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문제 정의
- 따라서 본 연구의 목적은 주식분할 이후 장기성과를 실증적으로 검증하고자 한다. 국내 최초공모주(IPO), 유상증자 그리고 자사주 매입의 장기성과 측정에 있어서 추정 모형에 따라 각기 다른 장기성과를 나타내고 있기 때문에 본 연구에서는 다양한 자산 가격결정모형을 이용하여 장기성과를 측정하고자 한다. 이를 위해 본 연구에서는 먼저 벤치마크 포트폴리오에 대해 Event-time 포트폴리오 접근방식을 이용하여 보유초과수익률(buy-and-hold abnormal return, 이하 BHAR)과 누적평균초과수익률(cumulative average abnormal return, 이하 CAAR)을 추정하고 이를 장기성과 분석에 적용한다.
- Fama, Fisher, Jensen and Roll(1969)은 주식분할을 기업의 미래 이익발생능력이 개선될 수 있다는 정보내용(information contents)을 담고 있는 사건으로 간주하고 전체 표본을 사후적으로 배당증가가 뒤따른 표본과 배당감소가 뒤따른 표본으로 나누어 분석하였다. 그러나 본 연구에서는 배당성향의 증감에 따라 장기성과를 분석하고자 한다. 이를 위해 주식분할 -2년도와 -1년도의 평균 배당성향과 주식분할 당해 년도(0)와 +1년도의 평균 배당성향을 이용하였다.
- 따라서 본 연구의 목적은 주식분할 이후 장기성과를 실증적으로 검증하고자 한다. 국내 최초공모주(IPO), 유상증자 그리고 자사주 매입의 장기성과 측정에 있어서 추정 모형에 따라 각기 다른 장기성과를 나타내고 있기 때문에 본 연구에서는 다양한 자산 가격결정모형을 이용하여 장기성과를 측정하고자 한다.
- 즉, 시장이 주식분할이라는 공개적인 정보에 대하여 효율적으로 반응하느냐 아니면 과소반응을 하느냐 것이다. 본 연구는 우리나라 주식시장에서 주식분할의 장기성과를 검증하고자 하였다. 이를 위해 분석기간을 1998년부터 2002년 동안으로 하여 주식분할을 실시한 과거 거래소 상장기업을 대상으로 표본을 추출한 결과, 최종적으로 109개 표본기업이 선정되었다.
가설 설정
- 3. 산업평균은 당해 연도 상장기업들의 평균값이다.
- 주식분할 이후 장기적으로 초과수익률이 발생하는 것은 투자자들의 투자 행위가 효율적이고 합리적으로 이루어지기보다는 감정적이며 비이성적으로 결정되어 주가에 영향을 미친다는 행동재무론(behavioral finance)에서 그 원인을 찾고 있다. 행동재무론에서는 투자자들은 특정 상황과 정보를 제한적인 지식의 범위 내에서 나름대로 해석하는 경향을 가지고 있다고 가정한다. 특히, 공시전의 주가 성과를 강조하려는 경향으로 인하여 투자자들은 주가가 과소평가되었을 때 공시되는 긍정적인 정보에 과소반응(underreaction)하며 이는 장기간에 걸쳐 장기 초과수익률로 나타났다고 한다(Daniel, Hirshleifer and Subrahmanyam, 1998).
제안 방법
- 7) BHAR을 계산하기 위하여 먼저 표본기업과 벤치마크 포트폴리오에 포함되어 있는 가치가중·동일가중 종합주가지수, 산업지수 그리고 대응기업의 보유수익률을 계산하였다.
- Event-time 포트폴리오 접근방식에서는 장기성과를 BHAR과 CAAR로 측정하는데 먼저, BHAR을 계산하기 위하여 표본기업들의 3년간 복리로 계산된 평균보유수익률을 측정하였다. BHAR은 이것과 벤치마크 포트폴리오의 평균보유수익률의 차이로 측정된다.
- 여기서 벤치마크 포트폴리오의 수익률로는 가치가중·동일가중 종합주가지수수익률, 산업지수수익률 그리고 대응기업의 수익률이 사용되었다. 그리고 대응기업을 주식 분할 공시 직전 연도를 기준으로 기업규모(자기자본의 시장가치)와 자기자본의 장부가- 시장가 비율(BE/ME)을 이용하여 일정한 범위 내에서 기업규모가 유사한 기업들 중에 자기자본의 장부가 - 시장가 비율(BE/ME)이 가장 유사한 기업으로 선정하였다.7) BHAR을 계산하기 위하여 먼저 표본기업과 벤치마크 포트폴리오에 포함되어 있는 가치가중·동일가중 종합주가지수, 산업지수 그리고 대응기업의 보유수익률을 계산하였다.
