesis)로 명명되며“큰 기관의 경우 현재의 이익을 미래로 옮기는 경향”이 있다고 보았다. 큰 기관들이 정치적으로 민감한 영향을 받기 때문에 규제와 같은 정치적 비용이 예상되는 경우 현재의 이익을 줄이는 이익조정을 할 가능성이 높다고 보았다.

the larger the firm, the more likely the manager is to choose accounting procedures that defer reported earnings from current to future periods (Watts & Zimmerman, 1986, pp. 235).

이익조정을 설명하는 또 다른 유인으로 이익평준화 동기를 들 수 있다. 관리자는 목표하고 있는 이익보다 높은 이익을 달성하였을 때는 음(-)의 이익조정을 하며, 목표 이익보다 낮을 때는 양(+)의 이익조정을 하여 이익을 평준화할 동기가 있다. Defond & Park(1997)도 관리자의 성과예측이라는 개념을 도입하여, 현재의 성과가 낮고 미래의 이익이 높을 것으로 예상될 때에는 미래의 이익을 현재로 앞당겨 계산하며, 현재의 성과가 높고 미래이익이 낮을 것으로 예상될 때에는 현재의 이익을 미래로 이연시킨다고 주장하였다. Graver et al.(1995)도 재량적 발생액과 관리자 보수와의 관계를 연구하여, 이익 평준화동기를 지지하고 있다. 이 연구에 따르면, 이익이 관리자 보상의 상한 기준을 넘으면 이익을 줄이는 이익조정을 하며, 하한 기준에 미치지 못하면 이익을 높이는 이익조정을 한다.

이익조정의 유인을 설명하는 또 다른 방식은 관리자의 교체와 이익조정의 관계를 설명하는 가설이다. 빅베스(Big Bath)란 경영진이 교체될 때 부실자산을 한 회계연도에 모두 반영하여 잠재적인 부실규모를 모두 드러내는 회계기법이다. 전임자는 재임기간이 끝날 것이 예상되면 기업의 이익을 높여 자신의 성과급을 높이고 평판을 증가시킬 유인이 있다. 반면, 후임자는 Big Bath가설이 지적하듯이 재임기간 초기에 음(-)의 이익조정을 하여 기업운영의 잘못된 점을 전임자에게 전가시키고 새롭게 시작할 유인이 있다(DeAngelo, 1988; Dechow & Sloan, 1991; Strong & Meyer, 1987). 전임자와 후임자의 서로 다른 유인은 전임자의 운영책임을 후임자가 분리하여 새롭게 시작할 수 있다는 장점이 있다. 하지만 경영자의 교체에 따라 기업의 투자 결정 및 실물 운영방식이 크게 변화된다는 점에서 일관된 기업투자가 이루어지기 어렵다(황인태 외, 2015). 따라서 최고경영자가 자주 교체되는 기업은 장기적인 시각에서 안정적이고 일관된 투자가 어려울 가능성이 높다.

특히 공공기관은 기관장의 임명에 정치적 영향을 많이 받으며, 민간 기업에 비해서 재임기간도 짧은 편이다. 따라서 기관장의 교체에 따라 이익조정의 발생과 방향(이익조정을 증가시키는지, 감소시키는지)이 크게 변동될 가능성이 크다. 박원(2013)은 공기업과 준정부기관을 대상으로 외부영입자의 경우 경영자 교체시점에 이익을 하향조정하는 것을 발견하였다. 이러한 실증분석 결과는 경영자의 경력배경이 이익조정여부를 결정하는 요인임을 알 수 있게 한다. 이 연구에서는 내부 승진자의 경우 외부 영입자에 비해서 전임자와 상당기간 조직에서 함께 근무하였기 때문에 이익조정을 통해 전임자의 성과를 조정할 가능성이 낮다고 보고 있다. 정지수·한승희(2013)의 연구에서도 기관장의 출신배경에 따라서 조직혁신과 조직성과가 다른 결과가 나타난다고 지적하고 있어, 공공기관의 연구에서 기관장의 출신배경을 반영해야 함을 알 수 있다.

위와 같이 이익조정의 원인을 분석한 이론과 선행연구들은 기업이 처한 상황에 따라 이익조정의 유인이 다르게 나타날 수 있음을 시사한다.

3) 이익조정과 성과

이익조정을 통해서 다음연도의 이익을 현재로 귀속시키게 되면, 현재의 이익을 위해 미래 현금흐름을 희생되기 때문에 장기 기업성과에 악영향을 미칠 수 있다. 또한 이익조정으로 인해 상향조정된 성과는 평균으로 회귀 할 것이기 때문에 장기적으로 성과는 이익조정을 한 이후에 낮아질 것이라는 추측도 가능하다. 이익조정의 유형 부문에서 자세히 살펴본 것처럼, 발생액 이익조정보다 실제 이익조정이 기업의 성과에 장기적으로 영향이 크며, 지속기간도 길다(Xie, 2001; Subramanyam, 1996). 따라서 발생액 이익조정보다 실제 이익조정이 더 장기적으로 기업성과에 악영향을 미칠 것이라고 예상할 수 있다.

Graham et al.(2005)의 조사에서 관리자들이 실제 이익조정을 “기업이 과도한 희생을 치르지 않는 한”실제 이익조정을 할 의사가 있다고 밝혔다고 했지만, 실증분석결과는 과도한 희생일 수도 있다고 지적하고 있다. Gunny(2005)는 실제 이익조정의 대표적인 4가지 유형을 뽑아 기업성과와 현금흐름에 미치는 영향을 분석한 결과, 미래 운영성과와 현금흐름에 부정적인 영향을 미치고 있다고 주장한다. Roychowdhury(2005)는 실제 이익조정은 단기이익을 증가시키기 위해 이루어지는 행동이 미래의 현금 흐름에 부정적인 영향을 주기 때문에 기업 가치를 감소시킬 수 있다고 보았다. 예를 들어서, 매출을 증가시키기 위해서 공격적인 가격할인을 하여 단기 이익목표를 달성한 경우, 고객은 미래에도 이러한 할인이 지속될 것이라 기대할 수 있다. 이러한 기대는 미래의 매출 마진을 감소시킨다. 또한 과도한 생산은 다음연도에 판매해야할 재고의 증가로 이어지며, 회사에 재고관리비용의 증가로 연결될 수 있다. 김지홍(2009)은 한국의 민간 기업을 대상으로 하여 실제 이익조정이 단기와 장기성과 모두 부정적인 영향을 미치고 있음을 주장하고 있다. 이 때  비정상 영업현금흐름(abCFO), 비정상 제조원가(abPC), 비정상 재량지출(abDE) 중 비정상 영업현금흐름의 영향이 크다고 보고 있다.

또한 Gunny(2005)는 과연 투자자와 기업분석가들이 관리자의 근시안적인 이익조정 행위를 인지하고 있는지를 분석하였다. 그 결과, 투자자들은 근시안적인 R&D 삭감과 전략적인 자산판매에 대해서 인지하고 있지 않으나, 기업분석가들은 실제 이익조정 행태를 미래 이익예측에 일정정도 반영하고 있는 것으로 보았다. Kwon & Yeo(2009)의 연구도 경영진이 이익조정을 할 때, 합리적인 시장은 이익조정의 정도를 반영하여, 보고된 회계성과 대신 실제 성과를 예상한다고 보았다. 하지만 이익조정의 정도를 반영하여 기관의 성과를 예상하는 것(rational market discounting)은 기관이 생산적인 노력을 할 유인도 동시에 낮춘다.

이익조정의 부정적인 영향을 지적한 실증연구가 다수 있지만, 이익조정의 긍정적인 측면을 주장한 연구도 존재한다. 관리자가 운영상의 재량을 활용하면 단기적으로 기업에 대한 신뢰와 평판을 주주들로부터 얻을 수 있다. 이익조정으로 유지된 신뢰와 평판은 미래에 업무를 수행하는데 도움이 될 수 있다. 관리자는 실제 이익조정 행위를 통해서 단기적으로 이익 기준(benchmarks)을 맞춰 투자자 및 주주들에게 미래 이익에 대한 신호발송을 할 수 있다. Gunny(2010)는 이익조정에 대한 후속연구에서 기준 이익목표를 맞추려고 실제 이익조정을 할 때의 기업성과를 연구하였다. 이 연구에서는 실제 이익조정활동이 기준이 되는 이익을 맞추는 것과 성과 간에 유의미한 양(+)의 관계가 있다고 보았다. 즉, 기준 이익을 맞추려고 하는 것은 기회주의적인 성격을 가진 것이기 보다는 미래성과를 높이기 위함이거나 신호발송(signaling)효과를 달성하기 위한 의도가 강하다는 것이다.

