ifrs 도입에 따른 조세회피가 기업가치에 미치는...

전산회계연구 제16권 제2호 http://dx.doi.org/10.32956/kaoca.2018.16.2.221

2018년 12월 pp.221～248

한국전산회계학회

<요 약>

1)IFRS 도입에 따른 조세회피가 기업가치에 미치는 영향*

A Study on the Effect of IFRS Introduction on

Tax Avoidance and Corporate Value

한지욱(Han, Ji－Wook)**․김 용(Kim, Yong)

***

본 연구의 목적은 2006년부터 2015년까지의 자료로 우리나라 유가증권시장에 상장된 기업

을 대상으로 IFRS 도입이 외국인지분율과 조세회피와의 관계 및 조세회피와 기업가치와의

관계를 검증하는 것이다.

분석 결과, 조세회피와 기업가치 간의 관계에서 기업가치가 Tobin’s Q인 경우 IFRS 도입

이전에는 세 가지 조세회피 측정치 모두 유의적인 음(－)의 관계를 나타냈지만, IFRS 도입

이후에는 DD_BTD만 유의적인 음(－)의 관계를 나타냈다. 그러나 기업가치가 M/B ratio인

경우에는 IFRS 도입 이전에만 세 가지 조세회피 측정치 모두 유의적인 음(－)의 관계가 나

타났다. 따라서 FRS 도입 이전에는 조세회피와 기업가치 간에 명확한 음(－)의 관계를 보임

으로써 대리인이론 관점을 지지하고 있었다고 볼 수 있다. 그러나 IFRS 도입 이후에는 기업

가치가 Tobin’s Q인 경우 DD_BTD만 유의적인 음(－)의 관계를 나타냈으며, 기업가치가

M/B ratio인 경우에는 모두 통계적으로 유의하지 않는 것으로 나타났다. 이러한 결과는

IFRS가 원칙중심이므로 경영자에게 자율성이 많이 부여되어 있기 때문으로 판단된다. 즉,

IFRS 도입 이전에는 조세회피로 측정되던 내용들 중 일부분이 IFRS 도입 이후에는 조세회피

가 아니라 경영자의 정상적인 경영의사결정 내로 포함될 가능성이 커졌다. 실제로 IFRS 도

입 이후 세 가지 조세회피 측정치의 평균과 표준편차가 IFRS 도입 전과 비교하여 모두 낮아

졌으며, 기업가치와의 관계에서도 IFRS 도입 이전보다 IFRS 도입 이후에 상관관계가 약해졌

음을 볼 수 있다. 그러므로 기업 입장에서는 선택의 폭이 넓어졌다고 할 수 있으며, 이해관

계자들의 입장에서는 자칫 이익조정을 통한 기업가치 향상으로 판단할 수 있게 되었다.

한글검색어：IFRS 도입, 외국인지분율, 조세회피, 기업가치

∙접수일자：2018.11.27 ∙1차수정일：2018.12.12 ∙최종수정일：2018.12.23 ∙게재확정일：2018.12.28

* 본 논문은 제1저자 한지욱의 박사학위논문의 일부를 발췌한 것임

** ㈜천지 대표, 제1저자, e－mail：[email protected]

*** 경일대학교 상경학부 교수, 교신저자, e－mail：[email protected]

－ 221－

222 ❙ IFRS 도입에 따른 조세회피가 기업가치에 미치는 영향

Ⅰ. 서 론

기업이 창출한 이익 중 상당부분은 조세비용으로 정부에 납부하게 된다. 따라서 기업입

장에서는 세후이익의 극대화를 위하여 세금비용을 감소하고자 하는 노력을 하게 된다. 일

반적으로 기업들이 조세부담을 경감시키기 위한 활동은 법 테두리 안에서의 정당한 노력

인 절세, 고의적인 불법 노력을 통한 탈세, 그리고 절세와 탈세의 중간적 행위인 조세회

피 등 크게 세 가지로 나눌 수 있다. 이 중 조세포탈과 법률을 남용하는 조세회피는 바람

직하지 않으므로 지탄의 대상이 되는 것은 당연한 일이겠으나, 합법적인 범위 내에서 조

세를 가능한 한 적게 내려고 노력하는 조세절약은 비난의 대상이 될 수 없다(이준규,

2007).

IFRS는 원칙중심의 기준체계를 기본으로 하고 있으며, 상세하고 구체적인 회계처리방법

을 제시하기 보다는 회계담당자가 경제적 실질에 기초하여 합리적으로 회계처리 할 수 있

도록 함으로써 회계처리의 기본원칙과 방법론을 제시하는데 주력하고 있다(여은정, 고윤

성 및 김지홍, 2007). IFRS 도입은 원칙중심의 회계처리로 회계투명성을 제고시킨다는 선

행연구가 많지만, 원칙중심의 회계처리에 대한 재량권 확대로 이익조정이 오히려 더 증가

된다는 결과를 나타내는 연구들도 많기 때문에 IFRS 도입과 회계투명성과의 관계에 대한

결론이 혼재되어 나타나고 있는 실정이다. IFRS 도입으로 인해 투명성이 제고된다면, 발

생액을 이용한 조세회피가 줄어들 수 있다. 그러나 규칙중심에서 원칙중심으로 회계기준

이 변경되어 경영진의 재량권이 늘어난다면 이익조정이 더 빈번하게 일어날 가능성도 많

다. 따라서 IFRS 도입 전·후의 조세회피를 비교할 필요가 있다. 그러나 기존의 연구들은

IFRS 더미변수를 사용하여 IFRS 도입 전·후에 유의한 차이가 있는지를 분석하는데 그치

고 있다. 따라서 IFRS 도입 7년이 지난 현시점에서 보다 구체적으로 IFRS 도입 전과 후의

회계자료를 각각 수집하여 IFRS 도입 이후에 외국인투자가 조세회피에 미치는 영향 및 조

세회피와 기업가치 간의 관계에 어떠한 변화가 발생하였는지를 파악하는 것이 시의적절하

고 의미있는 결과가 될 것으로 생각된다.

그러므로 본 연구의 목적은 IFRS 도입 전후 외국인지분율과 조세회피와의 관계, 조세회

피와 기업가치 간의 관계에 대하여 검증하는 것이다. 특히 2006년부터 2015년까지 전체

분석기간의 관계를 먼저 살펴보고, 이어서 IFRS 도입 전과 후 각각 5년간에 어떠한 변화

한지욱․김 용 ❙ 223

가 있는지를 살펴보고자 하였다. 또한 기존의 연구들이 조세회피와 기업가치 간의 연구에

서 일관된 결과를 보이지 못하고 있다. 따라서 복수의 조세회피 측정치와 복수의 기업가

치 측정치를 이용하여 각각 분석함으로써 측정방법 및 측정오차에 따른 분석결과의 신뢰

성을 확보하고자 하였다.

본 연구와 기존연구의 차이점은 다음과 같다. 첫째, 조세회피 측정에 관한 객관성 확보

를 위해 서로 다른 성격의 세 가지 조세회피 측정변수와 두 가지 기업가치 측정변수를

사용해 교차 검증하였다. 조세회피 측정을 위한 대용변수는 회계이익과 세무이익의 차이

를 의미하는 총발생액인 BTD(Book－Tax Difference), 발생액을 제외한 나머지 잔차를

조세회피 측정치로 사용하는 Desai and Dharmapala(2006)의 재량적 발생액인 DD_BTD,

DD(2006)의 방법이 발생액 제거로 인하여 조세회피와 재무재표 간의 관련성을 훼손할 수

있다고 보고 이를 보완한 Frank, Lynch and Rego(2009)의 재량영구적 차이인 FLR－

BTD를 사용하였다. 그리고 기업가치의 측정을 위한 대용변수는 Tobin’s Q와 M/B ratio

를 사용하였다.

