스폰서 소유권이 리츠의 시장 위험과 유동성 위험에 미치는 영향^*

리츠와 스폰서는 외관상 독립적인 회사임에도 사실상 스폰서가 리츠에 통제력을 행사할 수 있는 구조를 가진다. 미국 리츠는 자기관리방식(internal management)을 채택하는 경우가 다수인 반면, 아시아 리츠는 위탁관리방식(external management)을 채택하고 있다.²⁾ 미국에서 자기관리방식이 채택되는 가장 대표적 이유는 대리인 문제의 가능성이다. 미국 리츠의 초창기 연구인 Schulkin(1971)은 리츠의 위탁관리방식은 이해 상충을 유발하고, 외부관리회사(AMC)에 모기업이 존재하는 경우, 이 관리회사는 리츠의 주주 이익 극대화를 위해 리츠를 경영하지 않고 모기업의 이익을 우선시할 우려가 존재한다고 주장하였다. 이러한 관점의 연구는 Allen et al.(2000), Ambrose and Linneman (2001), Canon and Vogt(1995), Capozza and Seguin(2000) 등의 연구를 통해 다각도로 논의됐다. 결과적으로 오늘날 미국 리츠 산업은 대리인 문제의 가능성을 해소하기 위해 다수의 리츠에서 자기관리방식을 채택하고 있다.

미국 시장에서의 경험에도 불구하고 아시아 리츠는 위탁관리방식이 활용된다. 이는 스폰서의 지원을 바탕으로 성장한 아시아 리츠의 구조적 환경에 그 배경이 있다고 볼 수 있다. 스폰서는 리츠의 설립과 포트폴리오 확대, 증시 상장 등 성장 과정을 지원하는데, 이러한 지원이 리츠의 성장과 안정성 확보에 긍정적인 영향을 미쳤다고 평가된다(RiskMetrics Group, 2009; Wong et al., 2013). 반면, 이러한 지원과정에서 스폰서는 수수료 비즈니스 환경을 구축하고자 의도적으로 위탁관리체계를 정착시켰다고 볼 수 있는 증거들이 존재한다.

위탁관리방식에서 리츠는 서류상 회사(paper company)이며, 실제 운영은 외부관리회사(AMC, PMC, FMC)에 의해 이루어진다(<그림 1> 참조). 위탁관리방식은 리츠와 위탁관리회사 사이에 관리 수수료(management fee)를 발생시킨다. 이 수수료에는 기본적인 관리 수수료와 더불어 운영성과에 기반한 성과 수수료, 자산 매입·매각에 따르는 수수료가 포함된다(Lecomte and Ooi, 2013). 리츠가 적극적으로 자산을 편입해 관리 규모가 확대되면 수수료 규모도 비례하여 커지게 되며, 위탁관리회사의 이익도 함께 커진다. 아시아 리츠의 스폰서는 리츠의 위탁관리회사를 소유 및 통제함으로써 위탁관리방식에서 형성되는 수수료 비즈니스 생태계를 이익 창출의 수단으로 활용하는 것으로 판단된다.

스폰서는 리츠를 관리하는 외부회사를 완전히 소유 또는 대량 지분 확보를 통해 통제력을 갖추고 있으며, 이를 바탕으로 관리회사에 그들의 내부자 또는 그들과 강하게 연결된 인사를 이사회 구성원으로 배치한다. 이러한 구조는 스폰서와 리츠의 다른 주주들 사이에 이해 상충(conflict of interest)을 초래할 수 있으며, 대리인 문제의 발생은 아시아 리츠 시장에 신용위험을 초래할 것이라는 경고도 존재한다(Moody’s Investors Service, 2007; Pica, 2011). 특히, 스폰서의 자산을 리츠에 편입시키는 자산 거래 과정에서 스폰서는 거래의 양측 당사자 역할을 모두 갖게 되는데³⁾, 이러한 구조적 환경이 대리인 문제를 유발할 수 있다는 연구들이 존재한다. Ooi et al.(2011)는 아시아 리츠에서 발생한 전체 거래의 1/3 이상이 RPT(Related Party Transaction: 관계자 거래)임을 확인했으며, Tang and Mori(2017)는 아시아 리츠의 RPT는 제3자 거래와 비교해 더 많은 지출이 발생한다고 주장한다. Lecomte and Ooi(2013)는 아시아 리츠가 스폰서가 소유한 외부관리회사에 더 많은 관리 수수료를 지급하도록 계약하는 경향이 있으며, 이러한 관행이 스폰서에 의한 체리피킹(Cherry picking)⁴⁾이라고 주장한다. 아시아 스폰서 리츠와 유사한 구조인 미국의 Captive-REIT⁵⁾에 관한 연구 또한 이러한 구조에서 기인하는 대리인 문제의 발생을 지적하여 스폰서 구조와 위탁관리방식의 채택과정에 관한 이상의 해석을 뒷받침한다(Hsieh and Sirmans, 1991).