	활동	이익조정 (부정적 측면)	신호효과 (긍정적 측면)
비정상적 현금흐름 (abACFO)	가격 할인 신용 판매	-덤핑으로 인한 브랜드파워 약화 -신용제도 완화로 인한 부채증가	-기술혁신 -고객의 신용도 회복
비정상적 제조원가 (abAPC)	생산량 증가	-단위당 고정간접비 낮춤	-새로운 시장의 발견
비정상적 재량비용 (abADE)	재량지출 감소	-R&D지출 삭감 -광고비 감소로 인한 브랜드 파워 약화	-R&D 혁신 -효율적인 마케팅활동

<표 1> 실제 이익조정 측정치의 상반된 효과: 이익조정과 신호효과

출처: 김지홍 외(2009) 재구성

3. 연구가설의 도출

한국 공공기관에서 이익조정이 경영성과에 미치는 영향에 대한 연구는 거의 이루어지고 있지 않다. 따라서 민간 기업을 대상으로 한 외국의 선행연구를 참고하였다.

Gunny(2005)는 실제 이익조정의 대표적인 4가지 유형을 뽑아 기업성과와 현금흐름에 미치는 영향을 분석한 결과, 실제 이익조정의 행태들이 미래 운영성과와 현금흐름에 부정적인 영향을 미치고 있음을 증명하였다. Roychowdhury(2005)도 실제 이익조정 행태들이 미래의 현금 흐름에 부정적인 영향을 주기 때문에 기업 가치를 감소시킬 수 있다고 보았다.

또한 신규로 상장하는 기업들은 상장 이후 유상증자 과정에서 보다 높은 주식 발행가격을 위해 상장 직후 단기 경영성과를 확대하려는 시도를 할 수 있다(김권중 외, 2004). 하지만 이러한 단기 경영성과의 확대는 장기적 경영 성과의 악화와 연결될 수밖에 없다(박종일, 2003). 단기적 성과로 끌어온 발생액은 평균으로 회귀할 수 밖에 없으며, 이 과정에 대한 시장의 평가 결과가 악화될 가능성이 크기 때문이다.

이외에도 DeFond and Park(1997)는 이익조정을 통한 단기 이익 규모의 상향조정을 통한 성과의 향상이 장기적으로 회계 이익에는 부정적일 수 있음을 지적하였다. DuCharme et al.(2001)도 신규 상장기업의 단기 이익의 향상을 위한 노력이 투자자에게는 단기적으로 청신호를 줄 수 있지만, 장기적인 관점에서는 경영성과의 악화로 이어짐을 주장한 바 있다. 김지홍 외(2009)의 연구에서도 실제 이익조정이 장기적인 영업성과와 주가에 부정적인 영향을 주고 있음을 증명하고 있다. 특히 그 기간이 길어질수록 영업성과와 주가에는 더 부정적인 영향을 미치고 있다.

가설1: 이익조정으로 인해 공공기관의 단기성과는 높아질 수 있으나, 장기성과는 낮아질 것이다.

관리자들은 발생액 이익조정과 실제 이익조정을 모두 활용한다(Barton, 2001; Cohen & Zarowin, 2010; Lin et al., 2006; Zang, 2007; 김지홍, 2009). Ewert & Wagenhofer(2004)는 강한 회계기준은 발생액 이익조정을 어렵게 하며, 관리자는 실제 이익조정을 할 유인이 더 높아진다고 주장한다. 기존 연구들이 실제 이익조정과 발생액 이익조정간의 교환(trade-off)관계를 명확하게 증명하고 있지는 않다. 하지만 회계기준이 엄격할 때 발생액 이익조정이 낮아지는 긍정적인 측면도 있지만 그에 따르는 비용(실제 이익조정의 증가)도 수반될 수 있다. Zang(2007)도 발생액 이익조정과 실제 이익조정은 일정부분 교환 관계가 있어, 한 가지 방식이 제한된다면, 다른 방식의 유인이 커짐을 지적하고 있다.

Cohen & Zarowin(2010)은 유상증자(Seasoned Equity Offerings : SEOs) 전후로 발생액 이익조정과 실제 이익조정 행태가 나타난다고 한다. 발생액 이익조정을 선택할지, 실제 이익조정 방식을 선택할지는 기업이 발생액 이익조정을 활용하는 역량과 발생액 이익조정을 실행하는데 소요되는 비용에 따라 달라진다. Cohen et al.(2008)은 Sarbanes-Oxley Act (SOX) 이후로 회계에 대한 감시가 강화되자 관리자들이 발생액 이익조정에서 실제 이익조정으로 이익조정의 방식을 급격하게 변화시켰다고 하였다. 법안 통과 이후에 발생액 이익조정이 발각될 위험이 더 커졌기 때문이다.

Sarbanes-Oxley Act(SOX)법안은 2001년 Enron 기업 등 대규모 회계 스캔들이 발생하자 기업의 회계구조를 투명하게 개혁하기 위해서 제정된 법률이다. 공화당 의원인 Oxley와 민주당 의원인 Sarbanes의 이름에서 유래되어 법안의 이름이 지어졌다. 공시내용의 정확성과 신뢰성, 벌칙 강화 등의 내용을 담고 있다.

하지만 기관이 이익조정을 할 때 합리적인 시장은 이를 반영하여 시장예측을 하는데, 동시에 기관의 생산적인 노력 또한 감소시킬 수 있다(Kwon & Yeo, 2009). Sarbanes-Oxley Act(SOX)는 생산적인 노력을 증가시킬 수 있다는 점에서 긍정적지만, 이 법안으로 실제 이익조정이 오히려 증가할 수 있다는 부정적인 측면도 존재한다. 비대칭정보 하에서 감시자와 규제자는 이러한 행태가 기회주의적이고 근시안적인 사익을 높이기 위한 이익조정행위인지, 정상적인 기업운영과정인지 구분하기가 매우 어렵다.

공공기관 운영법 제55조 제1항에는 회계감사인, 회계감사인에 소속된 공인회계사, 감사 또는 회계감사인 선임위원회의 위원(감사위원회가 설치된 경우에는 감사위원회의 위원)이 그 직무에 관하여 부정한 청탁을 받고 금품이나 이익을 받거나 요구 또는 약속한 경우에는 3년 이하의 징역 또는 3천만 원 이하의 벌금에 처한다고 규정하고 있다. 동일 법 제56조에도 공기업·준정부기관의 회계업무를 담당하는 자가 회계처리의 원칙을 위반하여 거짓으로 재무제표를 작성·공시한 경우 5년 이하의 징역 또는 5천만 원 이하의 벌금에 처한다고 규정하고 있다. 이처럼 발생액 이익조정을 위해 벌금 및 처벌 받을 위험을 감수해야 함으로 발견 가능성이 낮은 실제 이익조정을 선호할 가능성이 높다. 하지만 기업의 실물운영을 변경시키는 것이기 때문에 실제 이익조정이 기업의 성과에 더 장기적인 영향을 줄 수 있다(Subramanyam, 1996; Xie, 2001).

발생적 이익조정은 회계기법에 의한 발생액의 반전에 따라서 성과에 부정적인 영향을 미치지만, 실제 이익조정은 자원과 예산의 배분 자체를 왜곡시키는 것으로 성과에 미치는 부정적 영향이 보다 크다(Graham et al. 2005;  Roychowdhury 2006). 예를 들어, 기술재투자, R&D, 교육, 연구 등의 기업의 장기적 발전을 위한 투자액을 감소시켜 단기성과를 향상시키므로 기업의 장기적 관점의 발전에 부정적 영향을 미칠 수 있다. Gunny(2005)도 연구개발과 판매, 고정자산의 처분, 판매단가의 결정 등의 실제 이익조정 행위를 통해서 향후의 영업성과에 부정적인 결과를 초래함을 분석한 바 있다. 위와 같은 선행연구를 참고하여 연구가설을 세워보면 아래와 같다.

가설2: 실제 이익조정이 발생액 이익조정보다 더 장기적으로 재무/회계 성과에 부정적인 영향을 미칠 것이다.

Ⅲ. 연구 설계 및 방법론

1. 각 변수의 측정과 데이터

(1) 독립변수

1) 실제 이익조정

실제 이익조정은 비정상 영업현금흐름, 비정상 제조원가, 비정상 재량지출로 측정하는 Roychowdhury(2006)의 방법이 대표적이다. 이와 관련해서는 이익조정의 측정 부분에서 자세히 살펴보았다.

본 논문에서는 위와 같은 논의를 반영하여 수정된 Jones 모형과 Kothari et al.(2005)이 제시한 성과대응모형을 모두 적용하여 실제 이익조정을 측정하였다. 즉, 아래 식과 같은 성과대응모형을 통해서 얻은 잔차(재량적 발생액)를 구해 분석에 활용하였다.

[eqn: {CFO _{i,t}} over {A _{i,t-1}} = alpha _{0} + alpha _{1} ( {1} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{2} ( {S _{i,t}} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{3} ( {DELTA S _{i,t}} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{4} ROA _{i,t} + epsilon _{i,t}]

[eqn: CFO _{i,t}] = 기업 i의 t년도의 영업현금흐름

[eqn: A _{i,t-1}]= 기업 i의 t-1년도의 총자산

[eqn: S _{i,t}]= 기업 i의 t년도의 매출액

[eqn: DELTA S _{i,t}]= 기업 i의 t년도의 매출액 변화량([eqn: DELTA S _{i,t} =S _{i,t} -S _{i,t-1}])

[eqn: ROA _{i,t}] = 기관 i의 t년도 영업성과

(자산수익율=당기순이익/총자산)

위 식의 잔차([eqn: epsilon _{i,t}])는 비정상 영업현금흐름을 나타내는 것으로, 가격할인이나 관대한 신용제도 등 매출액을 증가시키는 방법을 활용한다. 매출액은 증가하였지만, 그에 상응하는 현금흐름을 얻지는 못하였기 때문에 양(+)의 이익조정을 할 때, 잔차는 음(-)의 값을 가지게 된다. 이하에서는 해석의 용이함을 위하여 비정상 영업현금흐름(abCFO)의 값에 (-1)을 곱하여 비정상 영업현금흐름변수에 대한 해석을 하였다.

