국내기업의 배당결정요인과 배당공시에 따른 시장반응에 대한 연구

-행동재무학적 관점에서 배당의 케이터링이론 검증-

임병진, 허지훈

abstract

본 연구는 국내 기업의 배당정책이 기업 가치에 미치는 영향을 확인함에 있어, 배당의 케이터링이론의 적용하여 관찰하고자 하였다. 분석기간은 2005년부터 2015년까지로 2,015개의 배당 증가 및 감소 공시 기업을 대상으로 하였고, 배당증감에 대한 로짓분석과 배당증감 수준에 대한 회귀분석을 실시하였다. 분석결과, 첫째, 한국주식시장에는 투자자심리가 낮을 경우, 투자자들은 배당 증가에 대한 수요가 높아져 기업은 투자자의 수요에 맞춰 배당을 증가시킬 것이라는 케이터링이론과는 동일한 부(-)의 관계가 확인되었다. 이는 기존이론은 물론, 선행연구의 결과에도 부합된  결과이다. 또한 본 연구에서는 투자자심리가 전체기업에 공통으로 영향을 미치기도 하지만 개별기업의 투자자심리와의 민감도에 따라 투자자의 수요가 달라질 것이라는 가설 아래에서 분석한 결과, 개별기업의 투자자심리와의 민감도와 배당증감 사이에는 부(-)의 관계가 확인되었고, 시장반응과도 부(-)의 관계가 나타나 본 연구에서 주장하는 케이터링이론을 지지하였다.

Ⅰ. 서론

배당정책은 기업의 경영활동으로부터 최종이익, 즉, 주주의 몫을 얼마만큼 주주들에게 배분할 것인가 혹은 얼마만큼을 유보하여 기업의 성장 동력으로 이용할 것인가에 대한 선택적 의사결정이다. 지금까지 기업이 왜 배당을 지급하는지, 왜 배당을 변화하는 정책을 실시하는지 등의 선택적 의사결정이 갖는 의미에 대해서 다양한 연구들이 진행되어왔으나 일관된 근거는 제시하지 못하고 있으며, 국내의 경우 급속한 경제발전과정에서의 초과자금수요 문제, 외부자금 조달의 부담, 성장 중심의 경영으로 인하여 배당이 아닌 사내유보 중심이었기 때문에 기업경영과 주식시장에서 배당이 가지는 의미는 제한적이었다.

배당정책은 Miller and Modigliani (1961)의 완전자본시장 가정 하에 배당무관련 이론을 시작으로 하였으나 실제자본시장에서는 불완전요소들이 많이 존재하고, 이러한 현실적 요인들로 인하여 투자자들의 차별적인 수요가 기업 가치에 영향을 미치면서 주주들의 고배당 선호 및 저배당 선호 관점에서의 다양한 이론들이 제시되고 있다. 고배당 선호 관점에서 대표적으로 신호전달가설과 대리인 문제 감소 가설이 있다. 신호전달가설은 경영자가 기업의 수익성 혹은 미래 기업 가치에 긍정적인 영향을 줄 수 있는 정보가 있을 때, 배당을 지급, 증가시킴으로써 투자자들에게 정보를 전달한다는 것이다(Ross; 1977, Bhattacharya; 1979, Eades; 1982. Miller and Rock; 1985, Ambarish, Jhon, and Williams; 1987). 배당은 정책의 특성상 수익성을 기반으로 행해지는 것으로 수익성이 좋지 않는 기업은 흉내 낼 수 없는 스무딩(smoothing)한 성격을 가지고 있기 때문에 배당의 지급 및 증가는 투자자들에게 Good News로 여겨지고, 반대로 배당의 생략 및 감소는 Bad News로 간주됨을 주장하고 있다. 두 번째로는, 대리인 문제 감소 가설로서 배당이 기업 내 잉여현금흐름을 줄이고, 외부로부터의 자금조달을 초래하여 기관투자자나 외국인 투자자의 감시기능을 강화시킴으로써 대리인문제를 줄일 수 있기 때문에 배당공시가 기업 가치에 영향을 미침을 주장한다(Eastrebrook; 1984, Jensen; 1986, Lang and Litzenberger; 1989, Agrawal and Jayaraman; 1994, 조지호; 1990, 김성민, 이은정; 2008, 2009, 장승욱, 임병진; 2010). 또한 잉여현금흐름 가설에서는 잉여현금의 경우 경영자는 사적 이익 혹은 자신의 능력 과시를 위해 높은 위험 및 비용이 소요되는 투자를 결정할 가능성이 많은데 잉여현금흐름을 줄이는 수단으로써 배당을 지급하여 대리인 문제를 감소시킨다는 주장이다. 그러나 지금까지 많은 연구들이 신호전달가설과 대리인문제 가설을 중심으로 진행되었음에도 불구하고 일관된 결과는 제시하지 못하고 있다. 최근에는 시장의 불완전성 뿐 아니라 투자자의 비합리성을 전제로 한 행동재무학적 관점에서 배당을 바라보는 연구들이 진행되고 있다. 대표적으로는 배당의 케이터링(catering theory of dividend) 이론으로 경영자는 투자자의 수요를 반영하여 배당정책을 결정한다는 것으로 Baker and Wurgler(2004)에 의해 처음 제시되었다. 동 연구는 투자자들의 배당 수요를 배당프리미엄으로 대용하여 분석한 결과, 케이터링이론이 적용됨과 동시에 투자자들의 반응도 더욱 긍정적임을 발견함으로써 케이터링이론이 적용되는 이유를 설명하였고 배당 프리미엄이 투자자 심리에 의해 영향을 받을 수 있음을 제시하였다. 이후, Li and Lie(2006) 연구에서는 배당의 지급 유무만이 아니라 배당의 증감에 대해 케이터링이론의 적용여부를 확인한 결과, 배당의 증감에도 케이터링이론이 적용됨을 발견하였다. 이후, Fuller and Goldstein(2011)은 배당지급 여부에 따른 기업의 주가수익률이 시장하락기에 더 큰 차이가 있음을 확인하여 배당정책에 대한 투자자들의 반응이 시장상황에 따라 달라질 수 있음을 보여주었다. 또한 조성순, 박경희, 변진호(2013) 연구에서는 배당프리미엄을 이용하여 국내주식시장서도 배당의 케이터링이론이 적용되는지 여부를 확인하였고, 배당 프리미엄 외에 투자자 심리지수가 배당 의사결정에 미치는 영향을 분석함으로써 국내주식시장에서 배당지급 및 배당증감의 이유를 행동재무학점 관점에서 설명하였다. 동 연구는 수정배당프리미엄이 높을수록 배당의 증가 성향이 강하며, 배당수준도 높은 것을 확인하였고, 투자자심리지수가 낮을수록 배당지급 및 배당증가 성향이 강하며 배당증가의 수준도 더 큰 것을 주장하였다. 동 연구결과는 경영자가 투자자의 수요와 일치하는 배당의사를 결정하는 것은 시장보상으로 주주부의 극대화를 추구하는 경영자로 하여금 합리적인 의사결정을 내리게 하는 근거로 판단하고 있다. 본 연구는 조성순, 박경희, 변진호(2013) 연구를 확장하여 분석하고자 하며, 투자자심리가 낮다고 하더라도 개별기업의 투자자심리와의 민감도에 따라 투자자들이 상이한 수요를 가질 수 있음을 전제로 한다. 만일, 성장형 기업이면서 막대한 운영자금 및 투자자금이 소요되는 기업일 경우, 투자자들은 투자자심리와는 관계없이 배당보다는 유보를 통한 성장으로 자본이득을 취하고자 할 것이다. 따라서 본 연구는 투자자심리가 배당의 수요에 상당한 영향을 미치지만, 그보다 개별기업의 투자자심리와의 민감도에 투자자들의 배당에 대한 수요가 다를 것임을 배경으로 하고 있다. Baker and Wurgler (2006) 연구는 신생기업, 성장형 기업, 위험이 큰 기업, 변동성이 큰 기업, 나아가 더 투기적이고 차익거래가 어려운 기업이 대체로 투자자의 심리에 민감한 것으로 주장하였고, 투자자심리가 낮을 때, 투자자심리에 민감도가 낮은 주식들이 저평가 되는 경향이 있으며 차후 높은 수익률을 보임을 주장함으로써 민감도에 따른 차별적 반응을 제시하였다. 특히, 투자자심리가 낮을 때에는 시장상황이나 환율, 통화 정책 등의 변화가 민감도 높은 주식의 더 큰 영향을 줄 수 있다. Kurov (2010)는 투자자심리가 낮을 때, 민감도가 높은 주식에 통화 정책이 더 크게 영향을 미치는 것을 확인하였고, 투자자의 정서, 심리는 통화정책이 주식시장에 미치는 영향에 중요한 역할을 수행함을 밝혔다. 본 연구는 케이터링이론의 전제가 심리가 낮을 때, 안정적인 배당을 요구하는 투자자들의 수요가 높아짐에 있어, 투자자심리가 낮을 경우, 민감도가 낮은 기업에 배당수요가 더 크게 적용될 것이라는 배경을 가지고 있고 다수의 선행연구 결과들이 본 연구가 가지는 연구 배경에 합리성을 더하고 있으며, 투자자 심리에 민감도에 따라 배당정책과 시장의 반응이 상이한지를 확인하는 것은 매우 의미가 있는 것으로 판단된다. 본 연구는 투자자의 심리와 개별기업의 투자자심리와의 민감도에 따라 배당정책 결정에 대한 차별적인 시장반응이 나타나는지를 확인함으로써 경영자가 케이터링이론에 부합하는 배당의사결정을 내리는지에 대한 근거를 찾고자 하였다. 분석결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 Fuller and Goldstein(2011), 조성순, 박경희, 변진호(2013) 연구결과에 따라 투자자심리지수가 낮을수록 배당증가 성향이 강하며 배당의 증가 수준도 강할 것이라 예측하였다. 분석결과, 선행연구와 동일하게 투자자심리와 배당증감여부가 및 증감 수준이 부(-)의 관계가 확인되어, 본 연구의 가설을 지지함과 동시에 선행연구와 부합된 결과가 확인되었다. 둘째, 개별기업의 투자자심리와의 민감도를 살펴본 결과, 민감도가 낮을수록 배당을 증가시키는 경향이 강한 것을 확인하였고, 특히, 투자자심리가 낮을 때, 개별 기업의 투자자심리와의 민감도가 낮은 기업이 배당을 증가시키는 것으로 나타났고 강한 시장반이 확인되면서 본 연구의 확장된 케이터링이론을 지지하는 것으로 나타났다. 본 연구결과는 행동재무학적 관점에서 배당증감요인을 케이터링이론을 적용하여 분석하였다는 점에서 배당정책과 시장반응에 대한 이해의 질을 높임과 동시에 경영자 및 투자자들에게 실무적인 시사점을 제공할 수 있을 것이라 기대한다. 본 연구는 제 1장 서론에서 연구배경 및 목적에 대해 기술하고, 이어 제 2장에서 선행연구를 검토하고, 제 3장에서는 본 분석의 가설 및 가설검정 방법, 자료 및 변수에 대해 설명하며, 제 4장에서는 실증분석 결과를 서술, 끝으로 제 5장에서는 본 연구의 결론 및 시사점, 한계점 등을 제시하였다.