둘째, 2006년부터 2015년까지의 회계자료를 IFRS 의무도입시점인 2011년을 기준으로

구분하여 각각 별도로 분석함으로써 IFRS 더미값을 기초로 차이를 분석하던 기존의 연구

들과 차별화하였다.

Ⅱ. 선행연구의 고찰

국제금융위기 이후 우리나라의 자본시장 및 기업환경은 많은 변화가 있었다. 이 중 가

장 대표적인 변화는 외국인 투자자들에 국내투자비중 확대 및 그에 따른 국내 기업환경

변화일 것이다. 일반적으로 외국인 투자자는 외부이해관계자로서 기업과의 독립적인 관계

를 바탕으로 외부감시자의 역할을 한다고 이해되고 있으며 기업지배구조와 조세회피와의

관계를 파악한 선행연구들에서 외국인지분율은 기업지배구조의 일부로서 다루어져 왔다.

박종국과 홍영은(2009)의 연구에서는 외국인지분율과 조세회피 측정치는 음(－)의 관계

를 나타내었는데, 이는 기업의 조세정책에 대하여 외국인투자자는 과세소득보다 회계이익

에 관심을 가지는 것으로 추정하였으며, 이는 외국인투자자의 경우 적극적인 조세회피전


략을 통한 조세부담최소화 전략보다는 고배당을 목적으로 보고이익의 극대화를 위해 경영

자들의 의사결정에 영향을 미치고 있을 것이라고 추정하였다. 그러나 이균봉(2010)의 연

구에서는 외국인지분율이 높을수록 조세회피와 양(＋)의 관계를 나타내었으며 이는 외국

인 투자자가 조세회피를 이용하여 확보한 현금을 고배당을 통해 현금을 유출시킴으로써

기업에 장기적 악영향을 끼칠 수 있다고 보았다. 진태홍·최헌섭(2013)의 지배구조, 조세

회피 및 기업가치에 관한 연구에서도 기업지배구조가 견고하여도 조세회피와 기업가치 간

의 관계는 유의하지 않았으며, 외국인지분율과 조세회피 간에는 양(＋)의 관계가 있음을

나타내었다.

한편 조세회피와 이로 인해 절감된 법인세가 기업가치를 증가시킬 것인가에 대하여는

논란의 여지가 계속 있어 왔다. 기업의 조세회피 행위로 인해 기업가치에 긍정적 영향을

미친다는 전통적 관점에 의하면, 기업은 조세회피를 통하여 자원을 주주에게 이전함으로

서 주주의 부가 증가되거나 세후 기업가치에 긍정적 영향을 미치는 것으로 보고 있다. 그

러나 대리인이론에 따르면, 기업의 소유와 경영이 분리된 경우 경영자의 기회주의적인 행

동을 유발할 수 있기에 최근에는 대리인 관점을 조세회피에 적용한 연구가 진행되고 있

다. 이러한 연구에 의하면 대리인이론 관점에서는 대리인비용이 발생될 수 있기에 조세회

피가 항상 기업의 가치나 주주의 부를 증가시키는 것은 아니라고 보고 있다. 이와 같이

조세회피와 기업가치 간의 관계는 연구에 따라 다양한 의견들이 나타나고 있는 것이 사실

이다.

강정연과 고종권(2014)은 조세회피와 기업가치의 관계와 기업지배구조의 역할에 대해

검증하였다. 조세회피는 측정오차 감소를 위해 여섯 가지 대용치를 사용하였고, 기업가치

는 토빈Q로 측정하였다. 기업지배구조 대용치는 대주주 지분율, 기관투자자 지분율, 이사

회의 독립성, 외국인지분율을 선정하였다. 분석결과, 조세회피와 기업가치는 음(－)의 관

계가 나타났다. 그리고 기업지배구조가 우수할수록 조세회피가 기업가치에 미치는 부정적

영향은 완화된다고 하였다.

그러나 강정연(2012)은 조세회피거래를 사용하는 기업의 경우 부채를 적게 사용하고도

이자비용의 손금산입 효과에 상당하는 절세효과를 조세회피거래를 거둘 수 있다고 보았

다. 진태홍과 최헌섭(2013)은 “Desai and Dharmapala(2007)의 연구에서 소유와 경영의

분리로 인해 대리인문제가 존재하는 상황에서 전문경영자는 조세회피 과정에서 현금을 유

한지욱․김 용 ❙ 225

용하거나 이익을 조작할 수 있다고 보고, 실증분석을 통해 기업지배구조가 좋은 경우에만

조세회피와 기업가치 사이에 통계적으로 유의한 양(＋)의 관계가 나타났다”라고 하였다.

이영한과 최유진(2014)도 회계이익의 가치관련성이 기업의 조세부담 수준에 따라 차별

적으로 나타나는지를 검증하였다. 세전 이익수준이 동일하다고 가정할 경우 조세부담을

낮게 유지할 수 있을 것으로 기대되는 기업이 회계이익의 가치관련성이 높을 것이라고 예

상하여 장기유효세율이 낮은 기업의 회계이익의 가치관련성이 높게 나타나는지를 검증하

였다. 검증결과, 장기유효세율이 낮은 기업의 경우 회계이익의 가치관련성이 유의하게 높

게 나타났다. 이는 회계이익이 기업가치에 반영되는 과정에서 조세부담수준이 가치평가에

반영된다는 결과를 제시하고 있다.

사실 IFRS 도입 이후 조세회피가 기업가치에 미치는 영향에 관한 연구는 다른 조세회

피 관련 연구들에 비하여 그렇게 많이 행해지지는 않은 실정이며, 그 분석결과도 상이하

게 나타났다. 정운오, 전규안 및 박종일(2011)은 K－IFRS를 조기에 도입한 국내 기업들을

대상으로 GAAP 대신 K－IFRS를 적용하면 법인세부담이 유의적으로 변하는지를 조사하

였는데 2009년도에 K－IFRS를 조기 적용한 기업 13개사(유가증권시장에 상장된 기업과

코스닥시장에 상장된 기업) 중 감사보고서의 주석 자료원이 이용 가능한 12개 기업을 대

상으로 분석하였다. 분석결과는 K－IFRS를 조기 도입한 12개 기업이 K－GAAP을 적용하

는 경우보다 평균적으로 법인세가 감소(감소율은 －3.08%)하는 것으로 나타났다. 그러나

김정교·김정호(2012)는 IFRS 도입이 기업의 유효세율에 어떠한 영향을 미치는가에 대하

여 2011년도에 K－IFRS를 적용한 동일기업을 대상으로 실증분석 하였다. 유효법인세율의

변화를 비교분석한 결과, K－IFRS의 유효법인세율과 법인세비용은 K－GAAP의 유효법인

세율과 법인세비용보다 증가하였다.

