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1 배당정책과현금흐름의지속성 (Corporate Dividend Policy and Permanence of Cash flows) < 요약 > 김성민 ( 한양대학교 ) * 장용원 ( 한양대학교 ) ** 본연구는현금흐름의지속성이배당정책에미치는영향을분석한다. 이 를위해베버리지 - 넬슨방법으로현금흐름 (CF) 을지속적인현금흐름 (CF PERM ) 과일시적인현금흐름 (CF TEMP ) 으로분해하였고, 이들과배당간의 관계를살펴보고있다. Lee BongSoo (1996) 는 S&P 종합주가지수의총배당금과총이익금자료로 시계열모형을분석하여배당변화가지속적인이익변화에의존한다는실 증결과를보여주었는데, 본연구는개별기업자료를사용하여배당결정에 영향을주는기업특성들을통제하면서지속적인현금흐름이배당에미치 는영향을분석한다는점에서선행연구와차별성을갖는다. 실증분석결과지속적인현금흐름과배당수준간에유의한정 (+) 의관계가 발견되었다. 이러한실증결과는현금흐름이 0 보다큰기업또는유배당기 업으로표본을한정하더라도일관되었다. 그리고현금흐름 (CF) 과지속적인 현금흐름 (CF PERM ) 모두가증가한경우에는현금흐름이증가할수록배당도 증가하였으나, 현금흐름은증가하고지속적인현금흐름이감소한경우에는 현금흐름변화와배당변화간에유의한관계가발견되지않았다. 이는국내기업들이배당결정에있어현금흐름의지속성을고려하고있 으며, 배당증가를위하여지속적인현금흐름의증가를요구한다고해석된 다. 핵심단어 : 배당정책, 현금흐름지속성, 지속적인현금흐름, 일시적인현금흐름, 베버리지 - 넬슨 JEL 분류기호 : * 한양대학교경상대학교수 ** 연락담당저자. 한양대학교산업경영연구소연구교수, 주소 : [15588] 경기도안산시상록구한양대학로 55 ywjang00@gmail.com; Tel: 031) ; Fax: 031)

2 Ⅰ. 서론 최근저성장저금리추세하에서기업배당에대한사회적관심이증대되고있다. 한국거래소에따르면 2015년 12월부터 2016년 2월까지현금배당을공시한 12 월결산법인은총 755곳으로전년동기대비 52곳이늘었으며이들기업의배당총액역시전년보다 3조9천231억원많은 18조 398억원으로집계되었다. 하지만여전히연간배당금을연말시가총액으로나눈배당수익률은주요 20개국 (G20) 중 16위를차지하고있어낮은배당수준이한국주식시장의저평가요인이된다는지적도있다. (1) 기업의배당정책은기업이얻은이익을사내에얼마나유보하고얼마나배당할것인가, 그리고배당지급시발생가능한자급부족분을어떠한방법으로조달할것인가하는복합적인재무의사결정이다. 과거외환위기이전에는배당정책이이익수준과무관한저 ( 低 ) 배당이일반적인관행이었으나지배구조가개선되고경영투명성및주주권리보호가강화되면서기업의배당정책은현재이익뿐만아니라미래의현금흐름까지고려한기업가치증대를목적으로한다 ( 최도성, 김성민, 2005). 본연구는국내상장기업들이배당결정에있어현금흐름의지속성을고려하는가를살펴보고자한다. Lintner (1956) 는경영자들이현재의배당수준을유지하는것이어렵다고판단하기전까지는배당을감소시키기를꺼려하며, 반대로미래의현금흐름이배당증가를상쇄하고도남을만큼충분하다는확신이없이는배당을증가시키지않으려한다고주장하였다. 그리고 Marsh and Merton (1987) 은배당이현재이익이아니라장기적이고안정적인이익요인에의해결정되므로현재이익의증가가일시적이라면배당증가를동반하지않는다고설명하였고, Miller (1987) 는배당정책을실증적으로분석하기위해서는기업의이익을지속적인이익과일시적인이익으로구분하는것이필요하다고주장하였다. 이러한배경으로 Lee BongSoo (1996) 는 S&P종합주가지수의총이익금과총배당금간시계열분석을통해배당변화가지속적인이익의변화에의존한다는실증결과를보여주었다. 그는연간이익금을지속적인이익과일시적인이익의합으로정의하고백터자기회귀모형 (vector auto regression) 으로지속적인이익과일시적인이익이배당변화에미치는영향을분석하였다. 분석결과기업의배당행태가지속적인이익의변화로설명될수있으며경영자들이지속적인이익에근거하여배당을부분적으로조정한다는가설을지지하였다. 본연구는 Lee BongSoo (1996) 와일관된관점에서현금흐름의지속성과배당정책간의관계를분석하고있는데, 시장전체 ( 예 : KOSPI) 의이익금과배당금을사용하 (1) 연합뉴스 일자, 일자참조함. G20 개국가중자료가입수되지않은국가사우디아라비아, 아르헨티나, 터키를뺀 17 개국가중 16 위로집계됨 ( 톰슨로이터자료 ) 2

3 지아니하고개별기업자료를사용하여배당의사결정에영향을주는기업의특성을통제하고있다는점에서선행연구와차별성을갖는다. 특히 Marsh and Merton (1987) 은시장전체의배당행태가개별기업들의배당행태를합한결과와다를수있음을지적하였다. 예를들어, 개별기업들이안정적인배당행태를가진다면시장전체도안정적인배당행태를가지겠지만개별기업들이안정적인배당행태를가지지않더라도시장전체는안정적인배당행태를가질수있다고설명하였다. 해외에서는 Lintner (1956) 의설문조사와 Lee BongSoo (1996) 의실증연구를비롯한다양한후속연구들 ( 예 : Guay and Harford, 2000; Koch and Sun, 2004; Brav, Graham, Harvey, and Michaely, 2005; 등 ) 이현금흐름의지속성과배당간관계를분석하고있으나국내에서는아직까지이와관련된실증연구가전무 ( 全無 ) 하다. 본연구의목적은국내기업들의배당결정이지속적인현금흐름을충분히반영하고있는가를검증하는것으로이는저자들이아는한국내최초의실증적연구이다. 본연구는개별기업자료를가지고미시적인관점에서배당과현금흐름의지속성간의관계를실증분석하고자한다. 실증분석을위하여개별기업별로베버리지넬슨 (Beveridge and Nelson, 1981) 방법을적용하여현금흐름을지속적인요인과일시적인요인으로분해하였고, 지속적인현금흐름과일시적인현금흐름이개별기업의특성들을통제한상황에서배당정책에미치는영향을분석하였다. 실증분석결과, 지속적인현금흐름과배당수준간에유의한정 (+) 의관계가발견되었다. 이러한실증결과는현금흐름이 0보다큰기업또는유배당기업으로표본을한정하더라도일관되었다. 그리고현금흐름 (CF) 과지속적인현금흐름 (CF PERM ) 모두가증가한경우에는현금흐름이증가할수록배당도증가하였으나, 현금흐름은증가하고지속적인현금흐름이감소한경우에는현금흐름변화와배당변화간에유의한관계가발견되지않았다. 본논문의구성은다음과같다. 제2장에서는표본선정과현금흐름의분해방법 ( 베버리지-넬슨 ) 을설명하고, 제3장에서는실증연구방안을설명한다. 제4장에서는실증분석결과가제시되며제5장에서연구내용을요약하였다. Ⅱ. 표본선정및현금흐름의분해방법 1. 표본선정 실증분석을위한연구대상기간은 2001 회계연도부터 2013 회계연도까지이며분 석표본으로는연구대상기간중한국거래소에상장된비금융제조기업중에서 15 년이상의과거데이터를보유하고실증분석을위한재무및회계자료가이용가 3