Ⅱ. 선행연구 및 가설설정

Barker and Wurgler(2004 a, b)의 연구에서 처음 논의된 케이터링이론은 행동재무학적 관점을 기반으로 주주들은 일시적인 배당의 대한 열망을 가지고 있으며, 배당에 대한 열망이 높을 때, 기업은 배당수준을 높이고 반대일 경우 낮추는 경향이 있음을 주장하였다. 즉, 기업의 경영자는 배당정책을 투자자들이 만족하는 방향으로 결정하고자 하는 성향이 있으며, 만족을 통한 주가상승은 경영자의 노력에 대한 보상으로 간주하기 때문에 케이터링 이론과 부합하는 의사결정을 수행함을 설명하였다. 또한 Barker and Wurgler(2004, a) 연구는 투자자의 부정적인 시각이 지배적인 상황에서는 투자자는 보다 안전한 투자에 가치를 두기 때문에 배당을 지급하는 기업을 선호하게 되며 이는 배당지급 기업의 가격상승을 유발하고 결국 배당프리미엄을 높인다는 논리를 주장하였다. 반대로 투자자의 긍정적인 시각이 지배적인 상황에서는 투자자는 배당보다는 배당 이상의 자본이득을 선호하기 때문에 배당미지급 기업을 선호하게 되며 이는 배당미지급 기업의 가격상승을 유발하고 결국 배당프리미엄이 낮아지게 됨을 제시하였다. 이후, Li and Lie(2006)은 Barker and Wurgler(2004, a)모형을 확장하여 배당지급 유무 뿐 만 아니라 배당증감 및 수준 변화에도 케이터링 이론이 적용됨을 이론 및 실증적으로 제시하였다. 즉, 배당프리미엄이 높을수록(낮을수록) 배당을 증가(감소)시키려는 경향이 높아지며, 배당 증가(감소) 수준도 증가하는 결과를 보였다.

Fuller and Goldstein(2011)은 1970년부터 2007년까지의 월별 S&P 수익률이 양(+)인 경우를 시장상승기로, 음(-)의 경우를 시장하락기로 구분하여 시장상황에 따른 배당지급 기업에 대한 시장반응의 차이를 연구한 결과, 시장하락기의 배당지급 기업에 대한 주가수익률과 배당미지급 기업의 주가수익률 차이가 시장상승기에 비해 월별 기준으로 1~2% 높은 것으로 나타나 시장하락기의 배당지급에 대해 보다 긍정적으로 반응하고 있음을 보였다. 이는 배당미지급 기업 대미 배당지급 기업에 대한 상대적인 선호도가 시간가변적인 것으로 시장상황에 따라 달라지는 것을 의미한다. 동 연구결과는 시장 투자자심리지수가 낮은 경우 보다 안전한 투자를 선호하며 배당지급 기업에 대한 수요가 증가하고 따라서 주가상승을 유발시킨다는 배당의 케이터링 이론과 일치하는 결과로도 해석이 가능하다. 국내주식시장에서는 조성순, 박경희, 변진호(2013)의 연구에서 배당프리미엄, 투자자심리지수를 이용하여 케이터링이론의 적용여부를 확인한 결과, 배당프리미엄이 높을수록 배당지급 및 배당증가 성향이 강하며, 증가수준도 더 큰 것을 확인하였고, 투자자심리가 낮을수록 배당 지급 및 증가성향, 수준이 강한 것을 확인하면서 국내주식시장에서도 케이터링이론의 적용됨을 밝혔다.

본 연구는 먼저 위 연구들의 결과를 바탕으로 한국 주식시장에서도 투자자심리가 높고 낮을 때, 기업의 배당정책이 상이한지를 확인하기 위하여 아래와 같이 [가설 1-1]을 설정하였다.

[가설 1-1] 투자자심리지수가 낮을수록 배당 증가 성향을 강할 것이며, 배당 증가 수준도 크게 나타날 것이다. 즉, 배당증감 여부 및 배당 증감 수준은 투자자심리지수와 음(-)의 관계를 가질 것이다.(배당의 케이터링 이론 검정)

다음으로는, 투자자들의 시장에 대한 긍정적인 시각 혹은 부정적인 시각, 즉 투자자심리가 높고 낮음에 따라 투자자들의 배당에 대한 수요 및 배당정책이 달라진다고 하더라도 개별기업 특성, 투자자심리와의 민감도에 따라 배당에 대한 수요는 또 달라질 것이다. 투자자들의 시장에 대한 긍정적인(부정적인) 시각이 지배적일 경우, 민감도가 높은 기업(민감도가 낮은 기업)은 투자자심리와의 동조화가 강하기(약하기) 때문에 가격 상승(하락)으로 이어질 가능성이 높다. 그렇다면 투자자심리지수가 낮을 때, 안정적인 배당에 대한 수요 역시 민감도가 낮은(심리와의 동조화가 약한) 기업에 대해서 더 강하게 나타날 것이다. Kurov (2010)은 bear market 기간에서 통화정책의 변화가 투자자심리와의 민감도가 높은 기업에 더 큰 영향을 미치는 것을 확인하였고, 시장이 약세일 때, 민감도가 높은 기업일수록 시장의 충격(Shock)에 더 강하게 영향을 받는다는 연구결과들을 토대로 본 연구는 [가설 1-2]와 같이 투자자심리가 낮을 때, 민감도가 낮은 기업에 대해 배당 증가 수요가 높아 배당을 증가시키고자 하는 정책을 결정할 것을 검정하고자 하였다.

[가설 1-2] 투자자심리가 낮을 때, 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도가 낮은 기업일수록 배당 증가 성향을 강할 것이며 배당 증가 수준도 크게 나타날 것이다. 즉, 배당증감 여부 및 배당 변화 수준은 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도와 음(-)의 관계를 가질 것이다.

Baker and Wurgler(2004, a)의 연구에서 주장한 배당의 케이터링 이론에 의하면, 경영자가 투자자의 수요에 맞는 배당정책을 실시할 경우, 투자자들의 만족으로부터 발생하는 주가상승을 경영자의 노력에 대한 보상으로 간주하기 때문에 케이터링이론과 부합하는 의사결정을 함을 설명하였다. 따라서 실질적으로 이러한 배당변화가 유의적인 시장반응을 야기하는지 여부를 살펴보아야 한다. 따라서 본 연구는 배당정책에 영향을 미치는 다른 요인들을 통제한 이후에도, 투자자심리지수가 낮을 때 기업의 배당증가 정책이 유의적인 양(+)의 시장반응을 야기하는지를 확인하기 위하여 투자자심리지수와 현금배당공시에 대한 누적비정상수익률은 음(-) 관계를 가질 것이라는 것을 가설 2-1로 설정하였다.

[가설 2-1] 투자자심리지수가 낮을수록 배당 증가에 대한 시장 반응이 더욱 긍정적일 것이다. 즉, 투자자심리지수와 현금배당공시에 대한 누적비정상수익률은 음(-) 관계를 가질 것이다.

본 연구는 [가설 1-2]에서 투자자심리가 낮을 때, 개별기업의 투자자심리와의 민감도가 낮은 기업에 대해 배당 증가 수요가 높아 배당을 증가시키는 정책을 결정할 것을 검정하고자 하였다. 이에 본 연구는 투자자심리가 낮을 때, 배당정책에 영향을 미치는 다른 요인들을 통제한 이후에도, 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도가 낮은 기업의 배당 증가 결정이 유의적인 양(+)의 시장반응을 야기하는지를 확인하기 위하여 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도와 현금배당공시에 대한 누적비정상수익률은 음(-) 관계를 가질 것이라는 것을 가설을 2-2로 설정하였다.

[가설 2-2] 투자자심리가 낮을 때, 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도가 낮은 기업일수록   배당 증가 성향을 강할 것이며 배당 증가 수준도 크게 나타날 것이다. 즉, 투자자   심리가 낮을 때, 개별기업의 투자자심리와의 민감도는 현금배당공시에 대한 누적   비정상수익률과 음(-)의 관계를 가질 것이다.

Ⅱ. 연구방법 및 변수설명

연구방법 및 변수설정

본 연구에서는 조성순, 박경희, 변진호(2013) 연구를 확장하여 한국주식시장에서 배당의 케이터링이론 적용 여부를 배당의 증감, 즉 배당변화로 분석하였다. 또한 투자자 심리지수, 개별기업의 투자자심리와의 민감도를 중심으로 분석하며, 배당증감 여부에 대해서는 로짓분석을 이용하고, 배당증감수준에 대한 케이터링이론 적용 여부는 회귀분석을 이용하여 검정하였다. 추가적으로, 투자자들의 수요에 따른 경영자의 배당정책에 투자자들의 반응이 어떻게 나타나는지를 분석하기 위하여 배당공시일을 사건일로 한 사건연구를 통하여 검정하였다.

식 (1) 배당증감요인 로짓분석

[eqn: I`ncrease`or`decrease _{t} =` beta _{0} + beta _{1} .SIZE _{t} + beta _{2} .L`EVERAGE _{t-1} + beta _{3} .GORWTH _{t-1} + beta _{4} .RISK _{t-1} + beta _{5} .PROF _{t}# # ```````````````````````````````````````````````````````````````````````````+ beta _{6} .Q _{t-1} + beta _{7} .CF _{t} + beta _{8} .I`NV _{t} + beta _{9} .FCF _{t-1} + beta _{10} .LARGE _{t-1} + beta _{11} .FOR _{t-1}# # ``````````````````````````````````````````````````````````````````````````+ beta _{12} .MKT`SENT _{t} + beta _{13} .FIRM`SENT _{t} + beta _{14} .Year _{t} + beta _{15} .I`ndustry _{t} + varepsilon _{t}]

전년대비 배당금증가 = 1, 현금배당금 감소 = 0, [eqn: SIZE _{t}] : log(총자산), [eqn: L`EVERAGE _{t}] : 부채비율(타인자본 / 자기자본)

[eqn: GROWTH _{t}] : 과거 5년간 매출액성장률, [eqn: RISK _{t}] : 배동공시 직전 5개연도 동안 영업이익률의 표준편차

[eqn: PROF _{t}] : 영업이익 / 총자산, [eqn: Q _{t}] : 토빈의 Q ((자기자본 시장가치 + 부채장부가치)/총자산장부가치),

[eqn: CF _{t}]: 영업활동에서의 현금흐름 / 총자산, [eqn: I`NV _{t}] : 투자활동에서의 현금휴출 / 총자산,

[eqn: FCF _{t}] : 잉여현금흐름 (현금 + 시장성유가증권) / 총자산, [eqn: LARGE _{t}] : 대주주 지분율

[eqn: FOR _{t}] : 외국인 지분율, [eqn: MKT`SENT _{t}] : 시장 투자자심리지수, [eqn: FIRM`SENT _{t}] : 개별기업의 시장 투자자심리지수와의 민감도([eqn: beta])

[eqn: Year _{t}] : 연도더미, [eqn: I``ndustry _{t}] : 산업더미, [eqn: varepsilon _{t}]: Error term

식 2) : 투자자 반응 요인분석

[eqn: CAR=` beta _{0} + beta _{1} .MKTSENT _{t} + beta _{2} .FIRMSENT _{t} + beta _{3} .DY _{t-1} + beta _{4} . TRIANGLE D`i`vRISK _{t} + beta _{5} .SIZE _{t-1} + beta _{6} .L`EVERAGE _{t-1}# # ``````````````````+ beta _{7} .GROWTH _{t} + beta _{8} .RISK _{t} + beta _{9} .PROF _{t} + beta _{10} .CF _{t} + beta _{11} .Q _{t-1} + beta _{12} .FCF _{t-1} + beta _{13} .I`NV _{t} + beta _{14} .LARGE _{t-1}# # ``````````````````+ beta _{15} .FOR _{t-1} + beta _{16} .Year _{t} + beta _{17} .I`ndustry _{t} + varepsilon _{t}]

2. 변수설명

1) 종속변수의 설명

기업의 배당결정요인을 분석하기 위한 위 식에서 종속변수의 경우, 기존 연구에서는 경영자가 기업의 최종적인 수익(당기순이익)에 근거하여 배당을 결정할 것이라는 관점에서 당기순이익 대비 현금배당(배당성향)을 이용하여 왔으나, 박경서 등(2003)의 연구에서 기업전체의 자금조달규모 및 자산운용 현황을 고려하는 안전배당성향(dividend smoothing)으로 인해 이익을 기초로 한 배당성향보다는 규모대비 배당액을 기준으로 분석하는 것이 더욱 설명력을 높일 수 있다는 의견을 반영하여 총자산대비 현금배당금을 종속변수로 이용하였다. 배당증감요인을 검정함에 있어서는 종속변수를 배당금증감더미를 이용, 배당의 증가의 경우 1, 배당의 감소의 경우 0을 지정하여 분석하였다. 추가적으로 배당금 변화수준의 경우, t시점과 t-1시점의 주당배당금 차이를 t-1시점의 주당 배당금으로 조정하여 측정(박경서, 이은정, 이인무; 2003,  Li and Zhao; 2008, 김병곤, 김동욱, 김동희; 2010)한 변수와 t시점과 t-1시점의 총자산 대비 현금배당액의 차이를 t-1시점의 총자산대비 현금배당액으로 조정한 변수를 각각 사용하였다.