- 기존의 국내외 연구결과들과의 비교를 위해서 우선적으로 주식분할의 단기성과를 분석한다. 이러한 분석을 위해서 사건연구방법을 이용하여 공시일을 기준 -30일부터 +30일까지 일별 평균초과수익률(average abnormal return ; AAR)과 CAAR을 측정하였다.
- 이 때 보유수익률은 특정기간 동안의 월별 수익률을 이용하여 계산된 복리를 의미한다. 다음으로 표본기업과 벤치마크 포트폴리오에 포함되어 있는 종합주가지수 내지는 대응기업들의 보유수익률을 이용하여, 각 포트폴리오의 평균보유수익률을 측정하였고 마지막으로 BHAR을 구하였다.
- BHAR은 복리계산에 의하여 장기성과를 비교적 간단하고 정확하게 측정할 수 있다는 장점이 있는 반면에 복리계산의 특성으로 인하여 보유기간이 길수록 그 값이 크게 증가하는 통계적인 문제를 가지고 있다(Barber and Lyon, 1997 ; Brav, 2000 ; Mitchell and Stafford, 2000). 따라서 이러한 문제점을 극복하기 위하여 사건연구방법에서 일반적으로 사용하는 CAAR을 이용하여 동시에 장기성과를 측정하였다.
- 또한 주식분할 전·후 배당성향(payout ratio)과 영업성과의 변화를 분석하기 위해 주당 이익, 주당배당, 총자산, 매출액, 영업이익, 감가상각비, 경상이익, 순이익, 총발행주식수 등과 같은 재무자료들을 이용하였다.
- 는 시장포트폴리오의 수익률을 의미한다. 무위험수익률은 3년 만기 국고채수익률을 시장포트폴리오의 수익률은 가치가중·동일가중 종합주가지수 수익률을 이용하였다.
- 무위험수익률은 3년 만기 국고채수익률을 시장포트폴리오의 수익률은 가치가중·동일가중 종합주가지수 수익률을 이용하였다.
- 최종적으로 선택된 표본기업의 장기성과를 분석하기 위하여 분할 이후 36개월간 월별 수익률을 이용하였는데, 다음 절에서 설명되지만 주식분할의 장기성과를 위해서는 표본기업의 월별 수익률 뿐만 아니라 벤치마크 포트폴리오의 수익률도 필요하다. 본 연구에서는 벤치마크 포트폴리오로 가치가중과 동일가중 종합주가지수, 산업지수 그리고 기업규모(자기자본의 시장 가치)와 자기자본의 장부가 - 시장가 비율(BE/ME)로 통제된 대응기업으로 하였다. 또한 주식분할 전·후 배당성향(payout ratio)과 영업성과의 변화를 분석하기 위해 주당 이익, 주당배당, 총자산, 매출액, 영업이익, 감가상각비, 경상이익, 순이익, 총발행주식수 등과 같은 재무자료들을 이용하였다.
- 일반적으로 장기성과의 측정방식은 사건이 발생한 시점을 중심으로 포트폴리오를 구성하여 초과수익률을 측정하는 Event-time 포트폴리오 접근방식과 사건이 발생한 순서에 따라 배열하여 포트폴리오의 수익률을 계산하고 특정한 수익률 예측모형을 이용하여 월평균 초과수익률을 측정하는 Calendar-time 포트폴리오 접근방식이 있다. 본 연구에서는 장기성과 측정에 있어서 추정모형에 따라 각기 다른 장기성과를 나타낼 가능성이 있기 때문에 Event-time 포트폴리오 접근방식과 Calendar-time 포트폴리오 접근방식을 모두 이용하여 장기성과를 측정하였다.
- 시장 - 위험조정 모형에서 시장수익률의 대용변수로는 가치가중·동일가중 종합주가지수수익률과 산업지수수익률을 이용하였다.
- 시장 - 위험조정모형에서 시장수익률의 대용변수로는 가치가중·동일가중 종합주가지수수익률과 산업지수수익률을 이용하였고 추정기간은 공시일 기준(-180일, -31일)로 하였다.
- 아울러 주식분할의 신호효과를 장기성과를 통해서 검증하고자 하는데 이를 위하여 분할비율에 따른 장기성과를 분석하고 주식분할 이후 시장의 장기성과 뿐만 아니라 영업성과의 변화를 분석한다. 본 연구를 통하여 주식분할을 단행하려는 경영자에게 주식 분할에 따른 시장반응에 대한 기초자료로 활용될 수 있으며 투자자들의 장기적 투자정보로 인식될 수 있을 것으로 기대된다.
