[논문]K-IFRS에 따른 유형자산 재평가 정보가 정보비대칭 감소에 미치는 영향

신찬휴

doi:10.14400/jdc.2018.16.12.163

K-IFRS에 따른 유형자산 재평가 정보가 정보비대칭 감소에 미치는 영향
The Effect of PP&E Revaluation under K-IFRS on Information Asymmetry 원문보기

디지털융복합연구 = Journal of digital convergence, v.16 no.12, 2018년, pp.163 - 173

초록
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본 연구는 K-IFRS 의무 도입 이전 기간과 이후 기간을 각각의 표본으로 하여, 해당 기간에 자산재평가 이전과 이후의 정보비대칭 차이를 검증하고자 한다. 효율적 시장가설에 따르면 자본시장은 유형자산의 실제가치를 이미 인식하여 평가에 반영할 수 있고, 이러한 경우 유형자산 재평가는 자본시장에 추가적인 정보가 되지 못하고 단순히 비용만 발생시키는 행위가 된다. 본 연구에서는 유형자산 재평가 이후에 자본시장의 정보비대칭이 유의하게 감소하였는지 검증하고자 하며, K-IFRS에 따른 유형자산 재평가는 2008년부터 조기도입이 가능했으므로 K-IFRS 도입 이전과 이후로 표본을 분할하여 각각의 기간에 대해 검증하고자 한다. 연구 결과, K-IFRS 도입 이전 표본은 유형자산 재평가가 자본시장의 정보비대칭을 감소시키는 것을 확인하였으나, K-IFRS 도입 이후 표본은 유형자산 재평가가 자본시장의 정보비대칭을 감소시키지 못하는 것을 확인하였다. 이러한 연구 결과는 자본시장에서 유형자산 재평가에 대해 윈도우드레싱(window dressing)으로 판단하고 있다는 것을 지지하는 실증적 증거를 제공한다.

Abstract ▼ AI-Helper

This study examined the difference between the information asymmetry in pre- and post K-IFRS adoption used each samples. Efficient market assumption suggests that capital markets already have recognized real value of PP&E and applied those values for estimating the item, in which case PP&E revaluation is not additional information in the capital market but simply an activity to makes costs. This study examined whether the information asymmetry had reduced significantly after adopting K-IFRS or not, verified each period samples those are pre- and post-adopting the asset revaluation since it could have been adopted in advance from 2008. As study results, I confirmed PP&E revaluation affected to reduce the information asymmetry in pre- adopting K-IFRS, but not in post- adopting K-IFRS. These results could be one of proofs which are supported that capital market have been judging PP&E revaluation as the window dressing.

주제어

표/그림 (4)

표 Table 1. Descriptive Analysis
표 Table 2. Correlation
표 Table 3. Regression analysis on sub-samples from 2008 to 2010
표 Table 4. Regression analysis on sub-samples from 2011 to 2014

AI 본문요약
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문제 정의

본 연구는 자산재평가 이후 정보비대칭이 감소하였는지를 확인하여 자산재평가의 실효성을 검증하고자 한다. 자산재평가 이후에 정보비대칭이 감소한 결과가 확인되면, 이러한 결과는 자산재평가가 적시성 높은 정보를 제공하여 자본시장의 정보비대칭을 감소시킨 것으로 해석할 수 있다.
본 연구는 자산재평가 전후의 정보비대칭 차이를 검증하여, 자산재평가 정보가 자본시장에서 유용한 정보로 인식되는지를 확인하고자 한다. 원칙적으로 2011년부터 한국채택국제회계기준(K-IFRS)의 의무도입이 예정되었으므로 2011년부터 유형자산 재평가가 가능했다.
본 연구는 자산재평가를 통해 유형자산의 장부가액을 역사적원가에서 공정가치로 변경하더라도 자본시장에서는 추가적인 정보로 인식하지 않는다는 것을 실증적으로 검증하였다. 본 연구의 결과는 자본시장에서 자산재평가에 대해 단순한 윈도우드레싱(window dressing)으로 판단하고 있음을 나타내는 실증적 증거를 제공한다.
이러한 경우 자본시장에 존재하는 정보비대칭에 변화는 없을 것이다. 본 연구에서는 기업의 자산재평가 이전과 이후에 자본시장의 정보비대칭에 어떠한 변화가 나타나는지를 검증하고자 한다.
본 연구에서는 자산재평가 기간을 기업회계기준서 제5호의 변경으로 인해 재평가모형의 선택이 가능했던 2008년부터 2010년까지를 첫 번째 자산재평가 기간, K-IFRS 도입으로 인해 재평가모형 선택이 가능한 2011년부터 2014년까지를 두 번째 자산재평가 기간으로 판단하고¹⁾, K-IFRS 의무도입 이전 기간과 이후 기간의 두 기간을 따로 표본으로 구성하여, 해당 기간에 자산 재평가 이후 정보비대칭의 차이가 발생하였는지 확인하고자 한다.