2. 독립변수의 설명

(1) 투자자심리지수(MKT SENTIMENT)

본 연구에서는 Baker and Wurgler(2004)에서 주장한 투자자심리가 낮을 때, 투자자들은 배당에 대한 투자자들의 수요가 증가하고, 경영자는 이러한 투자자들의 수요에 따라 배당금을 변화시킨다는 사실을 확인하기 위해서는 먼저 투자자심리지수의 추정이 필요하다. 기존의 연구들에서는 폐쇄형 펀드의 할인율을 투자자심리의 대용변수로 사용하였고, 소비자심리지수 등의 단일 지표를 사용하였으나 Baker and Wurgler(2006)는 단일지표로 투자자의 심리를 추정하는 것은 한계가 존재한다고 판단한 바 뉴욕증권거래소 거래량회전율, 폐쇄형 펀드 할인율, 배당 프리미엄, 채권 대비 주식발행 비율, IPO 기업의 수, IPO의 첫 거래일 평균 수익률 등의 6가지 변수를 선정한 후, 주성분분석을 통해 투자 심리지수(investor sentiment index)를 추정하였다. 이후, Kim and Byun(2010)은 미국의 자본시장에 비해 국내 자본시장에서는 기업공개(IPO)가 활발하게 이루어지지 않아 월별데이터를 수집함에 있어 한계가 있으며, 배당활동 또한 선진국에 비해 현저히 낮아 배당프리미엄을 이용하여 투자자심리를 추정하는 것이 적절하지 않다고 판단한 바, 개인투자자의 매수-매도 불균형, 소비자 기대지수, 상장주식 거래회전율, 주식 자금조달 비율, 주식형 펀드 유입액, 주식투자 예치금의 6개 변수를 이용하여 한국주식시장의 실정에 맞는 변수를 토대로 종합투자자심리지수를 측정하였다. 본 연구는 Kim and Byun(2010)의 투자자심리지수를 추정하기 위해 이용한 변수에서 주식형 펀드 유입액의 경우, 주식투자 예치금과 중복성이 있다고 판단하여 주식형 펀드 유입액을 대신해 파생상품시장에서의 풋-콜 옵션비율과 미결제약정수량을 추가하여 투자자심리를 측정하였다. 미결제 약정수량은 선물시장에서 자금의 유입과 유출을 말해주며, 선물시장에서 가격 및 거래량과 함께 시장상황을 판단하는 중요한 지표로 간주되고 있다. 또한 풋-콜 비율의 경우 실무적으로, 풋-콜 비율이 낮으면 증시 하락을 예상하는 투자자보다 상승을 예상하는 투자자수가 훨씬 많음을 나타내는 등 주가지수보다 선행하는 옵션시장 보조지표로 이용되고 있다. Brown and Cliff(2004), Finter et al.(2011)은 콜옵션 거래량이 풋옵션 거래량보다 많을(적을) 경우를 투자자심리의 상승(하락)구간으로 해석하고 있으며, 선물 및 옵션 시장이 특정 정보를 주식시장보다 빠르게 반영하고 있으며, 선물, 옵션의 가격변화가 주식시장의 가격변화에 선행하는 경향이 있기 때문에 풋-콜 비율이 투자자심리를 나타내기에 적합함을 설명하였다. 따라서 본 연구는 개인투자자의 매수-매도 불균형(BSI), 상장주식의 거래 회전율(TURN), 주식 자금조달 비율(SR), 소비자 기대지수(CEI), 주식투자 예치금(SR), 풋-콜 비율(PCR), 미결제약정수량(OPI)의 7개의 변수를 이용하여 Kim and Byun(2010)의 투자자심리 추정방법론에 따라 우선 (1) 7개의 대용 변수의 현행변수와 지연변수, 즉 14가지의 변수를 이용하여 1차 주성분분석을 실행하였다. 다음단계로, (2) 개별 변수와 주성분의 상관계수를 구해서 현행변수와 지연변수 중에서 상관계수가 큰 7가지의 변수를 선택, 선택된 7개의 변수를 표준화하였고, 이후, (3) 7가지의 새로운 변수의 주성분분석 상관계수와 이들 변수들의 선형조합으로 심리지수를 정의, 투자자 심리지수가 1의 분산 가지도록 변수의 상관계수를 재조정(rescaling) 하였다. <표 1>은 위 과정을 통하여 투자자 심리 추정변수를 통계표를 요약한 것으로 각 변수들의 정의는 다음과 같다. 첫째, 개인투자자 매수-매도 불균형(BSI)으로 Kumar & Lee(2006)의 연구와 동일하게 개인투자자의 순매매수량을 총 거래량으로 나눈 값으로 정의하였다. 본 연구에서는 개인투자자의 매수-매도 불균형을 추정하기 위해서 먼저 유가증권 시장에 상장되어 있는 개별기업의 순매수수량 총 거래량으로 나누어 개별기업의 순매수수량 비율을 구한 뒤, 전체 기업들의 순매수수량 비율을 단순 평균하여 시장전체의 개인투자자의 매수-매도 불균형(BSI)을 추정하였다. 두 번째 변수는 상장주식의 회전율로써 한국거래소에 상장된 주식의 총 회전율에 자연로그를 취한 값으로 추정하였다. 세 번째 변수는 소비자 기대지수로, 소비자 기대지수가 높아지면, 개인투자자들은 시장에 대해 낙관적인 경향을 보인다는 결과들이 주를 이루고 있다. 본 연구에서는 김근수, 변진호(2010) 연구와 동일하게 통계청에서 매월 발표하는 소비자 기대지수의 자연로그 값으로 정의하였다. 네 번째 변수는 고객투자 예탁금(CD)으로 시장에 대한 전망이 낙관적일수록 주식시장에 유입되는 현금이 증가하기 때문에 예탁금 금액이 상승한다. 따라서 본 연구는 고객투자 예탁금을 투자자심리 추정을 위한 하나의 변수로 설정하며, 당월 고객예탁금에서 2년 이동평균 예탁금을 뺀 값에서 당월 고객예탁금으로 나눈 값으로 정의하였다. 다섯 번째 변수는 주식 자금조달 비율(SR)로 신규 주식발행을 통한 자금조달금액을 신규 주식 및 채권 발행을 통한 자금조달금액을 합한 총 자금조달 금액으로 나누어 추정하였다. Baker and Stein(2000), Graham and Harvey(2001) 연구는 주식발행 비율이 주식시장의 변화에 대하여 가장 강한 예측력을 지닌다는 결과와 기업경영자들이 주가가 상승할 때, 신규발행을 통하여 자금을 조달하는 경향이 있음을 주장함으로써 주식발행을 통한 자금조달 비율이 주식시장의 변화에 설명력이 있는 것으로 해석하고 있다. 여섯 번째 변수로는, 풋-콜 비율(PCR)을 이용하였으며, 선물옵션시장이 주식시장보다 특정 정보를 먼저 반영하는 경향이 있다는 연구결과를 바탕으로 풋-콜 비율이 낮을수록 시장상승 예상 시에 거래되는 콜옵션의 매수세가 더 강한 것을 의미하기 때문에 강세시장임을 의미하고, 반대로 풋옵션 비율이 높을 경우, 시장 하락을 예상하는 투자자들이 더 많음을 의미, 이는 약세시장을 예측함을 볼 수 있다. 풋-콜 비율은 월별 풋옵션거래량을 콜옵션 거래량으로 나눈 값으로 정의하였다(Brown and Cliff, 2004; Finter et al., 2011). 마지막으로 일곱 번째 변수는 미결제약정수량으로 주식시장 종료 후에도 선물계약에서 반대매매 되거나 결제되지 않고 남아있는 수량을 의미하며, 월별 미결제약정수량을 총 거래량으로 나눈 값으로 정의하였다. 미결제약정수량 비율이 높다는 것은 투자자들이 향후 시장상황을 낙관적으로 판단하고 있음을 판단할 수 있고, 반대로 총거래량 대비 미결제약정수량 비율이 낮다는 것은 비관적인 전망이 우월함을 예상할 수 있다.

본 연구에서는 거시경제 상황이 투자자 심리 추정변수들에 미치는 영향을 제거하기 위하여 앞선 설명에서의 변수 고유 값을 이용하는 것이 아니라, 7개의 투자자심리 추정 변수를 각각 종속변수로 설정하고 산업생산지수, 내구재 판매지수, 준내구재 판매지수, 비내구재 판매지수, 서비스 생산지수, 경기동행지수 등 6개의 거시경제변수를 독립변수로 설정하여 회귀분석을 실시하였다. 이후, 각 회귀식의 잔차 값을 각 고유 값의 대용치로 투자자심리지수를 추정방법인 주성분분석을 실시, 직교화된 투자자심리지수를 생성하였다. 위 과정을 통하여 투자자심리지수의 추정 식을 도출할 수 있으며, 추정식은 아래의 식(3)과 같다. <표 1>의 ***, ** 는 각각  1%, 5% 수준에서 통계적으로 유의함을 의미한다.

[eqn: Sentiment=0.320 TIMES BSI _{t} +0.110 TIMES Turn _{t} +0.436 TIMES CD _{t} `+`0.416 TIMES CEI _{t-1}# `# ````````````````````````````````````+0.385 TIMES PCR _{t-1} +0.055 TIMES OPI _{t-1} +0.317 TIMES SR _{t-1}]	(3)

<그림 1>은 거시경제변수를 통제한 잔차 값을 대용치로 추정한 투자자심리지수를 이용하며, 추정된 투자자심리지수 변화율과 한국종합주가지수 가격 변화율간의 움직임을 살펴본 결과이다. 또한 투자자심리지수와 종합주가지수의 상관관계를 분석한 결과, 상관계수가 0.4462로 나타나 높은 상관성을 나타내고 있음을 확인하였다. 본 연구의 표본분석 대상은 2005년부터 2015년 2월까지 현금배당공시 기업이지만  투자자심리지수를 2002년 1월부터 2015년 2월까지 추정한 이유는 개별기업의 투자자심리와의 민감도를 추정할 시, 공시 전 36개월 동안의 민감도를 이용하기 때문에 2002년 1월부터 투자자심리지수를 추정하였다.

또한 본 연구는 배당을 받을 수 있는 권리는 연말에 확정되나 배당지급가능 여부는 3사분시가 지나면 예측이 가능하기 때문에 4사분기 데이터를 활용하는 것이 합리적이라는 조성순, 박경희, 변진호(2013) 연구에 따라 추정된 월별 투자자심리 중, 배당공시 직전 4사분기 평균값을 투자자심리의 대용치로 이용하였다.