- 주식분할의 신호효과를 검증하기 위해 주식분할 전·후 영업성과를 비교분석하는데 영업성과를 나타내는 변수로서 영업이익에 순금융비용과 감가상각비를 더한 EBITDA(Earnings Before Interest, Taxes, Depreciation and Amortization)를 매출액으로 나눈 값, 매출액경상이익률, 매출액순이익률, 총자산 경상이익률, 총자산순이익률을 이용하였다. 여기서 영업성과는 산업조정 및 대응기업조정 영업성과로 산업평균과 대응기업 평균도 함께 측정하였다.
- 영업성과의 지표로 EBITDA/매출액, 매출액경상이익률, 매출액순이익률, 총자산경상이익률, 총자산 순이익률을 선정하고 주식분할 전·후를 비교하였고 결과는 에 나타나 있다.
- 국내 최초공모주(IPO), 유상증자 그리고 자사주 매입의 장기성과 측정에 있어서 추정 모형에 따라 각기 다른 장기성과를 나타내고 있기 때문에 본 연구에서는 다양한 자산 가격결정모형을 이용하여 장기성과를 측정하고자 한다. 이를 위해 본 연구에서는 먼저 벤치마크 포트폴리오에 대해 Event-time 포트폴리오 접근방식을 이용하여 보유초과수익률(buy-and-hold abnormal return, 이하 BHAR)과 누적평균초과수익률(cumulative average abnormal return, 이하 CAAR)을 추정하고 이를 장기성과 분석에 적용한다.그 다음으로 표본기업 간에 존재하는 횡단면 종속성이나 Fama(1998)가 제시한 부적절한 모형의 문제점을 해결한 Calendar-time 포트폴리오 접근방식으로 1요인 CAPM 모형과 Fama and French(1993)의 3요인 모형(three-factor model)을 이용하여 주식분할의 장기성과를 분석한다.
- 그러나 본 연구에서는 배당성향의 증감에 따라 장기성과를 분석하고자 한다. 이를 위해 주식분할 -2년도와 -1년도의 평균 배당성향과 주식분할 당해 년도(0)와 +1년도의 평균 배당성향을 이용하였다. 주식분할의 신호효과를 검증하기 위해 주식분할 전·후 영업성과를 비교분석하는데 영업성과를 나타내는 변수로서 영업이익에 순금융비용과 감가상각비를 더한 EBITDA(Earnings Before Interest, Taxes, Depreciation and Amortization)를 매출액으로 나눈 값, 매출액경상이익률, 매출액순이익률, 총자산 경상이익률, 총자산순이익률을 이용하였다.
- 주식분할의 신호효과를 검증하기 위해 주식분할 전·후 영업성과를 비교분석하는데 영업성과를 나타내는 변수로서 영업이익에 순금융비용과 감가상각비를 더한 EBITDA(Earnings Before Interest, Taxes, Depreciation and Amortization)를 매출액으로 나눈 값, 매출액경상이익률, 매출액순이익률, 총자산 경상이익률, 총자산순이익률을 이용하였다.
- 주식분할의 신호효과를 검증하기 위해서 분할비율에 따른 BHAR과 CAAR을 분석하였고, 동시에 주식분할 전·후 영업성과의 변화를 분석하였다.
대상 데이터
- 본 연구를 위하여 이용될 자료는 주식분할이 활발하게 실시되었던 1998년부터 2002년 기간 동안 과거 거래소 상장기업(현재, 한국증권선물거래소의 유가증권시장에 상장된 기업)들을 대상으로 하여 표본을 추출한 결과 총 144개가 선정되었다.5) 선정된 기업 중에서 주식분할 이후 관리대상종목 지정이나 상장폐지로 주가자료나 재무자료가 누락된 기업들을 분석대상에서 제외시켰다.
- 자산가격결정 모형의 구조적인 문제점을 최소화하기 위하여 Calendar-time 포트폴리오 접근방식인 1요인 CAPM 모형과 Fama and French(1993)의 3요인 모형을 동시에 이용하여 장기성과를 측정하였다. <표 4>에서는 두 가지 모형으로 추정된 결과를 제시하였고 각 기간별 관측된 개월 수는 64개월, 70개월, 82개월 그리고 94개월이며 분석 기간은 1997년 8월에서 2005년 12월이다.
- 이를 위하여 주식분할 전·후 일정기간 표본기업과 벤치마크 포트폴리오의 월별 수익률 그리고 각종 재무자료들을 이용하였다.