김진회(2014)는 K－IFRS 적용이후 기업회계와 세무회계의 괴리도가 더 커짐에 따라 발

생할 수 있는 법인세 부담액의 변화가 경영자의 이익조정행위에 미치는 영향에 대해 실증

분석 하였다. 그 결과, 기업의 이익조정행위와 유효법인세율 간에 유의한 양(＋)의 관계가

있지만 K－IFRS 적용 이후에는 이익조정행위와 유효법인세율 간에 유의한 음(－)의 관계

가 나타나고 있어 K－IFRS 적용 이후에는 기업의 법인세부담액이 증가하지 않으면서 이

익을 증가시키는 조정행위가 있다는 결과를 나타내었다. 권영창(2015)도 기업지배구조와


조세회피가 기업가치에 미치는 영향에 관하여 IFRS 도입 전후를 비교한 결과, 기업지배구

조와 조세회피의 기업가치에 대한 영향은 IFRS 도입 전에는 유의한 양(＋) 또는 음(－)의

영향을 미치는 것으로 나타났지만, 도입 이후에는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 즉,

IFRS 도입 전이 도입 후보다 조세회피가 기업가치에 분명하고 더 큰 영향을 미친다는 결

과를 제시하였다.

Ⅲ. 가설 설정 및 연구 설계

3.1 가설의 설정

3.1.1 조세회피와 기업가치와의 관계

만약 조세회피가 적발되지 않고 조세회피에 들어가는 비용 또한 무시할만한 수준이라

면, 대부분의 기업들은 과세소득을 낮추어 조세부담을 경감시키려 할 것이다. 즉, 이익 증

가 및 원활한 현금흐름을 위해 외부로의 현금유출을 감소시키려는 조세회피를 행할 것이

다. 그러나 실질적으로는 적발위험을 포함한 조세회피비용은 무시할만한 수준이 아니며,

조세회피가 적발된 후 세무조사를 통한 기업이미지의 실추와 기업가치의 손상을 매우 우

려하고 있다. 따라서 기업들은 조세회피에 의한 부정적 결과와 이익 증가를 통한 기업가

치의 향상 사이에서 갈등하게 되고 선택을 하게 된다.

전통적인 관점에서는 조세회피로 인한 기업현금흐름의 증가는 기업가치의 증가로 이어

질 것이라는 시각이 지배적이었다(Desai and Dharmapala, 2009；Wilson, 2009；고윤성

외, 2007 등). 그러나 대리인이론 하에서는 조세회피가 기업가치에 증가 또는 감소하는

두 가지의 결과가 모두 가능하다(Hanlon and Slemrod, 2009；Dhaliwal et al., 2011；

전주성, 2011；손언승 등, 2012；강정연과 고종권, 2014；권영창, 2015；박주영, 2016

등). 이에 따라 본 연구에서는 조세회피를 통한 기업의 현금흐름 증가는 비록 위험이 있

지만 기업가치 상승과 밀접한 관련이 있을 것으로 판단하여 다음과 같이 가설을 설정

한다.

한지욱․김 용 ❙ 227

<가설 1> 조세회피는 기업가치에 유의적인 양(＋)의 영향을 미칠 것이다

3.1.2 IFRS 도입 전후 조세회피와 기업가치 관계

IFRS 도입은 회계투명성을 높인다는 연구가 많지만, 이익조정이 오히려 더 증가된다는

결과를 보고하는 연구들도 존재하고 있어 IFRS도입과 회계투명성에 대한 결론은 혼재되어

나타나고 있다. IFRS가 도입되어 투명성이 제고된다면 이익조정이 줄어들 수 있지만,

IFRS가 세세한 규정보다 원칙을 중시하는 특성으로 인해 규칙중심에서 원칙중심으로 회계

기준이 변경됨에 따라 경영진의 재량권이 늘어난다면 이익조정은 더 빈번하게 나타날 수

있다.

장지경(2014)은 K－IFRS 도입 이후의 회계이익과 과세소득의 일치도를 측정한 결과,

15년간의 표본기간 동안 전반적으로는 일치도가 감소추세에 있는 것으로 나타났다. 즉,

1999년 이후 수년 동안 일치도가 지속적으로 감소되었으며, K－IFRS가 도입된 2011년 이

후부터는 급격히 감소하는 양상을 보인다고 하였다.

이에 따라 본 연구에서는 조세회피가 기업가치에 미치는 영향이 IFRS 도입 전후 차이

가 있는지를 살펴보기 위하여 다음과 같이 가설을 설정한다.

<가설 2> IFRS 도입 전후에 조세회피가 기업가치에 미치는 영향은 차이가 있을 것이다.

3.2 연구 설계

3.2.1 연구모형

본 연구의 첫 번째 가설인 조세회피가 기업가치에 미치는 영향에 대한 가설을 검증하기

위하여 다음과 같은 [연구모형]을 설정하였다.

FVt＋1＝β0＋β1TAXAVt＋β1FORNt＋β2ASSETt＋β3DEBTt＋β4ROAt

＋β5CAPt＋β6CASHFLOWt＋β7MVt＋β8AGEt＋β9GROWTHt

＋β10IFRSt＋ε


FVt＋1 ：기업가치 대용변수(Tobin’s Q, M/B ratio)

TAXAVt ：조세회피 대용변수(BTD, DD_BTD, FLR_BTD)

FORNt ：외국인지분율

ASSETt ：총자산의 자연로그 값

DEBTt ：부채비율(부채/총자산)

ROAt ：총자산순이익율(당기순이익/기초총자산)

CAPt ：자본집중도(유형자산－건설중인자산－토지)/기초총자산

CASHFLOWt：영업현금흐름(영업활동현금흐름/기초총자산)

MVt ：기업의 지분의 시장가치(보통주 기말시가총액/총자산)

AGEt ：t년도 기업연령(설립연수 기준)

GROWTHt ：총자산증가율[(기말총자산－기초총자산)/기초총자산]

IFRS ：IFRS 더미변수

3.2.2 변수의 정의

(1) 조세회피 측정변수

조세회피 측정을 위해 다양한 방법들이 사용되어 왔지만, 각각의 측정치는 상대적인 한

계점이 있기에 선행연구를 통하여 가장 보편적인 측정치 3가지를 선정하여 측정오차를 줄

이려고 노력하였다.

본 연구에서 이용한 조세회피측정치는 3가지로 첫 번째 측정치는 재무보고이익과 세무

보고이익의 차이를 나타내는 총BTD를 사용하였고(본 연구에서는 BTD), 두 번째 측정치

는 Desai and Dharmapala(2006)의 측정방법인 이익조정효과를 제거하기 위해 총발생액

을 제거한 잔차를 조세회피 대용치로 사용하였으며(본 연구에서는 DD_BTD), 세 번째 측

정치는 Desai and Dharmapala(2006)의 문제점을 보완한 Frank, Lynch & Rego(2009)의

재량영구적 차이(본 연구에서는 FLR_BTD)를 조세회피 측정치로 사용하였다 각각의 측정

방법은 다음과 같다.

① BTD(Book－Tax Difference)

회계이익(세전)과 과세소득의 차이인 BTD를 계산하기 위해서는 기업의 과세소득자료가

필요하지만, 기업의 과세소득은 현재 공시되지 않는 자료이므로 이를 추정에 의존할 수밖

에 없다. 따라서 본 연구에서는 선행연구에서 많이 사용되고 있는 박승식 등(2006)의 연

구에서 제안한 방법으로 과세소득을 추정하였다(기은선, 2012；손언승 외, 2012；강정연

한지욱․김 용 ❙ 229

과 고종권, 2014；박석진, 2016).