<그림 1> 추정된 투자자심리지수와 한국종합주가지수 변화율의 비교

(2) 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도(FIRM SENTIMENT)

본 연구에서는 Baker and Wurgler(2006, 2007) 연구의 심리베타 추정 방법에 따라 배당공시월 이전 36개월 동안의 월별 자료를 이용하여 개별주식 [eqn: i]의 심리베타를 추정하였다. 추정모형을 식으로 나타내면 다음과 같다.

[eqn: R _{i,t} -R _{f,t} =a`+` beta _{1} MKTRF _{t} + beta _{2} SMB _{t} + beta _{3} HML _{t} + beta _{4} UMD _{t}# # ```````````````````````````````````+ beta _{5} SENTIMENT _{t} + varepsilon _{t}]	(4)

[eqn: R _{i,t}]는 주식 [eqn: i]의 월별수익률, [eqn: R _{f,t}]는 [eqn: t]기의 무위험수익률, MKTRF, SMB, HML은 Fama-French 3요인을 나타낸다. SENTIMENT는 투자자 심리를 지수를 의미하며 Baker and Wurgler(2006), 김근수, 변진호(2010)의 방법을 원용하여 측정한 한국형 종합심리지수를 이용한다. 앞선 식을 이용하여 회귀분석을 실시하면, 개별 기업의 투자자 심리 베타를 나타내는 계수([eqn: beta _{5}])를 추정할 수 있다.

2) 통제변수의 설명

본 연구에서는 기존의 선행연구에서 배당수준변화에 영향을 미침을 제기한 변수들을 통제하고자 하였다. 재무변수의 경우 배당지급이 이루어지기 직전 회계연도 자료를 사용하며, 수익성과 영업현금흐름, 투자활동으로의 현금유출 변수의 경우 배당공시 연도의 변수를 이용하였다. 신호전달이론에 따르면 배당공시 이전연도의 수익성에 대한 정보는 이미 기업가치에 반영되어 있고, 기업은 미래수익성에 대한 긍정적인 정보를 전달하고자 하기 때문에 신호전달과 관련한 세 가지 변수는 배당공시일 t연도의 변수를 이용한다. 먼저 기업규모(SIZE)는 총자산에 로그를 취한 값으로 정의하였다. Ferris, Jayaeaman, and Sabherwal(2009) 연구는 기업규모가 클수록 배당 증가성향이 높음을 주장하고 있다. 다음으로 자본구조가 배당에 미치는 영향을 측정하기 위해 자기자본 대비 타인자본의 의존도로 측정된 레버리지(LEVERAGE)를 이용하며, 기업의 성장성과 수익성이 배당에 미치는 영향을 통제하기 위하여 성장성(GROWTH), 영업이익의 영업위험(RISK), 수익성(PROF) 변수를 이용한다. 성장성의 경우 직전 5개 영엽연도의 평균매출액성장율로 정의하며, 영업위험은 5개연도 영업이익의 표준편차, 마지막으로 수익성 PROF는 총자산 대비 영업이익으로 정의하였다. 또한 미래의 투자기회가 존재하는 기업의 경우 사내유보를 통한 자본수익률 극대화에 집중할 것이기 때문에 배당을 줄이는 경향이 있음이 보고되고 있다. 따라서 미래 투자기회를 의미하는 Tobin’s Q를 이용하며, 자기자본 시장가치와 부채장부가치의 합을 총자산의 장부가치로 나눈 값으로 정의하였다. 잉여현금흐름(FCF)은 총자산 대비 현금 및 시장성유가증권의 보유정도로 정의하였고, 투자활동 현금유출(INV)의 경우 투자활동에서의 현금유출금을 총자산으로 나눈값으로 정의하였다.  마지막으로 소유지분에 따라 배당에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 대주주 지분율(LARGE), 외국인 지분율(FOR)을 이용하였으며, 총 발행주식 대비 대주주 및 외국인의 보유수준으로 정의한다.

3. 실증분석 자료

표본 선정 기준과 각 가설의 검정을 위한 변수인 배당수익률, 기업규모, 매출액 성장률, 수익성, 영업활동으로의 현금흐름, 토빈의 Q, 외국인지분율, 대주주 지분율, 부채비율 등은 에프앤가이드, KISVALUE 데이터베이스 시스템 및 상장공시시스템(DART)으로부터 수집하였다. 본 연구의 전체표본은 총 2,015개 기업으로 상하 1% 내에서 이상치를 조정한 이후 배당증가기업 1,226개, 배당감소 기업 789개를 분석대상으로 하였다. 표본기업의 기초통계량은 <표 1>에 제시되어 있으며, 전체표본에 대한 기초통계량과 전년 배당액 대비 배당증가기업과 배당감소기업으로 나누어 재무적 특성을 비교하였다. 평균 차이 검정은 평균을 이용한 t-검정과 중앙값을 이용한 wilcoxon signed-ranks 검정을 병행하였다. 먼저, 배당증가 기업의 경우 부채비율이 84.18%로 배당감소기업의 97.37%보다 1% 수준에서 유의적으로 낮은 것으로 확인되었다. 이는 타인자본의 의존도가 높은 기업은 높은 이자비용으로 인하여 배당지급여력이 감소하게 됨을 의미하고, 재무 안정성이 배당의 증감에 중대한 영향을 미치는 것으로 판단할 수 있다. 다음으로 기업의 성장성을 대용하는 변수인 매출액성장율의 경우, 배당증가 기업은 평균 9.31%로 배당감소 기업의 7.42%보다 높은 성장세를 보이는 것으로 확인되었다. 비록 평균값이 통계적으로 유의한 차이 (t-value: 0.112)는 아닌 것으로 나타났으나, 중위수를 통한 차이검정에서는 1% 수준에서 유의한 차이가 존재하여, 성장률이 높은 기업이 배당을 증가시키는 경향이 있음을 예상 할 수 있다. 기업의 위험 정도를 나타내는 변수로 직전 5년간 영업이익의 표준편차로 계산된 영업위험의 경우에는 배당증가 기업이 3.3771, 배당감소 기업 3.6430으로 통계적으로 유의한 차이를 보임과 동시에 배당감소기업보다 위험이 낮은 것으로 나타났으며, 특정 기업이 높은 영업위험을 가지고 있다면 수익을 배당으로 지급하는 것을 기피할 것이라는 예상에 부합하는 결과이다. 다음으로 당기의총자산 대비 영업이익은 배당증가 기업이 7.65%로 배당감소기업 4.19%보다 훨씬 높게 나타났으며, 1% 수준에서 유의한 차이임이 밝혀졌다. 이는 현재와 미래의 경영성과가 기업의 배당정책에 크게 기여하는 것으로 예측할 수 있으며, 배당정책의 변화는 기업의 수익성을 기반으로 이루어진다는 재무이론과도 일치하는 결과이다. 기업의 수익성이 좋다고 하더라도 수익발생시기 차이와 매출채권의 회수가 늦어지는 등에 따른 현금 유입이과 유출이 원활하지 않는다면 안정적인 배당을 지급할 수 없게 된다. 이에 영업이익과 더불어 영업활동으로 인한 현금흐름을 살펴보아야 한다. 영업활동으로 부터의 현금흐름은 기업이 외부금융에 의존하지 않고 차입금을 상환, 영업능력의 유지, 배당금 지급 및 신규 투자에 대한 여력 등을 판단하는 주요 지표로 간주된다. 본 연구에서 배당증가 기업과 감소기업간의 총자산 대비 영업활동으로 부터의 현금흐름(CF)을 살펴보면, 배당증가 기업과 배당감소 기업에서 각각 9.03%, 4.67%로 유의적인 차이를 보였으며, 배당증가 기업의 총자산 대비 영업활동으로 인한 현금흐름이 높은 것으로 나타나 전년대비 수익성이 좋아진 기업이 현금흐름의 증가로 이어져 배당지급여력을 높이는 것으로 간주된다. 또한 본 연구에서의 표본 기업들의 경우 12월 결산법인으로 사업종료 후, 3개월 이내에 주주총회를 거쳐 배당을 공시하는 제도를 따르고 있다는 점에서 수익성과 현금흐름의 예측에 따라 배당정책을 실시하거나 현금흐름이 더 원활하거나 원활할 것이라 예측되는 기업이 배당을 상승시킬 수 있음을 예상할 수 있다. 매출액 증가, 영업이익의 증가하거나 잉여현금흐름이 있는 경우 배당을 증가시키는 경향이 있으나 미래 투자기회가 많은 경우에는 오히려 배당을 감소시켜 필요자금을 충당하고자하는 경향이 있다. 미래 투자기회를 대용하는 토빈의 Q를 살펴보면 배당증가 기업이 평균 1.2362으로 배당감소 기업 1.1045보다 유의적으로 높은 것으로 확인되었다. 이는 미래투자 기회를 위해 배당지급보다 유보를 더 선호할 것이라는 예상과 상반된 결과로, 수익성이 기반이 된 기업의 경우에는 미래 투자기회를 위한 필요자금을 충분히 보유한다고 하더라도 충분히 배당을 증가시킬 수 있음을 시사한다.

<표 1> 주요 변수의 기초통계량 기업의 부채비율(LEVERAGE)은 타인자본을 자기자본으로 나눈 값으로 정의하였고, 성장률(GROWTH)은 직전 5년 동안의 매출액성장률의 평균, 영업위험(RISK)는 직전 5개 회계연도 동안의 영업이익률 표준편차로 추정하였다. 수익성(PROF)은 직적년도 총자산 대비 영업이익 비율로, t-1기의 영업이익 / t-1기의 총자산으로 정의하였으며, CF는 직전년도 영업활동에서의 현금흐름을 총자산으로 나눈 값으로 정의하였다. 잉여현금흐름(FCF)는 (현금+시장성유가증권)을 총자산으로 나눈 값으로, 투자(INV)는 배당공시 년도 투자활동의 현금유출을 총자산으로 나눈 값, 토빈의 Q는 자기자본의 시장가치와 부채의 장부가치를 총자산의 장부가치로 나누어 계산하였다. 마지막으로 배당수익률(DY)은 주당배당금/주가로 정의하였으며, p-value의 *, **, **는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의적임을 나타낸다.
	총 표본기업 (N=2,015)	배당증가기업 (N=1,226)	배당감소기업 (N=789)	차이값 검증 P-value		총 표본기업
				t-test	wilcoxon z-test	증감	표준 편차	최소값	최대값
LEVERAGE	.8955 [.6668]	.8418 [.6265]	.9737 [.7360]	.001***	.001***	증가	.7861	.0351	7.4908
						감소	.9287	.0518	7.4165
GROWTH	.0854 [.0749]	.0931 [.0805]	.0742 [.0670]	.0112	.001***	증가	.1549	-.4785	2.4951
						감소	.1254	-.3516	1.3331
RISK	3.4853 [3.0639]	3.3771 [2.9848]	3.6430 [3.2023]	.107	.001***	증가	2.0016	.2843	9.9904
						감소	2.0652	.4219	9.9904
PROF	.0624 [.0521]	.0765 [.0674]	.0419 [.0333]	.000***	.000***	증가	.0522	-.0782	.4209
						감소	.0478	-.1276	.3652
CF(t)	.0726 [.0673]	.0903 [.0796]	.0467 [.0417]	.180	.000***	증가	.0887	-.5744	.7409
						감소	.0877	-.9832	.4687
FCF	.0399 [.0337]	.0396 [.0342]	.0403 [.0326]	.893	.288	증가	.0457	-.2192	.8480
						감소	.0505	-.1529	.9554
IVT(t)	.1816 [.1152]	.1881 [.1172]	.1721 [.1121]	.044**	.197	증가	.2433	.0000	3.2201
						감소	.2018	-.0494	2.2763
DIV/TA	.0136 [.0094]	.0159 [.0115]	.0100 [.0098]	.000***	.000***	증가	.0182	.0006	.2660
						감소	.0150	.0000	.1966
DIV/NI	.2980 [.2144]	.3153 [.2062]	.2712 [.2294]	.000***	.000***	증가	.9074	-4.5475	22.7215
						감소	1.1743	-12.5193	21.6466
LARGE	.4399 [.4367]	.4436 [.4446]	.4346 [.4319]	.189	.200	증가	.1603	.0000	.8849
						감소	.1554	.0508	.8938
FOR	.1327 [.0607]	.1428 [.0675]	.1180 [.0498]	.003***	.000***	증가	.1699	.0000	.8921
						감소	.1611	.0000	.8755
Tobin’s Q	1.1826 [1.0009]	1.2362 [1.0598]	1.1045 [.9966]	.000***	.000***	증가	.6152	.3232	3.9391
						감소	.5043	.3134	3.9717
총자산	27,617 (억원)	30,883 (억원)	22,899 (억원)	.011**	.006***	증가	124,546	239	1,689,696
						감소	79,777	196	1,175,998
DY(t-1)	.0259 [.0217]	.0231 [,0194]	.0298 [.0248]	.001***	.000***	증가	.0179	.0011	.2118
						감소	.0229	.0013	.2755
DY(t)	.0233 [.0196]	.0247 [.0214]	.0212 [.0180]	.008***	.000***	증가	.0196	.0014	.2755
						감소	.0153	.0000	.1629
Mkt Sentiment	-.0161 [-.0283]	-.0136 [-.0071]	-.0199 [-.0323]	.000***	.087*	증가	.0926	-.1436	.2433
						감소	.1010	-.2476	.2443
Firm Sentiment	.0031 [-.0020]	-.0165 [-.0134]	.0325 [.0123]	.047**	.031**	증가	.3334	-2.7487	1.2374
						감소	.3694	-1.0049	2.9802