대리인 문제를 완화하는 방법에 대한 지배구조 분야의 전통적 견해는 소유권 관리(ownership management)이다. 경영자(또는 내부자)가 기업의 지분을 가지고 있는 경우, 그들의 이해관계가 회사의 이해관계와 일치하게 되므로, 대리인 문제를 완화할 수 있다는 주장이다. Jensen and Meckling(1976)은 효용이론의 관점에서 주주의 대리인인 경영자가 기업 운영을 통해 얻을 수 있는 비금전적 가치와 기업가치의 관계를 통해 경영자의 보유 지분은 기업가치와 양의 선형관계가 있다고 주장한다.⁶⁾ 반면, Stulz(1988)는 인수합병에 따르는 프리미엄과 인수합병 성공 가능성의 이론적 관계를 바탕으로 경영자 소유권과 기업가치의 비선형 관계를 주장한다.⁷⁾ 이론적 관점의 두 연구를 실증연구로 검증한 Morck et al.(1988)의 연구는 경영자의 기업 소유권과 기업가치 사이에 비선형 관계가 있음을 보여준다. 결과적으로 경영진이 보유한 자사 소유권이 기업가치와 통계적으로 유의미한 양(+)의 관계가 있음을 입증함으로써 대리인 문제의 존재와 소유권 관리를 통한 완화 가능성을 증명한다.

이상의 관점에서 아시아 리츠의 대리인 문제를 연구한 Tang and Mori(2017)는 스폰서 소유권과 기업가치의 사이에 역U자 형태의 비선형 관계가 있을 실증적으로 보인다. 이 결과는 Morck et al.(1988) 및 Stulz(1988)의 연구를 지지하며, 스폰서의 소유권 수준을 관리·감독하는 것이 주주의 이익을 보호하는 데 중요할 수 있음을 시사한다.

CAPM(Capital Asset Pricing Model)의 등장은 투자자들에게 시장수익률의 변화에 대한 개별 자산 수익률의 민감도를 측정한 시장위험(β)을 중요한 위험지표로 인식하게 하였다. 이후, Hamada(1972), Patel and Olsen(1984), Rosenberg and Guy(1976) 등 여러 후속 연구는 개별기업에 대한 시장위험의 측정을 넘어 시장위험에 영향을 미치는 요인을 탐구하였고, 기업의 재무·회계적 요인들이 시장위험에 유의미한 영향을 미치고 있다는 것을 밝혀낸다.

리츠 연구 영역에서도 리츠의 시장위험과 그 영향요인의 발굴에 관한 연구가 수행되었다. 초기 연구는 리츠의 내·외부 관리방식의 차이에 따른 시장위험의 차이를 분석하는데, 그 결과는 일관되지 못하다. Cannon and Vogt(1995)는 위탁관리방식을 가진 리츠가 더 낮은 시장위험을 나타낸다고 분석하며, Ambrose and Linneman (2001)의 연구도 이를 지지하는 결과를 보고한다. 그러나 Allen et al.(2000)과 Capozza and Seguin(2000)의 연구는 위탁관리방식의 리츠가 더 높은 시장위험을 나타낸다는 상반된 분석 결과를 제시하여 위탁관리자에 의한 대리인 문제의 발생 가능성을 시사한다.

지배구조에 관한 보다 전통적 접근방식에 따라 소유권 관리의 관점에서 연구를 수행한 Capozza and Seguin(2000)은 내부자 소유권(insider ownership)의 증가가 리츠의 시장위험을 감소시킨다고 분석하여 소유권 관리를 통해 대리인 문제의 완화 가능성을 보여주었다. 나아가 Dolde and Knopf(2010)의 연구는 소유권 관리의 효과가 비선형 관계임을 증명하는데, 내부자 소유권의 증가에 따른 시장위험의 감소가 일정한 수준까지만 나타나며, 그 이상의 내부자 소유권은 다시 시장위험을 상승시킨다고 분석한다. Dolde and Knopf(2010)의 연구 결과는 Stulz(1988)의 이론적 관점과 Morck et al.(1988)의 실증연구의 결과로 뒷받침된다.

