통계연구 (2014), 제 19 권제 2 호, 56-72 우리나라제조업기업의투자행태에대한연구 1) 노영진 2) 김진웅 3) 요약 본연구에서는외환위기이후부터나타나는국내투자위축현상을기업의투자행태의변화에서찾아보고자한다. Kis-Value III에서제공하는국내상장제조업기업자료를바탕으로미래의기대수익 ( 토빈 q) 과기업의내부자금시장 ( 총자산대비현금흐름 ) 이투자에영향을미치는투자함수를설정하여, 2000년이후이러한요인에대한투자의반응도변화를살펴보았다. 실증분석결과, 2000년이후국내기업들의투자의미래기대수익과현금흐름민감도가크게하락하였는데, 기대수익에대한민감도하락이주요하게변화된것으로나타났다. 기업규모별로보았을때, 미래기대수익에대한투자반응도하락이제조업내대기업에더욱크게나타났으며, 또한제조업내중소기업의경우기본적으로매우낮은수준의기대수익에대한투자반응도가관찰되어투자위축의주요한원인이되는것으로분석되었다. JEL Classification: C23, D22, E22 주요용어 : 투자함수, 토빈 q, 현금흐름, 동태적패널모형, GMM 1. 서론 외환위기이후국내성장잠재력둔화를초래한가장큰요인으로기업들의투자부진을들수있다. 외환위기이전까지두자리수를기록하던국내투자추이는외환위기이후한자리수로둔화되었으며, 이러한투자부진은단기적으로는경제성장률을, 장기적으로는국가의성장잠재력을저하시킬수있다. 기존의연구들이주로국내투자에영향을미치는각종결정요인들을파악하고분석하는데초점을맞춘반면, 본연구는국내기업들의투자행태의변화를투자함수추정을통하여살펴보고, 또한 2000년이후의투자행태변화가기업규모별로어떠한차이를보이는지를분석하는데목적을둔다. 즉국내기업별자료를이용하여재무적제약이포함된토빈 q의투자함수를추정한후, 2000년이후국내투자함수에어떠한변화가있었는지를살펴보기로한다. 본연구는선행연구들과유사하게한국에서의투자위축원인에대해분석하고있지만, 제조업중특히대기업과중소기업을구분하여그원인을살펴보고있다는점에서차별성이있다. 먼저제 2절에서는투자이론과관련된국내의선행연구들을살펴본후, 제 3절에 1) 이논문은동아대학교교내연구비지원에의하여연구되었음. 본논문은산업연구원보고서 국내기업의투자행태변화분석과시사점 의일부를수정보완한것임. 2) 주저자, 연구위원, 산업연구원 3) 교신저자, 조교수, 동아대학교국제무역학과, Tel: +82-51-200-8739. E-mail: jwkim01@dau.ac.kr
우리나라제조업기업의투자행태에대한연구 57 서는산업별 기업별자료를사용하여국내투자의추이를보기로한다. 이어서제 4절에서는투자함수분석을위한모형과자료, 그리고실증분석결과등을, 그리고제 5 절에서는요약및시사점을제시하기로한다. 2. 선행연구 본절에서는기업의투자함수와관련된선행연구들을이론적인측면과국내경제에대한실증적적용측면에서살펴보기로한다. 우선기업의투자함수에관한초기의연구는 Jorgenson(1963) 이정립한신고전학파투자이론에서부터출발한다. 희망자본스톡 (desired capital stock) 을이용한실증분석에서희망자본스톡이실제투자로실현되는과정을시차분포모형으로설명하여자본의최적화과정을설명하였다. Hall and Jorgenson(1967) 은자본재에대한수요가생산랑에비례하는반면자본의사용자비용에반비례하는최적자본스톡이론을제시하였다. 또한이와는다른선상에서 Tobin(1969) 은투자비율이자본대체비용대비신규투자의시장가치로정의되는 q의함수임을주장하였다. Hayashi(1982) 는현재와미래의자본의수익성이투자에영향을미치기때문에, 기업의미래수익을대리하는토빈 q가투자결정에영향을미침을보였다. 금융제약을나타내는현금흐름역시중요한역할을한다. 