가설 설정

가설 : 자본시장의 정보비대칭은 자산재평가 이전과 이후에 차이가 없다.
먼저 자산재평가 이전에 다량의 정보를 보유한 다량정보보유자와 소량의 정보를 보유한 소량정보보유자 간의 정보격차가 존재한다고 가정하고 각 정보보유자의 정보량 은 식 (1)과 같다.
첫 번째 가정은 일중 최고·최저가 비율(high to low price ratio)이 주가의 실제 변동성과 매수매도 호가스프레드(bid-askspread)를 포함한다는 가정이며, 두 번째 가정은 최고·최저가 비율의 요소 중에서 변동성은 거래기간에 비례하여 증가하나 호가스프레드는 거래기간과 상관없다는 가정이다.

제안 방법

재평가모형을 선택할 수 있는 회계연도는 2008년 12월 31일이 포함된 회계연도의 재무제표부터 가능했기 때문에 본 연구의 표본기간은 2008년부터 2014년까지이다. 그러나 2008년부터 2010년에 재평가했던 유형자산이라도 2011년부터 K-IFRS로 회계기준을 변경하면서 다시 원가모형과 재평가모형 중에서 선택이 가능했기 때문에 본 연구에서는 표본기간을 분할하여 K-IFRS 도입 이전인 2008년부터 2010년까지를 회귀분석한 결과를 Table. 3에 제시하였고, K-IFRS 도입 이후인 2011년부터 2014년까지를 회귀분석한 결과를 Table.
거래량이 많다는 것은 투자자들의 해당 주식에 대한 전망의 차이가 크다는 것을 의미한다. 따라서 주가에 대한 전망 차이를 통제하기 위해 TRD를 사용한다.
본 연구는 자산재평가가 자본시장의 정보비대칭을 감소시키는지를 검증하였으며, K-IFRS 도입 이전과 이후로 기간을 분할하여 기간별로 검증하였다. 검증 결과 K-IFRS 도입 이전의 자산재평가는 정보비대칭을 감소시키는 것으로 나타났으나, K-IFRS 도입 이후의 자산재평가는 정보비대칭을 감소시키지 않는 것으로 나타났다.
본 연구는 자산재평가를 통해 유형자산의 장부가액을 역사적원가에서 공정가치로 변경하더라도 자본시장에서는 추가적인 정보로 인식하지 않는다는 것을 실증적으로 검증하였다. 본 연구의 결과는 자본시장에서 자산재평가에 대해 단순한 윈도우드레싱(window dressing)으로 판단하고 있음을 나타내는 실증적 증거를 제공한다.

대상 데이터

2014년을 마지막으로 한 이유는 자산재평가 이후의 정보비대칭을 측정하므로, 현시점에서 사용가능한 가장 최근의 재무제표 연도가 2014년이기 때문이다. 12월 결산법인이 아닌 기업, 재무정보를 확인할 수 없는 기업, 매수매도호가 및 주가, 거래량 등을 확인할 수 없는 기업을 제외한 최종 표본은 최종 표본은 10,468개이며, 각 변수는 상하 1%로 극단을 조정하였다.
본 연구의 표본은 2008년부터 2014년까지 유가증권시장과 코스닥시장에 상장된 기업이다. 표본기간을 2008년부터 시작한 이유는 2008년 12월 31일이 속한 회계연도부터 유형자산 측정에 재평가모형의 사용이 가능했기 때문이다.
재평가모형을 선택할 수 있는 회계연도는 2008년 12월 31일이 포함된 회계연도의 재무제표부터 가능했기 때문에 본 연구의 표본기간은 2008년부터 2014년까지이다. 그러나 2008년부터 2010년에 재평가했던 유형자산이라도 2011년부터 K-IFRS로 회계기준을 변경하면서 다시 원가모형과 재평가모형 중에서 선택이 가능했기 때문에 본 연구에서는 표본기간을 분할하여 K-IFRS 도입 이전인 2008년부터 2010년까지를 회귀분석한 결과를 Table.