4 능하며자본잠식이아닌관측치를사용하였다. 그리고회귀모형에사용된변수들의극단치영향을배제하기위하여상하위 1% 를제외시켰다. 표본기업의재무제표및보유지분율자료는한국상장회사협의회 (Korea Listed Company Association) 의 KLCA-Database 를이용하였으며, 지속적인현금흐름과일시적인현금흐름은베버리지-넬슨분해법을통해종목별 연도별수작업으로계산하여산출하였다. 2. 현금흐름의분해방법 (2) 베버리지 - 넬슨분해는단일시계열자료를지속적인 (permanent) 요인과일시적인 (temporary) 요인으로분해하는방법이다. 이를통해산출된지속적인부분은확정 적인추세를반영한미래조건부기대값으로정의되고순환적인부분은원계열 값과추정된추세적인부분과의차이로정의된다. 임의의단일시계열자료를 y t 라고하고, y t 의 1 차차분된값이 Wold 과정을따 른다면 y t 는아래와같이쓸수있다. y t = μ + ψ(l)ε t + ψ j ε t j 여기서 L 은시차연산자이고, ψ(l) 은시차연산자에대한다항식 (lag polynomial) 이며, μ 는 y t 의평균값이다. 는차분을의미하고, = 1 L, ψ(0) = 1, ψ(1) j=0 0, j=0 j 1/2 ψ j <, 그리고 ε t ~i. i. d. N(0, σ 2 ) 이다. 지속적인요인 τ t 는평균성장률을반영한조건부기대값으로현재의값과 j 기 간앞선 y 의기대변화값과평균성장률과의차이값들의무한대의 (infinite) 합이 된다. τ t = lim J E t [y t+j J μ] = y t + lim J E t [( y t+j μ] j=1 τ t τ t 1 = lim J [E t (y t+j ) E t 1 (y t+j ) + μ] 그리고 E t (y t+j ) E t 1 (y t+j ) 는 t 시점의충격에대한반응으로 E t (y t+j ) E t 1 (y t+j ) = 정리하면, J j=1 ψ j ε t 이고 lim J [E t (y t+j ) E t 1 (y t+j )] = ψ(1)ε t 이다. 이를다시 τ t τ t 1 = μ + ψ(1)ε t (2) 관련수식은 Chang, Dasgupta, and Wong (2014) 를인용하였다. 자세한내용은동논문을참고하기바란다. 4

5 이되어결국지속적인부분은추세 (μ) 를가진임의보행과정 (random walk process) 을따르고일시적인부분인 c t 는평균이 0 인안정적인과정을가지는데지속적 인부분과원계열값의차이로계산된다. c t = y t τ t = ψ (L)ε t where ψ (L) = j=0 ψ jl j 이고 ψ j = ψ k k=j+1 본연구는 Chang, Dasgupta, and Wong (2014) 를참조하여 15년보다많은데이터를가지고있는기업들로표본을한정하고현금흐름의원데이타를사용한 ARMA(1,1) 모델을적용하여베버리지넬슨분해를실시하였다. 그리고그결과로산출된현금흐름을총자산으로나누어 CF PERM 와 CF TEMP 로정의하였다. Ⅲ. 실증연구방안 1. 현금흐름수준이배당수준에미치는영향 본절에서는현금흐름의수준이배당수준에미치는영향을분석한다. 이를위해 < 식 1> 을기본모델로하여현금흐름수준과배당수준간의관계를파악하였다. 이는 β 2 의값으로파악되는데, 현금흐름수준한단위변화에대한배당수준의한계변화를의미한다. < 식 2> 는베버리지넬슨방법론으로분해한지속적인현금흐름 (CF PERM ) 과일시적인현금흐름 (CF TEMP ) 이배당수준에미치는영향을확인하기위한회귀식이다. 여기서 β 2 는지속적인현금흐름이배당수준에미치는한계효과를의미하고 β 3 는일시적인현금흐름이배당수준에미치는한계효과를의미한다. 그리고국내기업의배당의사결정이전년대비현금흐름의증감을고려할때지속적인현금흐름이배당정책에미치는영향을확인하기위하여 < 식 3> 을정의하였다. DumCF는전년대비현금흐름이증가한경우에 1의값을가지고아니면 0의값을가지는더미변수이다. 이더미변수를지속적인현금흐름과일시적인현금흐름과교차하여교차변수들의 (CF PERM DumCF, CF TEMP DumCF) 회귀계수값이어떻게변화하는지를살펴본다. 본실증연구는분석대상연도전체의자료를대상으로패널자료모형을이용하였다. 패널자료모형은분석대상자료의수가증가하게되므로모형의자유도를높이 5

