미래현금흐름의 예측가능성과 현금보유수준의 관계에 관한 연구 
Predictability of Future Cash Flows and Cash Holdings

김유라a
서울시립대학교
yurakkim@gmail.com

윤정선b
국민대학교
jyun@kookmin.ac.kr

This Version: May 29, 2015

a 서울시립대학교 조교수, 제1저자, Assistant Professor of College of Business Administration, University of Seoul (Email: yurak0@uos.ac.kr)
b 교신저자, 국민대학교 부교수, Associate Professor of College of Business Administration, Kookmin University (Email: jyun@kookmin.ac.kr)

미래현금흐름의 예측가능성과 현금보유수준의 관계에 관한 연구

요약: 
본 연구는 1990~2013년 기간에 한국거래소의 유가증권시장과 코스닥시장에 상장된 제조기업을 대상으로 기업의 현금보유가 미래현금흐름의 예측가능성에 따라 달라지는지를 경영진의 재량에 따른 이익조정이 갖는 신호효과를 고려하여 분석하였다. 일반적으로 기업재무의 선행연구에서는 미래현금 예측가능성의 대리변수로 현금흐름의 변동성을 활용하는 경향이 있다. 반면 이익유연화의 신호효과에 관한 연구에서는 발생액이 경영진의 사적 정보를 더 잘 반영하며(Subramanyam, 1996) 당기의 현금흐름에 비하여 미래현금흐름에 대한 더 정확한 정보를 제공(Dechow et al., 1998)할 수 있다는 점을 강조하고 있다. 따라서 본 연구에서는 경영진이 자신의 사적정보를 이용하여 미래현금흐름을 예측하고 이를 이용하여 현금보유수준을 결정할 수 있다는 점을 고려하여 현금흐름을 포함한 이익구성요소의 변동성과 현금보유수준과의 관계를 분석하였다. 분석결과, 본 연구에서는 발생액을 포함한 이익의 변동성이 현금보유수준과 유의한 정(+)의 관계를 갖고 있으며 이는 현금흐름으로 통제한 이후에도 변화하지 않는 것으로 추정되었다. 이와 같은 분석결과는 미래현금흐름의 예측가능성이 감소할수록 현금보유수준을 높임으로써 예상하지 못한 현금부족으로 인한 유동성 비용을 줄일 수 있을 것이라는 가설과 부합하며 특히 미래현금흐름의 예측가능성의 대리변수로 현금흐름의 변동성 이외에도 발생액의 변동성 또한 포함하여야 한다는 것을 시사한다. 한편, 전체표본을 재무제약이 있는 기업과 그렇지 않은 기업으로 분류하여 분석한 결과 재무제약에 처한 기업은 이익구성요소들의 변동성과 현금보유수준간에 정(+)의 관계를 나타냈지만, 재무제약에 처하지 않은 기업에서는 두 변수 사이에 유의한 관계를 갖지 않은 것으로 추정되었다. 