그러나 내·외부 관리체계가 혼재한 미국과 달리 전적으로 위탁관리체계로 관리되는 아시아 리츠에서 다른 결과를 예상할 수 있는 연구 결과가 존재한다. Cannon and Vogt(1995)는 위탁관리방식으로 운영되는 리츠만을 대상으로 경영자 소유권과 시장위험의 관계를 분석하고, 둘 사이에 양(+)의 관계가 있다고 보고한다. 이 결과는 소유권 관리를 통한 대리인 문제의 완화보다 위탁관리체계에서 오는 대리인 문제가 더 크게 작용할 수 있음을 시사한다. Cannon and Vogt(1995)는 이러한 분석결과가 도출된 이유로 성과기반 보상체계의 존재를 꼽는다. 경영진에 대한 성과기반 보상의 존재는 높은 성과를 추구할 유인이 되며, 경영진이 높은 시장위험을 감수하게 하는 동기가 된다고 주장한다. 이러한 논리는 아시아 리츠에서 스폰서를 중심으로 형성된 수수료 비즈니스 생태계에서 유사한 결과가 도출될 수 있음을 시사한다. 스폰서는 그들의 자산을 리츠로 유동화하는데, 이 과정에서 그들이 소유 및 통제하는 리츠의 외부관리회사가 거래실적을 바탕으로 보상받는 성과 수수료를 스폰서의 이익으로 가져갈 수 있다.

실제 아시아 리츠는 외부관리회사와의 수수료 계약에서 낮은 기본 관리 수수료와 높은 성과 수수료 계약을 체결하는 것으로 알려져 있는데(Ooi, 2009), 이는 외부관리회사가 더 높은 수수료 수익을 창출하기 위해 상당한 위험을 감수하도록 하는 동기가 될 수 있다. 또한, 스폰서의 자산 공급을 통한 리츠의 성장 지원의 이면에 스폰서의 자산을 매입하기 위해 리츠가 그에 상응하는 부채 및 자본조달이 이루어졌을 것으로 예상할 수 있으며, Cappozza and Seguin (2000)은 위탁관리방식에서 관찰되는 더 높은 부채비율이 금융위험을 높여 높은 베타를 도출한다고 분석하여 이상의 논리를 뒷받침한다. 따라서 스폰서가 수수료 비즈니스 생태계를 통한 이익 창출의 목적으로 리츠를 이용했다면, 리츠가 높은 시장위험을 감수하도록 하면서 자산을 공급했을 가능성도 존재한다. 이 경우, 스폰서 소유권은 리츠의 위험과 양(+)의 관계를 나타낼 것으로 예상할 수 있다.

유동성이 재무관리 분야에서 중요한 요인으로 인식되기 시작하면서 CAPM에서 유동성을 고려해야 한다는 주장이 등장하였고(Acharya and Pedersen, 2005; Pástol and Stambaugh, 2003), Acharya and Pederson(2005)의 연구를 통해 유동성 요인이 고려된 LCAPM(Liquidity adjusted Capital Asset Pricing Model)이 제안되었다. LCAPM은 기존 CAP M 모형에 유동성 변수를 추가한 뒤 측정된 계수(β)를 유동성 위험으로 정의하는데, 이는 시장 유동성에 대한 개발 자산 수익률의 민감도를 의미한다. 이러한 연구를 통해 기업 위험에 관한 연구의 범위가 유동성 분야로 확장되었다.

LCAPM을 통해 도출된 유동성 위험에 영향을 미치는 요인을 분석한 대표적 연구는 Ng (2011)이다. 이들은 기업정보의 품질이 낮을수록 유동성 위험이 높다고 분석한다. 이 결과는 낮은 수준의 지배구조를 가진 기업이 더 높은 유동성 위험을 나타낼 가능성이 있음을 시사하며, 유동성 위험 또한 대리인 문제와 관련이 있을 수 있음을 유추할 수 있다. 그러나 LCAPM이 비교적 근래에 제안되었고, 이로 인해 관련 기업연구 분야에서 이와 관련된 실증연구는 제한적이다. 리츠 연구에서는 이를 독립변수로 활용한 일부 연구가 확인되는데, Deng and Ong (2018), Hoesli et al.(2017) 등 그 수가 매우 적다. 다만, 선행연구를 통해 유동성 위험이 대리인 문제와 관련이 있을 수 있다는 시사점을 바탕으로 스폰서가 유동성 위험과 유의미한 관계가 있을 것으로 예상할 수 있으며, 실증연구를 통해 밝혀져야 한다.