6 고설명변수간의다중공선성문제를줄임으로써모수추정의효율성을높이며횡단면적특성과시계열적특성을동시에고려하여분석할수있다는장점이있다. 패널자료모형추정시개별효과와설명변수들간의상관관계에따라고정효과모형과확률효과모형으로나누어지는데, 본연구는 Hausman Test 결과 p값이 0.1보다큰것으로나타나확률효과모형으로추정하였다. (3) 그리고표준오차계산은잠재적이분산성을고려하여 Huber-White robust estimator 를사용하였고, 회귀식에포함되는통제변수들은 Kim and Lee (2008) 를참조하였다. DIV it = β 0 + β 1 CF it + β 2 LARGE it + β 3 FOREIGN it + β 4 GROWTH it + β 5 RISK it + β 6 LEVERAGE it + β 7 SIZE it + β 8 DIVA it 1 + β 9 Chaebol it + β 10 INDUSTRY it + ε < 식 1> DIV it = β 0 + β 1 CF PERM it + β 2 CF TEMP it + β 3 LARGE it + β 4 FOREIGN it + β 5 GROWTH it + β 6 RISK it + β 7 LEVERAGE it + β 8 SIZE it + β 9 DIVA it 1 + β 10 Chaebol it + β 11 INDUSTRYit + ε < 식 2> DIV it = β 0 + β 1 CF PERM it + β 2 CF TEMP it + β 3 CF PERM it DumCF it + β 4 CF TEMP it DumCF it + β 5 DumCF it + β 6 LARGE it + β 7 FOREIGN it + β 8 GROWTH it + β 9 RISK it + β 10 LEVERAGE it + β 11 SIZE it + β 12 DIVA it 1 + β 13 Chaebol it + β 14 INDUSTRYit + ε < 식 3> DIV : 현금배당액 / 총자산 CF : 영업현금흐름 / 총자산 CF PERM : 베버리지-넬슨분해로추정된지속적인영업현금흐름 / 총자산 CF TEMP : CF CF PERM DumCF : 전년대비영업현금흐름 (CF) 이증가한경우에는 1의값을가지고아니면 0의값을가지는더미변수 상기회귀모델에사용된변수들을설명하면다음과같다. 배당수준을나타내는 (3) 패널자료모형은개별효과와설명변수들간상관관계에따라고정효과모형과확률효과모형이있는데, 두모형중어느모형으로추정하는것이타당한지에대한판단근거를제공할수있는검정방법으로는 Hausman Test 가있다. Hausman Test 의경우확률효과모형이옳다는귀무가설하에서 Hausman 검정통계량이크면 (p 값 0.1) 귀무가설을기각하고고정효과모형으로추정하는것이타당하며, Hausman 검정통계량이작으면 (p 값 > 0.1) 귀무가설을채택하여확률효과모형으로추정하는것이타당하다 (Kim and Lee, 2008). 6

7 종속변수는현금배당을총자산으로나눈총자산배당률 (DIV) 을사용하였다. (4) 그리고통제변수로는소유구조가배당에미치는영향을통제하기위하여대주주지분율 (LARGE) 과외국인투자자보유지분율 (FOREIGN) 을포함하였다. 대주주들은사적이익추구를목적으로내부유보를선호할수있으며외국인주주는그들의투자기간에따라배당에미치는영향이상이한데 ( 김성민, 장용원, 2012) 본연구에서는현금흐름과배당간에관계에집중하고있다. 기업의성장성 (GROWTH) 을통제하기위하여토빈Q를사용하였다. 토빈Q는회계연도말의보통주시가총액과부채의장부가치를총자산의장부가치로나누어계산하였다. 성장성이큰기업은배당여력이많기때문에배당을증가시킬것으로기대된다. 기업의위험성을나타내는변수 (RISK) 로는과거 5년간의총자산영업이익률의표준편차를사용하였다. 위험이높을수록안정적인현금확보를위하여배당을기피할것으로예상된다. 그리고자본구조를반영하는부채비율 (LEVERAGE) 과회계적이익을고려하여총자산이익률 (ROA) 을통제변수로추가하였다. 기업의부채가많을수록이자지급비용과재무건전성을이유로배당과역의관계가예상되며, 수익성이좋을수록배당이증가할것으로예상된다. 그리고기업규모 (SIZE) 를통제하였고, 배당의지속성을고려하여전년도배당수준 (DIV t-1) 을포함하였다. 기업집단의경우내부자본시장을통한자금거래의영향을받을수있기에 50대기업집단더미변수 (Chaebol) 와소속산업의더미변수 (INDUSTRY) 도포함하였다. < 표 1> 여기에 2. 현금흐름의변화가배당변화에미치는영향 본절은현금흐름의변화가배당변화에미치는영향을분석하고있다. < 식 4> 는이를반영한회귀식이다. 회귀식은 < 식 3> 과유사하며모든변수들은전년대비증감을계산하여이를사용하였다. 즉, 변수앞에표기된 는금년도 (t) 변수값과전년도 (t-1) 변수값의차이값임을의미한다. 마찬가지로현금흐름증분 ( CF) 을지속적인요인의증분과일시적인요인의증분으로구분하고이를전년대비현금흐름의증가여부를고려하여배당변화에미치는영향을분석한다. DIV it = β 0 + β 1 CF it PERM + β 2 CF it TEMP + β 3 CF it PERM DumCF it (4) 종속변수로현금배당 / 자기자본을이용하여동일한분석을수행하였는데그결과는대동소이하였다. 7

8 + β 4 CF it TEMP DumCF it + β 5 DumCF it + β 6 LAR it + β 7 FOREIGN it + β 8 GROWTH it + β 9 RISK it + β 10 LEVERAGE it + β 11 SIZE it + β 12 DIV it 1 + β 13 Chaebol it + β 14 INDUSTRY it + ε < 식 4> DIV = DIV t DIV t 1 Ⅳ. 실증분석결과 1. 표본기업의재무적특성 < 표 3> Panel A는주요변수들의기초통계량을보여준다. 표본기업의총자산배당률은평균이 0.64% 중앙값이 0.45% 이다. 총자산으로나눈현금흐름은평균이 4.08% 이고, 지속적인현금흐름은평균이 4.15%, 중앙값이 3.92% 이다. 그리고일시적인현금흐름은평균이 -0.07%, 중앙값이 -0.03% 로모두 0에근접하다. < 표 3> Panel B는지속적인현금흐름과일시적인현금흐름의중앙값을기준으로상위그룹 ( 중앙값이상 ) 과하위그룹 ( 중앙값미만 ) 으로분리하고, 변수들의평균값을비교하였다. 그리고두그룹간유의적인차이가존재하는지를 T검정을통해확인하였다. 먼저지속적인현금흐름을기준으로상위그룹의총자산배당률은평균이 0.86% 이고하위그룹의총자산배당률은평균이 0.40% 로나타나상위그룹이하위그룹보다총자산배당률이약 2배수준으로높았다. 이는안정적이고지속적이고현금흐름을가진기업들이배당수준이높다는것을시사한다. 그리고상위그룹에서외국인투자자의보유지분율 (FOR) 은평균이 12.77% 인반면하위그룹의외국인투자자의보유지분율은평균이 6.34% 이다. 외국인투자자들은지속적인현금흐름이높은기업들을선호하는것으로나타났다. 토빈Q로정의된기업의성장성 (GROWTH) 은상위그룹이 ( 평균 ) 하위그룹 ( 평균 ) 보다평균값이 만큼높았다. 또한과거총자산영업이익률의변동성 (RISK) 은상위그룹의평균이 이고하위그룹이평균이 으로나타났고두그룹은 1% 수준에서유의적인차이가존재하였다. 부채비율 (LEVERAGE) 은상위그룹 (41.35%) 이하위그룹 (44.84%) 보다평균값이 3.49% 낮았고, 총자산수익률 (ROA) 은상위그룹의평균값이 4.18% 이고하위그룹의평균값이 8