[eqn: REM1=(-1)` TIMES `abCFO`]

Roychowdhury(2006)가 실제 이익조정을 측정하는 제안한 두 번째 방법([eqn: REM2])은 매출원가(COGS)를 낮춰 생산량을 증가시키는 것이다. 생산량 증가를 통해서 단위당 고정간접비용(fixed overhead costs)이 낮아지면, 단위당 한계비용증가가 이를 상쇄하지 않는다면, 단위당 총비용은 감소하게 된다. 이에 따라 보고된 매출원가(COGS)는 낮아지며, 기업은 더 좋은 운영 마진(margin)을 보고하게 된다. 하지만 추가적인 생산으로 제조 및 재고 비용이 발생하거나 생산량 증가로 인한 점진적인 한계비용이 증가되어 매출액 대비 제조비용을 상승시키게 된다. 즉, 양(+)의 이익조정을 하면 비정상 제조원가(아래 식의 잔차([eqn: epsilon _{i,t}]))는 양(+)의 값을 가지게 된다. 아래의 식은 Kothari et al.(2005)이 제시한 성과대응모형을 모두 적용한 것이다.

양(+)의 값을 가지기 때문에, 해석의 용이성을 위해서 비정상 영업현금흐름 및 비정상 재량지출처럼 부호를 변경시킬 필요가 없다.

[eqn: {P`ROD _{i,t}} over {A _{i,t-1}} = alpha _{0} + alpha _{1} ( {1} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{2} ( {S _{i,t}} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{3} ( {DELTA S _{i,t}} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{4} ( {DELTA S _{i,t-1}} over {A _{i,t-1}} )# ````````````````````````````````````````````````````# ```````````````````````````````````````````````````+ alpha _{5} ROA _{i,t} + epsilon _{i,t}]

제조원가([eqn: P`ROD _{i,t} =COGS _{i,t} + DELTA INV _{i,t}])

세 번째 방법은 R&D 지출이나 광고, 관리비용 등 재량적 지출을 감소시키는 것이다. R&D 지출이나 광고, 판매비와 일반관리비지출이 해당년도에 바로 수입으로 연결된다는 보장이 없다. 또한 장기적으로도 수입이 될 것이라는 보장도 없다. 이러한 불확실성이 높은 지출은 회계 장부상 비용으로 처리되기 때문에, 지출을 줄이면 이익이 높아질 수 있다. 따라서 양(+)의 이익조정을 하면, 아래의 식에서 잔차([eqn: epsilon _{i,t}])는 음(-)의 값을 가지게 된다.

[eqn: {DE _{i,t}} over {A _{i,t-1}} = alpha _{0} + alpha _{1} ( {1} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{2} ( {S _{i,t-1}} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{3} ROA _{i,t} + epsilon _{i,t}]

[eqn: DE _{i,t}] = 기업 i의 t년도의 재량지출

해석의 용이성을 위해서 비정상 영업이익흐름과 동일하게 비정상 재량지출(abDE)의 값에 (-1)을 곱하여 분석에 활용하였다.

[eqn: REM3=(-1)` TIMES `abDE]

Roychowdhury(2006)가 제시한 실제 이익조정의 행태들은 각각 분리된 것이 아니라 서로 연결되어 있다. 예를 들어, 연말에 단기적인 가격할인을 통해서 매출액을 증가시킨다면, 추가적인 매출로 인해서 보고된 매출 당 마진(margin)은 증가한 것으로 보고되지만, 실제 매출 당 현금흐름은 마진의 감소로 낮아지게 된다. 따라서 매출 대비 제조원가는 비정상적으로 높아지게 된다. 따라서 실제 이익조정을 측정하기 위해서는 각각 분리하여 분석하는 것이 아니라 통합 측정치를 고안하여 분석하는 것이 용이하다(Cohen et al, 2008; Cohen & Zarowin, 2010; 김지홍 외, 2009). 이하의 분석에서는 실제 이익조정을 아래와 같은 방식으로 측정하여 활용하였다.

[eqn: REM=(-1)` TIMES `abCFO`+`abPC`+`(-1)` TIMES `abDE# ```````````````````# ```````````````````=`REM1`+REM2`+REM3]

2) 발생액 이익조정

발생액 이익조정도 Dechow et al.(1995)의 수정된 Jones 모형을 활용하였다. Kothari et al.(2005)은 측정오차의 문제를 해결하기 위해서 성과 대응(performance- matched) 모형을 제시하였다. 본 논문은 위와 같은 선행연구를 반영하여 ROA(총자산 대비 수익율)을 추가한 모형을 적용하여 발생액 이익조정 측정치(잔차, [eqn: epsilon _{i,t}])를 구하였다.

[eqn: {TA _{i,t}} over {A _{i,t-1}} = alpha _{0} {1} over {A _{i,t-1}} + alpha _{1} ( {TRIANGLE S _{i,t}} over {A _{i,t-1}} - {TRIANGLE REC _{i,t}} over {A _{i,t-1}} )+ alpha _{2} {PPE _{i,t}} over {A _{i,t-1}} + alpha _{3} ROA _{i,t+} epsilon _{i,t}]

[eqn: TRIANGLE REC _{i,t}]= 기업 i의 t년도의 매출채권 변화량

Larker et al.(2007)은 기업운영의 기대된 성장률을 반영하기 위하여 BM(book-to-market ratio)을 대리변수로 활용하기도 하였다. 성장성이 높은 기업은 큰 규모의 발생액이 생길 것이라 예측되기 때문이다. 그는 동일한 이유로 영업현금흐름(CFO)도 측정모형에 반영하였다. Larker et al.(2007)이 제시한 모형도 결론적으로는 영업성과를 통제하기 위해서 모형에 이를 반영하였다는 점에서 Kothari et al.(2005)과 동일하기 때문에 본 논문에서는 성과대응 모형을 활용하여 재량적 발생액을 측정하였다.

이러한 발생액 이익조정과 실제 이익조정 측정방식은 국내 공기업분야 이익조정 연구(강선아·김영식, 2014; 김정교·유순미·김경옥, 2011; 박원, 2013; 이중호·이호영, 2006; 정주희 외, 2013)에서도 동일하게 사용되거나 연구관점에 따라서 일부 수정되어 사용되고 있다.

(2) 종속변수

공공기관의 단기와 장기성과는 다양한 측정변수를 활용할 수 있다. 공공기관의 재무/회계성과와 관련된 변수는 매출총이익(profit margin ratio), 영업이익(operating profit), 법인세 비용차감 전 순이익(profit before income tax), 순이익(profit)이 있으며 각 이익지표는 아래와 같은 공식에 의해 구해진다.

매출총이익은 매출액(sales)에서 매출원가(cost of sales)를 제외한 것이다. 영업이익은 매출총이익에서 판매비와 일반관리비를 제한 것이며, 법인세 비용차감 전 순이익은 영업이익에서 영업외 수익은 더하고 영업외 비용은 제외한 것이다. 순이익은 법인세 비용차감 전 순이익에서 법인세를 제외한 것을 의미한다. 이를 공식으로 나타내면 아래와 같다.

[eqn: 매출총이익`=`매출액`-`매출원가]

[eqn: 영업이익=매출총이익-판매비와`일반관리비]

[eqn: 법인세비용차감전`순이익=영업이익+(영업외`수익-영업외`비용)]

[eqn: 순이익=법인세비용차감전`순이익-법인세]

위의 각 이익지표로부터 기관의 성과를 측정할 수 있는 변수를 구성할 수 있다. 매출액 총이익률(profit margin ratio)은 매출액 대비 매출총이익으로, 매출로부터 이익을 얻는 정도를 의미한다. 영업이익률(Rate of operating profits)이란 매출액 대비 영업이익 비율을 의미하는 것으로, 기업의 영업활동을 평가하는 지표이다. 보유주인 유가증권이나 고정자산을 처분할 경우 특별이익이나 특별손실이 발생하여 경상이익과 순이익은 높아질 수도 있기 때문에 영업 이익률은 순수한 영업활동 실적을 파악하는데 활용되고 있으며, 매출액 영업이익률로 불린다(미래와 경영연구소, 2006).

순이익률(net profit margin)은 세후 순 매출액 대비 순이익 비율로, 순이익은 매출에서 모든 비용과 세금을 제외한 후 소유주인 주인에게 남은 부분을 의미한다. 기업의 실적을 평가하는 다양한 순이익률 지표가 존재하는데, 일부 중요 순이익률 지표를 살펴보면 아래와 같다.