주제어: 현금보유, 이익의 변동성, 현금흐름 변동성, 발생액 변동성, 재무제약
I.	
서론
기업재무의 현금보유결정요인에 관한 연구는 기업의 현금보유비중이 미래현금흐름에 대한 예측가능성에 따라 달라질 수 있음을 시사한다. 우선 현금보유는 유동성 프리미엄만큼의 기회비용을 유발하는 반면, 예측하지 못했던 자금의 수요가 발생할 경우 거래비용을 감소시키는 순기능이 있다(Kim et al., 1998). 또한 미래현금흐름의 예측이 어려운 기업은 예측하지 못했던 자금부족 현상이 발생할 가능성이 증가하기 때문에 더 많은 유동성을 보유함으로써 예측하지 못했던 자금수요에 대비하고자 할 것이다(Han and Qiu, 2007; Harford, 1999). 
본 연구는 기업의 현금보유가 미래현금흐름의 예측가능성에 따라 달라지는지를 분석하였다. Kim et al.(1998)과 Opler et al.(1999) 등을 비롯한 기업재무의 선행연구에서는 미래현금흐름의 예측가능성은 과거현금흐름의 변동성이 증가할수록 감소하는 경향이 있다고 주장하였다. 반면, Dechow et al.(1998)과 Barth et al.(2001)은 현금흐름과 함께 또 다른 이익의 구성요소인 발생액(accruals)이 경영자의 재량적 회계 선택과 추정 및 추측을 반영하고 있으므로 현금흐름에 비하여 기업의 미래성과와 미래현금흐름의 예측치를 더 정확하게 제공할 수 있다고 주장하였다. 또한 Healy and Palepu(1993)는 경영진이 자신이 보유한 미래현금흐름에 대한 사적정보(private information)를 발생액을 통하여 시장에 전달하고자 할 수 있으므로 발생액의 변동성이 미래의 현금흐름에 관하여 현금흐름의 변동성이 갖지 못한 유용한 정보를 보유하고 있을 것이라고 주장하였다. 본 연구에서는 미래현금흐름의 예측가능성에 대한 대용변수로 현금흐름 이외에도 경영진이 재량적 조정을 통해 사적정보를 전달할 수 있다는 가설을 고려하여 발생액 및 이익의 변동성을 동시에 활용하였다. 이익구성요소의 변동성이 증가하면 기업의 미래성과와 미래현금흐름 창출 능력에 대한 예측이 어려워지고 이로 인해 예측하지 못한 현금부족에 대비하여 현금보유수준이 증가할 것이라고 기대하였다.
한편 본 연구에서는 미래현금흐름의 예측가능성이 현금보유에 미치는 영향이 재무제약에 따라 달라질 수 있다는 점을 고려하였다. 즉, 예측하지 못한 일시적 자금수요가 발생할 경우 단기적인 자금수요로 인한 자본비용의 상승폭이 재무제약이 있는 기업에서 더 클 것이므로 재무제약이 없는 기업은 미래현금흐름의 예측가능성과 현금보유 간의 상관관계가 없는 반면 재무제약이 있는 기업은 미래현금흐름의 예측가능성이 낮을수록 감소할 것으로 기대하였다.
분석 결과, 본 연구에서는 이익구성요소의 변동성이 높은 기업일수록 현금보유비중이 증가하며, 특히 이익의 변동성이 현금보유비중에 미치는 정(+)의 영향은 현금흐름의 변동성을 통제한 이후에도 변화하지 않는 것으로 추정되었다. 이는 발생액을 포함하고 있는 이익의 변동성이 경영진의 재량을 통한 사적정보를 반영하고 있을 수 있다는 가설에 부합되는 분석결과이다.한편, 전체표본을 재무제약의 대리변수인 신용위험에 따라 세 그룹으로 분류하여 동일한 분석을 시행한 결과 신용위험이 낮은 기업은 이익구성요소의 변동성이 현금보유수준에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 추정된 반면, 신용위험이 높은 기업은 이익구성요소의 변동성이 현금보유수준에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 추정되었다. 이는 재무제약이 높은 기업일수록 미래현금흐름에 대한 예측가능성이 감소하여 현금보유에 대한 유인이 증가할 수 있다는 가설과 부합되는 결과이다. 
본 논문은 다음과 같이 구성되었다. 제 2장에서는 선행연구를 소개하고 가설을 설정하였다. 제 3장에서는 실증분석에 사용된 표본 및 변수 그리고 연구모형에 대하여 설명하였다. 제 4장에서는 변수의 기초통계량과 실증분석의 결과를 제시하였다. 제 5장은 결론을 제시하고 논문을 마무리하였다.