9 0.07% 로나타나상위그룹이하위그룹보다평균값이 4.11% 나높게나타났다. 지속적인현금흐름의중앙값을기준으로구분한상위그룹과하위그룹의차이값검증결과는지속적인현금흐름이기업의펀더멘탈 (fundamanetal) 향상과무관하지않음을보여주고있다. 이러한특성은주요변수들간상관관계를보여주는 < 표 3> Panel C에서도나타난다. 지속적인현금흐름 (CF PERM ) 이풍부할수록외국인투자자의지분율이증가하였고, 지속적인현금흐름과총자산수익률, 기업의성장성, 기업규모간은정 (+) 의상관관계로나타났으며, 지속적인현금흐름과위험, 부채비율간은부 (-) 의상관관계로나타났다. 지속적인현금흐름 (CF PERM ) 과총자산배당률 (DIV) 간에는유의적인상관관계가존재하는것으로나타났다. 이를통해지속적인현금흐름이증가할수록총자산배당률이증가할것으로예상되지만보다면밀한분석은다음장에서회귀분석을통해살펴보고자한다. < 표 2> 여기에 2. 현금흐름수준이배당수준에미치는영향에관한실증분석결과 < 표 3> 은현금흐름수준이배당수준에미치는영향에관한패널분석결과이다. Model 1은현금흐름과배당간의관계를보여주는데현금흐름의회귀계수값이 으로 1% 에서유의한양의값으로나타났다. 현금흐름이풍부할수록배당수준이증가함을의미한다. 본연구의관심은현금흐름의지속성이배당에미치는영향을살펴보는것이다. 현금흐름 (CF) 은지속적인요인 (CF PERM ) 과일시적인요인 (CF TEMP ) 의합으로이루어지는데, 베버리지넬슨방법을통하여현금흐름을지속적인현금흐름과일시적인현금흐름으로분해하였다. Model 2는지속적인현금흐름과일시적인현금흐름이배당수준에미치는영향을분석한실증결과이다. Model 2에서지속적인현금흐름의회귀계수값이 로 1% 에서유의한양의값으로나타났다. 이는지속적인현금흐름의수준이배당수준에영향을주고있음을보여주는실증결과이다. 보다면밀하게분석하기위하여전년대비현금흐름의증감을고려하더라도지속적인현금흐름과배당간유의한정 (+) 의관계가지속되는가를파악하였다. 이를위해전년대비현금흐름의증가여부를의미하는더미변수 (DumCF) 를정의하였고지속적인현금흐름과교차시킨교차변수 (CF PERM DumCF) 를회귀식에포함하였다. Model 3이이를반영한회귀모델이다. 9

10 Model 3에서지속적인현금흐름과전년대비현금흐름증가를의미하는더미변수를교차시킨변수 (CF PERM DumCF) 의회귀계수값이 5% 수준에서유의한 로나타났다. 이는전년대비현금흐름이증가한경우에 (DumCF = 1) 지속적인현금흐름이증가할수록배당수준이증가함을의미한다. 그리고전년대비현금흐름이감소한경우에는 (DumCF = 0) 교차변수 (CF PERM DumCF) 의회귀계수값이 으로양의값으로나타났으나유의적이지않았다. 요약하면현금흐름이증가할수록배당수준도증가하였다. 그리고현금흐름을지속적인현금흐름과일시적인현금흐름으로분해하였더니지속적인현금흐름과배당수준간에유의한정 (+) 의관계가발견되었다. 이러한정 (+) 의관계가전년대비현금흐름이증가된상황이나감소된상황에서도지속되는가를분석하였다. 그결과전년대비현금흐름이증가한경우에는지속적인현금흐름이증가할수록배당이유의적으로증가하였으나, 전년대비현금흐름이감소한경우에는지속적인현금흐름과배당간유의한관계가발견되지않았다. 이러한실증결과는국내기업들이배당을증가시키기위하여가시적인현금흐름의증가뿐만아니라현금흐름속에내재된지속적인현금흐름의증가까지요구하고있다고해석된다. 실증결과의강건성을위하여추가적으로현금흐름이 0보다작은표본과배당을지급하지않은표본을제외하여동일한분석을실시하였다. Model 4는현금흐름이 0보다큰경우로표본을한정한결과이고, Model 5는배당을지급한기업으로표본을한정한결과이다. 일관된실증결과들을확인할수있다. 한편일시적인현금흐름이배당수준에미치는영향을살펴보면, 먼저전년대비현금흐름이증가한경우에 (DumCF = 1) 일시적인현금흐름과더미변수를교차시킨변수 (CF TEMP DumCF) 의회귀계수값이 5% 수준에서유의한 로나타났다. 이는전년대비현금흐름이증가한경우에일시적인현금흐름이증가할수록배당수준에미치는한계효과가감소함을의미한다. 전년대비현금흐름이감소한경우에는 (DumCF = 0) 일시적인현금흐름의회귀계수값이 로나타났고 1% 수준에서유의하다. 이회귀계수값은전년대비현금흐름이감소한경우에는일시적인현금흐름과배당수준간에정 (+) 의관계가있음을의미한다. Ahn, Chae, and Jung (2011) 이국내기업들을대상으로조사한설문결과에의하면국내기업들은배당정책결정에있어일시적인이익의변화에도영향을받으며배당을줄이는데있어덜부정적으로여긴다고하였다. 통제변수로서성장성을의미하는 GROWTH 는모형 (2) 와모형 (3) 에서배당수준과정 (+) 의관계로나타났다. Kim and Lee (2008) 는이러한결과를 La Porta, Lopezde-Silanes, Shleifer, and Vishny (2000) 의연구결과에근거하여설명하고있다. 주권보호가발달된나라에서는성장성이높을수록배당을줄이고투자를증가시키는경 10