금융제약과기업의투자에대한초기의이론적기반은 Modigliani and Miller(1958) 에서찾아볼수있는데, 이들은완전한자본시장이존재할경우기업의투자결정은투자집행에필요한금융형태와는전혀관계없이이루어지게됨을보였다. Fazzari, Hubbard and Petersen(1988) 은기업투자와현금흐름간의관계에대한연구를통하여, 자본시장이불완전할경우기업들은금융제약에처하게되고, 기업의투자는내부금융의가용성, 즉기업의현금흐름에민감하게반응하게됨을보였다. Ghilchrist and Himmelberg(1998) 는외부금융의비용이존재하는구조적투자모형도출을통하여투자의결정요인을근본요소 (fundamental) 와금융요소 (financial) 로각각구분할수있음을보이고, 실증분석을통하여투자가이두가지요소들에유의하게반응함을보였다. 이들은또한외부금융의존도가높아서높은금융제약에직면하는기업들 - 즉중소기업이나채권발행등급이없는기업들- 의경우이러한금융요인이투자에미치는영향이더욱크게나타남을실증분석을통하여보였다. 국내의투자부진에대한선행연구들을종합할때, 2000년이후투자부진에관한원인은크게네가지로요약될수있다. 4) 첫째, 기업의투자행태가보수적으로변하였 4) 경제상황이상호연계되어있기때문에본논문에서분류한네가지투자요인은일부중첩될수있다. 즉, 기업투자행태의보수적변화가다른세가지요인들에의해유발될수도있기때문이다. 그러나본논문에서는투자모형중부채비율과현금흐름의변화를중시한논문들 1) 기업의보수적행태변화로, 자본의한계생산성하락으로인한구조적변화관련논의는 2) 투자의구조적변화로, 변동성변수를사용하여투자위축을설명한논문은 3) 불확실성으로, 마지막으로환율, 금리, 법인세등의투자결정요인에대한논의는 4) 대외적환경변화등의기준에기초하여선행연구들을분류하여제시하였다.
58 노영진 김진웅 다는주장이다. 홍기석 (2006) 은기업별데이터를이용하여외환위기이후투자에미치는자산대비부채비율의영향이확대되었음을분석하였다. 이러한부채비율의영향확대는높은부채비율로인하여기업들의투자가저하되었을수있음을시사한다. 임경묵 최용석 (2007) 은기업의현금흐름보유패턴을분석하면서, 기업들이영업성과와불확실성이높을수록현금보유비중을높게가져가는경향이있음을보였다. 두번째요인으로과거와구분되는투자의구조적변화를들수있다. 전승철 김영준 하준경 (2005) 은크게설비투자의유발경로의변화에대한대응미숙과구조적요인의변화를설비투자부진의요인으로제시하였다. 즉자본의한계생산성이지속적으로하락하면서투자수요가둔화되었으며, 이로인하여투자의성장유발효과가하락되는, 설비투자의유발경로변화가발생하였음을밝혔다. 아울러수익투자기회의감소, 중국의부상, 기업가정신의후퇴, 금융시장의구조변화로인한금융제약의강화, 그리고불확실성의증대와소비부진등구조적변화또한설비투자를감소시킴을정성적으로분석하였다. 또한설비투자유발경로의변화에대응하여기술혁신과인적자본확충등을통한지식기반사회로의이행을능동적으로이루지못하고물적자본투입위주의성장전략에서벗어나지못한한계를지적하였다. 세번째요인으로경제내불확실성의증가를들수있다. 임경묵 (2008) 은기업패널모형을통해, 수익성변동성으로나타나는불확실성이투자를위축시키는요인임을증명하였으며, 현금흐름역시투자에긍정적인영향을미쳐국내투자모형에금융제약이존재함을증명하였다. 마지막요인으로주가, 환율, 실질금리, 법인세등대외적환경의변화를고려할수있다. 김병화 임현준 (2002) 은주가, 환율, 사용자비용, 그리고수출등이투자에미치는영향을거시적자료를사용하여분석하였으며, 오승곤 김성환 (2005) 은 GDP, 환율, 실질금리등이투자에미친영향을분석하였다. 김우철 (2007) 은기업패널모형을사용하여, 매출액증가율과현금흐름비중, 그리고법인세등이국내의투자결정에영향을미치는것으로분석하여, 법인세가투자에부정적으로작용함을보였으나, 성효용 강병구 (2008) 는평균유효세율이부정적인영향을미치나통계적으로유의하지않음을보였다. 3. 국내투자변화추이 3.1 대분류산업별투자추이 본절에서는국내투자추이를기업별자료를사용하여살펴보기로한다. 국내기업별자료는한국신용평가의 KIS-VALUE III 데이터베이스를사용하였다. 우선 199 4~2008년까지의국내기업들을대상으로데이터베이스를구축한후 5), 이자료를사용하여국내기업들의총자산대비투자비율의변화추이를살펴보았다. 5) 자료에대한보다자세한설명은제 4 절에서소개된다.