영업현금흐름 외에 기업이 잉여현금흐름의 경우, 배당증가 기업이 더 높은 것으로 나타났으나 유의적인 차이는 없었으며, 투자활동으로 부터의 현금유출은 배당증가 기업이 더 많은 것으로 확인되었다. 즉, 영업현금흐름이 많을수록, 잉여현금이 많을수록 배당지급여력이 높은 것으로 예상할 수 있다.

총자산 대비 현금배당금은 배당증가 기업이 1.59%, 배당감소 기업이 1.00%로 유의적인 차이를 보이고 있으며, 배당증가 기업이 평균적으로 총자산 대비 높은 현금배당률을 나타내고 있다. 또한 당기순이익 대비 현금배당금은(배당성향)은 마찬가지로 배당증가기업이 더 높게 나타나고 있다. 그러나 영업이익 대비 현금배당금액은 배당감소기업에서 평균적으로 더 높게 나타나고 있는데 중앙값을 통한 분석에서는 배당증가 기업이 더 높음을 보였다. 이는 당기순이익이 비교적 적은 소규모 기업이 배당감소 그룹에 속해있기 때문에 발생하는 차이라 할 수 있다. 이는 기업 규모를 나타내는 총자산의 차이를 보면 확연히 알 수 있는데, 배당증가 기업이 30,883억 원, 배당감소기업 22,899억 원으로 유의적인 차이를 보이는 것으로 나타나 기업규모가 클수록 배당지급 성향이 강할 것임을 예상할 수 있다. 기업의 소유구조를 보여주는 대주주 지분율과 외국인 지분율을 살펴보면, 대주주 지분율의 경우 배당증가 기업과 감소 기업이 각각 44.36%, 43,46%로 유의적인 차이가 없는 것으로 확인되었으나 외국인 지분율은 배당증가기업이 14.28%로 배당감소 기업 11.80%보다 월등히 높은 것으로 나타났다. 이는 외국인 투자자의 경우 기업의 경영권 확보보다는 수익창출의 목적으로 투자하는 경향이 강하므로 배당확대를 통한 자신의 부를 증가시킬 유인을 가질 것이라는 예상과 동일한 결과이다.

배당수익률은 투자자 입장에서 투자자가 배당지급 기업의 주식을 보유함에 따라 얻을 수 있는 수익을 나타내는 중요한 지표인데, 전년도 배당수익률을 살펴보면 배당감소기업이 2.98%로 배당증가 기업 2.31%보다 유의적으로 높은 수익률을 보였다. 그러나 당기의 배당수익률은 배당증가기업이 감소기업보다 배당수익률이 높은 것으로 확인되었다. 마지막으로 투자자 심리변수를 살펴보면, 시장 투자자심리가 높을 때 더 많은 기업이 배당을 증가시키는 것을 확인할 수 있었고 개별기업의 투자자심리에 대한 민감도를 살펴보면, 배당증가 기업이 시장투자자심리지수와의 민감도가 더 낮은 것으로 확인되었다. 이는 투자자 심리와의 민감도가 낮은 기업이 저평가되는 경향이 있으며 향후 더 높은 수익률을 보인다는 선행연구의 결과와 일치하는 결과이다.

Ⅴ. 실증분석결과

1. 배당의 케이터링이론 분석 결과

<표 2>는 기업의 배당금 증감 여부와 전년도 투자자심리, 개별기업의 투자자심리와의 민감도의 로짓분석 결과를 보여주고 있다. 종속변수는 배당증감 여부를 구분하기 위한 것으로 왼쪽의 Panel A에는 전년도 총자산 대비 현금배당금이 증가한 경우 1, 감소한 경우 0의 값으로 조정, 오른편의 Panel B에서는 주당배당금(DPS 증가한 경우 1, 감소한 경우 0으로 조정하여 분석하였다. 먼저, Panel A의 총자산 대비 현금배당금 비율을 살펴보면, 시장전체의 심리를 나타내는 투자자심리지수(MKT SENTIMENT)의 경우, 수익성을 통제한 모형 (1)과 소유지분 변수를 포함하여 통제한 모형 (2), 투자 기회 여부 변수를 포함한 모형 (3)의 모든 모형에서 5% 수준에서 유의한 음(-)의 계수를 나타내고 있다. 본 결과는 투자자심리가 낮을 때, 투자자들은 안정적인 배당에 대한 수요가 증가하게 되고 기업은 이러한 투자자들의 수요에 맞춰 배당을 증가시키고자하기 때문에 배당증감 여부 및 배당 증감 수준은 투자자심리지수와 음(-)의 관계를 가질 것이라는 본 연구의 가설 1-1을 지지하는 결과임과 동시에 투자자심리지수가 높을 때 보다 낮을 때, 많은 기업들이 배당 증가 정책을 결정하는 것으로 간주된다. 다음으로 <표 2>의 Panel B는 총자산 대비 현금배당금 증감뿐 아니라 발행주식 수를 고려한 주당배당금 증감에 따른 분석 결과이다. 본 분석결과에서도 동일하게 모든 모형에서 투자자심리지수(MKT SENTIMENT)가 5% 수준에서 유의한 음(-)의 계수로 보이고 있어 투자자심리지수가 낮을 때, 실질적인 주당배당금 증가정책이 더 많이 결정되어지고 있음을 확인하였다. 본 결과 또한 투자자심리지수와 배당증감 여부간에는 부(-)의 관계가 나타날 것이라는 본 연구의 가설 및 선행연구들의 결과에 부합하며, 배당의 케이터링이론을 지지하는 결과이다.

<표 2> 기업의 배당증감 여부와 투자자심리지수 로짓분석 결과
	Panel A. 종속변수 : 총자산 대비 현금배당금			Panel B. 종속변수 : 주당배당금(DPS)
	총자산 대비 현금배당금 증가 = 1, 감소 = 0			DPS 증가=1, 감소=0
	Model (1)	Model (2)	Model (3)	Model (1)	Model (2)	Model (3)
MKT SENTIMENT	-1.960** (.039)	-1.908** (.045)	-1.928** (.043)	-2.179** (.022)	-2.133** (.026)	-2.153** (.025)
FIRM SENTIMENT	-.302** (.032)	-.287** (.043)	-.294** (.038)	-.348** (.014)	-.338** (.018)	-.345** (.016)
SIZE	.027 (.728)	.143 (.105)	.178* (.053)	.161** (.040)	.250*** (.005)	.287*** (.002)
LEVERAGE	.008 (.900)	-.002 (.526)	.006 (.923)	-.035 (.575)	-.027 (.663)	-.019 (.768)
GROWTH	-.143 (.695)	-.231 (.526)	-.213 (.559)	-.213 (.559)	-.297 (.417)	-.280 (.443)
RISK	-.049** (.040)	-.047** (.049)	-.046* (.053)	-.069*** (.004)	-.067*** (.005)	-.067*** (.006)
PROF	12.297*** (.000)	12.861*** (.000)	13.503*** (.000)	13.595*** (.000)	14.141*** (.000)	14.769*** (.000)
Tobin’s Q			-.186* (.087)			-.185* (.091)
CF(t)	3.049*** (.000)	3.328*** (.000)	3.516*** (.000)	3.184*** (.000)	3.349*** (.000)	3.532*** (.000)
FCF		-1.134* (.064)	-.843 (.185)		-.221 (.721)	.056 (.931)
IVT(t)			-.119 (.611)			-.185 (.718)
LARGE		.542* (.090)	.486 (.131)		.736** (.023)	.681** (.036)
FOR		-.735** (.041)	-.729** (.043)		-.553 (.130)	-.548 (.133)
[eqn: alpha]	-.560 (.388)	-1.948 (.012)	-1.784 (.022)	-1.756 (.008)	-2.813 (.000)
연도더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
R Square	.112	.138	.119	.134	.138	.139
LR(F value)	2409.99***	2351.35***	2394.03***	2382.32***	2373.74***	2370.77***

두 번째로는, 개별기업의 투자자심리와의 민감도에 따른 분석이다. 시장심리가 낮다고 하더라도 동조화 정도에 따라 투자자들이 받아들이는 위험의 정도는 기업마다 차이가 있을 것이다. 가령, 투자자 심리가 낮을 때, 이에 민감하게 반응하는 주식에 대해서는 심리가 낮아짐으로 인해 주식가격의 하락위험 즉, 불확실성이 더 높은 것으로 여겨질 수 있고, 심리에 대한 민감도가 낮은 기업에 대해서는 보다 안정적인 자산으로 평가되어 안정적인 기업의 배당의 대한 수요가 증가 될 수 있다. 따라서 본 연구는 개별기업의 투자자심리와의 민감도를 독립변수로 하여 분석한 결과, 총자산 대비 현금배당금 비율 증감 여부와, 발행주식 수를 고려한 주당배당금 증가여부에서 모형 (1), (2), (3) 모두 5% 수준에서 유의한 음(-)의 계수로 나타나 개별기업의 민감도가 낮은 기업일수록 배당을 증가시키는 성향이 있음을 확인하였다. 이는 투자자심리가 낮을 때, 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도가 낮은 기업일수록 배당 증가 성향을 강할 것이며 배당 증가 수준도 크게 나타날 것이라는 본 연구의 [가설 1-2]를 지지하는 결과이다.

통제변수들의 영향을 살펴보면, 총자산 대비 현금배당 증감 여부의 결정요인으로 기업규모는 모형 (3)에서 10% 수준에서 유의한 양(+)의 계수로 나타났고, 영업위험의 경우 모형 (1), (2), (3)에서 각각 5%, 5%, 10% 수준에 유의한 음(-)의 계수를 보이고 있다. 이는 기업규모가 큰 기업이 배당을 증가시키는 성향이 있으며, 영업이익에 대한 영업위험이 작은 기업이 배당을 증가시키는 것으로 확인된다. 또한 수익성 변수인 총자산 대비 영업이익률과 영업활동으로의 현금흐름이 1% 수준에서 유의한 정(+)의 관계가 확인되어 당해 수익성이 좋고 현금흐름이 좋을 것이라 기대되는 기업일수록 배당증가 성향을 보이고 있음이 나타나 신호전달가설을 지지하는 것으로 간주된다. 토빈의 Q는 10% 수준에서 유의한 음(-)의 계수를 가지는 것으로 나타나 투자기회가 적은 기업일수록 배당을 증가시키는 것으로 나타났다. 마지막으로 소유지분에 따른 변수로 외국인투자자 FOR의 경우, 5% 수준에서 유의한 부(-)의 관계가 나타났다. 종합적으로 살펴보면, 영업위험이 적고 안정적이며 수익성이 좋은 기업들의 경우, 또한 안정적인 수익성을 가지고 있어 미래 투자기회가 적은 기업의 경우 수익을 투자자들에게 배당으로 돌려주고자 배당을 증가시키는 것으로 판단된다.