11 향이있지만우리나라의경우아직주주권보호등의지배구조가취약하기때문에성장성과배당간의음의관계가나타나지않는다고주장하였다. 그리고총자산영업이익률의변동성 (RISK) 이높을수록부채비율 (LEVERAGE) 이증가할수록배당수준이낮아졌고수익성 (ROA) 이높을수록배당수준이높아졌다. 배당의지속성을고려하기위하여포함시킨전년도총자산배당률은회귀계수값이 1% 수준에서유의하게나타났고회귀모델의 R 2 에영향을주고있다. < 표 3> 를여기에 3. 현금흐름변화가배당변화에미치는영향에관한실증분석결과 < 표 4> 는현금흐름변화가배당변화에미치는영향을분석한실증결과이다. Model 6은현금흐름한단위변화에대한배당변화의한계효과를보여준다. 현금흐름의회귀계수값이 으로 1% 수준에서유의한양의값으로나타났다. Model 7은현금흐름을지속적인요인 (CF PERM ) 과일시적인요인 (CF TEMP ) 으로분해한추정값들의변화가배당변화에미치는영향을보여준다. 지속적인현금흐름변화의회귀계수값이 10% 수준에서유의한 으로나타나, 지속적인현금흐름의증가와배당증가간유의한정 (+) 의관계가존재함을알수있다. 그리고 Model 8은전년대비현금흐름의증감여부를고려하여지속적인현금흐름변화와일시적인현금흐름변화가배당변화에미치는영향을살펴본실증결과이다. 지속적인현금흐름의변화가배당변화에미치는영향을살펴보면, 전년대비현금흐름이증가한경우에 (DumCF = 1) 지속적인현금흐름의변화와더미변수를교차시킨변수 ( CF PERM DumCF ) 의회귀계수값이 로 5% 에서유의한양의값으로나타났다. 이는전년대비현금흐름이증가하였을때지속적인현금흐름이증가할수록배당도증가함을의미한다. 그리고전년대비현금흐름이감소한경우에는 (DumCF = 0) 지속적인현금흐름변화에대한회귀계수값이 로음의값으로나타났고유의적이지않았다. 요약하면전년대비현금흐름 (CF) 이증가한경우에는지속적인현금흐름 (CF PERM ) 이증가할수록배당도증가하지만전년대비현금흐름 (CF) 이감소한경우에는지속적인현금흐름 (CF PERM ) 변화와배당변화간유의적인관계가발견되지않았다. 한편 Model 11에나타난일시적인현금흐름의변화가배당변화에미치는영향을살펴보면, 전년대비현금흐름이증가한경우에 (DumCF = 1) 일시적인현금흐름의변화와더미변수간교차변수의회귀계수값이 로 10% 수준에유의한음의값으로나타났다. 그리고전년대비현금흐름이감소한경우에는 (DumCF = 0) 일시적인현금흐름의변화에대한회귀계수값이 로 1% 수준에서유의한양의 11

12 값으로나타났다. 이는전년대비현금흐름 (CF) 이감소한경우에일시적인현금흐 름 (CF TEMP ) 의변화와배당변화가정 (+) 의관계가존재함을의미하며일시적인현금 흐름이감소할수록배당도감소한다고해석된다. (5) < 표 5> 를여기에 4. 현금흐름배당변화에미치는영향에관한실증분석결과 ( CF PERM 0 와 CF PERM < 0 하위그룹으로구분하여 ) 본연구는추가적으로전년대비현금흐름 (CF) 의증감과지속적인현금흐름 (CF PERM ) 의증감을함께고려한강건성분석을시도하였다. 특히전년대비현금흐름은증가하였으나지속적인현금흐름은감소한경우처럼변화방향이상이한경우를고려할때현금흐름의변화와배당변화간관계를확인하고자한다. 전년대비현금흐름의증감여부와전년대비지속적인현금흐름의증감여부를함께고려하면 < 그림 1> 에서보여주듯이네가지경우 (Case 1, Case 2, Case 3, Case 4) 가발생할수있다. Case 1은전년대비현금흐름과지속적인현금흐름모두가증가한경우이고, Case 2는전년대비현금흐름은증가하였으나지속적인현금흐름은감소한경우이며, Case 3은전년대비현금흐름은감소하였으나지속적인현금흐름이증가한경우이고, Case 4는전년대비현금흐름과지속적인현금흐름모두감소한경우이다. 각 Case 별로 < 식 5> 와 < 식 6> 의회귀모델을분석하였다. < 그림 1> 현금흐름의변화와지속적인현금흐름의변화를함께고려한경우 구분 CF PERM 0 CF PERM < 0 CF 0 CF < 0 [Case 1] CF [Case 2] CF PERM [Case 3] [Case 4] CF CF PERM CF CF PERM CF CF PERM (5) 현금흐름이감소한표본중일시적인현금흐름도감소한경우가전체의 93% 에해당하여일시적인현금흐름이감소할수록배당이감소한다고해석하였다. 12

13 DIV it = β 0 + β 1 CF it + β 2 LAR it + β 3 FOREIGN it + β 4 GROWTH it +β 5 RISK it + β 6 LEVERAGE it + β 7 SIZE it + β 8 DIV it 1 + β 9 DIV it 1 + β 10 Chaebol it + β 11 INDUSTRY it + ε < 식 5> DIV it = β 0 + β 1 CF it PERM + β 2 CF it TEMP + β 3 LAR it + β 4 FOREIGN it + β 5 GROWTH it + β 6 RISK it + β 7 LEVERAGE it + β 8 SIZE it + β 9 DIV it 1 + β 10 DIV it 1 + β 11 Chaebol it + β 12 INDUSTRY it + ε < 식 6> < 표 6> 은현금흐름변화가배당변화에미치는영향에관한강건성분석결과이다. 먼저 Panel A는현금흐름을분해하지않은상황으로독립변수인현금흐름변화의회귀계수값을중심으로살펴본다. Case 1은전년대비현금흐름과지속적인현금흐름이모두증가한경우이다. 현금흐름변화 ( CF) 의회귀계수값이 로 5% 에서유의한양의값으로나타났다. 본추가분석의관심사례로써 Case 2는전년대비현금흐름이증가하였으나지속적인현금흐름은감소한경우이다. 현금흐름변화의회귀계수값이 으로유의하지않았다. 국내기업들은지속적인현금흐름 (CF PERM ) 이증가하지않았을때에가시적인현금흐름 (CF) 이증가하더라도배당을증가시키지않는것으로해석된다. Case 3은 Case 2와반대의경우이다. 즉전년대비현금흐름은감소하였으나지속적인현금흐름은증가한경우이며현금흐름변화의회귀계수값이 으로 1% 수준에서유의한양의값으로나타났다. 현금흐름이감소할수록배당이감소하는것으로해석된다. 그리고 Case 4는전년대비현금흐름과지속적인현금흐름이모두감소한경우인데현금흐름변화와배당변화가유의한정 (+) 의관계로나타났다. Panel B는현금흐름을지속적인현금흐름과일시적인현금흐름으로분해하여각 Case 별로지속적인현금흐름변화가배당변화에미치는영향을분석한결과이다. 특히 Case 2만을살펴보면앞서 Panel A에서전년대비현금흐름이증가하더라도지속적인현금흐름이감소하였을때에는현금흐름변화와배당변화간유의한관계가발견되지않았는데, Panel B에서도지속적인현금흐름과배당간유의한관계가발견되지않은것을확인할수있다. V. 요약 13