우리나라제조업기업의투자행태에대한연구 59 < 그림 3.1> 에서는전체산업과제조업, 서비스업의총자산대비투자비율추이가나타나있다. 먼저전체산업과제조업, 서비스업모두 1995년이후 1998년외환위기때까지투자비율이가파르게하락하여최저점을기록한후, 2000년까지재상승한이후 2000년이후하락하는추세를보인다. 그러나 2000년이후관찰되는총자산대비투자비율의하락세에서제조업과서비스업간차이가보이는데, 서비스업에서의총자산비율이제조업에비하여가파르게하락하는추세를보였다..0 6 5.0 6 0.0 5 5.0 5 0.0 4 5.0 4 0.0 3 5.0 3 0.0 2 5 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 M e a n IK M e a n IK _ M A N M e a n IK _ S E R 주 ) Mean IK 는전체기업을, Mean IK_Man 은제조업을, 그리고 Mean IK_SER 은서비스업을대상으로한총자산대비투자비율임. < 그림 3.1> 총자산대비투자비율추이 ( 업종별 ).08.07.06.05.04.03.02 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 M ean IK _LE M ean IK _S M E 주 ) Mean IK_LE 와 Mean IK_SME 는각각대기업과중소기업의평균적인총자산대비투자비율임. < 그림 3.2> 총자산대비투자비율추이 ( 기업규모별 )
60 노영진 김진웅 다음으로이어지는 < 그림 3.2> 에서는총자산대비투자비율의추이를기업규모별로분류하여추세를비교하였다. 대기업의경우평균적인총자산대비투자비율이중소기업에비해높은추세를보였으나, 2000년대초반에는중소기업이오히려대기업의자산대비투자비율을초과한것으로나타났다. 전반적인추세를볼때, 대기업의총자산대비투자비율은외환위기이후급락하였으며, 이후에도여전히그회복세가더디게나타남을볼수있다. 중소기업의경우외환위기이후 2000년대초반이전의투자추이를회복하였으나 2002년이후점차적으로하락하고있는것으로나타나고있다. 4. 투자함수분석 4.1 실증분석모형과추정자료 4.1.1 실증분석모형 투자함수모형, 즉기업의투자에영향을미치는요인들에가속도이론, 신고전학파의최적화이론에근반을둔자본비용이론등수많은이론적연구들이발전되어왔다. 본연구에서는 Fazzari, Hubbard and Petersen(1988) 에기초하여기업의재무제약이존재하는토빈의 q 모형을분석에적용하기로한다. 즉본모형에서는토빈의 q와총자산대비현금흐름으로대리되는미래의기대수익과기업의자산대비현금흐름으로대리되는기업의내부금융시장이명시적으로투자에영향을미치는모형을사용한다. 분석에사용한투자함수모형은다음의식 (1) 과같이정의한다. (4.1) 단, 는총자산대비투자비율이며, 는총자산대비현금흐름이다. 는토빈의 q로 를통해구하였다. 6) 이때 B는부채의장부가치, V는시가총액, K는총자산이다. 와 는개별기업효과와잔차항을나타내고있다. 는각각추정되어야할계수를나타낸다. 본모형에서미래기대수익을나타내는토빈의 q는투자에양 (+) 의효과를가지며, 재무제약에존재할경우총자산대비현금흐름이투자와양 (+) 관계를가질것으로예 6) 토빈의 q 는기업총부채의장부가치와시가총액의합을총자산으로나누는단순한방법을적용하여구하였다. 토빈 q 를측정함에있어다양한방식이존재하나, 김우철 (2007) 은위와같은단순한방식으로측정을하였으며이러한방법이보다정밀한다른시도들과그차이가크지않다고주장하였다. 그외이병기 (2004) 도이와유사한방식으로측정된토빈 q 를연구에사용하였다.