<표 3>은 배당증감 여부가 뿐 아니라 변화수준을 나타내는 증감률과 투자자심리지수, 투자자심리지수와의 민감도의 독립변수 및 통제변수들의 영향을 살펴보기 위한 회귀 분석한 결과를 나타낸다. 왼쪽의 Panel A에는 전년도 총자산 대비 현금배당금 증감률을 이용하였고, 오른편의 Panel B에서는 주당배당금(DPS) 증감률을 종속변수로 이용하였다. 먼저, Panel A와 Panel B의 총자산 대비 현금배당 증감률을 살펴보면, 시장투자자심리지수(MKT SENTIMENT)가 수익성을 통제한 모형 (1)과 수익성과 소유지분과 관련한 대주주지분율과 외국인 지분율을 함께 통제한 모형 (2), 투자기회여부까지 모두 포함한 모형 (3)에서 각각 5%, 10%, 5% 수준에서 유의한 음의 계수를 가지는 것을 확인할 수 있고, 패널 B의 주당배당금 증감률에서도 모든 모형에서 10% 수준에서 유의한 음(-)의 계수를 가지는 것으로 확인되었다. 본 결과는 투자자심리가 낮을 때, 기업들이 더 높은 증가율로 배당을 지급하는 것으로 해석되며, 배당의 증가여부 뿐만 아니라 증가수준과도 부(-)의 관계가 확인되어 가설 1-1을 지지함과 동시에 투자자심리가 낮을 때 투자자의 수요에 맞춰 배당을 증가시키는 정책을 수행한다는 케이터링이론 및 국내선행연구의 조성순, 박경희, 변진호(2013) 연구결과와도 부합한다. 다음으로, 본 연구에서 주장하는 개별기업의 민감도가 배당증감률에 미치는 영향을 살펴보면, 패널 A의 총자산 대비 현금배당금 증감률에서는 전체 표본에서 FIRM SENTIMENT가 음(-)의 계수를 나타내고 있으나 유의적이진 않는 것으로 나타났으나, 패널 B의 주당배당금 증감률에서는 10% 수준에서 유의한 부(-)의 관계가 확인되었다. 두 종속변수에서 유의성의 차이가 발생하는 이유는, 총자산 대비 현금배당 증감률의 경우 변수 특성상 증감 폭이 작을 수밖에 없기 때문인 것으로 간주된다.

추가적으로, 통제변수들이 배당의 증감률에 미치는 영향을 살펴보면, 패널 A의 총자산 대비 현금배당 증감률에서는 수익성과 영업활동으로부터의 현금흐름이 1% 수준에서 유의한 양(+)의 계수를 가지는 것으로 확인되었다. 이는 기업의 배당정책은 단연 수익성과 원활한 현금흐름이 기반이 되어야 함을 증명하고 있으며, 당해 수익성과 영업현금흐름이 높을 것이라고 여겨질 때, 배당을 증가시키는 것으로 해석할 수 있다. 또한 투자기회를 나타내는 Tobin’s Q는 앞선 1절의 절대적 배당수준에 미치는 영향을 분석한 결과와 반대로, 1% 수준에서 유의한 음(-)의 계수를 가지는 것으로 나타나 투자기회가 적은 기업일수록 배당을 증가시키는 것으로 확인되어 미래의 수익성이 있는 투자기회가 존재할 때에는 최종이익을 주주들에게 배당으로 지급하기 보다는 유보하려는 경향이 강함을 확인할 수 있다. 패널 B의 주당배당금 증감률에 대해서는 앞선 분석 결과와 동일하게 수익성, 영업활동으로의 현금흐름이 1% 수준에서 유의한 양(+)의 계수를, 토빈의 Q의 경우 1%수준에서 유의적인 음(-)의 계수를 나타내고 있어 투자기회가 적음에도 불구하고 높은 수익성이 예상될 때 기업은 배당을 증가시킴을 확인할 수 있었다. 이는 신호전달 가설과 같이, 수익성이 좋을 것이라 예측될 때 투자자들에게 배당을 증가시킴으로써 정보를 전달하고자 함을 유추할 수 있다.

<표 3> 기업의 배당증감 수준과 투자자심리지수 회귀분석 결과
	Panel A. 종속변수 : 총자산 대비 현금배당금			Panel B. 종속변수 : 주당배당금(DPS)
	[eqn: TRIANGLE]총자산 대비 현금배당금			DPS 증감률
	Model (1)	Model (2)	Model (3)	Model (1)	Model (2)	Model (3)
MKT SENTIMENT	-.061** (-2.023)	-.058* (-1.909)	-.061** (-2.013)	-.052* (-1.718)	-.051* (-1.670)	-.055* (-1.789)
FIRM SENTIMENT	-.017 (-.768)	-.017 (-.760)	-.018 (-.815)	-.039* (-1.704)	-.038* (-1.668)	-.039* (-1.737)
SIZE	-.030 (-1.112)	-.009 (-.307)	.023 (.701)	.011 (.397)	.007 (.240)	.046 (1.399)
LEVERAGE	.019 (.611)	.009 (.304)	.026 (.834)	.024 (.787)	.033 (1.035)	.053 (1.649)
GROWTH	.024 (.935)	.019 (.747)	.020 (.777)	.046* (1.785)	.040 (1.536)	.041 (1.575)
RISK	.019 (.709)	.020 (.747)	.019 (.743)	.028 (1.063)	.029 (1.085)	.029 (1.087)
PROF	.245*** (8.721)	.251*** (8.879)	.280*** (9.413)	.113*** (3.956)	.115*** (3.999)	.149*** (4.956)
Tobin’s Q			-.102*** (-3.233)			-.122*** (-3.847)
CF(t)	.100*** (3.853)	.102*** (3.893)	.106*** (4.702)	.123*** (4.655)	.119*** (4.488)	.124*** (4.705)
FCF		-.038 (-1.555)	-.022 (-.887)		-.010 (-.407)	.099 (.356)
IVT(t)			.006 (.253)			.005 (.210)
LARGE		.032 (1.279)	-.025 (-.841)		.062** (2.423)	.060** (2.367)
FOR		-.027 (.905)	-.022 (-.877)		.026 (.860)	.028 (.936)
[eqn: alpha]	.000 (.041)	-.003 (-.705)	-.005 (-1.313)	-.317 (-.906)	-.465 (-1.146)	-.766* (-1.851)
연도더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
산업더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
R Square	.105	.108	.113	.081	.084	.091
LR(F value)	3.577***	3.499***	3.566***	2.669***	2.655***	2.810***

위 분석에서는 수익성과 영업현금흐름이 배당정책 결정에 핵심적인 영향을 미치는 것으로 나타나 배당정책은 스무딩(smoothing)한 특성을 가지기 때문에 수익성이 좋지 않은 기업은 흉내 낼 수 없는 정책임이 확인되었다. 또한 복합적으로 투자자심리지수가 낮을 때에는 기업이 배당에 대한 투자자들의 수요가 증가하기 때문에 보다 안정적인 배당을 지급하고자 함을 유추할 수 있었다.

<표 4>는 본 연구의 [가설 1-2] 투자자심리가 낮을 때, 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도가 낮은 기업일수록 배당 증가 성향을 강할 것이며 배당 증가 수준도 크게 나타날 것이다. 즉, 배당증감 여부 및 배당 변화 수준은 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도와 음(-)의 관계를 가질 것이라는 것을 확인하기 위하여 투자자심리가 높고 낮음에 따라 개별기업의 투자자심리가 배당증감에 미치는 영향을 살펴보고자 하였다. 먼저 <표 4>의 패널 A는 투자자심리가 높을 때, 배당증감요인을 나타내고 있다. 투자자심리가 높을 때, 개별기업의 민감도(FIRM SENTIMEN)의 경우, 음(-)의 계수를 가지나 유의적이진 않는 것으로 나타났다. 그러나 패널 B의 투자자심리가 낮을 때, 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도가 5% 수준에서 유의적인 음(-)의 계수를 보이고 있어, 투자자심리가 낮을 때, 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도가 낮은 기업일수록 배당 증가 성향을 강할 것이며 배당 증가 수준도 크게 나타날 것이다. 즉, 배당증감 여부 및 배당 변화 수준은 개별기업의 투자자심리지수와의 민감도와 음(-)의 관계를 가질 것이라는 본 연구의 가설 1-2를 지지하고 있다. 이는 투자자들은 시장상황이 불안정하다고 판단되는 경우, 불안한 심리와의 민감도가 작은 기업에 대해서 안정적이라 판단하

며, 이러한

<표 4> 투자자심리지수별 개별기업의 투자자심리지수 민감도와 배당증감간의 로짓분석 결과
	총자산 대비 현금배당금 증가 = 1, 감소 = 0
	Panel A. When sentiment is high			Panel B. When sentiment is low
	Model (1)	Model (2)	Model (3)	Model (1)	Model (2)	Model (3)
FIRM SENTIMENT	-.114 (.606)	-.089 (.690)	-.085 (.706)	-.391** (.032)	-.376** (.039)	-.380** (.037)
SIZE	.068 (.539)	.242* (.063)	.336** (.015)	.017 (.871)	.076 (.530)	.077 (.541)
LEVERAGE	.052 (.580)	.017 (.863)	.044 (.654)	-.030 (.711)	-.011 (.894)	-.010 (.904)
GROWTH	.536 (.410)	.338 (.588)	.342 (.591)	-.710 (.134)	-.788* (.099)	-.778 (.103)
RISK	-.012 (.736)	-.009 (.804)	-.008 (.825)	-.076** (.017)	-.075** (.020)	-.074** (.022)
PROF	11.977*** (.000)	12.782*** (.000)	14.264*** (.000)	12.892*** (.000)	13.402*** (.000)	13.553*** (.000)
Tobin’s Q			-.390** (.020)			-.046 (.752)
CF(t)	1.284 (.204)	1.682 (.101)	2.030* (.051)	4.539*** (.000)	4.743*** (.000)	4.818*** (.000)
FCF		-1.741* (.060)	-1.166 (.230)		-.690 (.402)	-.581 (.495)
IVT(t)			-.116 (.757)			-.145 (.641)
LARGE		.047 (.922)	-.013 (.978)		.969** (.027)	.943** (.033)
FOR		-1.229** (.023)	-1.271** (.019)		-.256 (.604)	-.242 (.625)
[eqn: alpha]	-1.010 (.286)	-2.264** (.046)	-2.756*** (.018)		-1.299 (.211)	-1.245 (.242)
연도더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
R Square	.085	.096	.102	.140	.145	.146
LR(F value)	1104.78***	1094.00***	1088.51***	1295.16***	1288.77***	1288.45***

기업에 대해서 불확실성을 수반하는 자본이득이 아니라 안정적인 배당을 요구하기 때문에 기업은 투자자들의 수요에 맞춰 배당을 증가시킬 수 있음을 시사하고 있다.