데이터처리

상관분석 결과가 가설 설정 단계에서의 예상과 다르게 나타났다. 상관분석은 단변량 분석이기 때문에 다른 변수에 의한 영향을 통제하지 못하여 연구 결과가 왜곡될 수 있으므로, 다변량 분석인 회귀분석을 수행한다.

이론/모형

일반적으로 기업규모가 클수록 이해관계자의 수가 많으므로, 기업 정보에 대한 요구가 증가하여 공개되는 정보가 상대적으로 많다. 따라서 기업규모에 따른 정보비대칭 차이를 통제하기 위해 ASSET을 사용한다. LEV는 부채비율로서 자산을 부채로 나눈 값이다.
일반적으로 수익성이 높은 기업은 성장성이 높은 기업이므로, 기업의 미래 이익에 대한 전망의 차이가 클 것이다. 따라서 기업의 성장성을 통제하기 위해 ROA를 사용한다. VAR은 일별주식수익률의 연간 표준편차로서 수익률 변동이 크다는 것은 투자자들의 기업에 대한 전망의 차이가 크다는 것을 의미한다.
VAR은 일별주식수익률의 연간 표준편차로서 수익률 변동이 크다는 것은 투자자들의 기업에 대한 전망의 차이가 크다는 것을 의미한다. 따라서 주가에 대한 전망 차이가 정보비대칭의 차이에 미치는 영향을 통제하기 위해 VAR을 사용한다. TRD는 일별 주식거래량의 연간 평균이다.
자산재평가와 정보비대칭을 연구한 선행연구에서 일반적으로 사용한 다음의 통제변수를 본 연구에서도 사용하였다(김정애와 최종서, 2011; 최국현과 손여진, 2011, 정주렴 등, 2013)[7,12,13]. ASSET은 기말총자산에 자연로그를 취한 값으로서 기업규모를 통제하기 위해 사용한다.
종속변수는 Corwin and Schultz(2012)가 제시한 정보비대칭 측정치를 사용한다[14]. 우리나라의 정보비대칭 연구에서는 정보비대칭 대리변수로 주로 사용하는 변수는 재무분석가 수, 재무분석가 이익예측오차, 일별종가기준 매수매도호가 스프레드 등을 사용한다.