- 본 연구는 우리나라 주식시장에서 주식분할의 장기성과를 검증하고자 하였다. 이를 위해 분석기간을 1998년부터 2002년 동안으로 하여 주식분할을 실시한 과거 거래소 상장기업을 대상으로 표본을 추출한 결과, 최종적으로 109개 표본기업이 선정되었다. 장기성과는 Event-time 포트폴리오 접근방식으로 측정되어지는 BHAR과 CAAR을 이용하였고 또한 Calendar-time 포트폴리오 접근방식으로 1요인 CAPM 모형과 3요인 모형을 이용하였다.
데이터처리
- 2. 평균 차이검증은 독립표본 t-검증(independent-sample t-test)이며, 중앙값 차이검증은 맨-휘트니 검증(Mann-Whitney test)이다. [ ]는 중앙값을 ( )는 맨-휘트니 검증(Mann-Whitney test)에서 Z-value의 절대값이다.
- 2. 평균값에 대해서는 t검증을 중앙값에 대해서는 윌콕슨 부호순위 검증(Wilcoxon signed rank test)으로 유의성을 측정하였다,
- 2. 평균값에 대해서는 t검증을 중앙값에 대해서는 윌콕슨 부호순위 검증(Wilcoxon signed rank test)으로 유의성을 측정하였다.
- 3. 평균값에 대해서는 t검증을 중앙값에 대해서는 윌콕슨 부호순위 검증(Wilcoxon signed rank test)으로 유의성을 측정하였다.
- 기존의 국내외 연구결과들과의 비교를 위해서 우선적으로 주식분할의 단기성과를 분석한다. 이러한 분석을 위해서 사건연구방법을 이용하여 공시일을 기준 -30일부터 +30일까지 일별 평균초과수익률(average abnormal return ; AAR)과 CAAR을 측정하였다. 사건연구방법론의 적합성 여부에 관한 국내 연구결과들에서는 시장조정모형(market adjusted model)과 시장 - 위험조정모형(market-risk adjusted model)이 유사한 것으로 나타나 본 연구에서는 시장 - 위험조정모형을 사용하였다.
이론/모형
- 주) 1. 공시일을 기준으로 (-30일, +30일)의 CAAR을 측정하였는데 사건연구방법론의 시장 - 위험조정 모형 (market-risk adjusted model)을 이용하였다.
- 이를 위해 본 연구에서는 먼저 벤치마크 포트폴리오에 대해 Event-time 포트폴리오 접근방식을 이용하여 보유초과수익률(buy-and-hold abnormal return, 이하 BHAR)과 누적평균초과수익률(cumulative average abnormal return, 이하 CAAR)을 추정하고 이를 장기성과 분석에 적용한다.그 다음으로 표본기업 간에 존재하는 횡단면 종속성이나 Fama(1998)가 제시한 부적절한 모형의 문제점을 해결한 Calendar-time 포트폴리오 접근방식으로 1요인 CAPM 모형과 Fama and French(1993)의 3요인 모형(three-factor model)을 이용하여 주식분할의 장기성과를 분석한다.4)
- 다음으로 본 연구에서는 Calendar-time 포트폴리오 접근방식으로 1요인 CAPM 모형과 Fama and French(1993)의 3요인 모형(three-factor model)을 이용하였는데 1요인 CAPM 모형은 다음의 식 (1)과 같다.
- 이러한 분석을 위해서 사건연구방법을 이용하여 공시일을 기준 -30일부터 +30일까지 일별 평균초과수익률(average abnormal return ; AAR)과 CAAR을 측정하였다. 사건연구방법론의 적합성 여부에 관한 국내 연구결과들에서는 시장조정모형(market adjusted model)과 시장 - 위험조정모형(market-risk adjusted model)이 유사한 것으로 나타나 본 연구에서는 시장 - 위험조정모형을 사용하였다. 시장 - 위험조정모형에서 시장수익률의 대용변수로는 가치가중·동일가중 종합주가지수수익률과 산업지수수익률을 이용하였고 추정기간은 공시일 기준(-180일, -31일)로 하였다.
- 자산가격결정 모형의 구조적인 문제점을 최소화하기 위하여 Calendar-time 포트폴리오 접근방식인 1요인 CAPM 모형과 Fama and French(1993)의 3요인 모형을 동시에 이용하여 장기성과를 측정하였다. <표 4>에서는 두 가지 모형으로 추정된 결과를 제시하였고 각 기간별 관측된 개월 수는 64개월, 70개월, 82개월 그리고 94개월이며 분석 기간은 1997년 8월에서 2005년 12월이다.
- 이를 위해 분석기간을 1998년부터 2002년 동안으로 하여 주식분할을 실시한 과거 거래소 상장기업을 대상으로 표본을 추출한 결과, 최종적으로 109개 표본기업이 선정되었다. 장기성과는 Event-time 포트폴리오 접근방식으로 측정되어지는 BHAR과 CAAR을 이용하였고 또한 Calendar-time 포트폴리오 접근방식으로 1요인 CAPM 모형과 3요인 모형을 이용하였다. 이를 위하여 주식분할 전·후 일정기간 표본기업과 벤치마크 포트폴리오의 월별 수익률 그리고 각종 재무자료들을 이용하였다.