본 연구는 스폰서가 리츠에 미치는 영향력과 관련해 기존 연구에서 다루지 못한 위험의 측면에서 실증연구를 수행하는 점에서 차별성이 존재한다. 투자위험의 이해와 조사는 투자자의 합리적 의사결정을 위해 중요하다.

본 연구는 아시아 리츠 시장에서 중요한 위치를 차지하는 스폰서를 중심으로 그들의 소유권이 리츠의 시장위험과 유동성 위험에 미치는 영향을 밝힘으로써 스폰서가 미치는 영향력에 관한 새로운 증거를 제시한다. 또한, 본 연구의 결과는 스폰서 구조를 중심으로 급격하게 성장하고 있는 국내 리츠 시장에 스폰서 구조에 관한 폭넓은 정보를 제공하여 의사결정과 정책마련을 위한 자료로 활용될 수 있다.

전통적 관점에서 시장위험의 측정은 CAPM에 기반한다. CAPM은 Markowitz(1952)의 포트폴리오 이론(morden portfolio theory)을 바탕으로 Sharpe(1964)에 의해 처음 제안되었다. 이후 현실 세계를 반영하기 위한 다양한 형태의 확장모형이 제안되어 왔다. CAPM 모형 자체의 성립 가능성과 유용성에 대한 학계의 논쟁은 격렬하게 진행되고 있지만, 학술 및 실무적 측면에서 이 모형은 활발하게 이용되고 있고, 자본시장에 대한 직관을 제공한다. 전통적 CAPM은 다음 (식 1)과 같으며, 이 식은 시장 대비 개별 자산의 상대적 성과와 위험을 내포한다.

(식 1)의 R_i는 개별 종목 i의 수익률, R_f는 무위험 수익률, R_m은 시장 수익률을 의미한다. (식 1)의 상수 (α)는 시장 초과 수익률을 의미하며, 계수(β)는 시장 수익률의 변화에 대한 개별 자산 수익률의 민감도로서 시장위험을 의미한다. 베타가 1보다 낮다면 개별 자산의 수익률은 시장 수익률의 변화에 덜 민감하게 반응하므로 위험이 낮다고 해석한다.

CAPM은 다양한 형태로 확장되었는데, 거래 빈도(bias)의 차이에 따른 편향을 교정하는 모형도 그중 하나이다. Scholes and Williams (1977)의 연구를 바탕으로 Dimson(1979)에 의해 확립된 이 모형은 시장에서 저빈도로 거래되는 종목들이 전통적 CAPM으로 베타를 추정하는 경우 하향 편향이 발생할 수 있다고 주장하며, 이를 교정하기 위해 시장 수익률의 선행, 동시, 후행을 고려한 다음과 같은 수정 모형을 제안하고, 이를 통해 산출된 베타를 합산하는 합산 베타 방식(aggregated coefficients method)을 제안했다.⁸⁾

(식 2)는 고빈도 거래의 상향 편향과 저빈도 거래의 하향 편향을 모두 고려한다. (식 2)는 선행과 후행의 기간 k를 결정하는 것이 중요한데, 이와 관련된 여러 후속 연구는 ±2 기간을 활용하고 있다(Hu et al., 2020; Hutton et al., 2009; Lewellen and Nagel, 2006). 이를 최종 식으로 표현하면 (식 3)과 같다.

이때, R_i,d는 i리츠의 d일 주식 수익률, R_f,d는 d일의 무위험 수익률, R_m,d는 d일의 시장 수익률이다. 주식 수익률은 일 단위 로그 수익률이며, 무위험 수익률은 미국 1개월 국채 이자율(US one-month treasury bill rate)을 활용한다. 시장 수익률을 산출하기 위한 시장 포트폴리오는 홍콩 Hang Seng Indexes, 싱가포르 Straits Times Index, 일본 Nikkei 255를 사용하였다. 또한, 기간 t(년)의 관측일 수가 200일 이하면 분석에서 제외한다.

(식 3)을 통해 산출된 5 기간의 베타를 합산하여 본 연구에 활용되는 시장위험(β_i,t)을 다음 (식 4)와 같이 산출한다.