한경 경제용어사전, 한국경제신문/한경닷컴

총자산 순이익률(Return On Asset: ROA)은 총자산 대비 당기순이익률을 의미하는 것으로 자산의 효율성을 평가하기 위해 활용된다. 자기자본 순이익률(Return On Equity: ROE)은 자기자본 대비 당기순이익 비율로, 자기자본을 얼마나 활용하여 효율적인 경영활동을 했는지 평가하는 기준이 된다. 주주의 입장에서 자기자본 순이익률이 시중금리보다 높아야 투자가치가 있다. 기업 순이익률(financial expenses and net income to total assets)은 총자본 대비 법인세 차감 이후 당기순이익과 금융비용 비율을 의미하는 것으로, 총자본의 효율적인 운영을 평가하는 것에 활용된다. 자본금 순이익률(net income to capital stock)은 자본금 대비 당기순이익 비율을 의미하며, 기업의 배당능력을 나타내주는 지표이기도 하다.

시사상식사전, 지식엔진연구소, 박문각

한경 경제용어사전, 한국경제신문/한경닷컴

한경 경제용어사전, 한국경제신문/한경닷컴

본 논문에서는 자기자본을 얼마나 활용하여 효율적인 경영활동을 했는지 평가할 수 있는 ‘자기자본 순이익률’지표를 분석에 활용하였다. 장기의 성과를 측정하기 위해서 위의 종속변수에 t+1기, t+2기, t+3기 시차변수를 활용하였다.

추가적으로, 공공기관 경영평가에서는 어떠한 지표를 적용하고 있는지 알아볼 필요가 있다. 각 공공기관마다 공통적으로 적용되는 평가지표 중 업무효율지표를 살펴보면, 노동생산성과 자본생산성, 부가가치율을 계산하고 있는 것을 알 수 있다. 아래의 식에서 알 수 있듯이 노동생산성과 자본생산성, 부가가치율은 부가가치를 분모로 하여 계산된다. 여기서 부가가치는 ‘법인세 비용차감 전 순이익’을 의미한다(2014년 공공기관 경영평가 편람 p.41). 그 이전년도(1995년부터 2013년까지)의 경영평가지표도 동일한 방식으로 계산되고 있다.

[eqn: 노동생산성`=` {부가가치} over {평균인원}]

[eqn: 자본생산성``=` {부가가치} over {총자산}]

[eqn: 부가가치율`=` {부가가치} over {매출액}]

공공기관 경영평가에서 공통적으로 적용되는 재무예산 성과지표는  부채비율(부채/자본), 이자보상비율(영업이익/금융비용), 부채감축달성도 지표가 있다. 그 이외에는 각 공공기관이 당면한 상황에 따라서 평가지표가 상이하다. 총자산회전율, 금융비용(금융비용/차입금평균잔액), 총부채이자율(이자비용/총부채), 자체사업수입 성장률(전년도 대비), 매출액 성장률(전년도 대비), 매출액 증가율(전년대비 당기매출액 증가율), 유동비율(유동자산/유동부채), 예산 집행률, 유동부채비율(유동부채/자기자본), 자산증가율, 자기자본 이익률(당기순이익/(기초 자기자본)+(기말 자기자본)÷2), 자기자본증가율, 연구개발사업 수입(연구개발사업 수입/자본금) 등의 지표가 각 기관별로 상이하게 적용되고 있다.

2014년도 공공기관 경영평가지표로 적용

따라서 공공기관 경영평가에서 공통적으로 자주 활용되고 있는 지표인 부가가치, 즉 법인세 비용차감 전 순이익을 성과측정지표로 활용하였다. 법인세와 같은 세금은 정부의 정책과 제도에 따라서 외생적으로 결정되기 때문에 기업의 활동과는 연계되지 않을 가능성도 있다 다라서 법인세차감이전의 순이익도 종속변수로 구성하여 종속변수로 활용해보는 것도 의미가 있을 것이다. 그 중에서 자기자본을 얼마나 활용하여 효율적인 경영활동을 했는지 평가할 수 있는 ‘자기자본 법인세 비용차감 전 순이익률’을 주요측정지표로 활용하였다. 장기의 성과를 측정하기 위해서 위의 종속변수에 t+1기, t+2기, t+3기 시차변수를 활용하였다. 그 이외에 NICE 신용평가정보 데이터베이스에서 제공하는 영업이익 증가율, 법인세 비용차감 전 순이익증가율, 매출액 증가율, 부채비율 등을 종속변수로 적용하여 robustness test를 하는데 활용하였다.

https://www.kisvalue.com/

(3) 통제변수

본 논문에서 모형의 통제변수는 기관 i의 t년도 log(총자산)([eqn: Size _{i,t}]), 기관 i의 t년도 재무곤경도(부채비율=부채총액/총자산)([eqn: LEV _{i,t}]), 손실여부([eqn: Loss _{i,t}]), 매출액증가율([eqn: Grw _{i,t}]), 년도더미 변수([eqn: SIGMA Year _{t}]) 이다.

기관규모([eqn: Size _{i,t}])는 각 기관의 특성을 반영하고 있으며, 기관의 사적정보를 나타낼 수도 있다. 정치적 비용가설(political cost hypothesis)에 따르면, 미래에 정치적 비용이 높게 예상될수록 현재의 이익을 미래로 이연시키는 음(-)의 이익조정을 한다. Watts & Zimmerman(1986)도  규모가설(size hypothesis)을 통해서 큰 기관은 정치적으로 또는 언론에 의해서 집중을 받기 때문에 미래에 규제 및 불이익이 예상되는 경우에 현재의 이익을 줄이는 이익조정을 한다고 주장하였다. 공기업과 준정부기관은 국민의 세금을 통해서 운영되고, 특히 사회간접자본(SOC)을 운영하는 공기업은 국민의 경제생활 및 복지에 직접적인 영향을 주고 있어 정치적으로 더욱 민감하다. Cheng & Warfield(2005)의 논문에서도 정치적 비용을 줄이기 위해서 관리자가 이익조정을 할 수 있기 때문에 규모(size)를 통제변수로 활용하였다. 또한 규모가 큰 기관일수록 성과에 영향을 줄 수 있는 다양한 자원과 사업부분을 가지고 있을 가능성이 높다. 이익조정을 연구하는 많은 연구들도 이러한 이유로 기업규모를 통제하여 분석을 진행하고 있다(Fama & French, 1993).

부채비율([eqn: LEV _{i,t}])은 재무곤경도의 대리지표로, 총부채를 총자산으로 나누어 측정할 수 있다. Watts & Zimmerman(1986)의 부채약정가설(debt covenant hypothesis)에 의하면, 기관의 부채비율이 높을수록 관리자는 이익조정의 유인을 크게 느끼며, 미래의 이익을 현재에 옮기는 회계과정을 선택하는 경향이 높다. 기관이 회계에 근거한 계약에 직면해있을 때 관리자는 현재이익을 증가시킬 유인이 있으며, 이익조정을 통해서 적자를 회피할 수 있을 때 이러한 유인은 극대화된다. Graham et al.(2005)의 조사와 Burgstahler & Dichev(1997)의 실증연구도 부채약정가설을 뒷받침해주고 있다. 위와 같은 유인을 통제하여 분석하기 위해 부채약정, 재무곤란도 등을 대리하는 부채비율을 활용하였다.

각 기관의 손실여부([eqn: Loss _{i,t}])와 매출액증가율([eqn: Grw _{i,t}]) 등과 같이 기업의 성과를 측정하는 변수도 모형에 적용하였다. 이는 당기의 영업성과가 장기의 영업성과에 미치는 영향을 통제하기 위함(김지홍 외, 2009)이다. 현재의 기업성장률에 따라서 단기와 장기의 기업성과가 영향을 받을 수 있기 때문에 이를 통제하기 위해서 당기순이익과 매출액증가율을 활용하였다. 손실여부는 당기순이익(NI)이 0보다 클 때는 1로, 0보다 작을 때는 0으로 측정하였다. 또한 매출액 증가율은 지난해 매출액 대비 증가율로 측정하였다. 또한 영업성과의 결과에 따라서 이익조정의 영향을 받기 때문에(Derashid & Zhang, 2003) 이를 통제변수로 활용하였다.

그 이외에 년도더미 변수([eqn: SIGMA Year _{t}])를 이용하여, 연도별로 발생한 정치·경제적 사건들이 기업의 단기·장기성과에 미치는 영향을 통제하고자 하였다. 지금까지 살펴본 종속변수, 독립변수, 통제변수를 정리하면 <표 2>와 같다.