- 표본기업 간에 존재하는 횡단면 종속성이나 Fama(1998)가 제시한 부적절한 모형의 문제점을 해결하기 방식으로 Calendar-time 포트폴리오 접근방식을 이용하여 분석하였다. 분석결과 월평균 초과수익률을 나타내는 α에 대한 유의성이 일관성 있게 나타나지 않았지만 Event-time 포트폴리오 접근방식을 이용할 때와 동일하게 주식분할 이후 장기적으로 저성과를 확인할 수 있었다.
- 특히, 13～24개월에서는 더 유의적인 음(-)의 초과수익률이 발생하였다. 표본기업 간에 존재하는 횡단면 종속성이나 Fama(1998)가 제시한 부적절한 모형의 문제점을 해결하기 위한 방식으로 Calendar-time 포트폴리오 접근방식을 이용하여 분석하였다. 분석결과 월평균 초과수익률을 나타내는 회귀계수 α가 유의적 내지는 비유의적인 음(-)의 값으로 나타나고 있어 주식분할 이후 장기적으로 저성과를 확인할 수 있었다.
성능/효과
- 공시월(0)의 CAAR은 가치가중, 동일가중, 산업지수 그리고 대응기업(SIZE-BE/ME)에서 각각 12.31%, 8.98%, 11.15%, 8.89%로 유의적인 양(+)의 초과수익률을 보였고 -1～1개월 동안의 CAAR도 1% 유의수준에서 양(+)의 유의적인 값이 나타났다.
- +1일 이후 CAAR의 추이를 보면 (+2, +10)일에 시장지수별로 각각 -3.26%, -3.65%, -3.40%로 1% 유의수준에서 유의한 음(-)의 초과수익률이 나타났다. 하지만 이후의 기간에서는 일정수준에서 유지되고 있다는 것을 알 수 있다.
- 13～24개월 기간에서는 벤치마크 포트폴리오에 상관없이 분할비율이 높은 기업군의 BHAR이 더 낮은 것으로 나타났으며, 동일가중 종합주가지수와 대응기업(SIZE-BE/ME)에서 각각 -39.23% 대 -23.63% 그리고 -23.82% 대 -8.49%로 10% 유의수준에서 유의하게 낮게 나타났다.
- 2. SMBt는 기업규모효과에 따른 위험도를 반영하는 변수로서 주식분할 공시 직전 연도말 표본기업을 제외한 모든 상장기업의 자기자본 시장가치의 상하위 각각 25%에 해당하는 포트폴리오의 월평균 수익률 차이를 의미한다. HMLt는 기업의 상대적 재무위험도를 반영하는 것으로 BE/ME의 상하위 각각 25%에 해당하는 포트폴리오의 월평균 수익률 차이이다.
- 2. 산업조정 영업성과와 대응조정 영업성과는 표본기업의 영업성과에서 산업평균과 대응기업의 영업성과를 차감한 값이다.
- 3. ( )는 t-value와 Z-value의 절대값이며 a, b, c는 각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서 유의하다는 것을 의미한다.
- 3. ( )는 t-value의 절대값이며 a, b, c는 각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서 유의하다는 것을 의미한다.
- 3. a, b, c는 각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서 유의하다는 것을 의미한다.
- 4. ( )는 t-value와 Z-value의 절대값이며 a, b, c는 각각 1%, 5%, 10% 유의수준에서 유의하다는 것을 의미한다.
- 54%로 나타났다. Event-time 포트폴리오 접근방식에서의 분석결과와 마찬가지로 주식분할의 공시일 부근에서 양(+)의 초과수익률이 발생한다는 것을 확인할 수 있었다.10)
- 하지만 이후의 기간에서는 일정수준에서 유지되고 있다는 것을 알 수 있다. 결과적으로 공시 30일 전부터 CAAR이 상승하다가 공시일을 전후로 급격히 상승하였으며 상승한 CAAR은 공시 30일 후까지 지속적으로 나타남을 알 수 있다. 시장지수를 종합주가지수 수익률로 한 경우 (-30, +30)일 사이의 CAAR은 약 10%의 수준에서 산업지수의 경우에는 약 8%의 수준을 유지하는 것으로 나타났다.