이 모형이 본 연구의 분석에 적합하다고 판단할 수 있는 근거는 일반적으로 리츠가 시장에서 거래되는 다른 종목에 비해 낮은 거래 빈도를 나타내기 때문이다. 미국의 경우, 리츠는 소기업(small firm)으로 분류되고 있으며(Schnure and Case, 2017), Willard et al.(1991)은 소기업이 가지는 저빈도 거래의 문제를 교정하는데, Dimson(1979)의 모형이 우수한 성능을 나타낸다고 평가하였다.⁹⁾

상기 방법을 통해 산출된 시장위험을 종속변수로 하여 스폰서 소유권이 시장위험에 미치는 영향을 분석하기 위한 실증분석 모형을 아래 (식 5)와 같이 수립한다.

시장위험 모형의 통제변수로는 시가총액, 스프레드. 레버리지, 시가-장부가비율, 주당 배당금을 활용한다. 시가총액은 기업의 규모에 따른 시장위험의 차이를 통제하기 위함이다(Rogenberg and Guy, 1976; Subrahmanyam and Thomadakis, 1980). 스프레드는 시장에서 개별 주식이 거래될 확률을 나타내는 대리변수로 높은 스프레드는 거래확률이 낮음을 의미한다. 시장에서 스프레드가 높은 종목은 시장성이 낮아 시장 위험이 높을 가능성이 있으며(Delcoure and Dickens, 2004; Patel and Olsen, 1984), 이에 따른 차이를 통제하기 위해 모형에 투입한다. 이때, 일반적으로 활용되는 스프레드는 호가 스프레드(bid-ask spread)이다. 그러나 이 자료는 쉽게 구하기 어려운 단점이 존재하는데, 이때 활용할 수 있는 대안은 Corwin and Schultz(2012)의 방법론을 활용하는 것이다. 이들은 개별 주식의 일 중 고가-저가 자료를 활용해 호가 스프레드의 대용치를 산출하는 방법을 (식 6)과 같이 제시하였다.¹⁰⁾

이때, S는 스프레드를 의미한다. 스프레드를 산출에 필요한 미지수 α는 다음 (식 7)을 통해 산출한다.

미지수 α의 산출에 필요한 미지수 β와 γ는 다음 (식 8)과 (식 9)를 통해 산출한다.

이때, $H_d^O$는 d일의 관측된 주식 고가, $L_d^O$는 d일의 관측된 주식 저가이다. 추정된 S(스프레드)를 연간 측정치로 환산하기 위해 매 연도에서 산출된 모든 스프레드를 평균한다.

레버리지의 증가는 기업 부채의 증가를 의미하며, 이를 통해 기업의 위험을 상승시킬 것으로 예상한다(Andersen et al., 2005; Hamada, 1972; McAlister et al. 2007; Patel and Olsen, 1984; Rogenberg and Guy, 1976). 시가-장부가 비율은 기업의 성장성과 시장에 미치는 힘을 의미한다. 시장에서 기업이 차지하는 영향력이 커지면 시장의 움직임에 민감해질 수 있으므로 통제변수로 활용한다(Chen et al., 2001; Kim and Zhang, 2016). 배당은 기본 수익의 안정성을 의미하며, 일반적으로 변동성이 큰 기업에서 더 적은 배당을 하는 것으로 알려져 있으므로(Ben-Zion and Shalit, 1975; Rogenberg and Guy, 1976), 여기에서 발생하는 차이를 통제하기 위해 본 모형에서 고려한다. 다만, 리츠는 일반적인 기업과 달리 수익의 90% 이상을 주주에게 배당해야 하는 의무가 있어 일반 기업의 결과와 다른 결과를 도출할 수 있다.

한편, 앞서 서술한 바와 같이 Tang and Mori (2017)의 연구는 스폰서 소유권이 스폰서 소유권과 기업가치의 관계는 역U자 형태의 비선형 관계가 있음을 실증적으로 보여주고 있다. 따라서 본 연구도 위험의 관점에서 스폰서 소유권의 비선형 관계의 가능성을 상정하고, 스폰서 소유권 제곱 변수를 추가로 고려한 분석을 수행한다.