성능/효과

K-FIRS 도입 이전 K-IFRS 도입 이전과 이후 모두 가설검증변수인 REVAL의 회귀계수 추정치가 유의하지 않은 값이 나타났다. 이러한 결과는 자산재평가가 자본시장의 정보비대칭을 감소시키지 못한 것으로 해석할 수 있다.
확률효과를 고려한 패널회귀분석의 결과는 유의하지 않은 값이 나타났다. K-IFRS 도입 이전의 결과를 종합하면 회귀분석은 유의하지 않았으며, 고정효과는 유의한 음(-)의 값, 확률효과는 유의하지 않은 값이 나타났다. 회귀모형의 결과와 고정효과모형의 결과 중에 어느 것이 더 효율적인 추정치인지에 대한 판단은 개체의 고정효과가 0이라는 귀무가설 (H₀ : u_i =0)을 기각할 수 있는지에 따라 판단할 수 있는데, F값이 2.
모든 모형에서 유의하지 않은 결과가 나타났으므로 K-IFRS 도입 이후의 자산재평가는 정보비대칭을 감소시키지 않는 것으로 판단된다.K-IFRS 도입 이후 기간의 REVAL과 SPRED 간의 상관관계는 양(+)의 유의한 값이 나타났는데, 회귀분석의 결과는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 앞서 언급한 것과 마찬가지로 상관관계에서 포함되지 않았던 통제변수의 영향, 패널분석을 사용하면서 포함한 개체별 특성, 시계열 변화 정보 등의 추가 정보가 포함되면서 다른 결과가 나타난 것으로 판단된다.
K-IFRS 도입 이후 표본에서는 종속변수인 SPRED와 가설검증변수인 REVAL 간에 유의한 관계가 관찰되었다. 이전 기간과 마찬가지로 통제변수인 ASSET.
회귀모형, 고정효과모형, 확률효과모형 중에서 고정효과모형의 결과가 적절한 것으로 나타났으므로 K-IFRS 도입 이전의 자산재평가는 자본시장의 정보비대칭을 감소시키는 것으로 해석할 수 있다. REVAL과 SPRED 간의 상관관계가 유의하지 않게 나왔는데, 패널분석에서 REVAL의 회귀계수 추정치가 유의한 음(-)의 값이 나타났다. 이러한 이유는 상관관계가 두 변수 사이의 단변량 분석이지만, 이를 통제하기 위해 통제변수가 추가되었고, 패널분석을 사용하면서 개별 개체의 특성, 시계열 변화 정보 등의 추가 정보 포함되었기 때문에 결과가 달라진 것으로 판단된다.
ROA는 대체적으로 양(+)의 유의한 값이 나타났는데, 이익률이 높은 기업들은 대체로 성장성이 높은 기업이기 때문에 외부로 정보를 전달할 충분한 시간이 없었기 때문으로 해석된다. VAR은 주가변동성이며 양(+)의 유의한 결과가 나타났고, 주가의 변동성이 큰 기업은 시장 참여자들 간의 가격 합의의 수준이 낮으므로 정보비대칭이 큰 것으로 판단된다. TRD는 거래량으로서 주가변동성과 마찬가지로 거래량이 많은 기업도 가격 합의가 이루어지지 않았기 때문에 정보비대칭이 높은 것으로 판단할 수 있다.
본 연구는 자산재평가가 자본시장의 정보비대칭을 감소시키는지를 검증하였으며, K-IFRS 도입 이전과 이후로 기간을 분할하여 기간별로 검증하였다. 검증 결과 K-IFRS 도입 이전의 자산재평가는 정보비대칭을 감소시키는 것으로 나타났으나, K-IFRS 도입 이후의 자산재평가는 정보비대칭을 감소시키지 않는 것으로 나타났다. K-IFRS 도입 이후의 자산재평가가 정보비대칭을 감소시키지 못한 결과는 자산재평가 정보에 대해 자본시장이 추가적인 정보로 인식하지 않는 것으로 해석할 수 있다.
결과를 종합하면 K-IFRS 도입 이전에 수행한 자산재평가는 자본시장의 정보비대칭을 감소시키는 것으로 나타났으나, K-IFRS 도입 이후의 자산재평가는 정보비대칭을 감소시키지 못한 것으로 검증되었다. K-IFRS 도입 이전과 이후의 자산재평가의 효과가 다르게 나타난 이유는 K-IFRS 도입 이후 공정가치 평가에 대한 인식이 확대되었기 때문으로 판단된다.
고정효과모형과 확률효과모형 중에서 어느 것이 더 효율적인지에 대한 판단은 개별 변수와 개체별 오차항 간 공분산이 0이라는 귀무가설(cov(x,ui)=0)을 기각할 수 잇는지에 따라 판단할 수 있는데, 하우스만 검정을 수행한 결과 χ2가 118.18로서 1% 수준의 유의한 값이 나타나 귀무가설을 기각하여 고정효과모형의 결과가 상대적으로 적절하다고 볼 수 있다.
IFRS 도입 이전 기간은 상관관계에서는 유의하지 않았으나 회귀분석에서는 음(-)의 유의한 값이 나타났고, IFRS 도입 이후 기간은 상관관계에서는 양(+)의 유의한 값이 나타났으나 회귀분석에서는 유의하지 않은 결과가 나타났다. 두 연구에서 모두 음(-)의 방향으로 결과가 변경되었는데, 통제변수와 개체 특성 등이 상관관계에 포함되지 않아 두 변수 간의 상관관계가 과다하게 표시된 것으로 판단된다.
따라서 자산재평가 정보가 추가적 정보로 인식되는 경우, 다량정보보유자 대비 소량정보보유자의 정보량 비율은 자산재평가 이후에 증가하는 것을 확인할 수 있고, 결과적으로 다량정보보유자 대비 소량정보보유자의 정보량 비율이 증가한다는 것은 두 정보보유자 간의 정보격차가 감소한다는 의미로서 정보비대칭(informationasymmetry)이 감소하게 된다.
Table 4에서는 K-IFRS 도입 이후의 결과를 살펴보면 일반회귀모형, 고정효과모형과 확률효과모형 모두 가설검증변수인 REVAL의 회귀계수 추정치가 유의하지 않게 나타난 것을 확인할 수 있다. 모든 모형에서 유의하지 않은 결과가 나타났으므로 K-IFRS 도입 이후의 자산재평가는 정보비대칭을 감소시키지 않는 것으로 판단된다.K-IFRS 도입 이후 기간의 REVAL과 SPRED 간의 상관관계는 양(+)의 유의한 값이 나타났는데, 회귀분석의 결과는 유의하지 않은 것으로 나타났다.
이러한 결과는 자산재평가가 자본시장의 정보비대칭을 감소시키지 못한 것으로 해석할 수 있다. 회귀모형의 F값이 유의한 값을 보이며, 설명력이 두 기간 모두 85% 수준이므로 본 연구의 모형이 정보비대칭 변화를 상당히 잘 설명하는 것으로 판단된다.
K-IFRS 도입 이전의 결과를 종합하면 회귀분석은 유의하지 않았으며, 고정효과는 유의한 음(-)의 값, 확률효과는 유의하지 않은 값이 나타났다. 회귀모형의 결과와 고정효과모형의 결과 중에 어느 것이 더 효율적인 추정치인지에 대한 판단은 개체의 고정효과가 0이라는 귀무가설 (H₀ : u_i =0)을 기각할 수 있는지에 따라 판단할 수 있는데, F값이 2.96으로서 1% 수준에서 기각되므로 고정효과를 고려한 패널회귀분석을 통한 추정결과가 더 효율적인 것으로 볼 수 있다. 고정효과모형과 확률효과모형 중에서 어느 것이 더 효율적인지에 대한 판단은 개별 변수와 개체별 오차항 간 공분산이 0이라는 귀무가설(cov(x,u_i)=0)을 기각할 수 잇는지에 따라 판단할 수 있는데, 하우스만 검정을 수행한 결과 χ²가 118.