<표 5>은 실질적으로 개별기업의 투자자심리와의 민감도에 따른 배당증감 차이를 분석한 것으로 투자자심리와의 민감도가 낮은 기업들이 총자산 대비 현금배당, 배당성향, 주당배당금 증감률, 총자산 대비 현금배당 증감률 모두가 민감도가 높은 기업에 비해 높은 것으로 확인되어 본 연구의 주장을 뒷받침하고 있다.

<표 5> 개별기업의 투자자심리와의 민감도에 따른 배당금 및 배당률 차이분석 결과 DIV/TA는 총자산 대비 현금배당금이며, 현금배당금을 총자산으로 나눈 값으로 정의하였고, DIV/NI는 당기순이익 대비 현금배당금으로 정의, 주당 배당금 변화율([eqn: TRIANGLE]DPS)는 전기 주당배당금에서 당기 주당배당금을 차감한 후, 전기 주당배당금으로 나눈 값으로 정의하였다. 마지막으로 총자산 대비 현금배당금 변화율은 전기 총자산 대비 현금배당율에서 당기 총자산 대비 현금배당율을 차함한 후 전기 총자산 대비 현금배당율로 나눈 값으로 정의하였다.
	TOTAL (N=2,016)	HIGH FIRM SENTIMENT (N=1,195)	LOW FIRM SENTIMENT (N=821)	차이 검정 P-value	평균 차이	표준 오차
DIV/TA	.0136	.0129	.0143	.072*	-.00138	.00076
DIV/NI	.2980	.2745	.3211	.055*	-.04653	.04563
[eqn: TRIANGLE]DPS	.1819	.1409	.2221	.070*	-.08123	.04473
[eqn: TRIANGLE]DIV/TA	.0008	.0005	.0011	.170	-.00062	.00045

통제변수의 영향에서는 패널 A의 투자자심리가 높을 경우에는 수익성이 높을수록 배당을 증가하는 것으로 보이고, 토빈의 Q, 외국인 지분율이 유의적인 음(-)의 계수를 가지는 것으로 확인되었다. 주목할 점은 패널 B의 투자자심리가 낮을 때에는 수익성이 배당증가의 중대한 영향을 미치는 요소인 것은 투자자심리가 높을 때와 동일하지만 영업현금의 현금흐름은 투자자심리가 낮을 때 더욱 중요한 영향을 미치는 변수이며, 심리가 낮을 때에는 대주주 지분율이 높을수록 배당을 증가시키는 성향이 있음을 보여주고 있다.

<표 6> 은 투자자심리지수에 따른 개별기업의 투자자심리지수 민감도와 배당증감간의 로짓분석 결과를 보여주고 있으며, 종속변수로는 주당배당금 증감 여부를 이용한 결과이다. 투자자심리지수가 높고 낮을 때, 개별기업의 민감도에 따라 미치는 영향이 상이한지를 확인하기 위해 패널 A는 투자자심리지수가 높을 때의 분석결과이며 패널 B는 투자자심리지수가 낮을 때의 분석결과이다. 먼저 패널 개별기업의 투자자심리와의 민감도(FIRM SENTIMENT)를 살펴보면, 음(-)의 계수를 가지지만 유의적인 것은 아닌 것이 확인되었다. 그러나 패널 B의 투자자심리가 낮을 때, 개별기업의 민감도가 낮은 기업이 배당을 증가시키는 성향이 있음을 유의적인 음(-)의 계수가 뒷받침하고 있다. 이는 투자자심리가 높을 때, 즉 시장상황이 긍정적일 때에는 배당보다는 자본이득에 대한 기대가 클 것이며, 시장상황이 부정적일 경우, 심리와의 민감도가 낮은 기업에 대해서 안정적인 배당을 요구하여 경영자가 수요에 맞는 증가정책을 실시할 것이라는 본 연구의 가설을 지지하고 있다. 물론, 단편적으로 민감도가 모든 배당정책을 설명할 수 있는 것은 아니지만, 통제변수결과를 살펴보면 수익성과 영업현금흐름이 투자자심리지수와 상관없이 배당정책의 기본전제가 된다는 점에서는 차이가 없는 것을 볼 수 있다. 그렇다면, 시장상황에 따라 투자자들의 수요가 기업마다 상이하기 때문에 이러한 차이가 나타난다는 결과를 유추할 수 있다.  또한 통제변수의 수익성과 영업현금흐름에서는 투자자심리가 높을 때에는 당해 수익성이 좋을 것이라 기대되는 상황에서 배당증가 정책을 결정하는 것을 볼 수 있으나 영업현금흐름의 경우, 유의성은 투자자심리지수가 낮을 때보다 현저히 떨어지는 것을 볼 수 있다. 이는 투자자심리가 부정적일 때, 기업은 수익성 뿐 아니라 영업현금흐름의 증가까지 고려하여 배당을 증가함에 있어 더욱 보수적으로 움직임을 예상할 수 있다.

<표 6> 투자자심리지수별 개별기업의 투자자심리지수 민감도와 배당증감간의 로짓분석 결과
	주당배당금(DPS) 증가 = 1, 감소 = 0
	Panel A. When sentiment is high			Panel B. When sentiment is low
	Model (1)	Model (2)	Model (3)	Model (1)	Model (2)	Model (3)
FIRM SENTIMENT	-.159 (.478)	-.143 (.529)	-.137 (.548)	-.443** (.016)	-.434** (.018)	-.433** (.019)
SIZE	.239** (.037)	.374*** (.005)	.484*** (.001)	.120 (.265)	.167 (.171)	.164 (.196)
LEVERAGE	-.103 (.293)	-.121 (.224)	-.092 (.355)	.006 (.939)	.039 (.636)	.039 (.643)
GROWTH	.281 (.639)	.140 (.812)	.150 (.802)	-.659 (.167)	-.747 (.119)	-.750 (.118)
RISK	-.070* (.056)	-.067* (.067)	-.067* (.070)	-.069** (.030)	-.068** (.036)	-.068** (.036)
PROF	13.451*** (.000)	14.073*** (.000)	15.985*** (.000)	13.847*** (.000)	14.477*** (.000)	14.383*** (.000)
Tobin’s Q			-.464*** (.006)			.022 (.884)
CF(t)	1.186 (.242)	1.455 (.156)	1.895* (.069)	4.799*** (.000)	4.892*** (.000)	4.869*** (.000)
FCF		-.801 (.394)	-.017 (.986)		.220 (.789)	.186 (.828)
IVT(t)			-.319 (.380)			.017 (.956)
LARGE		.362 (.448)	.288 (.547)		1.094** (.013)	1.104** (.013)
FOR		-.913* (.096)	-.981* (.074)		.497 (.670)	-.215 (.666)
[eqn: alpha]	-2.285** (.018)	-3.465*** (.003)	-4.020*** (.001)	-1.469** (.106)	-2.416** (.021)	-2.409** (.025)
연도더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
R Square	.113	.118	.126	.154	.159	.159
LR(F value)	1089.47***	1084.37***	1076.14***	1287.91***	1281.35***	1281.33***

<표 7>은 배당증감 여부가 아닌 총자산 대비 현금배당금 증감률을 종속변수로 하여 기업의 특성이 증감률에 미치는 영향을 살펴보고자 하였다. 먼저 본 연구의 핵심 설명변수인 개별기업의 민감도(FIRM SENTIMENT)를 살펴보면, 패널 A와 B, 투자자심리가 높고 낮을 때, 음(-)의 계수를 가지지만 유의적이진 않은 것으로 나타났다. 이는 개별기업의 투자자심리와의 민감도가 배당증가 여부에 대해서는 영향을 미칠 수 있으나, 심리가 낮다고 하여 높은 증가율을 보이는 것은 아님으로 해석할 수 있고, 이론적으로나 실무적으로도 가늠할 수 있는 결과이다. 특성변수의 관계를 살펴보면, 먼저 투자자심리지수가 높을 때에는 기업규모가 클수록 배당증가율이 높은 것으로 나타났으며, 당해 수익성(PROF)의 경우 1% 수준에서 유의적인 양(+)의 계수를, 토빈의 Q와 외국인 지분율의 경우 1% 수준에서 유의적은 음(-)의 계수롤 나타내고 있다. 이는 심리가 좋을 경우, 안정적인 수익성을 가지고 있고 미래 투자기회가 적은 기업의 경우 수익을 투자자들에게 배당으로 돌려주고자 배당을 증가시키는 것으로 판단된다. 패널 B의 투자자심리가 낮을 경우에는 수익성은 단연 기본전제가 됨은 물론이고 유의성 또한 투자자심리가 높을 경우보다 현저히 높게 나타나고 있으며, 영업현금흐름이 1% 수준에서 유의한 양(+)의 계수로 확인되어, 투자자심리가 높을 때보다 낮을 때 수익성과 현금흐름은 배당증감에

<표 7> 기업의 배당증감 수준과 투자자심리지수 회귀분석 결과
	[eqn: TRIANGLE]총자산 대비 현금배당금
	Panel A. When sentiment is high			Panel B. When sentiment is low
	Model (1)	Model (2)	Model (3)	Model (1)	Model (2)	Model (3)
FIRM SENTIMENT	-.003 (-.084)	-.001 (-.019)	-.001 (-.045)	-.014 (-.483)	-.012 (-.427)	-.013 (-.478)
SIZE	.040 (1.135)	.117*** (2.868)	.151*** (3.573)	-.065** (-2.174)	-.082** (-2.402)	-.079** (-2.246)
LEVERAGE	-.016 (-.436)	-.024 (-.656)	-.008 (-.216)	.053 (1.747)	.058* (1.857)	.059 (1.877)
GROWTH	.083** (2.393)	.075** (2.149)	.072** (2.071)	-.041 (-1.400)	-.043 (-1.485)	-.042 (-1.437)
RISK	.045 (1.341)	.045 (1.346)	.048 (1.429)	-.032 (-1.159)	-.030 (-1.077)	-.029 (-1.040)
PROF	.081** (2.066)	.107*** (2.696)	.145*** (3.405)	.305*** (9.663)	.299*** (9.285)	.306*** (9.127)
Tobin’s Q			-.114*** (-2.738)			-.022 (-.675)
CF(t)	.041 (1.044)	.060 (1.537)	.072* (1.829)	.175*** (5.709)	.178*** (5.747)	.181*** (5.809)
FCF		.005 (.145)	.023 (.635)		-.037 (-1.289)	-.031 (-1.053)
IVT(t)			.027 (.762)			-.016 (-.551)
LARGE		.021 (.623)	.017 (.502)		.034 (1.187)	.031 (1.074)
FOR		-.148*** (-3.611)	-.146*** (-3.556)		.048 (1.440)	.050 (1.497)
[eqn: alpha]	-.007 (-1.631)	-.017*** (-3.213)	-.020*** (-3.728)	.005 (1.243)	.006 (1.337)	.006 (1.332)
연도더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
산업더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
R Square	.027	.043	.052	.155	.158	.159
LR(F value)	3.494***	3.897***	3.943***	28.506***	20.457***	17.093***

영향을 더욱 강하게 미침을 확인할 수 있다.

<표 8>는 주당배당금 증감률을 종속변수로 하여 기업의 특성이 주당배당금 증감률에 미치는 영향을 살펴보고자 하였다. 개별기업의 민감도(FIRM SENTIMENT)를 살펴보면, 앞선 총자산 대비 현금배당금 증감률과 동일하게 패널 A와 B, 투자자심리가 높고 낮을 때, 음(-)의 계수를 가지지만 유의적이진 않은 것으로 나타났다. 이는 개별기업의 투자자심리와의 민감도가 배당증가 여부에 대해서는 영향을 미칠 수 있으나, 심리가 낮다고 하여 높은 증가율을 보이는 것은 아님으로 해석할 수 있다. 당해 수익성(PROF)의 경우 총자산 대비 현금배당금 증감률에서는 투자자심리가 높고 낮을 때 모두에서 1% 수준에서 유의적인 양(+)의 계수를 보였으나 주당배당금 증감률에서는 투자자심리지수가 높을 때, 모형 (3)에서만 10% 수준에서 유의적인 정(+)의 관계가 확인되고 있다. 이에 반하여 투자자심리지수가 낮을 때에는 1% 수준에서 유의적인 부(+)의 관계가 나타나 심리가 높고 낮을 때 명확한 차이를 보이고 있음이 확인되었다.