유동성 위험은 CAPM 모형에 유동성 요인을 추가한 뒤 그 계수를 통해 계산된다. 따라서 본 연구의 기본 모형인 Dimson(1979) 모형에 시장 유동성 변수를 추가 시장 유동성 위험을 측정한다. 이때, 시장 유동성은 Amihud(2002)의 가격충격 측정치를 활용해 시장에 있는 모든 기업의 유동성을 측정한 뒤 평균하여 산출할 수 있다. Amihud(2002)는 거래량에 따른 가격충격을 포착하여 유동성을 측정하고자 제안하였으며, 일 단위 수익률의 절댓값과 거래량의 비율의 기간 평균으로 측정할 수 있다.

이때, LIQ(Price Impact)_i,t는 측정 기간 t기의 i기업 가격충격 측정값, |R_i,d|는 i기업 d일의 수익률 절댓값, VOLD_i.d는 i기업 d일의 거래금액(달러)이다. 이 측정치는 같은 수준의 거래량에 대해 더 큰 가격변화를 보이는 주식은 상대적으로 유동성이 낮다는 직관을 기초로 한다. (식 10)을 통해 측정된 개별기업의 유동성 측정치를 (식 11)과 같이 평균하여 시장 전체의 유동성 측정치를 산출한다.

(식 11)에서 산출된 시장 유동성을 (식 3)에 투입하여 아래 (식 12)를 수립하고, 이를 통해 시장 유동성 위험을 산출한다.

이때, R_i,d는 d일의 개별 주가 수익률이며, R_f,d는 d일의 무위험 수익률, R_m,d는 d일의 시장수익률, MLIQ_d는 d일의 시장 유동성, ${\beta }_{6,d}^L$는 유동성 위험 측정치(계수)이다.

본 연구에서는 유동성 위험을 측정하기 위해, 분석대상 국가별 시장 총 유동성을 산출하였다. 시장 총유동성의 측정에는 2002년부터 2017년 사이 3개국 증시에 상장된 거래 기업 중 ISIN¹¹⁾이 부여된 기업을 기준으로 홍콩 538개 기업, 906,560개의 관측치, 싱가포르 963개 기업, 2,211,496개 관측치, 일본 5,483개 기업, 16,370,065개 관측치를 바탕으로 각 국가의 연도별 총 유동성을 측정하였다. 또한, 이상치의 영향력을 통제하기 위해 시장 유동성 측정자료에 대해 상/하위 1%로 Winsorize¹²⁾ 하였다(Lin et al., 2011).

상기 방법을 통해 산출된 유동성 위험(${\beta }_{6,d}^L$)을 종속변수로 하여 스폰서 소유권이 미치는 영향을 분석하기 위한 실증분석 모형을 아래 (식 13)과 같이 수립한다.

유동성 위험의 통제변수는 시가총액, 스프레드, 레버리지, 시가-장부가 비율이며, 시장위험모형의 통제변수와 의미가 같다.

유동성 위험의 분석도 시장위험의 분석과 같이 스폰서 소유권의 비선형 관계를 상정하고, 스폰서 소유권 제곱 변수를 추가로 고려한 분석도 수행한다.

본 연구의 자료는 불균형 패널 데이터(unbalanced panel data)이며, OLS를 이용해 분석을 수행한다. 이 경우, 여러 리츠의 시계열 자료가 포함되어 있으므로, 오차항이 개별 리츠 수준으로 군집(cluster)되며, 일반적인 OLS 추정은 잘못된 표준오차(standard error)를 추정하게 된다. 이에 본 연구에서는 개별 리츠 단위의 클러스터 이분산을 고려한 표준오차(firm-level clusterd standard error)를 추정하고, 이 표준오차에 기반한 t값을 보고한다.

본 연구는 2002년부터 2017년까지 홍콩, 싱가포르, 일본에 상장된 리츠를 분석대상으로 한다. COMPUSTAT Global DB를 통해 주가, 거래량, 총 발행 주식 수의 일 단위(Daily) 데이터를 취득하였고, S&P Global DB를 통해 개별 리츠의 재무 자료를 취득하였다. 무위험 수익률은 미국 1개월 국채(treasury bills) 이자율을 사용하였고, 시장 수익률을 산출하기 위한 시장 포트폴리오의 지표로 홍콩 Hang Seng Indexes, 싱가포르 Straits Times Index, 일본 Nikkei 255를 사용하였다. 주요 변수인 스폰서 관련 자료는 각 리츠의 분석 기간 전체에 해당하는 연차보고서(annual report) 및 분기/분기 보고서(semi-annual and quarterly report)를 통해 직접 수집하였다. 스폰서 소유권은 각 리츠의 총 발행 주식에서 스폰서가 소유한 주식의 비율을 의미하며, 다음 (식 14)를 통해 산출된다.