- 표를 보면 공시일과 공시효과가 존재하는 (-1, +1)일에 상당한 양 (+)의 CAAR을 나타내고 있다. 공시일에는 시장수익률이 가치가중, 동일가중 종합주가지수수익률, 산업지수수익률인 경우에 각각 3.28%, 3.11%, 3.28%로 모두 1% 유의수준에서 유의한 양(+)의 초과수익률이 나타났다. 그리고 (-1, +1)일 경우에도 6.
- 주식분할 이전에는 고주가의 주식이 대체로 우량주라는 인식이 투자자들 사이에 확산되었으나 소액투자자가 투자하기에는 어려운 상황이었다. 그 결과 초고가 우량주의 유동성이 영향을 받게 되었고 투자자들의 수요가 충분히 반영되지 못해 이들 주식의 가치가 시장에서 왜곡될 수 있는 가능성을 배제할 수 없게 되었다.1)
- 그리고 1요인 CAPM 모형이나 3요인 모형에서 모두 -6～-1개월의 α가 1% 유의수준에 유의한 양(+)의 값으로 이 기간의 초과수익률은 20.88%에서 27.54%로 나타났다.
- 11%로 나타났다. 대응기업(SIZE-BE/ME)의 1～12개월, 1～24개월, 1～36개월 동안 BHAR을 보면 각각 -12.75%, -23.25%, -29.86%로 비유의적 내지는 유의적인 음(-)의 초과수익률을 나타낸 반면에 13～24개월 동안 BHAR은 -14.88%로 5% 유의수준에서 유의하게 나타났다.
- 49%로 10% 유의수준에서 유의하게 낮게 나타났다. 동일가중 종합주가지수를 보면 -1～1개월에서는 분할비율이 높은 기업군의 경우에는 16.21%인 반면에 분할비율이 낮은 기업군의 경우에는 -1.72%로 나타났다. 하지만 주식분할 이후에는 정반대로 분할비율이 높은 기업군의 경우 1～6개월, 1～12개월, 1～24개월, 1-36개월 동안의 BHAR은 -17.
- 동일가중 종합주가지수를 시장포트폴리오로 한 1요인 CAPM 모형에서 1～6개월, 1～12개월, 1～24개월, 1～36개월 동안 월평균 초과수익률을 나타내는 α가 -0.017, -0.024, -0.018, -0.012로 나타났으며, 1～12개월과 1～24개월의 경우에는 5% 유의수준에서 유의한 음(-)의 값으로 나타났다.
- 88%로 유의적인 음(-)의 값으로 나타나 주식분할 이후 상당기간 동안 BHAR이 감소하고 있음을 알 수 있었다. 동일가중 종합주가지수의 경우에는 주식분할 이후 BHAR의 감소추세는 더욱 뚜렷하게 나타나 1～36개월 동안 무려 -139.11%로 나타났다. 대응기업(SIZE-BE/ME)의 1～12개월, 1～24개월, 1～36개월 동안 BHAR을 보면 각각 -12.
- 따라서 분석기간 중에 인수합병(M&A)과 기업분리(divestitures) 등이 있었던 기업들도 분석대상에서 다시 제외시켰는데 그 결과 최종적으로 109개 표본기업들이 선정되었다.
- 마지막으로 배당성향의 증감에 따른 장기성과를 분석한 결과에서는 Fama, Fisher, Jensen and Roll(1969)의 연구결과는 달리 배당성향의 증감과 상관없이 여전히 주식분할 이후 여전히 음(-)의 초과수익률이 발생하였다. 또한 배당성향이 증가한 경우와 감소한 경우를 비교한 결과에서도 유의적인 차이를 발견할 수도 없었다.
- 먼저 분할비율별로 BHAR을 분석한 를 보면 주식분할 이전 기간에서는 통계적으로 유의적인 차이를 보인다고는 할 수 없지만 분할비율이 높은 기업군 경우가 그렇지 않은 경우 보다 BHAR이 높은 것으로 나타났다.
- 본 연구의 결과를 종합해 볼 때 한국유가증권시장에서 주식분할이 단기적으로 주가에 양(+)의 영향을 미치고 있으나 장기적으로는 주식분할이 기업가치와 주가에 양(+)의 영향을 미치지 못하는 것을 발견하였다.
- 분석결과 월평균 초과수익률을 나타내는 α에 대한 유의성이 일관성 있게 나타나지 않았지만 Event-time 포트폴리오 접근방식을 이용할 때와 동일하게 주식분할 이후 장기적으로 저성과를 확인할 수 있었다.
- 분석결과 월평균 초과수익률을 나타내는 회귀계수 α가 유의적 내지는 비유의적인 음(-)의 값으로 나타나고 있어 주식분할 이후 장기적으로 저성과를 확인할 수 있었다.