우리나라제조업기업의투자행태에대한연구 61 측하는경우각각에해당되는추정계수값에서이를살펴볼수있다. 즉각각의계수값에서 및 가예상될수있으며, 그계수값들의통계적인유의성도함께고려한다. 또한본논문에서는기업의투자결정요인들이 2000년이후어떻게변화하였는지를살펴보려한다. 이를위해위의기본모형에추가하여, 2000년이후토빈 q와현금흐름비율의변화추이를보기위하여 2000년이후시기를 1로그리고이전시기를 0 으로나타낸더미변수 ( ) 를각각의설명변수들과곱한항을추가함으로써실증분석을시도한다. 7) 2000년대이후토빈 q만의변화를보이는식을 < 개별모형 1>, 총자산대비현금흐름비중만의변화를살펴보는식을 < 개별모형 2>, 그리고두변수모두의변화를살펴본식을 < 확장모형 > 으로각각정의할때, 실증분석을위한각각의추정식은식 (4.2) (4.4) 와같다. < 개별모형 1> (4.2) < 개별모형 2> (4.3) < 확장모형 > (4.4) 4.1.2 실증분석자료 투자함수추정을위한기본자료로서, 한국신용평가의 Kis-Value III에서제공하는기업별자료를이용하였다. 1994~2008년까지상장된제조업기업들을대상으로하여자료를구축하였으며, 구축된자료는개별기업들에따라일부누락된자료들가지고있는불균형패널자료 (unbalanced panel data) 의특성을지닌다. 자료의통일성을위하여전체기업자료중 12월에결산하는상장기업으로 7년이상 8) 존속된기업들을분 7) 다음의두가지이유로 2000 년을기준으로하여더미변수를설정하였다. 첫째, 2000 년 12 월 4 일에우리나라정부는국제통화기금의모든차관을상환하여우리나라가 IMF 위기에서완전히벗어났음을공식발표한바있다. 둘째, 논문에서제시된총자산대비투자비율추이에관한그래프를보면 2000 년을기점으로하여전체투자비중이하락하는것을볼수있다. 8) 분석대상에대한기준은기존연구마다상이함. 신선우 (2004), 구재운 (2007), 맹경희 (2008), 성효용 강병구 (2008) 등은 5 년이상지속된기업을, 그리고김우철 (2007) 은 7 년이상지속된기업을분석대상으로결정하였다.
62 노영진 김진웅 류한결과, 총 768개의제조업에속한기업들을추릴수있었다. 9) 실증분석에사용되는주요변수들인총자산 (K), 투자 (I), 토빈의 q(q), 현금흐름 (CF) 등은국내기업별자료를이용한선행연구들 10) 을참조하여자료를집계하였다. 먼저총자산자료는대차대조표의고정자산, 투자자산, 재고자산, 당좌자산의합으로, 투자자료는현금흐름표상의유형고정자산증가분 ( 토지, 건물구축물시설장치, 기계장치, 공구 기구 비품, 차량운반구, 건설중자산의취득증가분 ) 을사용하였다. 토빈의 q는기업총부채의장부가치와시가총액의합을총자산으로나누어계산하였으며, 현금흐름은손익계산서상의당기순이익과판매관리비, 그리고제조원가명세서의감가상각비를합한값으로집계하였다. 집계된자료들중현실의기준을크게이탈하여자료의신빙성을왜곡할수있는이상치 (outlier) 를제거하기위하여기존의투자관련연구에기초하여 11), 총자산대비투자가 0.2를상회하거나, 총자산대비현금흐름이 0.01보다작거나 1.5% 보다큰, 그리고토빈 q의값 0.01보다작거나 4보다큰관측치를제거하였다. 12) 이러한방식으로구축된각변수들을제조업내기업규모별로각각대기업과중소기업으로분류한추이가 < 그림 4.1> 에나타나있다. 13) 9) 기업자료를사용할때, 7 년이상존속한기업자료만을선별할경우 7 년이내에신규로진입한기업자료가누락될수있으며또한기업의유형자산에영향을미칠수있는 M&A 가발생할경우이를반영하기어렵다는한계가존재한다. 그러나기업별자료를사용하는불균형패널분석의특성상자료의연속성을보강할필요가있으며, 개별기업의 M&A 활동에대한연혁을추적하여데이터를구축하기가어렵다는점에서, 대부분의선행연구의방법을사용하였다. 10) 김우철 (2007) 과성효용 강병구 (2008) 참조 11) 이상치 (outlier) 제거에대한기준은각연구에따라상이하다. Gilchrist and Himmelberg(1999) 는전체관측치중하위 1% 와상위 99% 에속하는자료들을, Love(2003) 는총자산대비투자가 2.5 이상, 총자산대비현금흐름이 0.6 이상인자료들을제거하였다. Laeven(2000) 은총자산대비투자가 0.1 이하와 0.5 이상, 그리고총자산대비현금흐름이 0.01 이하와 1 이상인기업들을제거하였다. 국내투자함수관련연구에서김우철 (2007) 과성효용 강병구 (2008) 는총자산대비투자비율이 0.2 이상, 매출액증가율이 40% 이상, 평균유효세율이 -0.4 이하또는 4 이상, 그리고토빈의 Q 가 0.1 이하또는 4 이상의기업을표본에서제거하였다. 12) 총자산대비투자비율기준 (0.2) 은국내선행연구에서, 총자산대비매출액비율과현금흐름비율의하한선은 Laeven(2000) 에서, 그리고총자산대비현금흐름비율의상한선은총표본의평균과표준오차를고려하여선정하였다. 13) 중소기업과대기업의기준은데이터를제공한한신평 (Kis-Value) 의정의에기초하였다. 한신평은중소기업기본법에서정의된중소기업의범위에따라중소기업을분류하는데, 이는상시근로자가 1 천명이상인기업, 자산총액이 5 천억원이상인기업, 자기자본이 1 천억원이상인기업, 직전 3 개사업연도의평균매출액이 1 천 5 백억원이상인기업등을제외한기업들이중소기업으로정의된다.