BTD＝[법인세비용＋(당기이연법인세자산－전기이연법인세자산)

－(당기이연법인세부채－전기이연법인세부채)]/법정최고세율

② Desai and Dharmapala(2006)의 조세회피측정치

Desai and Dharmapala(2006)는 재무보고이익과 세무보고이익 간의 차이가 조세회피

에 의해서만 발생되는 것이 아니며 이익조정행위로 인한 차이부분을 제거해야 보다 정

확한 조세회피측정이 가능하다고 보았다. 따라서 회계이익과 세무이익의 차이에서 이익

조정의 효과를 제거하기 위해 총발생액의 효과를 제거한 잔차를 조세회피측정치로 이용

하였다.

BTD＝β1TA＋ε

BTD ：(법인세차감전이익－추정과세소득)/기초총자산

TA ：총발생액/기초총자산

추정과세소득：법인세부담액/법인세율

총발생액 ：당기순이익－영업현금흐름

③ Frank, Lynch and Rego(2009)의 조세회피측정치

Frank, Lynch and Rego(2009)는 조세회피측정치로 규모조정현금유효세율과 재량영구

적 차이를 이용하였다. 그들은 회계이익과 과세소득의 차이는 일시적 차이와 영구적 차이

로 구분하였으며, 영구적 차이를 다시 비재량영구적 차이와 재량영구적 차이로 구분하였

다. 그리고 재량영구적 차이를 기업의 조세회피로 보았다.

BTD＝TEMPDIFFt＋PERMDIFFt

BTDt ：회계이익과 과세소득의 차이

TEMPDIFFt：일시적차이

PERMDIFFt：영구적차이


위 식에서 나타난 영구적 차이는 비재량영구적 차이와 재량영구적 차이의 합으로 이루

어지는데, 이때의 재량영구적 차이를 조세회피 측정치로 활용할 수 있다. 여기서 재량영구

적 차이를 산출하기 위한 회귀모형을 제시하면, 다음의 식과 같다.

PERMDIFFt＝β0＋β1INTANGt＋β2CTSEt＋ε

PERMDIFFt：영구적 차이(＝영구적차이/기초총자산)

INTANGt ：영업권과 다른 무형자산/기초총자산

CSTEt ：법인세비용/기초총자산

εt ：재량영구적 차이

(2) 기업가치

기업가치를 측정하기 위해 Tobin’s Q와 M/B ratio를 사용하였다. 이들 변수는 기업가

치 대용변수로 선행연구에서 널리 사용된 2개의 변수이기 때문이다. Tobin’s Q는 Tobin

(1969, 1978)의 선행연구들에서 정의된 바와 같이 기업의 시장가치를 대체원가로 나눈 비

율로 측정한다. 기업의 보통주 주식수를 보통주 주가에 곱한 값과 우선주 주식수를 시가

에 곱한 값에 부채의 장부가액의 합을 자산의 장부가액으로 나누어 구하였다. M/B ratio1)

는 기업의 보통주 주식수를 보통주 주가에 곱한 값과 우선주 주식수를 액면가액에 곱한

값을 더해 자기자본의 장부금액으로 나누어 구하였다(권영창, 2015).

(3) 통제변수

외국인지분율 외부지배구조 변수로 외국인주주의 보유지분이 증가하면 경영자의 경영

수탁책임을 강조하고, 기업경영의 감시자로서의 역할을 담당할 것이므로 외국인지분율은

회계투명성과 관련성을 가질 수 있다고 하였다(권영창, 2015). 실제로 강정연과 고종권

(2014)은 조세회피와 기업가치의 관계 및 기업지배구조의 역할에 대해 검증하였다. 기업

가치는 토빈Q로 측정하였으며, 기업지배구조 대용변수로는 대주주 지분율, 기관투자자

지분율, 이사회의 독립성, 외국인지분율을 사용하였다. 분석결과, 조세회피와 기업가치는

음(－)의 관계가 나타났으며, 이는 기업지배구조(외국인지분율)가 우수할(증가할)수록 조

1) Tobin’s Q의 측정치와 차별화 하고, 거래량이 적은 우선주의 특성으로 인해 시가가 없는 기업이 많기 때문

에 약간의 변형을 가하여 측정하였음.

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세회피가 기업가치에 미치는 부정적 영향은 완화되는 결과를 나타내었다. 따라서 외국

인지분율(FORN)은 조세회피와는 음(－)의 관계이지만, 기업가치와는 양(＋)의 관계를 가

질 것으로 예측된다. 이외에도 기업가치에 영향을 주는 다양한 요인을 통제하기 위해 기

업규모(ASSET), 부채비율(DEBT), 총자산순이익율(ROA), 자본집중도(CAP), 영업현금흐름

(CASHFLOW), 시장가치(MV), 기업연령(AGE), 총자산증가율(GROWTH), IFRS(더미변수)

를 통제변수에 포함시켰다.

기업의 규모가 클수록 규모의 경제에 의하여 기업가치와 양(＋)의 관계를 나타낼 수 있

다. 그러나 기업규모가 클수록 정치적 비용도 증가하기 때문에 오히려 음(－)의 관계를

나타낼 수도 있다. 부채는 이자비용의 지출로 인한 세금절감효과가 있으므로 부채비율이

높을수록 조세회피는 감소할 것이기 때문에 기업가치에는 양(＋)의 효과를 나타낼 수 있

다(Graham and Tucker, 2006；강정연, 2012). 총자산순이익율(ROA)이 클수록 세부담이

커지므로 조세회피를 하려는 유인이 강해져서 조세회피와 양(＋)의 관계가 성립될 것이기

때문에 기업가치와는 음(－)의 관계가 나타날 것으로 예측된다. 또한 자본집중도가 높을

수록 기업은 감가상각과 투자세액공제 등으로 인한 세금절감효과가 있지만, 자금지출이

많아져 내부자금조달원인 조세회피가 증가할 수 있다고 생각되어 기업가치와는 음(－)의

관계를 형성하게 될 것이다. 그리고 영업현금흐름(CASHFLOW)이 양호한 기업은 조세부

담이 적어지기 때문에 조세회피를 하려는 유인이 최소화되며, 이에 기업가치와는 양(＋)

의 관계가 나타날 것으로 예상한다. 시장가치(MV)의 경우에는 이 지표가 높을수록 미래

성장가능성이 높아지기 때문에 조세회피의 유인이 작아져 조세회피와는 음(－)의 관계를

나타내겠지만, 기업가치와는 양(＋)의 관계가 될 것이다.

총자산변화율(GROWTH)은 총자산 증가시 자본집중도가 높은 기업은 감가상각과 투자

세액공제 등으로 인해 세금절감효과가 있기에 조세회피가 감소할 수도 있지만, 자본집중

도가 낮은 기업은 세금절감효과가 비교적 적기 때문에 조세회피의 기회가 증가할 수도

있을 것이다. 그러므로 총자산변화율과 조세회피는 양(＋) 또는 음(－)의 결과 모두가 예

측된다. 마지막으로 기업연령(AGE)은 기업수명주기에 따른 효과를 통제하기 위해 사용하

였다.


3.3 표본의 선정

본 연구는 2006년부터 2015년까지 한국거래소에 상장된 유가증권상장기업 중 다음의

조건을 만족하는 기업을 대상으로 표본을 선정하였다.