	변수	측정지표	출처
종속변수	기관의 단기성과	자기자본 순이익률 (or 법인세차감전순이익률), 자본금 순이익률 [그 외 성과지표 활용]	NICE 신용평가정보 재무제표, 회계감사보고서, 기업홈페이지 참고
	기관의 장기성과
독립변수	실제 이익조정	비정상 영업현금흐름	NICE 신용평가정보 재무제표, 회계감사보고서, 기업홈페이지 참고
		비정상 제조원가
		비정상 재량지출
	발생액 이익조정	재량적 발생액
통제변수	기업규모	log(총자산)
	재무곤경도	부채비율
	손실여부	당기순이익 손실 여부 (손실=1, 이익=0)
	기업의 성장	매출액 증가율
	연도더미	[eqn: SIGMA Year _{t}]

<표 2> 변수와 측정지표, 척도, 출처

2. 데이터

본 연구에서 분석대상은 공기업과 준정부기관, 기타공공기관을 포함하는 공공기관이다. 본 논문에서는 1995년부터 2014년까지 20년 동안 상장기업에 해당하는 한국전력공사, 한국가스공사, 지역난방공사, 강원랜드, 그랜드코리아레저, 한전KPS, 한국전력기술 총 7개의 기관과 여수광양항만공사, 인천국제공항공사, 한국감정원, 한국공항공사, 한국관광공사, 한국남동발전(주), 한국남부발전(주), 한국동서발전(주), 한국서부발전(주), 한국중부발전(주), 한국수력원자력(주), 한국도로공사, 한국철도공사, 한국토지주택공사, 한국거래소를 포함하는 비상장기관을 대상으로 하였다. NICE 신용평가정보 데이터베이스에서 제공하는 공기업 재무제표를 활용하였다.

2015년 총 316개 기관이 공공기관으로 지정(공기업 30개, 준정부기관 88개, 기타 공공기관 198개)되었다.

중소기업은행도 상장공기업에 해당하지만, 일반 공기업의 재무제표와 은행의 재무제표는 상이하여 분석에서 제외하였다.

실제 이익조정과 발생액 이익조정 측정치를 구하기 위해서는 산업별로 분류하여 측정하여야 한다. 산업별로 자산대비 평균적인 영업현금흐름, 제조원가, 재량지출비율이 다를 것이기 때문에, 각 산업별로 회귀분석을 하여 그 잔차를 측정한 지표를 추정하여야 한다. 하지만 동일 산업 내에 공공기관은 소수의 기관만이 존재하기 때문에 추정에 한계가 있다. 따라서 동일한 산업 내의 민간 기업을 포함하여 동일 산업 내의 평균적인 영업현금흐름, 제조원가, 재량지출비율에서 벗어난 정도를 실제 이익조정과 발생액 이익조정으로 하여야 한다. 공공기관은 공공성을 추구한다는 점에서 민간 기업과 차이점은 있지만, 수정된 Jones모형에서 활용하고 있는 매출액, 영업현금흐름과 재고자산의 비율을 유사할 것이기 때문이다.

대분류	코드
A. 농업, 임업 및 어업	01-03
B. 광업	05-08
C. 제조업	10-33
D. 전기, 가스, 증기 및 수도사업	35-36
E. 하수·폐기물 처리, 원료재생 및 환경복원업	37-39
F. 건설업	41-42
G. 도매 및 소매업	45-47
H. 운수업	49-52
I. 숙박 및 음식점업	55-56
J. 출판, 영상, 방송통신 및 정보서비스업	58-63
K. 금융 및 보험업	64-66
L. 부동산업 및 임대업	68-69
M. 전문, 과학 및 기술 서비스업	70-73
N. 사업시설관리 및 사업지원 서비스업	74-75
O. 공공행정, 국방 및 사회보장 행정	84
P. 교육 서비스업	85
Q. 보건업 및 사회복지 서비스업	86-87
R. 예술, 스포츠 및 여가관련 서비스업	90-91
S. 협회 및 단체, 수리 및 기타 개인 서비스업	94-96
T. 가구 내 고용활동 및 달리 분류되지 않은 자가 소비생산활동을 하는 경우	97-98
U. 국제 및 외국기관	99

<표 3> 한국표준산업분류: 대분류

출처: 통계청 홈페이지(https://kssc.kostat.go.kr)

통계청의 한국표준산업분류(Korean Standard Industrial Classification: KSIC)는 기업이 수행하는 산업 활동을 유사성에 따라서 체계적으로 분류한 것이다. 이 분류는 1965년 9월에 처음으로 실시되었으며, 최근에는 2007년에 개정되고 2008년에 시행된 제9차 분류가 지속적으로 활용되고 있다. <표 3>은 한국표준산업분류의 대분류와 코드를 나타낸 것이다. 한국표준산업분류는 대분류와 중분류, 소분류, 세분류, 세세분류로 나누어진다. ㈜동서발전을 예로 들면, 이 발전공기업은 대분류에 의하면, D. 전기, 가스, 중기 및 수도사업에 해당된다. 중분류는 전기, 가스, 증기 및 공기조절 공급업(코드: 35), 소분류는 전기업(코드: 351), 세분류는 발전업(코드: 3511), 세세분류는 화력발전업(코드: 35113)이다.

분류	대분류	중분류	소분류	세분류	세세분류
분류코드	D	35	351	3511	35113
분류명	전기, 가스, 증기 및 수도사업	전기, 가스, 증기 및 공기조절 공급업	전기업	발전업	화력 발전업

<표 4> 산업별 분류 예시: ㈜동서발전

출처: 통계청 홈페이지(https://kssc.kostat.go.kr)

위와 같이 각 산업별 민간 데이터를 구성하여 공공기관 데이터와 통합하여, 해당 공공기관의 실제이익조정과 발생액 이익조정 지표를 추정할 수 있다. 예를 들면, 한국전력공사의 경우 통계청의 한국표준산업분류에 의하면 기타발전업(코드: 35119)에 해당된다. 한국전력공사는 <표 5>과 같이 기타 발전업에 속하는 민간기업과의 회귀분석을 통해서 평균적인 자산대비 영업흐름현금비율과 제조원가비율, 재량지출 비율을 얻을 수 있으며, 여기서 벗어난 정도(잔차)를 구할 수 있다. 이 잔차가 실제 이익조정 측정치와 발생액 이익조정 측정치가 된다. <표 4>의 ㈜동서발전은 화력 발전업에 속하는 민간기업과의 회귀분석을 통해서 평균적인 자산대비 영업흐름현금비율과 제조원가비율, 재량지출 비율을 얻을 수 있으며, 여기서 벗어난 정도(잔차)를 구할 수 있다.

<표 5> 산업별 분류 예시: 한국전력공사

KSIC: 기타 발전업(35119)
영덕풍력발전(주)	부산솔라(주)	(주)지에스영양풍력발전
제이비씨(주)	(주)거금솔라파크	호남풍력발전(주)
지에스파워(주)	춘천태양광발전소(주)	하이패스태양광(주)
협성신재생에너지(주)	석천솔라파워(주)	(주)길쌈에너지
군장에너지(주)	(주)내추럴오투피아	(주)신안그린에너지
강원풍력발전(주)	케이앤에이치솔라(주)	코리아에너지발전소(주)
에코에너지(주)	(주)대륜발전	오씨아이남부태양광발전(주)
티피피(주)	강원솔라파크(주)	케이에스솔라(주)
(주)전주솔라에너지	(주)씨그마이티엔	현대아산태양광발전(주)
남해에너지개발(주)	티씨에스원(주)	베스트솔라에너지(주)
한국전력공사	평창풍력발전(주)	(주)고원풍력발전
(주)고창솔라파크	(주)천광에너지	영광백수풍력발전(주)
(주)에스피에너지	(주)일산태양광	동남태양광발전(주)
한신에너지(주)	창죽풍력발전(주)	대산에너지(주)
(주)혜인산업	디쏠라에너지(주)	전남솔라(주)
(주)태기산풍력발전	파인태양광(주)	영암풍력발전(주)
(주)에스피솔라	대명지이씨풍력발전(주)	부산신호태양광발전(주)
의성솔라파크(주)	(주)한국태양광발전1호	(주)행원풍력에너지특성화마을법인
(주)동양에너지	(주)천일에너지	(주)한국태양광발전5호
(주)정읍솔라라이트	이글스에너지(주)	대구태양광발전(주)
(주)한국솔라파크	탐라해상풍력발전(주)	(주)다남솔라
(주)한빛그린파워에너지	(주)광석태양광발전소	코스콘태양광(주)
백운세일에너지(주)	당진에코파워(주)	(주)탑선전남에너지
(주)미래에너지	윈드밀파워(주)	영암테크노태양광(주)
김천에너빅스(주)	(주)대척태양광발전소	파낙스에너지(주)
(주)장산태양광발전소	(주)금산태양광발전소	에스이에스(주)
(주)엔에이치	부산연료전지발전(주)	한반도태양광(주)
(주)진도선파크	경주풍력발전(주)	오대양태양광발전(주)
군위솔라테크(주)	(주)엔알이홀딩스	해미솔라에너지(주)
(주)영양풍력발전공사	와이티썬(주)	(주)부여에너지팜
(주)상주솔라	(주)비오앤	김해명동태양광발전(주)
(주)상주태양광발전소	경기그린에너지(주)	(주)포에버
(주)그린솔라	동부당진솔라(주)	하이웨이솔라(주)
태백풍력발전(주)	뉴에너지파워(주)	부산신호태양광발전2호(주)
(주)탑선태양광1호	고속도로태양광발전(주)	(주)지셀태양광발전소
(주)진슬태양광	(주)영월에너지스테이션	(주)케이디파워텍
고덕그린에너지(주)	큐원솔라(주)	(주)강원학교태양광
(주)선포커스	제주김녕풍력발전(주)	(주)양산솔라
서부솔라발전(주)	(주)한태연3호	(주)아스트로너지쏠라코리아

3. 분석방법 및 모형

본 연구에서는 패널자료 분석기법인 패널고정효과(Panel fixed effect)모형을 활용할 것이며, 각 기관과 연도에 대한 통제를 통해서 이익조정이 기관과 개인의 장기·단기성과에 미치는 영향을 알아볼 것이다. 고정효과모형은 관측불가능한 시불변 요인을 통제하는 방법이다. 랜덤효과(random effect)모형과의 결과비교를 통해서 어떤 연구모형이 타당한지를 Hausman Test(Hausman, 1978)를 통해 결정할 것이다. 각 분석모형은 아래와 같다.