II.	선행연구 및 가설설정
2.1 선행연구
2.1.1 미래현금흐름의 예측가능성과 현금보유
Modigliani and Miller(1958)가 자본구조무관론을 제시한 이후 기업재무분야의 많은 선행 연구들이 기업들은 예측하지 못한 현금부족에 대비하여 현금을 보유하고자 하는 유인이 있다는 이론적, 실증적 증거를 제시하였다. Kim et al.(1998)은 기업이 보유한 현금은 유동성 프리미엄만큼의 기회비용을 유발하는 반면 예측하지 못했던 자금의 수요가 발생할 경우 거래비용을 감소시키는 순기능이 있다고 주장하였다. 또한, Han and Qiu(2007)는 미래현금흐름의 예측이 어려운 기업은 예상치 못했던 자금부족 현상이 발생할 가능성이 증가하기 때문에 더 많은 현금을 보유함으로써 예상치 못했던 자금수요에 대비하고자 할 것이라고 하였다. 이와 같이 미래현금흐름의 예측가능성이 현금보유에 미치는 영향에 대한 이론적 근거는 명확하지만, 미래현금흐름의 예측가능성을 측정하는 대리변수에 대한 견해는 통일되어 있지 않다. 우선 Han and Qiu(2007), Kim et al.(1998) 등을 비롯한 기업재무의 선행연구에서는 이익의 구성요소 중 하나인 영업현금흐름의 변동성을 미래현금흐름의 예측가능성에 대한 대리변수로 활용하였다. 반면, Graham et al.(2005)은 미국상장기업의 경영진에 대한 설문 연구를 통해 기업 이익의 변동성이 높을수록 미래현금흐름의 예측가능성(earnings predictability)은 낮아질 수 있다고 주장하였다. 특히 이 연구에서는 설문대상인 총 400명의 최고경영자 중 78%가 이익유연화를 통하여 이익의 변동성을 낮춤으로써 이익 예측가능성(earnings predictability)을 개선할 의사가 있음을 발견하였다. Dechow et al.(1998)과 Barth et al.(2001)은 현금흐름과 함께 이익의 또 다른 구성요소인 발생액이 포함된 이익이 현금흐름보다 더 정확한 미래의 현금흐름에 대한 정보를 제공할 수 있다고 주장하였다. 또한 Healy and Palepu(1993)는 발생액은 현금흐름에 비하여 경영진의 재량을 활용한 조정이 용이하여 미래현금흐름에 대한 경영진의 사적정보를 시장에 전달하는데 유용한 수단이 될 수 있다는 점을 강조 하였다. Dichev and Tang(2009)은 이익의 변동성이 클수록 재무분석가의 이익예측 오류가 증가한다는 연구 결과를 제시함으로써 이익의 변동성과 미래현금흐름의 예측가능성 간에 부정적인 관계가 있을 수 있음을 발견하였다. 

2.1.2 재무제약과 현금보유
Opler et al.(1999)은 재무제약에 처한 기업들은 현금흐름이 부족하거나 외부자본비용이 높은 경우에도 투자기회를 충족시키기 위하여 충분한 유동자산을 확보하고자 한다는 것을 발견하였다. 이는 재무제약에 처한 기업은 그렇지 않은 기업에 비하여 현금보유비중이 더 높을 수 있다는 것을 시사한다. Han and Qiu(2007)는 현금흐름의 변동성이 큰 기업의 현금보유에 대한 유인이 재무제약에 처한 기업일수록 더 크게 나타날 수 있다는 것을 보였다. Haushalter et al.(2007)은 충분한 현금을 보유한 기업은 그렇지 않은 기업에 비하여 투자기회를 충분히 활용할 수 있기 때문에 경쟁기업에 비하여 더 높은 경쟁력을 확보할 수 있을 것이라고 주장하였다. Harford(1999)는 투자부적격 채권등급을 가진 기업과 채권등급이 없는 기업을 재무제약이 있는 기업으로 규정하고 이 기업들이 그렇지 않은 기업에 비하여 더 많은 현금을 보유하고 있다는 것을 발견하였다. 
Faulkender and Wang(2006)과 Pinkowitz and Williamson(2006)은 현금보유가 재무제약에 처한 기업의 가치를 증가시킬 수 있다고 주장하였다. Diamond(1991)는 예상치 못한 현금부족이 자본비용을 증가시키거나 파산에 이르게 할 수 있으므로 신용위험이 높은 기업은 장기부채의 비중을 증가시킴으로써 유동성 위험을 관리하고자 하는 유인이 있다는 것을 보였다. 마지막으로, Denis and Sibilkov (2009)는 재무제약이 있는 기업이라고 하더라도 오랜 기간 수익을 창출하지 못하는 기업은 유동자산의 비중이 낮다는 것을 발견하였다. 