① 비금융업을 영위하는 12월 결산법인

② 금융감독원 전자공시시스템에서 기업지배구조 자료를 추출할 수 있는 기업

③ 한국상장사협의회 TS2000과 나이스신용평가정보(주) KIS－VALUE에서 재무자료를 이

용할 수 있는 기업

④ 세전이익과 법인세납부액이 10년에 걸쳐 3번 이상 음(－)이나 0이 아닌 기업

위의 조건을 만족하는 기업은 313개 기업이었다. 본 연구에서는 IFRS 전과 후의 오차를

줄이기 위해 한해라도 위의 조건에 미흡한 경우 2011－2015 사이의 전체 자료를 삭제하

였다. 특히 ④의 경우에 기존 연구에서는 1번만 나오는 경우도 전부 삭제하고 자료를 수

집하였지만, 실제 기업들은 한번 정도의 세전이익이 음(－)이나 0으로 나온다 하더라도

차년도 환급이 있기에 조세회피 노력은 계속될 것이라는 가정 하에 10년간에 걸쳐 비연

속 2번 이상 세전이익과 법인세 납부액이 음(－)이거나 0이 아닌 기업을 표본기업으로 선

정하였다.

<표 1> 표본기업 선정

항 목 기업－전체년도

KIS－VALUE에서 재무자료 이용가능 기업, 10개 년도 8950

금융업 제외 12월 결산기업 6370

추정과세소득이 0 또는 음(－)의 값이 3개 이상인 기업,

2개 이하라도 0 또는 음(－)의 값이 연속되지 않는 기업3129

최 종 3129

한지욱․김 용 ❙ 233

Ⅳ. 실증분석 결과

4.1 기술통계량 분석

먼저 분석대상기업들의 주요 변수에 대하여 기초통계량과 상관관계분석을 통하여 변수

들 간의 특성과 유의적인 관계를 살펴보았다.

<표 2> 변수들의 기술통계량 분석

2006년～2015년 2006년～2010년 2011년～2015년

최솟값 최댓값 중앙값 평균표준

편차중앙값 평균

표준

편차중앙값 평균

표준

편차

BTD －0.7625 0.8634 0.0035 0.0086 0.0782 0.0095 0.0220 0.0832 －0.0008 －0.0048 0.0704

DD_BTD －0.7116 0.9640 －0.0019 0.0007 0.0875 －0.0028 0.0012 0.1012 0.0035 0.0000 0.0694

FLR_BTD －0.6641 0.8359 －0.0043 0.0016 0.0780 －0.0086 0.0033 0.0833 0.0033 0.0000 0.0697

TQ 0.0781 20.3146 0.9970 1.2369 0.9893 1.0080 1.2384 1.0192 0.9849 1.2355 0.9588

MBratio －1.4644 23.0704 0.8556 1.2156 1.3080 0.8276 1.1844 1.2767 0.8814 1.2468 1.3382

FORN 0.0000 0.8973 0.0603 0.1239 0.1505 0.0613 0.1267 0.1558 0.0590 0.1211 0.1450

ASSET 23.7200 32.7600 26.5200 26.8024 1.4436 26.3000 26.6156 1.4204 26.7200 26.9903 1.4432

DEBT 0.0007 1.1011 0.3683 0.3737 0.1834 0.3754 0.3806 0.1746 0.3626 0.3669 0.1916

ROA －0.3222 3.3636 0.0455 0.0512 0.0990 0.0558 0.0596 0.0568 0.0361 0.0428 0.1274

CAP 0.0000 0.6235 0.1446 0.1661 0.1147 0.1474 0.1710 0.1118 0.1411 0.1611 0.1174

CASH

FLOW－0.4829 0.5014 0.0576 0.0629 0.0715 0.0630 0.0670 0.0787 0.0531 0.0589 0.0632

MV 0.0000 10.7931 0.4744 0.6704 0.6879 0.4666 0.6436 0.6569 0.4905 0.6971 0.7167

AGE 1.0000 118.0000 39.0000 38.5414 16.1794 36.0000 36.0428 15.9900 41.0000 41.0383 15.9859

GROWTH －0.8005 2.1226 0.0590 0.0860 0.1733 0.0871 0.1175 0.1959 0.0364 0.0544 0.1405

BTD ：총발생액, DD_BTD ：Desai and Dharmapala(2009)의 측정치

FLR_BTD：Frank, Lynch and Rego(2009)의 측정치

TQ ：Tobin’s Q, MBratio ：M/B ratio, FORN ：외국인지분율

ASSETt ：총자산의 자연로그 값, DEBTt ：부채비율, ROAt ：총자산순이익율

CAPt ：자본집중도, CASHFLOWt：영업현금흐름

MV ：기업의 지분의 시장가치, AGE ：t년도 기업연령, GROWTH：총자산증가율


<표 2>는 본 연구에서 가설검증을 위해 사용된 모든 변수들의 기술통계량을 나타낸 표이

다. 조세회피측정치의 기술통계량은 BTD의 경우 중앙값이 0.0035인데 평균은 0.0085로 나타

났고, DD_BTD의 경우에는 중앙값이 －0.0019인데 평균은 0.0007로 나타났으며, FLR_BTD

의 경우 중앙값이 －0.0043인데 평균은 0.0016으로 나타났다. DD_BTD, FLR_BTD 모두 평

균과 표준편차가 BTD 값보다 작게 나타났음을 알 수 있다. 이는 사업소득과 과세소득의 차

이 전체를 나타내는 BTD에 비교하여 발생액을 제외한 잔차항을 조세회피측정치로 보는

DD_BTD와 재량영구적 차이의 잔차항을 조세회피 측정치로 보는 FLR_BTD의 성격을 생각

하면 당연하다 할 것이다.

“2006년∼2010년” 동안의 기술통계량 자료를 보면 BTD, DD_BTD, FLR_BTD 세 가지

조세회피 측정치 모두 표준편차가 “2006년～2015년” 10년간의 자료와 비교하여 표준편차

가 더 커진 것으로 나타나고 있어 IFRS 도입전의 표준편차가 전체년도 표준편차에 비하여

더 커진 경향을 보여주고 있다. 그러나 기업가치를 나타내는 측정치인 Tobin’s Q와 M/B

ratio의 경우에는 IFRS 도입전과 도입후의 평균과 표준편차의 변화에 있어 뚜렷한 경향을

나타내지는 않고 있다.

2006년∼2010년 간의 자료와 2011년～2016년 간의 자료를 비교하면, 가장 눈에 띄는

것은 세 가지 조세회피 측정치 BTD, DD_BTD, FLR_BTD의 평균과 표준편차 값이 모두

낮아졌다는 것이다. 이는 원칙중심의 IFRS 도입으로 기업의 회계처리에 있어 경영자의 재

량이 증가하여 기존에는 조세회피로 측정되었던 내용들이 경영자의 정당한 경영선택으로

편입된 것으로 보인다. 그리고 ROA의 평균이 2011년∼2016년 간의 자료가 2006년∼

2010년간의 자료에 비교하여 상당히 낮게 나왔다. 이는 IFRS 도입으로 자산의 평가기준이

취득원가에서 시가 기준으로 바뀌게 되어 자산평가액의 증가로 인한 결과라고 판단된다.

또한 영업현금흐름 평균값도 자산평가기준의 변경으로 인하여 자산이 증가하여 자산대비

수익률을 나타내는 ROA값에 영향을 미쳤으며, 전반적으로 시가평가로 인한 자산가액의

증가가 이루어진 2011년∼2016년 간의 자료가 2006년∼2010년간의 자료에 비교하여 낮

게 나타나는 것으로 보인다. 그리고 외국인지분율과 관련해서는 IFRS 도입이유 중의 하나

인 외국인투자 확대의 취지에 걸맞지 않게 중앙값과 평균값 모두 하락한 것으로 나타나

외국투자자본의 국내유치를 위한 IFRS 도입은 의문부호로 남는다.