[eqn: N`et``profit``rate _{i,t} ``= beta _{0} + beta _{1} REM _{i,t} + beta _{2} DA _{i,t} + beta _{3} Size _{i,t} + beta _{4} LEV _{i,t}# # ````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````+ beta _{5} Grw _{i,t} + beta _{6} Loss _{i,t} + SIGMA Year _{t} + delta _{i} + epsilon _{i,t}]

[eqn: N`et``profit``rate _{i,t+1} = beta _{0} + beta _{1} REM _{i,t} + beta _{2} DA _{i,t} + beta _{3} Size _{i,t+1} + beta _{4} LEV _{i,t+1}# # ````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````+ beta _{5} Grw _{i,t+1} + beta _{6} Loss _{i,t+1} + SIGMA Year _{t} + delta _{i} + epsilon _{i,t}]

[eqn: N`et``profit``rate _{i,t+2} = beta _{0} + beta _{1} REM _{i,t} + beta _{2} DA _{i,t} + beta _{3} Size _{i,t+2} + beta _{4} LEV _{i,t+2}# # ````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````+ beta _{5} Grw _{i,t+2} + beta _{6} Loss _{i,t+2} + SIGMA Year _{t} + delta _{i} + epsilon _{i,t}]

[eqn: N`et``profit``rate _{i,t+3} = beta _{0} + beta _{1} REM _{i,t} + beta _{2} DA _{i,t} + beta _{3} Size _{i,t+3} + beta _{4} LEV _{i,t+3}# # ````````````````````````````````````````````````````````````````````````````````+ beta _{5} Grw _{i,t+3} + beta _{6} Loss _{i,t+3} + SIGMA Year _{t} + delta _{i} + epsilon _{i,t}]

[eqn: N`et`profit`Rate _{i,t}]

= 자기자본 순이익률, 자기자본 법인세 비용차감 전 순이익률

[eqn: REM _{i,t}]=실제 이익조정 측정치

[eqn: DA _{i,t}]=재량적 발생액

[eqn: Size _{i,t}]=기업규모

[eqn: LEV _{i,t}]=재무곤경도(부채비율)

[eqn: Loss _{i,t}]=손실여부

[eqn: Grw _{i,t}]=매출액증가율

[eqn: SIGMA Year _{t}]=연도더미

Ⅳ. 분석 결과

1. 기초통계량

<표 9>는 각 가설에서 활용된 변수들의 기초통계량을 나타낸다. 종속변수는 자기자본 순이익률, 자기자본 법인세 비용차감 전 순이익률이다. 각 종속변수의 시차변수도 기초통계량을 제시하였다. 독립변수인 실제 이익조정과 발생액 이익조정 변수, 통제변수로 활용되고 있는 기업규모(size), 재무곤경도(lev), 손실 여부(loss), 기업성장률(grw), 연도더미([eqn: SIGMA Year _{t}])의 기초통계량도 적시하였다.

Variable	Obs	Mean	Std. Dev.	Min	Max
가설1, 가설2 활용지표
자기자본 순이익률	352	8.24	17.51	-105.62	127.33
(t+1)	330	8.34	17.84	-105.62	127.33
(t+2)	308	8.33	18.26	-105.62	127.33
(t+3)	286	8.13	17.93	-105.62	127.33
자기자본 법인세비용차감전 순이익률	352	11.705	22.039	-112.51	166.14
(t+1)	330	11.773	22.460	-112.51	166.14
(t+2)	308	11.751	22.991	-112.51	166.14
(t+3)	286	11.324	22.439	-112.51	166.14
실제 이익조정	229	0.071	0.253	-0.383	1.953
발생액 이익조정	263	-0.001	0.132	-1.048	0.539
기업규모	358	21.865	1.789	17.055	25.879
재무곤경도	358	0.472	0.223	0.003	1.283
손실여부	358	0.134	-	0	1
성장률	304	0.066	0.154	-0.316	1.538
연도더미	358	-	-	1995	2014

<표 6> 기초통계량

2. 가설 1의 분석결과

가설1과 가설2의 종속변수는 자기자본 순이익률과 자기자본 법인세 비용차감 전 순이익률이다. 자기자본 순이익률을 통해 공공기관이 자기자본을 활용하여 얼마나 효율적인 경영활동을 했는지 평가할 수 있다. 또한 공공기관 경영평가에서 법인세 비용차감 전 순이익률을 중요지표로 활용하고 있기 때문에 자기자본 법인세 비용차감 전 순이익률을 종속변수로 활용하였다.

본문에서도 이 이외에 성과를 나타내는 종속변수로 매출액 순이익률, 매출액 영업이익률, 총자본 순이익률, 기업순이익률 등도 분석을 하였으나 지면제약 상 생략하고 자기자본 순이익률을 대표적인 종속변수로 설정하여 이를 중심으로 설명하였다. 매출액 순이익률, 총자본 순이익률 등 기타 성과지표들도 아래의 결과가 유사한 패턴을 보이고 있다.

<표 7>은 자기자본 순이익률을 종속변수로, 패널고정효과모형을 적용하였을 때의 분석결과이다. <표 7>의 (3)열을 보면, 공공기관에서 실제 이익조정을 하면 해당연도의 자기자본 순이익률은 증가(14.20**)하는 것을 알 수 있다. 실제 이익조정과 발생액 이익조정 측정치를 분리하여 분석하여도 결과는 동일(9.124**)하였다. 발생액 이익조정 또한 자기자본 순이익률이 유의미하게 증가(12.82*)하고 있다. 실제이익조정을 통제변수로 적용하지 않아도 발생액 이익조정과 자기자본 순이익률은 유의미하지는 않으나 양의 관계(7.304)를 보이고 있다.

재무 곤경도를 나타내는 부채비율은 자기자본 순이익률과 유의미하게 음의 관계(-32.80***)를 보이고 있으며, 성장률과 단기성과와는 유의미한 양의 관계(24.98**)를 보이고 있다. 기업은 손실일 때 순이익률이 유의미하게 감소(-16.89***)하고 있어 각 통제변수와 순이익률과의 관계는 선행연구들과 분석결과와 일치함을 알 수 있다.

	Panel Fixed Effect
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	t	t	t	t+1	t+1	t+1
	종속변수: 자기자본 순이익률
REM	9.124*	―	14.20**	-4.779	―	-14.10***
	(5.241)	―	(6.300)	(4.944)	―	(4.838)
DA	―	7.304	12.82*	―	-43.76***	-45.85***
	―	(7.121)	(7.063)	―	(6.296)	(5.768)
size	5.107	12.73***	7.543	-2.795	7.215*	-2.331
	(5.132)	(3.943)	(5.299)	(5.065)	(4.170)	(4.402)
lev	-26.09***	-39.09***	-32.80***	0.777	-0.710	0.682
	(9.045)	(7.095)	(9.310)	(6.955)	(6.270)	(6.317)
grw	35.97***	40.26***	24.98**	37.61***	27.59***	25.74***
	(9.099)	(7.334)	(10.82)	(9.078)	(8.920)	(8.636)
loss	-17.99***	-17.85***	-16.89***	-15.37***	-14.71***	-16.57***
	(3.485)	(2.929)	(3.476)	(3.685)	(3.077)	(3.143)
Constant	-109.0	-255.5***	-149.7	76.83	-163.2*	63.74
	(107.1)	(83.23)	(119.6)	(115.9)	(89.76)	(101.8)
N	226	258	208	191	218	175
[eqn: R ^{2}] adjusted [eqn: R ^{2}]	0.352	0.381	0.386	0.288	0.424	0.528
기관수	18	19	17	18	19	17

<표 7> 이익조정이 장·단기성과에 미치는 영향(1-1)

각 모형에 연도더미([eqn: SIGMA Year _{t}])가 포함되어 분석되었으나 지면제약 상 생략하였다. 이하의 표에서도 동일하게 적용된다.

<표 7>의 (4),(5),(6)열은 이익조정이 t+1기 자기자본 순이익률에 미치는 영향을 분석한 것이다. <표 7>의 (6)열을 보면, 실제 이익조정은 t+1기의 순이익률을 유의미하게 감소시키고 있다(-14.10***). 발생액 이익조정은 자기자본 순이익률에 유의미하게 부정적인 영향(-45.85***)을 미치고 있다. <표 7>의 (5)열에서 실제 이익조정을 통제변수로 모형에 반영하지 않아도 발생액 이익조정은 순이익률에 부정적인 영향(-43.76***)을 미치고 있다. 실제 이익조정은 발생액 이익조정을 통제변수로 모형에 반영하지 않으면 유의미성은 없어지지만, 순이익률에 부정적인 영향(-4.779)을 미치는 것은 동일하다. 이를 통해 실제 이익조정과 발생액 이익조정으로 인한 부정적인 영향이 다음연도 공공기관 재무/회계 성과에 바로 나타는 것을 알 수 있다.