우리나라제조업기업의투자행태에대한연구 63 [ 총자산대비투자 ] [ 토빈 q].08 1.3.07 1.2.06 1.1.05 1.0.04 0.9.03 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 0.8 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 Mean IK_MANLE Mean IK_MANSME Mean Q_MANLE Mean Q_MANSME [ 총자산대비현금흐름 ] [ 총자산대비부채 ].9.8.7.6.5.4.3.2.1 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008.75.70.65.60.55.50.45.40 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 Mean CFK_MANLE Mean CFK_MANSME Mean DK_MANLE Mean DK_MANSME 주 ) Mean IK_MANLE: 제조대기업의평균총자산대비투자비율 Mean IK_MANSME: 제조중소기업의평균총자산대비투자비율 Mean Q_MANLE: 제조대기업의평균토빈 q Mean Q_MANSME: 제조중소기업의평균토빈 q Mean CFK_MANLE: 제조대기업의평균총자산대비현금흐름비율 Mean CFK_MANSME: 제조중소기업의평균총자산대비현금흐름비율 Mean DK_MANLE: 제조대기업의평균총자산대비부채비율 Mean DK_MANSME: 제조중소기업의평균총자산대비부채비율 < 그림 4.1> 투자함수관련변수추이 ( 기업규모별분류 ) 총자산대비투자는대기업의경우 1999년최저점을기록한후계속낮은수준의투자비율을유지하였으나 2003년이후부터회복세를보이기시작하였다. 그러나이전수준의자산대비투자비율로회복하지못하였으며, 2006년이후다시하락하는추세
64 노영진 김진웅 를보이고있다. 중소기업의경우 1998년최저점을기록한후 2004년까지이전수준의투자비율을회복하였으나, 그이후점차적으로하락하고있는것으로보인다. 토빈 q의경우 1998~2004년까지매우전반적으로낮은수준의 q값을보였으나, 2004년이후부터상승하는경향을보였다. 또한대기업과중소기업의토빈q는상호유사한추이를유지하나, 외환위기이전까지는대기업이중소기업에비해높은토빈q를유지한반면, 외환위기이후에는중소기업의토빈q 값이대기업을상회하는것으로나타났다. 총자산대비현금흐름의경우, 외환위기이후현금흐름비율이상승한것으로나타났으나 2005년에급락한이후여전히낮은수준의현금흐름을비율을유지하고있는것으로나타났다. 총자산대비부채비율추이를볼때, 외환위기이후지속적으로부채비율이지속적으로하락하였으며, 중소기업의평균적인부채비율이대기업에비하여더욱큰폭으로하락하였다. 4.2 실증분석 본실증분석은크게두가지로나눌수있다. 첫째, 전체제조기업을대상으로하여투자모형을추정하며, 이후이들제조기업들을둘로나누어제조대기업및제조중소기업군으로분리하여각각의투자모형을추정한다. 각각의모형은 2000년전후기간효과를고려하지않는 기본모형 과, 토빈의 q에서의 2000년기간효과를고려하는 개별모형 1, 그리고현금흐름에서 2000년기간효과를고려하는 개별모형 2, 그리고토빈의 q와현금흐름모두에서 2000년기간효과를고려하는 확장모형 을동시에고려하고있다. 먼저전체제조업을대상으로토빈 q 투자모형에기업의재무제약을포함한모형을추정한결과가 < 표 4.1> 에정리되어있다. 추정방식은동태적패널모형중 Arrelano and Bond(1991) 의 1계차분 GMM(first difference GMM) 모형을사용하였다. 투자모형이투자의 1기전시차변수가설명변수로들어가있는투자의지속성을내포한동태적인투자모형이며, 이로인하여설명변수와개별기업효과또는오차항간내생성이존재할가능성이있다. 따라서설명변수들의내생성을고려하여 2기와 3 기이전의설명변수들을도구변수로사용하였다. 또한사용된도구집합의타당성및모형의과도식별여부는 Sargan 통계량으로검정한결과, 도구변수와잔차항사이에상관관계가존재하지않는다는귀무가설을기각하는것으로나타났다. 그러나이러한검증결과는각기다른기업별자료를사용한패널분석모형에서잔차항이이분산을가질경우발생할수있는통계상의문제점일가능성이존재한다. 그러나 1계차분모형의잔차항의자기상관여부를검증한결과, AR(1) 모형의경우통계적으로유의한값을가지는반면, AR(2) 는통계적으로유의하지않는것으로나타났다. 이처럼 1계차분식의오차항이시계열적으로 MA(1) 의구조를가지고있으므로, 본모형의오차항은자기상관관계를가지고있지않은것으로검증되었다. 14) 14) 이같은현상은 < 표 4.1> < 표 4.3> 까지동일하였다.