14 본연구는 Lintner (1956) 의 경영자들이현재의배당수준을유지하는것이어렵다고판단하기전까지는배당을감소시키기를꺼려하며, 반대로미래의현금흐름이배당증가를상쇄하고도남을만큼충분하다는확신이없이는배당을증가시키지않으려한다 는주장과 Lee BongSoo (1996) 의 기업의배당행태가지속적인이익의변화로설명될수있으며경영자들이지속적인이익에근거하여배당을부분적으로조정한다 는실증결과를모티브로국내상장기업들이배당결정에있어현금흐름의지속성을고려하는가를분석하고있다. Lee BongSoo (1996) 의연구가시장전체 (S&P종합주가지수 ) 의이익금과배당금을사용한실증분석이었다면, 본연구는개별기업자료를사용하였고배당의사결정에영향을주는기업의특성을통제하고있다는점에서연구의차별성을둔다. 실증분석을위하여개별기업별로베버리지넬슨방법을적용하여현금흐름을지속적인요인과일시적인요인으로분해하였고, 지속적인현금흐름과일시적인현금흐름이개별기업의특성들을통제한상황에서배당정책에미치는영향을분석하였는데이는저자들이아는한국내최초의실증적연구이다. 실증분석결과, 현금흐름이증가할수록배당수준도증가하였다. 그리고현금흐름을지속적인현금흐름과일시적인현금흐름으로분해하여분석한결과지속적인현금흐름과배당수준간에유의한정 (+) 의관계가발견되었다. 보다면밀히분석하기위해전년대비현금흐름의증감을함께고려하였다. 전년대비현금흐름이증가한경우에는지속적인현금흐름이증가할수록배당수준이유의적으로증가하였으나전년대비현금흐름이감소한경우에는지속적인현금흐름과배당간유의적인관계가발견되지않았다. 이러한실증결과는현금흐름이 0 보다큰기업또는유 ( 有 ) 배당기업으로표본을한정하더라도일관되었다. 그리고추가적으로현금흐름증감과지속적인현금흐름의증감을동시에고려해보니전년대비현금흐름과지속적인현금흐름이모두증가한경우에는현금흐름이증가할수록배당도증가하였으나, 전년대비현금흐름이증가하더라도지속적인현금흐름이감소한경우에는현금흐름변화와배당변화간유의적인관계가나타나지않았다. 이는국내기업들이배당증가를위하여가시적인현금흐름의증가뿐만아니라현금흐름속에내재된지속적인현금흐름의증가까지요구하고있다고해석된다. 본연구의실증결과는현금흐름의지속성을반영한일관성있는배당정책수립이필요함을보여준다. 그리고향후에는현금흐름의지속성이기업의사결정에미치는영향에대한다양한후속연구가이루어지기를기대한다. 14

15 참고문헌 김성민, 장용원, 외국인투자자의투자기간과기업의배당정책, 증권학회지, 제41 권제5호 (2012), (Translated in English) Kim, S. M. and Y. W. Jang, "Investment Horizons of Foreign Investors and Corporate Dividend Policy," Korean Journal of Finance, Vol. 41, No. 5(2012) pp 최도성, 김성민, 한국기업배당정책의변화, 서울대학교출판부, (Translated in English) Choi, D. S. and S. M. Kim, Dividend Policy of Korean Firms, Seoul National University Press, Aharony, J. and I. Swary, Quarterly Dividend and Earnings Announcements and Stockholders Returns: An Empirical Analysis, Journal of Finance, Vol. 35, No. 1(1980), pp Ahn, B. J., J. Chae, and J. Y. Jung, What Drives Firms Financial Decisions? Evidence from the Field, Korean Journal of Financial Studies, Vol. 40, No. 1(2011), pp Beveridge, S., and C. R. Nelson, A new approach to decomposition of economic time series into permanent and transitory components with particular attention to measurement of the business cycle, Journal of Monetary Economics, Vol. 7, No. 2(1981), pp Brav, A., J. R. Graham, C. R. Harvey, and R. Michaely, Payout policy in the 21 st century, Journal of Financial Economics, Vol. 77, No. 3(2005), pp Chang, X., S. Dasgupta, and G. Wong, Cash-Flow Sensitivities and the Allocation of Internal Cash Flow, Review of Financial Studies, Vol. 27, No. 12(2014), pp Garrett, I., and R. Priestley, Dividend Behaviour and Dividend Signaling, Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 35, No. 2(2000), pp Guay, W., and J. Harford, The cash-flow permanence and information content of dividend increases versus Repurchases, Journal of Financial Economics, Vol. 57, No. 3(2000), pp Healy, P. M., and K. G. Palepu, Earnings information conveyed by dividend initiations and omissions, Journal of Financial Economics, Vol. 21, No. 2(1988), pp Kim, S. M., Payout Policy in Korea: A Review of Empirical Evidend, Asian Review of 15

16 Financial Research, Vol. 24, No. 2(2011), pp Kim, S. M. and E. J. Lee, Corporate Governance and Dividend Policy under External Financing Constraints and Agency Problems, Asia-Pacific Journal of Financial Studies, Vol. 37, No. 5(2008), pp Koch, A. S. and A. X. Sun, Dividend Changes and the Persistence of Past Earnings Changes, Journal of Finance, Vol. 59, No. 5(2004), pp La Porta, R., Lopez-de-Silanes, A. Shleifer, and R. Vishny, Agency Problems and Dividend Policies around the World, Journal of Finance, Vol. 55, No. 1(2000), pp Lee, B., Time series implications of aggregate dividend behavior, Review of Financial Studies, Vol. 9, No. 2(1996), pp Lee, B., and O. M. Rui, Time series behavior of share repurchases and dividends, Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 42, No. 1(2007), pp Lintner, J., Distribution of Incomes of Corporations among Dividends, Retained Earnings, and Taxes, American Economic Review, Vol. 46, No. 2(1956), pp Marsh, T. A., and R. C. Merton, "Dividend Behavior for the Aggregate Stock Market," Journal of Business, Vol. 60, No. 1(1987), pp Miller, M. H., 1987, The information content of dividends, in J. Bossons, R. Dornbush, and S.Fischer, Eds.: Macroeconomics: Essays in Honor of Franco Modigliani (MIT press: Cambridge, Mass.) pp Miller, M., and F. Modigliani, Dividend Policy, Growh, and the Valuation of Shares, Journal of Business, Vol. 34, No. 4(1961), pp Modigliani, F. and M. H. Miller, The Cost of Capital, Corporation Finance, and the Theory of Investment, American Economic Review, Vol. 48, No. 3(1958), pp

17 < 표 1> 배당, 현금흐름그리고기업의재무적특성관련주요변수들의정의 주요변수 DIV CF CF PERM CF TEMP DumCF LARGE FOREIGN GROWTH RISK LEVERAGE ROA 현금배당 / 총자산 영업현금흐름 / 총자산 변수측정 베버리지 - 넬슨분해법을사용하여측정한지속적인영업현금흐름추정값 영업현금흐름 (CF) 과지속적인영업현금흐름추정값 (CF perm ) 의차이 영업현금흐름 (CF) 이전년대비증가한경우 1 의값을가지고아니면 0 의값을가지는더미변수 대주주및특수관계인의보유지분율의합 외국인투자자보유지분율의합 ( 총자산장부가액 자기자본장부가액 + 자기가본시가총액 )/ 총자산장부가액 과거 5 년간총자산영업이익률의표준편차 총부채 / 총자산 순이익 / 총자산 SIZE 로그 ( 시가총액 ) Chaebol INDUSTRY 50 대재벌그룹에속하면 1 아니면 0 의값을가지는더미변수 표준산업분류대분류를적용한더미변수 17