스폰서 소유권은 별도의 DB가 존재하지 않기 때문에, 선행연구에서 수집한 것과 같은 방식으로 수집하였다(Tang and Mori, 2017; Wong et al., 2013).

스폰서 소유권을 구하기 위해서는 스폰서를 식별해야 한다. 대부분의 리츠는 스폰서를 명시하고 있지만, 일부 복수 스폰서가 존재하는 사례도 확인된다. 따라서 본 연구는 Wong et al.(2013)의 제안을 따라 다음과 같이 스폰서 식별조건을 구성한다.

Wong et al.(2013)은 복수의 스폰서가 존재하는 경우, 위와 같은 방식을 통해 식별한 스폰서의 소유권만 고려해도 강건한 결과를 얻을 수 있다고 하였다.

상기 변수를 포함해 본 연구에서 활용한 변수의 내용과 정의는 <표 1>과 같으며, 기초통계량은 <표 2>의 A와 같다. 시장위험의 평균은 0.527로 아시아 지역의 리츠가 시장의 움직임에 둔감한 특징이 있는 것으로 파악할 수 있다. 유동성 위험의 평균 또한 0.283으로 아시아 지역의 리츠가 시장의 유동성 변화에 대한 수익률의 반응이 둔감하다는 것을 알 수 있다. 즉, 아시아 리츠는 위험의 관점에서 시장에 있는 다른 종목에 비해 상대적으로 안전한 투자처임을 시사한다. 이러한 경향은 미국 리츠 시장에서도 유사하게 관찰되는데, Delcoure and Dickens(2004)의 연구는 미국 리츠의 평균 시장위험은 0.313이라고 보고한다. 즉, 아시아뿐만 아니라 보편적인 리츠의 투자위험 수준이 상대적으로 낮다는 것을 유추할 수 있다.

<표 2>의 B는 시장위험과 유동성 위험의 국가별 평균을 보여주고 있는데, 전반적으로 일본의 위험 수준이 가장 낮은 것으로 나타난다. 일본 시장의 이러한 특징은 일찍이 Chen et al.(2015)의 연구를 통해서도 확인되는데, 이 연구에 따르면 일본 리츠는 다른 국가의 리츠(미국, 유럽, 홍콩, 싱가포르)에 비해 낮은 시변 하방 체계적 위험(time varying downside systematic risk)을 나타낸다고 보고한다.

<표 2>의 A에서 스폰서 소유권의 기초통계량을 살펴보면, 평균은 22.3%이며, 최댓값은 78.3%로 나타난다. 이를 <표 2>의 B를 통해 국가별로 살펴보면 홍콩의 스폰서 소유권 평균이 가장 높고, 일본의 스폰서 소유권 평균이 가장 낮다. 일본 리츠에서 스폰서 소유권이 낮은 특징은 Tang and Mori(2017)에서도 일관되게 보고된다.

<표 3>은 스폰서 소유권이 시장위험에 미치는 영향을 조사하기 위한 실증분석의 결과이다. <표 3>의 모형 (1)은 (식 5)의 추정 결과이며, 모형 (2)는 스폰서 소유권의 비선형 관계를 상정한 분석 결과다. 모형 (3)과 모형 (4)는 모형 (1)과 모형 (2)에 국가 더미를 추가로 고려해 국가적 차이에 따른 영향을 통제한 결과로 본 실증분석 모형의 강건성을 보여주는 결과이다.

분석 결과는 스폰서 소유권과 시장위험 사이에 역U자(inverse U-shape)의 비선형 관계가 있음을 보여주며, 이 2차 함수 관계의 꼭짓점을 계산하면 66.24% [=-2.484/(2*-1.875)]로 나타난다. 이는 스폰서 소유권이 66.24%에 이를 때까지 스폰서 소유권의 상승은 시장위험을 상승시키지만, 이 임계점을 넘어서는 경우 반대로 시장위험을 낮춘다는 것을 의미한다. 다만, 스폰서 소유권의 최댓값이 78.3%임을 고려할 때, 스폰서 소유권의 증가에 따른 시장위험의 증가는 체감하는 것으로 볼 수 있다.