우리나라제조업기업의투자행태에대한연구 65 < 표 4.1> 투자함수추정결과 ( 전체제조업 ) 전체제조업 기본모형 개별모형1 개별모형2 확장모형 0.297*** 0.239*** 0.269*** 0.242*** 0.016*** 0.124*** 0.014*** 0.100*** 0.020*** 0.024*** 0.275*** 0.144*** 0.103*** 0.193*** 0.175*** -0.114*** -0.091*** -0.259*** -0.123** (0.03) Sargan 통계량 AR(1) -0.451*** -0.414*** -0.319*** -0.377*** -0.018-0.030-0.031-0.029 AR(2) (0.17) (0.11) (0.12) (0.12) 관측치 6216 6216 6216 6216 주 ) 1: 는총자산대비투자, 는토빈의 q, 는총자산대비현금흐름, 은 2000~ 2008년을 1로설정한더미변수를나타냄. 2: 괄호안의값은 p-value를표시 3: ***, **, * 는각각추정계수가 1% 와 5%, 10% 의유의수준에서통계적으로유의하게성립됨을의미 기본투자모형을추정한결과, 이전기의투자비율, 미래기대수익을나타내는토빈의 q, 기업의재무제약또는내부금융을나타내는현금흐름등이모두통계적으로유의하게투자에영향을미치는것으로나타났다. 이전기의투자는현재의투자에긍정적으로작용하여국내투자가지속성을가지고있음을시사하며, 또한기업의미래기대수익이높아질수록그리고기업이보유하고있는현금흐름비율이높아질수록투자에는역시긍정적으로작용하는것으로나타났다. 2000년이후투자함수의변화를보기위하여더미변수를사용한결과가 < 표 4.1> 의 3열~5열에나타나있다. 2000년이후미래기대수익과내부금융시장에대한투자의민감도변화를살펴본결과, 기업미래수익에대한투자민감도가 0.114만큼, 현금흐름에대한투자민감도가 0.259만큼하락한것으로나타났다. 이러한결과는두변수의민감도변화를동시에측정한확장모형에서도동일하게나타났다. 국내제조업의기업들을규모별로, 즉제조대기업과제조중소기업으로구분한결과가 < 표 4.2> 과 < 표 4.3> 에각각나타나있다. 대기업과중소기업모두미래기대수
66 노영진 김진웅 익과현금흐름이투자에긍정적으로작용한것으로나타났다. 전기간을대상으로하였을때, 제조대기업의 q와현금흐름에대한계수값이제조중소기업의계수값을초과하여미래기대수익과보유하고있는현금흐름비율이상승할때대기업의투자가더탄력적으로작용하였다고해석할수있다. 2000년이후의투자행태의변화를살펴볼때, 대기업과중소기업모두개별모형2에서는토빈의 q와현금흐름의민감도가 2000년이후하락한것으로나타났다. 그러나두변수의변화를동시에고려한확장모형에서는, 현금흐름민감도의하락에비해미래기대수익의하락이유의하게작용하였다. < 표 4.2> 투자함수추정결과 ( 제조대기업 ) 제조대기업 기본모형 개별모형1 개별모형2 확장모형 0.262*** 0.200*** 0.253*** 0.205*** 0.067** 0.148*** 0.049*** 0.129*** 0.027*** 0.021** 0.179*** 0.079 (0.02) (0.10) 0.144*** 0.120*** 0.166*** -0.158*** -0.134*** -0.163*** -0.060 (0.24) Sargan 통계량 AR(1) -0.385*** -0.374*** -0.339*** -0.367*** -0.008 0.005 0.007 0.009 AR(2) (0.69) (0.81) (0.73) (0.67) 관측치 2259 2259 2259 2259 주 ) 1: 는총자산대비투자, 는토빈의 q, 는총자산대비현금흐름, 은 2000~ 2008년을 1로설정한더미변수를나타냄. 2: 괄호안의값은 p-value를표시 3: ***, **, * 는각각추정계수가 1% 와 5%, 10% 의유의수준에서통계적으로유의하게성립됨을의미
우리나라제조업기업의투자행태에대한연구 67 < 표 4.3> 투자함수추정결과 ( 제조중소기업 ) 제조중소기업 기본모형 개별모형1 개별모형2 확장모형 0.284*** 0.244*** 0.275*** 0.245*** 0.007* 0.091*** 0.007* 0.089*** (0.06) (0.06) 0.019*** 0.023*** 0.091* 0.049 (0.07) (0.34) 0.076*** 0.053 0.095** (0.20) (0.03) -0.087*** -0.085*** -0.076* -0.027 (0.09) (0.61) Sargan 통계량 AR(1) -0.459*** -0.431*** -0.430*** -0.426*** -0.027-0.045-0.029* -0.043 AR(2) (0.11) (0.11) (0.06) (0.12) 관측치 3957 3957 3957 3957 주 ) 1: 는총자산대비투자, 는토빈의 q, 는총자산대비현금흐름, 은 2000~ 2008년을 1로설정한더미변수를나타냄. 