<표 8> 이익조정이 장·단기성과에 미치는 영향(1-2)

	Panel Fixed Effect
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	t+2	t+2	t+2	t+3	t+3	t+3
	종속변수: 자기자본 순이익률
REM	1.453	―	0.790	-18.27***	―	-15.26**
	(6.154)	―	(7.479)	(6.131)	―	(7.406)
DA	―	-7.838	-8.377	―	10.43	6.156
	―	(7.159)	(8.278)	―	(8.424)	(9.786)
size	-2.912	-1.092	-1.675	-11.78	-12.85**	-16.07*
	(6.088)	(5.745)	(6.795)	(7.302)	(6.455)	(8.101)
lev	13.58	12.41	12.36	-18.45**	-19.13**	-20.78*
	(9.283)	(8.451)	(10.85)	(9.264)	(8.431)	(10.63)
grw	40.38***	40.16***	42.36***	40.22***	40.09***	39.12***
	(10.71)	(10.03)	(11.93)	(11.82)	(10.65)	(12.56)
loss	-21.47***	-18.21***	-20.99***	-19.45***	-18.49***	-19.65***
	(4.231)	(3.678)	(4.428)	(4.597)	(4.122)	(4.850)
Constant	63.61	20.73	42.83	277.5*	358.5**	373.9**
	(137.7)	(122.1)	(147.8)	(158.8)	(140.3)	(178.5)
N	166	185	153	145	163	133
[eqn: R ^{2}] adjusted [eqn: R ^{2}]	0.305	0.298	0.317	0.338	0.389	0.352
기관수	17	19	16	17	19	16

<표 8>의 (1),(2),(3)열은 t기의 이익조정이 t+2기 자기자본 순이익률에 미치는 영향을 분석한 것이다. <표 8>의 (3)열을 보면, 실제 이익조정과 발생액 이익조정 모두 순이익률에 유의미한 영향을 미치지 않고 있다(0.790, -8.377). t+2기의 성장률은 t+2기 자기자본 순이익률에도 긍정적인 영향(42.36***)을 미치며, t+2기의 손실은 t+2기 자기자본 순이익률에 부정적인 영향(-20.99***)을 미친다.

<표 8>의 (4),(5),(6)열은 t기의 이익조정이 t+3기 순이익률에 미치는 영향을 분석한 것이다. t기의 실제 이익조정은 t+3기 순이익률에 부정적인 영향(-15.26**)을 미치고 있으며, 발생액 이익조정 변수를 통제하지 않고 분석하여도 결과는 동일(-18.27***)하다. t기의 발생액 이익조정은 t+3기 순이익률에 유의미한 영향을 미치지 않고 있다(6.156). t+3기 기관의 규모가 클수록, t+3기 부채비율이 높을수록 순이익률에 부정적인 영향을 미친다(-16.07*, -20.78*). t+3기의 기관 성장률이 높을수록 순이익률에 긍정적인 영향(39.12***)을 미치며, 기관의 손실은 순이익률에 부정적인 영향(-19.65***)을 미친다.

종속변수를 자기자본 법인세 비용차감 전 순이익률로 분석하였을 때도 위와 동일한 결과가 나타나는지 살펴보았다. 법인세 비용차감 전 지표를 적용한 이유는 공공기관 경영실적평가에서 공통적인 평가지표로 ‘부가가치’가 자주 활용되고 있는데, 여기서 부가가치는 법인세 비용차감 전 순이익을 나타내고 있기 때문이다.

	Panel Fixed Effect
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	t	t	t	t+1	t+1	t+1
	종속변수: 자기자본 법인세비용차감전 순이익률
REM	12.32*	―	19.00**	-2.035	―	-14.24**
	(6.518)	―	(7.776)	(6.141)	―	(6.040)
DA	―	7.980	14.97*	―	-54.46***	-56.15***
	―	(8.442)	(8.717)	―	(7.278)	(7.201)
size	4.237	13.11***	8.927	-3.028	7.931	-1.524
	(6.382)	(4.675)	(6.540)	(6.293)	(4.821)	(5.496)
lev	-30.08***	-43.91***	-41.23***	-0.573	0.00557	1.316
	(11.25)	(8.411)	(11.49)	(8.640)	(7.248)	(7.887)
grw	46.25***	53.12***	32.87**	51.94***	39.19***	39.03***
	(11.31)	(8.695)	(13.35)	(11.28)	(10.31)	(10.78)
loss	-22.35***	-21.83***	-20.60***	-18.58***	-18.25***	-20.01***
	(4.333)	(3.473)	(4.290)	(4.578)	(3.557)	(3.924)
Constant	-77.95	-245.5**	-174.9	86.30	-166.5	47.83
	(133.2)	(98.67)	(147.6)	(143.9)	(103.8)	(127.0)
N	226	258	208	191	218	175
[eqn: R ^{2}] adjusted [eqn: R ^{2}]	0.349	0.391	0.383	0.299	0.462	0.530
기관수	18	19	17	18	19	17

<표 9> 이익조정이 장·단기성과에 미치는 영향(2-1)

<표 9>은 자기자본 법인세비용 차감 전 순이익률(이하 순이익률)을 종속변수로, 패널고정효과모형을 적용하였을 때의 분석결과이다. <표 9>의 (3)열을 보면, 공공기관에서 실제 이익조정을 하면 해당연도의 순이익률은 증가(19.00**)하는 것을 알 수 있다. 실제 이익조정과 발생액 이익조정 측정치를 분리하여 분석하여도 결과는 동일(12.32*)하였다. 발생액 이익조정 또한 자기자본 순이익률을 유의미하게 증가(14.97*)시키고 있다. 실제이익조정을 통제변수로 적용하지 않아도 발생액 이익조정과 자기자본 순이익률은 유의미하지는 않지만 양의 관계(7.980)를 보이고 있다. 재무 곤경도를 나타내는 부채비율은 순이익률과 유의미하게 음의 관계(-41.23***)를 보이고 있으며, 성장률과 단기성과와는 유의미한 양의 관계(32.87**)를 보이고 있다. 손실일 때 순이익률이 유의미하게 감소(-20.60***) 하고 있어 각 통제변수와 순이익률과의 관계는 이론 및 선행연구와 일치함을 알 수 있다.

<표 9>의 (4),(5),(6)열은 t기의 이익조정이 t+1기 순이익률에 미치는 영향을 분석한 것이다. t기의 실제 이익조정은 t+1기 순이익률에 유의미하게 부정적인 영향(-14.24**)을 미치고 있다. t기의 발생액 이익조정 또한 t+1기 순이익률에 유의미하게 부정적인 영향(-56.15***)을 미치고 있다. <표 9>의 (5)열을 보면, 실제 이익조정 측정치를 모형에 포함시키지 않아도 t기의 발생액 이익조정은 t+1기의 순이익률에 부정적인 영향(-54.46***)을 미치고 있는 것을 알 수 있다. 실제 이익조정은 발생액 이익조정 변수를 통제하지 않으면 순이익률에 부정적인 영향(-2.035)을 미치지만 유의미하지는 않다. 이러한 결과를 통해, 실제 이익조정과 발생액 이익조정으로 인한 부정적인 영향이 다음연도 성과에 바로 나타는 것을 알 수 있다. 통제변수를 살펴보면, t+1기의 성장률이 높을수록 t+1기의 순이익률에 긍정적인 영향(39.03***)을 미치며, t+1기의 손실은 t+1기의 순이익률에 부정적인 영향(-20.01***)을 미치고 있어 이론 및 선행연구와 결과가 부합하는 것을 알 수 있다.

<표 10> 이익조정이 장·단기성과에 미치는 영향(2-2)

	Panel Fixed Effect
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	t+2	t+2	t+2	t+3	t+3	t+3
	종속변수: 자기자본 법인세비용차감전 순이익률
REM	3.909	―	4.620	-21.90***	―	-17.41*
	(7.661)	―	(9.346)	(7.662)	―	(9.219)
DA	―	-8.118	-7.608	―	15.45	11.43
	―	(8.933)	(10.35)	―	(10.43)	(12.18)
size	-2.432	-1.648	-1.896	-14.48	-16.10**	-19.43*
	(7.578)	(7.169)	(8.491)	(9.125)	(7.990)	(10.08)
lev	12.75	14.59	12.57	-22.90*	-22.92**	-24.92*
	(11.55)	(10.55)	(13.55)	(11.58)	(10.44)	(13.24)
grw	56.29***	54.40***	57.65***	55.12***	54.22***	54.26***
	(13.33)	(12.51)	(14.91)	(14.76)	(13.18)	(15.64)
loss	-26.51***	-22.66***	-25.79***	-23.55***	-22.25***	-23.44***
	(5.266)	(4.590)	(5.533)	(5.745)	(5.103)	(6.038)
Constant	54.76	48.54	52.05	342.4*	443.0**	453.2**
	(171.4)	(152.3)	(184.7)	(198.4)	(173.6)	(222.2)
N	166	185	153	145	163	133
[eqn: R ^{2}] adjusted [eqn: R ^{2}]	0.317	0.304	0.324	0.341	0.387	0.355
기관수	17	19	16	17	19	16

<표 10>의 (1),(2),(3)열은 t기의 이익조정이 t+2기 순이익률에 미치는 영향을 분석한 것으로, 실제 이익조정과 발생액 이익조정 모두 순익률에 유의미한 영향을 미치지 않고 있다(4.620, -7.608). 이러한 결과는 발생액 이익조정과 실제 이익조정 변수의 통제여부에 상관없이 동일하다. t+2기의 성장률이 높을수록 t+2기의 순이익률은 유의미하게 높아지며(57.65***), t+2기의 손실이 발생하면 t+2기의 순이익률도 유의미하게 낮아진다(-25.79***).