본 연구의 결과는 스폰서 소유권 관리를 통한 대리인 문제의 완화라는 일반적 결론에 의문을 제기한다. 기존의 연구는 스폰서 소유권의 증가가 기업가치 및 성과에 긍정적인 영향을 미친다는 결과를 보고하고, 이를 통해 스폰서 소유권 관리를 통한 대리인 문제의 완화 가능성을 제시한다(Tang and Mori, 2017; Wong et al., 2013). 그러나, 본 연구의 결과는 위험의 관점에서는 소유권 관리를 통한 대리인 문제의 완화가 나타나지 않음을 시사한다. 이러한 결과가 관찰되는 이유는 상술한 바와 같이 리츠를 이용한 스폰서의 자산 유동화와 성과기반 수수료 체계를 통한 스폰서의 이익 추구가 결합하면서, 리츠가 공격적으로 포트폴리오를 확대한 것이 원인으로 풀이된다. 따라서, 스폰서가 리츠에 자산 파이프라인(asset pipe-line)을 공급하여 성장을 지원하기 때문에 리츠의 성과에 긍정적인 영향을 미친다는 기존의 평가(Wong et al., 2013)는 위험의 관점에서 다시 평가될 필요가 있다.

다음으로 통제변수의 결과를 살펴본다. 시가총액 계수는 음(-)의 방향성을 보여 규모가 큰 리츠는 상대적으로 시장위험이 낮은 것으로 나타난다. 다만, 통계적으로 유의미하지 않았다. 스프레드의 상승은 시장위험을 높이는 것으로 나타난다. 이 결과는 낮은 거래 가능성이 높은 시장위험과 관련 있다는 Delcoure and Dickens (2004)와 Patel and Olsen(1984)의 연구 결과와 일치한다. 레버리지는 시장위험과 음(-)의 관계가 있는 것으로 나타나 기대와 다른 결과를 보였으나, 통계적으로 유의미하지 않았다. 시가-장부가 비율의 결과는 시장에서 기업이 차지하는 영향력이 커지면서 시장의 움직임에 민감해질 수 있다는 주장과 일치하지만(Kim et al., 2016), 통계적으로 유의미하지 않다. 주당 배당금은 시장위험을 높이는 요인으로 나타났다. 이러한 결과는 리츠의 특성에 기인한 결과로 볼 수 있다. 리츠는 수익의 90% 이상을 주주에게 배당하기 때문에 필연적으로 포트폴리오 확장에 따르는 필요자금을 부채시장과 자본시장에서 조달해야 한다. 따라서 상대적으로 더 높은 배당을 시행하는 리츠는 그만큼 부채와 자본시장에 대한 의존도가 높아지고, 이는 시장위험에 민감하게 반응하는 원인이 된다.

<표 4>는 스폰서 소유권이 시장위험에 미치는 영향을 조사하기 위한 실증분석의 결과이다. <표 4>의 모형 (5)는 (식 13)의 추정 결과이며, 모형 (6)은 스폰서 소유권의 비선형 관계를 상정한 분석 결과다. 모형 (7)과 모형 (8)은 모형 (5)와 모형 (6)에 국가 더미를 추가해 국가적 차이에 따른 영향을 통제한 결과로 본 실증분석 모형의 강건성을 보여준다.

분석 결과는 스폰서 소유권과 유동성 위험 사이에 시장위험과 같은 역U자(inverse U-shape)의 비선형 관계가 있음을 보여준다. 이 2차 함수 관계의 꼭짓점을 계산하면 45.38%[=-3.989/(2*-4.398)]로 나타난다. 이는 스폰서 소유권이 45.38%에 이를 때까지 유동성 위험을 상승시킴을 의미하며, 이 임계점을 넘어서는 경우 반대로 유동성 위험을 낮추는 것으로 볼 수 있다. 이러한 결과는 스폰서 소유권과 시장위험의 관계를 분석한 결과와 일치한다. 성과 보상과 스폰서 자산 유동화를 위한 리츠의 성장 지향적 운영이 시장 유동성 변화에 개별 리츠의 수익성을 민감하게 만드는 결과로 이어진 것으로 해석할 수 있다. 나아가, 위험의 관점에서 스폰서 소유권 관리의 효과가 나타나지 않음을 일관되게 보여준다.

통제변수의 방향성은 시장위험의 결과와 모두 일치하며, 그 해석 또한 일관된다. 다만, 유동성 위험에서는 스프레드가 통계적으로 유의하지 않았고, 레버리지와 시가-장부가 비율은 시장위험과 달리 유의하였다.