2: 괄호안의값은 p-value를표시 3: ***, **, * 는각각추정계수가 1% 와 5%, 10% 의유의수준에서통계적으로유의하게성립됨을의미 1994~2008년전기간을분석하였을때의변수들의계수값과, 2000년이후더미변수를추가하였을때계수값의변화를상호비교한결과가 < 표 4.4> 에요약되어있다. 전체제조업의경우투자에대한미래기대수익과현금흐름비율의민감도가각각 37.5% 와 20% 가량하락한것으로나타났다. 그러나두변수의변화를동시에고려한확장모형에서는미래기대수익의반응도하락이현금흐름변화에비하여크게작용한것으로나타났다. 기업규모별로보았을때, 제조대기업에서의토빈 q에대한투자반응도하락이약 115% 로중소기업의 50% 하락치를크게초과하였다. 또한대기업에서의투자에대한현금흐름반응도가중소기업의반응도를역시초과하였으나, 토빈 q와현금흐름을동시에고려할때토빈 q의변화가여전히유의하게나타난반면, 현금흐름의변화는유의하지않은것으로나타났다. 이러한결과는기업투자행태의변화로서투자에대한미래기대수익과보유하고있는내부자금의민감도하락을들수있는데, 실제투자위축에는미래기대수익에대한투자의민감도하락이주요하게영향을끼쳤음을시사한다.
68 노영진 김진웅 < 표 4.4> 2000 년대이후토빈 q 와현금흐름비율반응도변화 대상모형변수전기간 2000 년이후변화율 (%) 제조기업제조대기업제조중소기업 개별모형확장모형개별모형확장모형개별모형확장모형 q 0.02 0.01-37.5 현금흐름 0.02 0.02-20.0 q 0.02 0.01-43.8 현금흐름 0.02 0.02 5.0 q 0.07-0.01-114.9 현금흐름 0.03 0.02-40.7 q 0.07-0.01-107.6 현금흐름 0.03 - - q 0.01 0.00-50.0 현금흐름 0.02 0.02-21.1 q 0.01 0.00-50.0 현금흐름 0.02 - - 주 ) 1: 개별모형은기본모형에 q 와 CFK 를각각추가하여분석한모형이며, 확장모형은두변수들을동시에모형에추가한경우를의미 2: 빈란은해당변수가통계적으로유의하지않았음을의미 5. 결론및시사점 본논문에서는제조업에속한기업별자료를이용한투자함수분석을통하여, 2000년이후기업투자행태변화의요인을미래기대수익과기업내부자금에대한투자의민감도변화를통하여살펴보고, 2000년이후기업들의투자위축이미래기대수익에대한투자의반응도하락으로인하여기인하였을수있다는결론을도출하였다. 분석결과를다음과같이요약할수있다. 첫째, 2000년이후국내투자위축에는토빈 q에대한투자의민감도하락, 즉미래기대수익이증가하더라도기업들이투자를과거에비하여소폭증가하는행태변화가가장크게작용한것으로나타났다. 이러한결론은외환위기이후기업들의투자행태가보수적으로전환되었다는일련의연구들과유사한결론을도출한다. 즉, 외환위기를통하여극심한경기변동을경험한국내기업들은불확실한미래에대응하기위하여이전과동일한미래기대수익이있더라도투자를주저하는보수적인경영으로투자태도를전환한것으로보인다. 둘째, 2000년이후내부자금변화에대한투자의민감도는토빈 q와함께사용할때, 기업의투자행태변화에크게작용하지않은것으로나타났다. 셋째, 기업규모별로구분하였을때, 특히대기업의투자행태변화가중소기업에비하여심각하게나타난것을볼수있다. 전기간에걸쳐중소기업에비하여높은 q에대한투자반응을보여왔던대기업은, 2000년이후투자민감도가음 (-) 의값을가질만큼하락하였다. 마지막
우리나라제조업기업의투자행태에대한연구 69 으로, 중소기업의경우전기간에걸쳐대기업에비하여낮은수준의미래기대수익에대한투자민감도를보여, 이역시투자위축의요인중하나로볼수있음을시사한다. 이러한분석결과는국내투자활성화를위해서는대기업과중소기업간각기다른방식으로지원하는정책적방향이필요함을시사한다. 2000년이후대기업의투자의욕이급격하게하락하였기때문에, 대기업의경우에는이기간저하된투자성향을제고하도록경제환경을조성되는것이필요하다. 반면중소기업의경우외환위기이전부터지속적이고매우낮은수준의투자의지를가져온것으로분석되기때문에, 이러한낮은투자의지의원인을규명하고특히자금조달측면에서의애로사항등을완화하도록정책적지원이필요할것이다. 즉, 대기업의투자위축은 2000년이후구조적변화에기인하는반면, 중소기업의투자위축은구조적변화가아닌항시적인요인에서비롯되었다. 때문에대기업의투자활성화를유도하기위해서는 2000년이후발생된구조적변화요인을분석하여이를보완하는방향으로정책수립이진행되어야하는반면, 중소기업의경우투자제고를위한보다근본적대책수립에주력해야함을시사한다. 본논문은다음과같은한계를지닌다. 첫째, 방법론적측면에서본논문은미시적기업이론과자료에기초하여기업의투자행위를분석하였으나, 기업의투자에각기다른영향을미칠수있는거시적요인을추가적으로고려하지못하였다는한계가존재한다. 향후불확실성, 환율, 금리등거시적요인을미시적투자이론과결합하여거시적투자행태와그함의를종합적으로검증하는후속연구가필요하다. 둘째. 본논문은 2008년이후부터전개된글로벌금융위기이후의기간을고려하지않았다는한계를지닌다. 기업의투자위축문제가대두된 IMF 외환위기와는달리글로벌금융위기이후에는기업의투자가양적으로확대된양상을보였기때문에, 글로벌금융위기이후기업투자행위변화와그요인등을분석하는후속연구가필요한것으로보인다. (2014 년 6 월 27 일접수, 2014 년 8 월 3 일수정, 2014 년 9 월 17 일채택 )