한지욱․김 용 ❙ 235

4.2 상관관계분석

주요 지표만 살펴보면, <표 3>에 제시한 바와 같다. 조세회피 측정치인 BTD, DD_BTD,

FLR_BTD는 상호간에 강한 상관관계를 나타내고 있는데, 이는 세 가지 조세회피 측정치

가 서로 대용치로 사용할 수 있음을 보여주고 있지만, 다른 변수들과의 관계에서 세부적

차이를 보이고 있어 분석의 객관성을 확보하기 위해 각각 분석하였다. 아래의 <표 2>는

조세회피와 기업가치 간의 상관관계를 나타내고 있다. <표 2>에서 보듯이 세 가지 조세회

피측정치 모두 기업가치를 대리하는 Tobin’s Q와 M/B ratio와의 관계에 있어 IFRS 이전

보다 IFRS 이후에 상관계수가 작아진 것을 확인할 수 있다. 특히 DD_BTD와 Tobin’s Q

와의 상관계수는 0.08에서 0.006으로 대단히 많이 줄어들었는데, 이는 기업의 조세정책이

발생액을 통하여 상당 부분 이루어지고 있다는 추정을 하게 된다. 이와 함께 기술통계분

석에서의 결과와 결합하여 추정하면 IFRS 도입 후 기존의 조세회피로 측정되던 부분 중

상당한 부분이 정당한 경영의사결정으로 편입되었기에 조세회피와 기업가치 간의 상관관

계가 약하게 나타난 것이 아닐까 추정해 본다.

<표 3> 조세회피와 기업가치 상관관계분석 요약

기업가치 BTD DD_BTD FLR_BTD

2006년－2015년 Tobin’s Q .012 .038

*

.090*

M/B ratio －.053**

－.015 .018

2006년－2010년 Tobin’s Q .013 .080

**

.141**

M/B ratio －.063*

.029 .054*

2011년－2015년 Tobin’s Q .010 .006 .063

*

M/B ratio －.034 －.040 .013

*** 0.01수준에서 유의함, ** 0.05수준에서 유의함, * 0.10수준에서 유의함.


4.3 가설의 검증

4.3.1 가설 1：조세회피와 기업가치

<표 4>는 전체년도(2006년－2015년) 동안 조세회피가 기업가치(Tobin’s Q)에 미치는

영향에 대한 회귀분석 결과이다.

<표 4> 2006년∼2015년(10년) 동안 Tobin’s Q와 조세회피측정치 간의 회귀분석

모형

BTD DD_BTD FLR_BTD

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

(상수) 　 .742 　 .411 　 .844

BTD구분 －.030 －2.599*** －.071 －5.610

*** －.009 －.779

FORN .045 3.448***

.040 3.057***

.047 3.587***

ASSET －.011 －.849 －.008 －.636 －.012 －.993

DEBT .182 15.753***

.181 15.890***

.186 16.073***

ROA －.076 －6.593*** －.097 －8.293

*** －.080 －6.841***

CAP －.049 －4.504*** －.047 －4.349

*** －.050 －4.581***

CASHFLOW .128 10.967***

.167 12.276***

.128 10.925***

MV .741 61.320***

.735 61.038***

.744 61.741***

AGE －.013 －1.238 －.012 －1.129 －.013 －1.239

GROWTH .314 27.600***

.322 29.262***

.306 26.340***

IFRS .032 2.972***

.031 2.923***

.034 3.145***


FORN：외국인지분율, ASSET ：총자산의 자연로그값, DEBT：부채비율, ROA：총자산순이익율,

CAP ：자본집중도, CASHFLOW：영업현금흐름, MV ：기업의 지분의 시장가치,

AGE ：기업연령, GROWTH ：총자산증가율, IFRS ：K－IFRS 적용(더미변수)

BTD, DD_BTD 및 FLR_BTD의 수정된 R제곱값은 각각 0.682, 0.685, 0.682

세 가지 조세회피 측정변수와 Tobin’s Q 간의 관계에서 BTD와 DD_BTD의 경우에는

통계적으로 유의하게 나타났지만, FLR_BTD는 유의하지 않는 것으로 나타났다. 그리고 세

가지 조세회피 측정치와 기업가치 간의 관계는 음(－)의 관계를 보이고 있는데, 이는 대

한지욱․김 용 ❙ 237

리인이론 관점을 지지하는 것으로 대리인비용이 발생될 수 있기 때문에 조세회피가 항상

기업가치나 주주의 부를 증가시키는 것은 아니라는 의미이다. 그리고 조세회피 측정치에

따라 일부는 통계적으로 유의적이었지만, 일부는 유의적이지 않았다. 이는 조세회피 측정

치들 간의 측정방법 및 측정오차에 따른 결과인 것으로 판단된다.

또한 통제변수 중 IFRS 적용(더미변수)은 조세회피 측정치인 BTD, DD_BTD, FLR_

BTD 모두 유의적인 양(＋)의 관계를 나타내었다. 이는 IFRS 도입이 기업가치에 긍정적인

영향을 미쳤다는 것을 의미한다. 즉, IFRS 도입으로 원칙중심의 회계처리기준이 기업가치

를 상승시키는 효과를 이끌어낸다고 볼 수 있다. 외국인지분율(FORN)은 기업가치와 유

의적인 양(＋)의 관계를 나타내고 있어 외국인지분율이 증가하면 경영자에 대한 감시기

능이 강화되어 기업가치가 상승하는 것으로 볼 수 있다. 부채비율(DEBT), 영업현금흐름

(CASHFLOW), 시장가치(MV) 및 총자산증가율(GROWTH)은 기업가치와 유의적인 양(＋)

의 관계를 나타내었다. 그러나 수익성(ROA)과 자본집중도(CAP)는 기업가치와 유의적인

음(－)의 관계를 나타내었다.

그리고 <표 5>는 기업가치를 M/B ratio로 하였을 경우 전체 년도(2006년－2015년) 동

안에 조세회피가 기업가치에 미치는 영향을 회귀분석한 결과이다. 조세회피와 M/B ratio

간의 관계에서는 조세회피 측정치 DD_BTD만 통계적으로 유의적인 것으로 나타났으며,

BTD와 FLR_BTD는 유의하지 않는 것으로 나타났다. 그러나 역시 세 가지 조세회피 측정

치와 기업가치 간의 관계는 모두 음(－)의 관계를 나타내고 있어 <표 4>의 기업가치가

Tobin’s Q인 경우와 동일하다고 볼 수 있다. 따라서 [가설 1]은 채택되지 못하였다.

이상의 결과를 종합해 보면, DD_BTD의 경우에만 기업가치와 유의적인 음(－)의 관계

를 나타내고 있으며, 이는 조세회피가 적을수록 기업가치가 증가한다는 기존의 선행연구

들과 일치하는 결과가 나타났다. 또한 이러한 결과는 대리인이론 관점을 지지하는 것으로

대리인비용이 발생될 수 있기 때문에 조세회피가 항상 기업가치나 주주의 부를 증가시키

는 것은 아니라는 의미이다. 그리고 조세회피 측정치에 따라 통계적으로 유의적이거나 또

는 유의적이지 않게 나타났는데, 이는 나머지 조세회피 측정치 간의 측정방법 및 측정오

차에 따른 결과인 것으로 판단된다.