<표 8> 기업의 배당증감 수준과 투자자심리지수 회귀분석 결과
	[eqn: TRIANGLE]주당배당금
	When sentiment is high			When sentiment is low
	Model (1)	Model (2)	Model (3)	Model (1)	Model (2)	Model (3)
FIRM SENTIMENT	-.031 (-.929)	-.027 (-.813)	-.028 (-.835)	-.044 (-1.499)	-.043 (-1.458)	-.046 (-1.576)
SIZE	.047 (1.311)	.047 (1.157)	.097** (2.284)	.012 (.389)	.028 (.799)	.041 (1.114)
LEVERAGE	.058 (1.548)	.065* (1.740)	.088** (2.329)	.036 (1.137)	.048 (1.467)	.050 (1.555)
GROWTH	.063* (1.809)	.056 (1.591)	.052 (1.510)	-.017 (-.553)	-.021 (-.696)	-.018 (-.592)
RISK	.011 (.316)	.015 (.436)	.018 (.555)	-.012 (-.415)	-.009 (-.320)	-.008 (-.276)
PROF	.015 (.377)	.016 (.404)	.074* (1.735)	.156*** (4.727)	.167*** (4.969)	.186*** (5.324)
Tobin’s Q			-.165*** (-3.987)			-.065* (-1.894)
CF(t)	.110*** (2.820)	.108*** (2.743)	.125*** (3.198)	.188*** (5.877)	.189*** (5.850)	.196*** (6.051)
FCF		-.011 (-.331)	.019 (.522)		.026 (.893)	.040 (1.326)
IVT(t)			.019 (.560)			-.017 (-.559)
LARGE		.101*** (2.948)	.095*** (2.785)		.067** (2.223)	.059* (1.950)
FOR		.036 (.885)	.038 (.936)		-.020 (-.580)	-.015 (-.439)
[eqn: alpha]		-1.218* (-1.879)	-1.735*** (-2.643)	-.214 (-.737)	-.538 (-1.588)	-.572* (-1.659)
연도더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
산업더미	YES	YES	YES	YES	YES	YES
R Square	.017	.024	.040	.076	.078	.080
LR(F value)	3.190***	3.167***	4.032***	13.822***	10.307***	8.934***

<표 9>는 본 연구의 가설 2-1, 2-2와 관련된 것으로 배당증감 그룹의 대한 배당 공시 효과를 CAR(-10 ~ +1), CAR(-5 ~ +1), CAR(-3 ~ +1)에 대하여 투자자심리지수가 낮은 그룹과 높은 그룹, 개별기업의 투자자심리와의 민감도가 낮은 그룹과 높은 그룹으로 구분하고, 그룹 간에 유의한 차이가 있는지를 정리해놓은 결과이다. 먼저 <표 9>의 Panel A는 배당증감 기업과 투자자심리, 개별기업의 투자자심리와의 민감도와 관련한 배당공시효과 비교하고 있다. 투자자심리가 낮을 때의 배당 증가에 대한 공시효과는 평균 2.15%이고, 투자자심리가 높을 때의 배당 증가에 대한 공시효과는 평균 1.48%로 같은 배당증가 공시라 하더라도 투자자심리가 낮을 때, 더 높은 비정상수익률을 보임을 알 수 있다. 또한 배당 감소 공시에서도 투자자심리가 낮을 때에는 1.11%의 비정상수익률, 심리가 높을 때의 0.27% 비정상수익률로 나타났으며, 배당 증가와 감소 공시 모두에서 투자자심리가 높고 낮음에 따라 10% 수준에서 유의한 차이를 보이고 있다. 이는 가설 2-1에서 투자자심리가 낮을 때, 투자자들은 안정적인 배당을 선호하게 되고, 배당을 지급하는 기업에 대해서는 증가에 대한 수요가 강하기 때문에 기업은 이러한 투자자의 수요에 맞게 배당을 증가할 것이고 따라서 투자자심리가 낮을 때 투자자들은 배당증가 공시에 대해 더욱 긍정적인 반응을 보일 수 있다는 가설을 지지하는 결과이다. 두 번째로, 개별기업의 투자자심리와의 민감도가 낮은 기업의 배당 공시효과는 2.58%로 민감도가 높은 기업 1.05%보다 유의적으로 높은 누적비정상수익률을 보이고 있다. 그러나 배당감소표본에서는 개별기업의 민감도가 낮은 그룹에서 0.71%, 높은 그룹에서는 0.75%로 유의적인 차이도 없었으며, 민감도가 높은 그룹이 더 높게 나타났다. 본 결과 또한 투자자들은 기업의 규모가 작고, 위험이 높으며, 성장형 기업이라는 특성을 지닌 개별기업의 투자자심리와의 민감도가 높은 기업들에게는 배당보다는 사내유보를 통한 성장 수요가 강할 것이고 반대의 경우 배당에 대한 수요가 높아질 것이기 때문에 민감도가 낮은 기업들은 배당을 증가시키고자 할 것이며 이에 투자자들은 보다 긍정적인 반응을 보인다는 가설 2-2에 부합한 결과이다. 따라서 국내 주식시장에서는 선행연구와 마찬가지로 투자자심리가 배당정책에 일부 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 개별기업의 민감도에 따라서도 투자자들의 수요가 달라짐을 확인하였다.

<표 9> 배당증감 관련 그룹별 배당 공시효과 비교 누적비정상수익률(CAR)은 현금배당 공시일 이전 10일부터 이후 1일까지이며, 비정상수익률(AR)을 누적하여 계산한 값이다. 추정기간은 150일로써, -161~ -11일을 추정기간으로 하였다. ()는 t통계량의 p-value이며, *, **, **는 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의적임을 나타낸다.
Panel A. 배당증감 기업의 시장 및 개별기업의 투자자심리와 관련한 배당공시효과 비교
	MKT SENTI 낮은 그룹		MKT SENTI 높은 그룹		차이
	CAR(-10 ~ +1)		CAR(-10 ~ +1)
	표본 수	평균	표본 수	평균
배당증가	674	.0215	530	.0148	.0067(.100)*
배당감소	424	.0111	350	.0027	.0084(.096)*
차이		.0104** (.048)		.0121** (.038)
	FIRM SENTI 낮은 그룹		FIRM SENTI 높은 그룹		차이
	CAR(-10 ~ +1)		CAR(-10 ~ +1)
	표본 수	평균	표본 수	평균
배당증가	638	.0258	566	.0105	.0152(.006)***
배당감소	360	.0071	414	.0075	.0003(.688)
차이		.0187 (.001)***		.0030 (.410)
Panel B. 투자자심리가 높고 낮을 때, 개별기업의 민감도에 따른 배당공시효과 비교
배당증가표본
	FIRM SENTI 낮은 그룹		FIRM SENTI 높은 그룹		차이
	CAR(-10 ~ +1)		CAR(-10 ~ +1)
	표본 수	평균	표본 수	평균
HIGH SENTIMENT	276	.0215	254	.0075	.0140(.059)*
LOW SENTIMENT	362	.0290	312	.0130	.0160(.012)**
차이		.0075 (.331)		.0055 (.409)
배당감소표본
	FIRM SENTI 낮은 그룹		FIRM SENTI 높은 그룹		차이
	CAR(-10 ~ +1)		CAR(-10 ~ +1)
	표본 수	평균	표본 수	평균
HIGH SENTIMENT	173	.0026	177	.0027	.0001(.985)
LOW SENTIMENT	187	.0113	237	.0110	.0003(.967)
차이		.0087** (.022)		.0082** (.022)

Panel B는 세부적으로 투자자심리가 높고 낮을 때, 개별투자자의 민감도에 따라 시장반응이 상이하게 나타나는지를 확인한 결과이다. 먼저, 배당증가 표본에서, 투자자심리가 높을 때, 민감도가 낮은 그룹에서는 평균 2.15% 누적초과수익률을, 민감도가 높은 그룹에서는 0.75%러 낮은 그룹에서 더 높게 나타났으며, 투자자심리가 낮을 때에는 민감도가 낮은 그룹에서 2.90%, 높을 때는 1.30%로 심리가 높고 낮을 때 모두에서 민감도가 낮은 그룹의 시장반응이 더 강하게 확인되었다. 또한, 민감도가 같은 그룹에서도 시장투자자심리가 낮을 때 더 강한 시장반응을 보이고 있어, 결과적으로도 심리가 낮을 때, 배당증가에 대한 시장반응이 더 강함을 확인하였다. 배당감소 표본에서는 민감도의 차이에서는 유의적인 차이가 나타나지 않았고 거의 동일한 시장반응이 확인됨에 반해, 시장 투자자심리에 의한 차이는 명확하게 확인되어 본 연구의 앞선 분석 결과를 뒷받침 하고 있다.

제 Ⅴ장 결론 및 요약

본 연구는 기업의 배당증감 정책을 신호전달가설 및 대리인 문제 관점에서 설명하는 전통적인 재무이론과는 달리 행태재무학적 관점에서 설명하고자 하였다. Baker and Wurgler (2004, a)는 경영자가 투자자의 배당에 대한 수요를 반영하여 배당정책을 결정함을 설명하였고, 투자자의 심리가 배당프리미엄과 관련이 있음을 주장하였다. 이후 다수의 연구에서 투자자심리가 낮을 때, 투자자들은 안정적인 배당을 선호하고 이에 기업은 배당을 지급 혹은 증가시키고자 함을 확인하였다. 조성순, 박경희, 변진호 (2013) 연구는 한국주식시장에서도 배당의 케이터링이론이 적용됨을 보여주었다. 본 연구는 동 연구의 투자자심리에 따라 배당정책과 시장반응이 달리 나타나는 점을 확장하여 개별기업의 투자자심리와의 민감도에 따라 배당정책의 변화 및 시장반응이 어떻게 달라지는지를 확인하고자 하였으며, 실증연구 결과를 요약하면 아래와 같다.

첫째, 투자자심리가 낮을수록 투자자의 배당 증가에 대한 수요가 높아져 기업이 배당을 증가시킬 것이라는 가설에 대해서는 투자자심리가 배당증감 여부와 부(-)의 관계가 있음으로 나타나 Baker and Wurgler (2004, a),  조성순, 박경희, 변진호 (2013)의 선행연구들과 동일한 결과를 보이고 있다.

둘째, 개별기업의 투자자심리와의 민감도가 낮은 주식의 경우, 투자자들은 배당 증가에 대한 수요가 높아 기업은 배당을 증가시킬 것이라는 가설을 확인한 결과, 개별기업의 투자자심리와의 민감도와 배당증감 사이에 부(-)의 관계가 존재함을 확인하였고, 투자자의 반응 또한, 같은 배당증감 공시라 하더라도 민감도가 낮은 기업에 더 강하게 반응함을 발견하였다. 이는 투자자 심리와의 민감도가 높은 기업은 대체로 기업규모가 작고, 위험이 크며, 성장형 기업이라는 특성을 가진다는 Barker and wulgler(2006, 2007) 연구결과를 볼 때, 투자자들은 민감도가 높은 기업에 대해서는 배당증가 수요가 낮고, 반대로 민감도가 낮은 기업에 대해서는 배당에 대한 수요가 높음을 유추할 수 있다. 본 연구의 결과는 기업의 배당의사결정 및 투자자들의 투자판단에 실무적인 도움을 줄 것이라 판단된다.

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