- 분석결과 주식분할의 공시월(0)이나 -1～1개월에서는 모두 유의적인 양(+)의 초과수익률로 나타났지만 이후 기간별 BHAR과 CAAR 모두 유의적인 음(-)의 초과수익률을 나타내었다. 특히, 13～24개월에서는 더 유의적인 음(-)의 초과수익률이 발생하였다.
- 분석결과를 보면 주식분할 -1년도에 표본기업 영업성과를 보면 대체적으로 산업평균이나 대응기업 보다 높은 것으로 나타났다. 산업조정 영업성과를 보면 각각 -1.
- 주식분할의 신호효과를 검증하기 위해서 분할비율에 따른 BHAR과 CAAR을 분석하였고, 동시에 주식분할 전·후 영업성과의 변화를 분석하였다. 분할비율이 높은 경우에 공시월(0)이나 -1～1개월 BHAR과 CAAR이 대체적으로 높게 나타났으나 주식분할 이후 여전히 음(-)의 초과수익률이 나타났다. 또한 주식분할 이전보다 이후에 영업성과가 더 악화되는 것으로 나타났다.
- 분석결과를 보면 주식분할 -1년도에 표본기업 영업성과를 보면 대체적으로 산업평균이나 대응기업 보다 높은 것으로 나타났다. 산업조정 영업성과를 보면 각각 -1.14%, 0.88%, 3.02%, 2.83%, 3.64%로 EBITDA/매출액을 제외하고는 표본기업의 영업성과가 높은 것으로 나타났다. 마찬가지로 대응조정 영업성과에서도 4.
- 결과적으로 공시 30일 전부터 CAAR이 상승하다가 공시일을 전후로 급격히 상승하였으며 상승한 CAAR은 공시 30일 후까지 지속적으로 나타남을 알 수 있다. 시장지수를 종합주가지수 수익률로 한 경우 (-30, +30)일 사이의 CAAR은 약 10%의 수준에서 산업지수의 경우에는 약 8%의 수준을 유지하는 것으로 나타났다. 따라서 기존의 국내외 연구결과들과 마찬가지로 주식분할에 따른 양(+)의 단기적 공시효과가 있는 것을 재확인할 수 있다.
- 와 의 분석결과를 종합해 볼 때 주식분할의 공시일 부근에서 주식분할이라는 것이 공시 전·후 단기간에 있어서는 시장에서 긍정적으로 평가되고 있으나 장기적으로 볼 때 분할 이후 저성과가 나타난다는 것을 알 수 있다.
- 주식분할 이후 BHAR을 제시하고 있는 를 보면 공시월(0)에서 모두 유의적인 양(+)의 초과수익률로 나타났다.
- 89%로 유의적인 양(+)의 초과수익률을 보였고 -1～1개월 동안의 CAAR도 1% 유의수준에서 양(+)의 유의적인 값이 나타났다. 주식분할 이후 CAAR을 보면 동일가중 종합주가지수를 벤치마크 포트폴리오로 했을 경우 1～6개월, 1～12개월, 1～24개월, 1～36개월 동안 -14.57%, -30.78%, -60.23%, -85.69%로 5%와 1% 유의수준에서 유의하게 나타났다. 특히 13～24개월 동안의 CAAR은 모든 벤치마크 포트폴리오에서 -10.
- 다음으로 분할비율별 CAAR을 분석한 <표 6>을 살펴보면 -6～-1개월과 -1～1개월의 CAAR이 분할비율이 높은 기업군의 경우에서 유의적 내지는 비유의적으로 높게 나타나고 있다. 주식분할 이후 CAAR의 추이를 보면 모든 비율에서 음(-)의 CAAR이 나타나고 있으며 13～24개월 기간에서 보면 분할비율이 높은 기업군의 경우가 그렇지 않은 경우에 비해 -12.47%, -32.95%, -20.00%, -28.80%로 비유의적이지만 더 낮은 음(-)의 초과수익률을 보이고 있다.
- 특히, -1～1개월에서 벤치마크 포트폴리오를 동일가중 종합주가지수와 산업지수로 한 경우 분할비율이 높은 기업군과 그렇지 않은 기업군의 평균차이 검증결과가 각각 2.30과 2.93로 5%와 1%의 유의수준에서 분할비율이 높은 기업군의 초과수익률이 높게 나타났으며 중앙값의 차이를 검증한 맨 - 휘트니 검증(Mann-Whitney test)에서도 각각 10%와 1% 유의수준에서 유의한 것으로 나타났다.
- 94%로 나타났다. 특히, 13～24개월의 BHAR은 -15.88%로 유의적인 음(-)의 값으로 나타나 주식분할 이후 상당기간 동안 BHAR이 감소하고 있음을 알 수 있었다. 동일가중 종합주가지수의 경우에는 주식분할 이후 BHAR의 감소추세는 더욱 뚜렷하게 나타나 1～36개월 동안 무려 -139.