<표 5> 2006년∼2015년(10년) 동안 M/B ratio와 조세회피측정치 간의 회귀분석

모형

BTD DD_BTD FLR_BTD

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

(상수) 　－.253 　－.548 　－.160

BTD구분 －.009 －.720 －.053 －3.929***

.012 .935

FORN .065 4.671***

.060 4.317***

.066 4.774***

ASSET －.017 －1.287 －.014 －1.056 －.019 －1.403

DEBT .231 18.671***

.227 18.648***

.235 18.981***

ROA －.081 －6.570*** －.095 －7.547

*** －.085 －6.837***

CAP －.044 －3.782*** －.042 －3.621

*** －.045 －3.854***

CASHFLOW .114 9.139***

.143 9.863***

.113 9.029***

MV .764 59.177***

.758 58.787***

.766 59.580***

AGE －.014 －1.273 －.013 －1.198 －.014 －1.263

GROWTH .113 9.274***

.124 10.546***

.104 8.398***

IFRS .025 2.231**

.024 2.079**

.028 2.412**


<표 4>와 동일함.


또한 통제변수 중 IFRS 적용(더미변수)은 조세회피 측정치인 BTD, DD_BTD, FLR_

BTD 모두 유의적인 양(＋)의 관계를 나타내었다. 이는 IFRS 도입이 기업가치에 긍정적인

영향을 미쳤다는 것을 의미한다. 즉, IFRS 도입으로 원칙중심의 회계처리기준이 기업가치

를 상승시키는 효과를 이끌어낸다고 볼 수 있다.

4.3.2 가설 2：IFRS 도입 전후 조세회피와 기업가치 간의 관계

다음은 IFRS 도입 전과 도입 후에 조세회피와 기업가치 간의 관계가 변하였는지 또는

동일한 지를 검증하고자 하였다. 이를 위하여 IFRS 의무도입 연도인 2011년을 기준으로

도입 전과 도입 후의 자료를 각각 분석하여 비교하였다.

<표 6>은 IFRS 도입 이전인 2006년－2010년(5년) 동안 조세회피 측정치와 기업가치

한지욱․김 용 ❙ 239

간의 회귀분석 결과이다. 종속변수는 기업가치를 나타내는 Tobin’s Q이다. IFRS 도입 이

전의 자료를 분석한 결과, 세 가지 조세회피 측정치인 BTD, DD_BTD 및 FLR_BTD 모두

기업가치인 Tobin’s Q와 유의적인 음(－)의 관계를 나타내었다.

<표 6> 2006년~2010년(5년) 동안 Tobin’s Q와 조세회피측정치 간의 회귀분석

모형

TQ

BTD DD_BTD FLR_BTD

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

(상수) 　－1.517 　－1.429 　－1.379

BTD구분 －.079 －4.901*** －.070 －3.672

*** －.060 －3.488***

FORN .029 1.629 .032 1.790*

.033 1.828*

ASSET .011 .656 .009 .495 .007 .418

DEBT .219 13.350***

.223 13.553***

.224 13.662***

ROA .123 6.740***

.083 4.347***

.126 6.693***

CAP －.036 －2.353**

－.037 －2.400**

－.037 －2.430**

CASHFLOW .098 5.648***

.148 6.937***

.101 5.826***

MV .660 39.543***

.664 39.693***

.665 39.860***

AGE －.013 －.930 －.014 －.947 －.014 －.941

GROWTH .336 20.883***

.328 20.386***

.330 20.053***


<표 4>와 동일함. 다만, IFRS는 제외되었음.


<표 7>에는 IFRS 도입 이후 조세회피 측정치와 기업가치(Tobin’s Q) 간의 분석결과가

제시되어 있다. 분석결과, DD_BTD만 유의적인 음(－)의 관계를 나타냈다. 이는 조세회피

측정치 간의 측정방법 또는 측정오차로 인한 차이라고도 볼 수 있겠지만, IFRS 도입 이후

조세회피와 기업가치 간의 관계가 명확하지 않다는 권영찬(2015)의 연구결과와 부분적으

로 일치하고 있다.


<표 7> 2011년~2015년(5년) 동안 Tobin’s Q와 조세회피측정치 간의 회귀분석

모형

TQ

BTD DD_BTD FLR_BTD

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

(상수) 　 2.352**

　 2.348**

　 2.351**

BTD구분 －.019 －1.297 －.030 －2.052**

－.008 －.555

FORN .035 2.021**

.034 1.978**

.036 2.050**

ASSET －.043 －2.663**

－.043 －2.663***

－.043 －2.664***

DEBT .189 12.729***

.187 12.691***

.191 2.803***

ROA －.150 －9.935***

－.151 －10.193***

－.151 －10.028***

CAP －.046 －3.310***

－.045 －3.243***

－.047 －3.368***

CASHFLOW .065 4.324***

.070 4.573***

.065 4.293***

MV .839 52.535***

.837 52.439***

.840 52.693***

AGE －.013 －.953 －.013 －.940 －.013 －.955

GROWTH .299 20.294***

.302 20.699***

.295 19.641***


<표 6>과 동일함. BTD, DD_BTD 및 FLR_BTD의 수정된 R제곱값은 각각 0.742, 0.742, 0.741

한편 <표 8>은 기업가치를 M/B ratio로 한 경우 IFRS 도입 이전에 조세회피와 기업가

치 간의 회귀분석 결과이다. <표 7>에서와 동일하게 세 가지 조세회피 측정치 모두 기업

가치와 유의적인 음(－)의 관계를 나타내었다.

그리고 IFRS 도입 이후의 조세회피 측정치와 기업가치(M/B ratio) 간의 회귀분석 결과

가 <표 9>에 제시되어 있다. IFRS 도입 이후에는 세 가지 조세회피 측정치 모두 기업가치

와 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 IFRS 도입 전후에 조세회피

와 기업가치 간의 관계에 차이가 있을 것이라는 [가설 3]을 지지하는 결과라고 할 수 있다.

종합적으로 IFRS 도입 이전과 도입 이후의 조세회피 측정치와 기업가치 간의 관계를

분석한 결과, IFRS 도입 이전에는 기업가치가 Tobin’s Q이든 M/B ratio이든 관계없이 세

가지 조세회피 측정치 모두와 유의적인 음(－)의 관계를 나타내었다. 그러나 IFRS 도입

이후에는 기업가치가 M/B ratio인 경우 조세회피와 유의적인 관계를 보이지 못했으며, 기

업가치가 Tobin’s Q인 경우에도 DD_BTD를 제외하고 조세회피와 유의적인 관계를 보이

지 않았다.