질의응답

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	원가모형의 특성은?	K-IFRS 제1016호에서는 유형자산의 평가에 있어서 원가모형이나 재평가모형 중 하나를 회계정책으로 선택하여 유형자산 분류별로 동일 하게 적용하도록 하고 있다. 원가모형은 충실한 표현, 재평가모형은 목적적합성을 중시하는 모형으로서, 경영자는 기업의 실질을 잘 표현할 수 있는 평가모형을 선택할 수 있기 때문에, 경영자가 어떤 모형을 선택하는가에 따 라 회계정보의 질적 특성 중 어떤 것을 더 중시하는지를 확인할 수 있다.
	K-IFRS가 종전의 기업회계기 준(K-GAAP)와 다른 이유는?	K-IFRS는 규정기반(rule based), 역사적원가 (historical cost) 중심의 특징을 지닌 종전의 기업회계기 준(K-GAAP)과 상당한 차이가 존재하는데, K-IFRS는 원칙기반(principle based), 공정가치(fair value) 강화의 특징을 지니고 있기 때문이다. 유형자산 평가방법에 있어서도 차이가 존재하는데, 종전 기업회계기준은 재평가를 허용하고 있지 않으나, K-IFRS는 경영자 재량에 따 라 재평가를 선택할 수 있다.
	충분한 경제적 효익이 예상되는 경우에 한해서만 재평가 모형을 선택할 필요가 있는 이유는?	자산재평가는 공정가치를 판단하기 위해 많은 비용이 발생하는 활동이지만, 자산재평가 수행의 목적과 달리 자본시장에서 이를 추가적 정보로 인식하지 않는다면 기업 입장에서는 비용만을 발생시키는 활동으로 볼 수 있다. 재평가모형을 선택한 후에 원가모형으로 다시 변경하는 것은 사실상 불가능하고, 공정가치의 변동에 따라 주기 적으로 수행해야 하므로 비용이 지속적으로 발생할 수 있다. 따라서 기업의 경영자는 기업의 현실을 고려하여 충분한 경제적 효익이 예상되는 경우에 한해서만 재평가 모형을 선택할 필요가 있다.

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상세보기
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표제어: PCR

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용어 설명: PCR은 세균 특이성이 있는 primer를 이용하여 적은 수의 세균이 있을지라도 쉽게 검출할 수 있는 유용한 방법이며, 이를 이용하여 구강 내 치면세균막이나 타액에서 직접 세균을 검출할 수 있게 되었다[8].

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