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72 노영진 김진웅 A Study on the Investment Behavior of Manufacturing Companies in Korea 1) Young-Jin Ro 2) Jin Woong Kim 3) Abstract The shrinkage of investment in Korea has been observed since the financial crisis at 1997. Our purpose of this study is to investigate and test whether the shrinkage has been caused by change in investment behavior. For the following empirical analysis, we use manufacturing firm level data obtained from the Kis-Value III database. In the basic investment function, we assume that an investment is determined by future expected return, i.e. Tobin s q, and by a ratio of cash flow to total asset. In addition, we introduce the period effect in each explanatory variable in order to investigate change of investment behavior. Main empirical results are as follows. First, for all manufacturing firm, investment sensitivities against a future expected return and a ratio of cash flow have all decreased since 2000. However, considering the latter sensitivity has decreased more than the former one, the major cause of investment shrinkage seems to be the change in investment sensitivity against future expected return. Second, when we investigate the change of investment behavior by firm size a large enterprise and a SME-, downfall in investment sensitivity against a future expected return occurs clearly in a large enterprise rather than in a SME. Third, a SME has chronic low investment sensitivity. JEL Classification: C23, D22, E22 Key words : Investment Function, Tobin s q, Cash Flow, Dynamic Panel Model, GMM 1) This work was supported by the Dong-A University research fund. 2) Main Author, Research Fellow, Korea Institute for Industrial Economics & Trade (KIET) 3) Corresponding Author, Assistant Professor, Department of International Trade, Dong-A University, Tel: +82-51-200-8739. E-mail: jwkim01@dau.ac.kr