한지욱․김 용 ❙ 241

<표 8> 2006년~2010년(5년) 동안 M/B ratio와 조세회피측정치 간의 회귀분석

모형

MBratio

BTD DD_BTD FLR_BTD

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

　　－3.759*** 　－3.694

*** 　－3.623***

BTD구분 －.057 －3.322*** －.051 －2.514

** －.038 －2.090**

FORN .044 2.332**

.046 2.440**

.047 2.497**

ASSET .036 1.958**

.034 1.849*

.033 1.765*

DEBT .284 16.278***

.287 16.427***

.288 16.556***

ROA .103 5.308***

.074 3.653***

.104 5.178***

CAP －.060 －3.689*** －.061 －3.721

*** －.061 －3.743***

CASHFLOW .106 5.760***

.143 6.286***

.108 5.892***

MV .684 38.542***

.686 38.696***

.688 38.844***

AGE －.009 －.590 －.009 －.603 －.009 －.599

GROWTH .109 6.399***

.104 6.081***

.103 5.903***



<표 9> 2011년~2015년(5년) 동안 M/B ratio와 조세회피측정치 간의 회귀분석

모형

MBratio

BTD DD_BTD FLR_BTD

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

표준화

회귀계수t

　　 2.653*** 　 2.654

*** 　 2.641***

BTD구분 －.004 －.277 －.017 －1.075 .008 .468

FORN .057 3.015***

.056 2.981***

.057 3.028***

ASSET －.071 －4.050*** －.071 －4.052

*** －.071 －4.042***

DEBT .223 13.812***

.221 13.743***

.225 13.908***

ROA －.147 －8.944*** －.147 －9.059

*** －.149 －9.058***

CAP －.022 －1.449 －.021 －1.378 －.023 －1.516

CASHFLOW .049 2.978***

.052 3.117***

.048 2.908***

MV .850 48.869***

.848 48.751***

.851 49.032***

AGE －.021 －1.462 －.021 －1.455 －.021 －1.460

GROWTH .136 8.467***

.140 8.804***

.131 8.007***




이러한 결과는 [가설 3]을 지지하는 결과이며, 나아가 기존의 조세회피행위가 IFRS 도입

이후에는 경영자의 정당한 재량으로 편입된 것이 아닌가 추정된다. 또한 앞서 확인한 기

술통계분석에서 IFRS 도입 이후 조세회피 측정치의 평균과 표준편차가 모두 감소한 것과

동일한 의미로 해석된다.

Ⅴ. 결 론

5.1 연구결과의 요약 및 시사점

본 연구에서는 유가증권시장 상장기업을 대상으로 IFRS 도입 전후에 외국인투자자와 조

세회피 간의 관계 및 조세회피와 기업가치 간의 관계를 분석하였다.

첫째, 외국인투자자와 조세회피 간의 분석에서 2006년부터 2015년의 전체기간 및 2006

년부터 2010년까지의 IFRS 도입 이전 기간에는 외국인지분율과 조세회피 간의 관계가 유

의적인 음(－)으로 나타났지만, IFRS 도입 이후에는 뚜렷한 관계가 나타나지 않았다. 따라

서 [가설 1]은 채택되지 못하였다.

둘째, 조세회피와 기업가치와의 관계를 분석하였다. 분석결과, 2006년부터 2015년까지

의 전체 기간 동안 조세회피가 기업가치 미치는 영향은 조세회피 측정치 DD_BTD만 유

의적이었으며 음(－)의 관계를 나타내었다. 따라서 [가설 2]는 채택되지 못하였다.

마지막으로 IFRS 도입 전후에 조세회피와 기업가치 간의 관계변화를 밝히고자 하였다.

분석결과는 IFRS 도입 전과 도입 후에 차이가 있음을 파악하였다. 즉, 도입 전에는 유의

적인 음(－)의 관계를 명확하게 나타냈지만, 도입 이후에는 조세회피가 기업가치에 미치

는 영향이 유의적이지 않았으며 불명확하였다.

그러므로 본 연구의 분석에 따르면, 기술적 통계에서 가장 눈에 띄는 것은 IFRS 도입

전과 비교하여 도입 이후에 세 가지 조세회피 측정치인 BTD, DD_BTD 및 FLR_BTD의

평균과 표준편차 값이 모두 감소하였다는 점이다. 그리고 상관관계분석에서 세 가지 조세

회피 측정치 모두 기업가치를 대리하는 Tobin’s Q와 M/B ratio와의 관계에서 IFRS 도입

이전보다 IFRS 도입 이후에 상호관련성이 더 약해졌다는 점이다. 이러한 점이 회귀분석

한지욱․김 용 ❙ 243

결과로 이어졌으며, 이는 원칙중심의 IFRS 도입으로 회계처리에 있어 경영자의 재량이 증

가하여 기존에는 명확하게 조세회피로 측정되었던 내용들이 경영자의 정당한 경영선택 내

로 편입된 것으로 추정된다.

5.2 한계점 및 장래의 연구과제

기술통계의 중앙값과 평균과의 차이에서 추정되듯이 외국인지분율이 우량기업에 집중되

고 있는바 표본선정에 있어 외국인지분율이 일정기준 이상인 기업에 대해서 외국인지분율

과 조세회피 및 기업가치 간의 관계를 분석하지 못한 것이 본 연구의 한계이다.

그리고 IFRS 도입 이전의 조세회피 측정치와 도입 이후의 측정치의 차이 원인을 밝히

는 것도 의미가 있다. 다만, 원칙중심의 IFRS 도입으로 인해 회계처리에 있어 기업의 재

량이 증가함으로써 자칫 조세회피에 대한 견해에 논란이 있을 수 있다. 이러한 점이 IFRS

도입 이전에는 대부분의 연구들에서 조세회피와 기업가치 간의 관계가 명확하게 음(－)으

로 나타났는데 IFRS 도입 이후에는 명확하게 나타나지 않는 결과라고 추정해 볼 수는 있

지만, 이 또한 명확한 논리를 제공하지는 못할 것이다. 따라서 이 부분을 추후의 연구과

제로 남겨 둔다.


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“본 논문은 학회윤리규정을 준수하였으며 논문에 대한 판권을 학회에 위임합니다.”

한지욱․김 용 ❙ 247

<Abstract>2)

A Study on the Effect of IFRS Introduction on

Tax Avoidance and Corporate Value

Han, Ji－Wook*․Kim, Yong

**

This study is an empirical analysis of how IFRS adoption affects the relationship

between foreign ownership and tax avoidance and the relationship between tax

avoidance and firm value. For this purpose, the sample was collected from listed

companies from 2006 to 2015, and the data were analyzed separately from 2006 to

2010 before the introduction of IFRS and from 2011 to 2015 after the introduction of

IFRS.

Empirical results show that the average and standard deviation of all three tax

avoidance measures have decreased since the introduction of IFRS. In the correlation

analysis, all of the three tax avoidance measures showed a weaker correlation with IFRS

than before IFRS in relation to firm value measures.

In the relationship between tax avoidance and firm value, the M/B ratio showed

negative(－) results for all of the tax avoidance regression coefficients before the

introduction of IFRS, but not after the adoption of IFRS. Tobin’s Q showed a negative

(－) result for all tax avoidance regression coefficients before the introduction of IFRS, but

only DD_BTD showed significant results after the introduction of IFRS, and BTD and

FLR_BTD showed no significant results.

The reason for this empirical analysis is that most of the items measured as tax

avoidance before the introduction of IFRS are the result of incorporating into executive’s

legitimate management choice after the introduction of IFRS. As a result of regression

analysis between corporate value and tax avoidance, only DD_BTD showed a significant

relationship with Tobin Q after the introduction of IFRS. Although the relationship with

* CEO, CheonJi Inc., First Author, e－mail：[email protected]

** Professor, Kyungil University, Corresponding Author, e－mail：[email protected]


the M/B ratio was not significantly different from the other two avoidance measures (BTD,

FLR_BTD), the magnitude of the standardized regression coefficient was large.

Key words：IFRS introduction, Foreign ownership, Tax avoidance, Firm value

ifrs 도입에 따른 조세회피가 기업가치에 미치는...

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