- 표본을 분류한 결과 배당성향이 증가한 표본의 수는 43개이고 감소한 표본의 수는 66개였다. 분석결과를 보면 BHAR과 CAAR의 추이가 유사한 것을 알 수 있다.
- <표 2>와 <표 3>은 주식분할 이후 Event-time 포트폴리오 접근방식으로 측정된 장기성과로서 기간별 BHAR과 CAAR을 제시한 것이다. 표에서 보는 것처럼 분석결과가장기성과의 측정방법과 벤치마크 포트폴리오의 선택에 따라 다소 차이를 보이고 있다. 특히, 동일가중 종합주가지수의 경우 다른 포트폴리오와 비교해서 차이를 보이고 있다.
후속연구
- 또한 분할 이후 30일～180일 간의 평균대금은 분할 이전으로 회귀하였다.8) 따라서 단기적으로 주식분할이 거래량의 증대를 가져왔지만 장기적으로는 변화가 없는 것을 알 수 있고 거래량이 초과수익률로 연결되었는지 여부는 추후 연구할 과제이다. 또한 주식분할 이후 기업의 수익성 변화가 전혀 없는데도 불구하고 양(+)의 초과수익률을 보이는 것은 주식분할이 투자자에게 호재로 작용하고 있지 않나하는 추론이 가능하지만, 이것을 분석 하려면 주식분할을 단행한 기업이 추가로 주식분할을 또 실시한다면 복수로 주식분할을 단행한 기업을 대상으로 초과수익률의 유무를 분석하여 그 논리를 실증분석하여야 한다.
- 8) 따라서 단기적으로 주식분할이 거래량의 증대를 가져왔지만 장기적으로는 변화가 없는 것을 알 수 있고 거래량이 초과수익률로 연결되었는지 여부는 추후 연구할 과제이다. 또한 주식분할 이후 기업의 수익성 변화가 전혀 없는데도 불구하고 양(+)의 초과수익률을 보이는 것은 주식분할이 투자자에게 호재로 작용하고 있지 않나하는 추론이 가능하지만, 이것을 분석 하려면 주식분할을 단행한 기업이 추가로 주식분할을 또 실시한다면 복수로 주식분할을 단행한 기업을 대상으로 초과수익률의 유무를 분석하여 그 논리를 실증분석하여야 한다. 그러나 현재까지 2번 이상 주식분할을 단행한 기업의 표본이 극히 소수인지라 분석을 할 수 없는 제약이 있다.
- 아울러 주식분할의 신호효과를 장기성과를 통해서 검증하고자 하는데 이를 위하여 분할비율에 따른 장기성과를 분석하고 주식분할 이후 시장의 장기성과 뿐만 아니라 영업성과의 변화를 분석한다. 본 연구를 통하여 주식분할을 단행하려는 경영자에게 주식 분할에 따른 시장반응에 대한 기초자료로 활용될 수 있으며 투자자들의 장기적 투자정보로 인식될 수 있을 것으로 기대된다.
- 5) 선정된 기업 중에서 주식분할 이후 관리대상종목 지정이나 상장폐지로 주가자료나 재무자료가 누락된 기업들을 분석대상에서 제외시켰다. 본 연구에 이용될 표본은 가능한 범위 내에서 순수자료를 구성할 필요가 있어 분석기간 동안 주식분할 정보 이외의 다른 정보의 유입이 없었던 자료만으로 구성될 필요가 있다. 따라서 분석기간 중에 인수합병(M&A)과 기업분리(divestitures) 등이 있었던 기업들도 분석대상에서 다시 제외시켰는데 그 결과 최종적으로 109개 표본기업들이 선정되었다.
- 따라서 분석기간 중에 인수합병(M&A)과 기업분리(divestitures) 등이 있었던 기업들도 분석대상에서 다시 제외시켰는데 그 결과 최종적으로 109개 표본기업들이 선정되었다. 최종적으로 선택된 표본기업의 장기성과를 분석하기 위하여 분할 이후 36개월간 월별 수익률을 이용하였는데, 다음 절에서 설명되지만 주식분할의 장기성과를 위해서는 표본기업의 월별 수익률 뿐만 아니라 벤치마크 포트폴리오의 수익률도 필요하다. 본 연구에서는 벤치마크 포트폴리오로 가치가중과 동일가중 종합주가지수, 산업지수 그리고 기업규모(자기자본의 시장 가치)와 자기자본의 장부가 - 시장가 비율(BE/ME)로 통제된 대응기업으로 하였다.
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