18 < 표 2> 주요변수들의기초통계량, 차이값검증, 상관관계 이표는 2001년부터 2013년까지표본기간동안자료이용이가능한유가증권상장기업 404개 (3,688개관측치 ) 를대상으로한기초통계량 (Panel A), 차이값검증결과 (Panel B), 그리고상관관계 (Panel C) 이다. DIV는총자산배당률로써현금배당 / 총자산이다. CF는영업현금흐름 / 총자산이고, CF PERM 과 CF TEMP 는영업현금흐름을베버리지-넬슨방법으로분해한지속적인영업현금흐름 / 총자산과일시적인영업현금흐름 / 총자산이다. LARGE 는대주주와특수관계인의지분율의합을의미하고 FOREIGN은외국인투자자보유지분율의합을의미한다. GTOWTH는 ( 시장가자기자본 + 장부가부채 )/ 장부가총자산이고, RISK는과거 5년간영업이익 / 총자산의표준편차이다. LEVERAGE는장부가총부채 / 장부가총자산이고 ROA는순이익 / 총자산이고 SIZE는로그 ( 시가총액 ) 을의미한다. Chaebol은재벌그룹의더미변수이고괄호안의값은 p값이다. Panel A: 기초통계량 평균 중앙값 최소값 최대값 표준편차 DIV CF CF PERM CF TEMP LARGE FOREIGN GROWTH RISK LEVERAGE ROA SIZE Assets ( 십억원 ) 1, ,429 2,683 N( 표본관측치, 개 ) 3,688 3,688 3,688 3,688 3,688 Panel B: 차이값검증 (T-test) 중앙값이상그룹 지속적인현금흐름 (CF PERM ) 일시적인현금흐름 (CF TEMP ) 중앙값미만그룹 차이값검증 중앙값이상그룹 중앙값미만그룹 차이값검증 DIV CF CF PERM CF TEMP LARGE FOREIGN GROWTH RISK LEVEARAGE ROA SIZE DIV(t-1) Assets ( 십억원 ) 1, ,179 1, N( 표본관측치, 개 ) 1,845 1,843 1,845 1,843 18

19 Panel C: 상관관계 CF CF PERM CF TEMP (0.3038) LARGE (0.0858) FOREIGN GROWTH RISK LEVERAGE ROA SIZE DIV(t-1) Chaebol (0.7385) DIV CF CF PERM CF TEMP LARGE FOREIGN GROWTH RISK LEVERAGE ROA SIZE DIV t (0.4835) (0.0001) (0.7578) (0.3074) (0.0531) (0.8737) (0.9694) (0.6131) (0.8313) (0.0743) (0.0164) (0.0047) (0.0002) (0.0004) (0.0241) (0.0005) (0.1345) (0.7049) (0.0458) (0.2949) 19

20 < 표 3> 현금흐름수준이배당수준에미치는영향에관한패널분석결과 이표는 2001 년부터 2013 년까지표본기간동안자료이용이가능한유가증권상장기업 404 개 (3,688 개관측치 ) 를대상으로이분산성을고려하여패널분석을실시한결과이다. 종속변수 (DIV) 는총자산배당률로써현금배당 / 총자산이다. CF 는영업현금흐름 / 총자산이고 CF PERM 은 ( 지속적인영업현금흐름추정값 )/ 총자산이며 CF TEMP 는 ( 일시적인영업현금흐름추정값 )/ 총자산이다. DumCF 는전년대비영업현금흐름 (CF) 이증가한경우에 1 의값을가지고아니면 0 의값을가지는더미변수이다. LARGE 는대주주와특수관계인의지분율의합을의미하고 FOREIGN 은외국인투자자보유지분율의합을의미한다. GTOWTH 는 ( 시장가자기자본 + 장부가부채 )/ 장부가총자산이고, RISK 는과거 5 년간영업이익 / 총자산의표준편차이다. LEVERAGE 는장부가총부채 / 장부가총자산이고 ROA 는순이익 / 총자산이다. SIZE 는로그 ( 시가총액 ) 을의미하며, Chaebol 은재벌그룹의더미변수이고 INDUSTRY 는산업구분의더미변수이다. Coefficient tests 는 Wald test 에의해회귀계수값이서로유의하게다른가를검증한결과이다. 괄호안의값은 t 값이며, ***, **, * 은각각 1%, 5%, 10% 통계적유의수준하에서추정값이유의함을의미한다. Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 ( 표본 ) (Total) (Total) (Total) (CF > 0) (DIV > 0) 상수항 *** (3.26) CF t *** (9.21) *** (3.26) CF PERM t (a) *** (3.13) CF TEMP t (b) *** (5.85) *** (3.46) (1.34) *** (4.12) CF PERM t DumCF t (c) ** (2.01) CF TEMP t DumCF t (d) ** (-2.35) DumCF t (-0.89) LARGE t (-1.09) FOREIGN t (1.57) GROWTH t *** (2.85) RISK t ** (-2.08) LEVERAGE t *** (-4.10) ROA t *** (5.28) SIZE t (-0.64) DIV t *** (26.12) Chaebol t * (-1.87) (-1.13) (1.52) *** (2.86) ** (-2.06) *** (-4.07) *** (5.15) (-0.67) *** (26.09) ** (-1.97) (-1.12) (1.48) *** (2.68) ** (-2.03) *** (-4.09) *** (5.32) (0.53) *** (26.85) ** (2.13) ** (2.43) (0.25) ** (2.19) ** (1.97) (-1.51) (-0.53) (-1.05) * (1.67) (0.57) (-1.06) *** (-2.79) *** (5.87) (0.10) *** (33.41) ** (-2.01) *** (3.40) (1.31) *** (3.14) ** (1.99) * (-1.70) (-1.41) (0.23) (1.40) ** (2.20) ** (-2.20) * (-1.72) *** (4.28) * (-1.68) *** (18.00) (-1.29) INDUSTRY t Included Included Included Included Included Coefficient tests [p-value] H0 : (a) + (c) = 0 H0 : (b) + (d) = (avg.) R square