<표 10>의 (4),(5),(6)열은 t기의 이익조정이 t+3기 순이익률에 미치는 영향을 분석한 것이다. t기의 실제 이익조정은 t+3기 순이익률에 부정적인 영향(-17.41*)을 미치고 있으며, 발생액 이익조정 변수를 통제하지 않아도 결과는 동일(-21.90***)하다. 반면 발생액 이익조정은 t+3기 순이익률에 유의미한 영향을 미치지 않고 있다(11.43). 통제변수를 살펴보면, <표 10>의 (6)열에서 t+3기의 기관의 규모가 클수록 t+3기의 순이익률은 감소(-19.43*)하고 있다. 또한 부채비율이 높을수록 순이익률은 감소(-24.92*)하며, 손실이 발생하여도 순이익률은 감소(-23.44***)하고 있다. 반면, 기관의 성장률이 높으면 순이익률은 유의미하게 증가(54.26***)하고 있다.

정리하면, 종속변수를 자기자본 순이익률과 자기자본 법인세 비용차감 전 순이익률로 분석하였을 때, 실제 이익조정과 발생액 이익조정으로 단기 순이익률은 유의미하게 증가하고 있다. 하지만 t+1기에서 실제 이익조정과 발생액 이익조정으로 장기 순이익률이 감소하고 있으며, t+3기에서는 실제 이익조정으로 장기 순이익률이 유의미하게 감소하고 있다.

2. 가설 2의 분석결과

<표 7>, <표 8>, <표 9>, <표 10>의 결과를 보면, [가설2] 또한 실증 분석할 수 있다. <표 7>, <표 8>에서 자기자본 순이익률을 종속변수로 하였을 때, 발생액 이익조정의 부정적인 영향은 t+1기에서 순이익률 감소(-45.85***)로 나타나고 있다. 반면, 실제 이익조정의 부정적인 영향은 t+1기의 순이익률 감소(-14.10***)와 t+3기의 순이익률 감소(-15.26**)로 나타나고 있다. 즉, 발생액 이익조정으로 t+1기까지 부정적인 영향이 나타나고 있지만, 실제 이익조정의 부정적인 영향은 t+3기까지 나타나고 있는 것을 알 수 있다.

<표 9>와 <표 10>에서 종속변수를 자기자본 법인세 비용차감 전 순이익률로 분석했을 때도 동일한 결과가 나타나고 있다. 발생액 이익조정의 부정적인 영향은 t+1기에서 순이익률 감소(-14.24**)로 나타나는 반면, 실제 이익조정의 부정적인 영향은 t+1기의 순이익률 감소(-56.15***)와 t+3기의 순이익률 감소(-17.41*)로 나타나고 있다. 앞의 분석 결과와 동일하게 발생액 이익조정으로 t+1기까지 부정적인 영향이 나타나고 있지만, 실제 이익조정의 부정적인 영향은 t+3기까지 나타나고 있는 것을 알 수 있다.

정리하면, 실제 이익조정이 발생액 이익조정보다는 공공기관 성과에 더 장기적으로 악영향을 미친다. 이 점은 Subramanyam(1996)과 Xie(2001)와 주장을 지지해주는 실증분석 결과이다.

Ⅴ. 결론

본 논문은 그동안 국내 공공기관 경영평가 등에서 일부 사례로만 지적되어왔던 발생액 이익조정과 실제 이익조정의 영향을 실증분석을 통해 검증하였다는데 큰 학술적 의의가 있다. 그리고 실제 이익조정의 부정적 영향이 발생액 이익조정보다 장기적이며 지속적으로 나타난다는 점을 재무제표를 활용한 데이터를 통해 확인한 것에 의미가 크다. 위와 같은 결론은 공공기관 경영평가에도 큰 정책적 시사점을 줄 수 있다.

공공기관에서 이익조정 행위는 다양하게 나타날 수 있다. 발생액 이익조정은 기업회계기준(GAAP)이 허용하는 범위에서 합법적으로 회계적 관리기법의 변경을 통해서 실제 이익(true earnings)을 그대로 보고하지 않는 것을 의미하며, 실제 이익조정은 실물운영방식을 변화시켜 실제 이익을 그대로 보고하지 않는 것을 의미한다. 즉, 발생액 이익조정과 실제 이익조정 모두 불법이 아닌 합법적인 행동으로 외부에서 발견하기 어려우며 이에 대한 제재도 용이하지 않다. 특히, 실제 이익조정의 경우 해당행위가 이익조정인지 합리적인 판단에 의한 최선의 선택인지 구분하기가 매우 어렵다. 따라서 이러한 이익조정행위를 확인하고, 그 행위의 장·단기효과를 확인하는 것은 이론적·정책적으로 의미가 있다.

연구의 결과를 정리하면, 단기성과 향상을 위해 공공기관에서 근시안적인(myopic) 경영전략이 운영되고 있음을 실증분석을 통해서 확인하였다. 실제 이익조정과 발생액 이익조정으로 기관의 단기성과는 유의미하게 높아질 수 있지만, 장기적으로는 재무/회계 성과에 악영향을 미치고 있다. 이익조정은 일시적인 충격과 지속적인 이익을 분리하여 장기적인 가치에 대한 신호발송(signaling)을 하는 긍정적인 효과를 가질 수도 있지만, 기관의 실제 이익을 숨기기 때문에 부정적인 효과를 가질 수도 있다. 실증분석 결과, 한국의 공공기관에서는 이익조정이 장기성과에 부정적인 효과를 가지는 것을 알 수 있었다.

또한 발생액 이익조정과 실제 이익조정 중 어떤 이익조정 방식이 기업의 재무/회계 성과에 더 지속적인 영향을 미치는지 살펴보았다. 실제 이익조정이 발생액 이익조정보다 상대적으로 장기적이고 지속적으로 t+3기의 성과까지 부정적인 영향을 미치고 있다. 위와 같은 실증분석 결과는 Xie(2001)와 Subramanyam(1996)의 민간 기업을 대상으로 한 연구에서 지적한 것처럼, 실제 이익조정의 부작용이 발생액 이익조정의 부작용보다 더 큼을 시사해주고 있다.

공공기관 근로자를 대상으로 한 인터뷰를 통해서도 이와 같은 실증분석 결과를 확인할 수 있었다.

2016년 6월 1일 오후 3시, 약 30분간 인터뷰 진행

“아무래도 일반 직원이 재량적으로 재무/회계를 건드릴 수는 없고, 기관장 정도면 올해 부채가 너무 많을 때 현금화할 수 있는 자산을 매각해서 부채를 줄일 수 있어요. 아무래도 기관장 성과를 받으니까. 그런데 기관장도 그렇고 일반 직원들도 그렇고 임기가 짧고 순환보직을 하다보니까 자기 있는 기간에만 문제가 안생기고, 성과가 좋도록 하는 것에만 신경을 쓰는 경향이 있어요. 그러니 아무래도 단기성과를 향상시키는데 초점을 두게 되는 경향이 있어요”(A공공기관 ㄱ과장)

이러한 이론적·정책적 함의에도 불구하고 연구의 한계가 존재한다. 첫 번째로, 공공기관 전체로 하는 전수 데이터를 활용하지 못하였다. 민간기업의 경영정보 및 재무제표는 체계적으로 관리되며 자료가 많은 반면에, 공공기관은 일부 상장 공기업 및 규모가 큰 공기업을 제외하고는 경영정보 및 재무제표가 공개가 되어있지 않을 뿐만 아니라, 공개가 되어 있어도 체계적으로 정리가 되어 있지 않은 경우가 많았다. 각 산업별 민간기업 데이터와 공공기관 데이터를 통합하여 발생액 이익조정과 실제 이익조정 측정치를 구하였기 때문에, 공공기관 전체 데이터를 구축하는데 한계가 있었다. 또한 공공기관의 성과를 재무/회계 성과에 한정하여 분석을 진행하였다. 공공기관은 효율성 이외에도 공공성이라는 두 가지 목적을 가지고 운영된다. 공공성을 추구하다보면, 재무성과를 높이는 행태를 하는 것이 바람직하지 않을 수 있다. 후속연구로 공공성을 고려한 성과분석도 이루어질 필요가 있다.

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