21 < 표 4> 현금흐름변화가배당변화에미치는영향에관한패널분석결과 이표는 2001 년부터 2013 년까지표본기간동안자료이용이가능한유가증권상장기업 404 개 (3,688 개관측치 ) 를대상으로이분산성을고려하여패널분석을실시한결과이다. 종속변수는전년대비총자산배당률의증가율 ( DIV) 로써 DIV 는현금배당 / 총자산이고 는전년대비증가율을의미한다. CF 는영업현금흐름 / 총자산이고 CF PERM 은 ( 지속적인영업현금흐름추정값 )/ 총자산이며 CF TEMP 는 ( 일시적인영업현금흐름추정값 )/ 총자산이다. DumCF 는전년대비영업현금흐름 (CF) 이증가한경우에 1 의값을가지고아니면 0 의값을가지는더미변수이다. LARGE 는대주주와특수관계인의지분율의합을의미하고 FOREIGN 은외국인투자자보유지분율의합을의미한다. GTOWTH 는 ( 시장가자기자본 + 장부가부채 )/ 장부가총자산이고, RISK 는과거 5 년간영업이익 / 총자산의표준편차이다. LEVERAGE 는장부가총부채 / 장부가총자산이고 ROA 는순이익 / 총자산이다. SIZE 는로그 ( 시가총액 ) 을의미하며 Chaebol 은재벌그룹의더미변수이고 INDUSTRY 는산업구분의더미변수이다. Coefficient tests 는 Wald test 에의해회귀계수값이서로유의하게다른가를검증한결과이다. 괄호안의값은 t 값이며, ***, **, * 은각각 1%, 5%, 10% 통계적유의수준하에서추정값이유의함을의미한다. Model 6 Model 7 Model 8 Model 9 Model 10 ( 표본 ) (Total) (Total) (Total) (CF t > 0 or CF t-1 > 0) 상수항 (0.19) CF t *** (5.12) (0.19) CF PERM t (a) * (1.73) CF TEMP t (b) *** (5.08) (0.80) (-0.18) *** (3.43) CF PERM t DumCF t (c) ** (1.95) CF TEMP t DumCF t (d) * (-1.66) DumCF t (-0.49) LARGE t * (-1.82) FOREIGN t ** (2.30) GROWTH t (0.50) RISK t (-0.15) LEVERAGE t *** (-4.13) ROA t ** (2.51) SIZE t *** (5.03) DIV t *** (-6.47) Chaebol t * (-1.76) * (-1.94) ** (2.48) (0.42) (-0.08) *** (-3.80) *** (4.77) *** (4.82) *** (-6.36) * (-1.89) * (-1.74) ** (2.23) (0.42) (-0.12) *** (-4.01) *** (2.89) *** (5.13) *** (-6.37) ** (-2.30) (1.42) (0.24) *** (3.38) * (1.68) ** (-2.17) (-0.22) * (-1.71) * (1.78) (0.49) (-0.01) *** (-4.39) ** (2.51) *** (4.70) *** (-6.41) ** (-2.52) (DIV t > 0 or DIV t-1 > 0) (0.89) (-0.97) *** (2.62) ** (2.17) (-0.36) (-0.95) (0.20) * (1.86) (-0.35) (-1.58) *** (-5.44) ** (2.05) *** (5.60) *** (-6.96) ** (-2.32) INDUSTRY t Included Included Included Included Included Coefficient tests [p-value] H0 : (a) + (c) = H0 : (b) + (d) = (avg.) R square

22 < 표 5> 현금흐름변화가배당변화에미치는영향 ( CF PERM 0 와 CF PERM < 0 하위그룹으로구분하여 ) 에관한패널분석결과 이표는 2001 년부터 2013 년까지표본기간동안자료이용이가능한유가증권상장기업 404 개 (3,688 개관측치 ) 를대상으로이분산성을고려하여패널분석을실시한결과이다. 종속변수는전 년대비총자산배당률의증가율 ( DIV) 로써 DIV 는현금배당 / 총자산이고 는전년대비증가율을 의미한다. CF 는영업현금흐름 / 총자산이고 CF PERM 은 ( 지속적인영업현금흐름추정값 )/ 총자산이며 CF TEMP 는 ( 일시적인영업현금흐름추정값 )/ 총자산이다. DumCF 는전년대비영업현금흐름 (CF) 이증가한경우에 1 의값을가지고아니면 0 의값을가지는더미변수이다. LARGE 는대주주와특수관계인의지분율의합을의미하고 FOREIGN 은외국인투자자보유지분율의합을의미한다. GTOWTH 는 ( 시장가자기자본 + 장부가부채 )/ 장부가총자산이고, RISK 는과거 5 년간영업이익 / 총자산의표준편차이다. LEVERAGE 는장부가총부채 / 장부가총자산이고 ROA 는순이익 / 총자산이다. SIZE 는로그 ( 시가총액 ) 을의미하며 Chaebol 은재벌그룹의더미변수이고 INDUSTRY 는산업구분의더미변수이다. Coefficient tests 는 Wald test 에의해회귀계수값이서로유의하게다른가를검증한결과이다. 괄호안의값은 t 값이며, ***, **, * 은각각 1%, 5%, 10% 통계적유의수준하에서추정값이유의함을의미한다. Panel A: 독립변수 CF ( 표본 ) ( CF t 0 & 상수항 (-0.12) Case 1 Case 2 Case 3 Case 4 CF PERM t 0) CF t ** (2.51) LARGE t (-0.95) FOREIGN t (0.63) GROWTH t (-0.32) RISK t (-0.39) LEVERAGE t ** (-2.30) ROA t *** (2.73) SIZE t *** (3.31) DIV t ** (-2.32) Chaebol t * (-1.83) ( CF t 0 & CF PERM t < 0) (0.05) (-0.38) (-0.30) (1.44) (-0.70) (-0.10) * (1.92) ** (2.57) ** (2.33) *** (-2.92) * (-1.73) ( CF t < 0 & CF PERM t 0) (-0.35) *** (2.64) (-1.34) * (1.81) (-0.63) (-1.51) *** (-3.24) ** (2.35) *** (3.37) *** (-3.63) (-0.59) ( CF t < 0 & CF PERM t < 0) (1.10) * (1.85) (-1.11) (1.09) (1.34) (-0.31) *** (-2.65) (0.76) ** (2.40) ** (-2.51) (-0.85) INDUSTRY t Included Included Included Included (avg.) R square 표본수 1,

23 Panel B: 독립변수 CF PERM 과 CF TEMP ( 표본 ) ( CF t 0 & 상수항 (-0.52) CF PERM t ** (2.47) CF TEMP t (1.50) LARGE t (-0.87) FOREIGN t (0.41) GROWTH t (--0.49) RISK t (-0.43) LEVERAGE t * (-1.79) Case 1 Case 2 Case 3 Case 4 CF PERM t 0) ROA t *** (2.94) SIZE t *** (3.67) DIV t ** (-2.25) Chaebol t ** (-1.98) ( CF t 0 & CF PERM t < 0) (0.05) (-0.18) (-0.37) (-0.30) (1.44) (-0.70) (-0.10) * (-1.90) ** (2.56) ** (2.30) *** (-2.90) * (-1.73) ( CF t < 0 & CF PERM t 0) (0.05) (-1.15) ** (2.14) (-1.05) (1.59) (-0.58) (-1.29) *** (-3.52) *** (2.61) *** (3.09) *** (-3.98) (-0.83) ( CF t < 0 & CF PERM t < 0) (0.98) (0.16) ** (1.97) (-1.07) (0.24) (-0.32) (-0.31) ** (-2.54) (0.97) ** (2.39) ** (-2.46) (-0.97) INDUSTRY t Included Included Included Included (avg.) R square 표본수 1,