2.1.3 국내연구
국내에서도 최근 기업의 현금보유현상에 대한 관심이 고조되며 현금보유비중의 결정요인을 분석하고자 하는 연구가 점차 증가하고 있다. 신동령(2008)은 1999년부터 2004년까지의 기간 동안 14,016개의 한국제조기업 표본을 이용하여 현금보유의 변화와 그 결정요인을 분석한 결과 투자기회, 현금흐름 등은 현금보유비중에 정(+)의 영향을, 그리고 부채비율, 유형자산규모 등은 부(-)의 영향을 미친다는 것을 발견하였다. 빈기범 등(2007)은 현금보유는 자금조달제약 기업의 가치에는 영향을 미치지 않는 반면 자금조달 비제약 기업의 경우에는 기업가치에 부정적인 영향을 미친다는 것을 발견하였다. 
이익구성요소의 변동성이 갖는 정보효과에 대한 연구도 활발하게 이루어지고 있다. 우선 박정식, 박상균(2008)은 현금흐름의 변동성이 기업의 미래의 현금보유능력에 대한 불확실성을 나타내기 때문에 기업가치에 부정적인 영향을 미친다고 주장하였다. 신호영, 강정연(2011)은 현금흐름과 함께 이익의 구성요소인 발생액의 변동성이 클수록 불확실성이 증가하고, 이는 경영자의 이익예측정확성에 부정적인 영향을 미칠 것이라고 보고하였다. 

2.2 가설설정
본 연구에서는 미래현금흐름의 예측가능성이 현금보유비중에 미치는 영향을 경영진의 재량에 따른 이익조정이 갖는 신호효과를 고려하여 분석하였다. 우선 Kim et al.(1998) 등 기업재무의 선행연구에서와 같이 현금흐름의 변동성을 미래현금흐름의 예측가능성을 나타내는 지표로 활용하였다. 그러나 기업의 이익은 영업활동을 통한 현금흐름과 발생액으로 구성되어 있으며, 이 중 발생액은 현금흐름에 비하여 경영진의 재량에 따른 조정이 용이하다. Graham et al.(2005)은 대다수 미국의 최고경영자들이 이익의 변동성을 낮춤으로써 시장에서의 이익 예측가능성 (earnings predictability)을 개선할 의사가 있다는 것을 발견하였다. Healy and Palepu(1993), Barth et al.(2001) 등은 현금흐름보다는 발생액이 포함된 이익이 현금흐름에 비하여 미래현금흐름 예측가능성의 더 정확한 지표가 될 것이라고 주장하였다. 따라서 본 연구에서는 이익 혹은 이익구성요소의 변동성이 클수록 경영진이 미래현금부족을 예측할 수 있는 능력이 낮을 것이라고 전제하고 이익의 변동성과 기업의 현금보유비중 간에 다음과 같은 가설을 설정하였다. 

H1. 이익구성요소의 변동성이 높을수록 기업의 현금자산보유비중은 증가할 것이다.

한편 예측하지 못한 현금부족이라고 하더라도 재무제약에 처한 기업에게는 유동성 비용을 유발할 수 있지만 재무제약이 없는 기업은 금융시장을 통해 어렵지 않게 자금을 조달할 수 있다. Opler et al.(1999)과 Han and Qiu(2007)는 예상하지 못한 현금부족에 대비한 현금보유의 유인이 재무제약에 처한 기업에서 더 높을 것이라고 주장하였다. 따라서 본 연구에서는 전체표본을 재무제약에 따라 세 그룹으로 분류하여 미래현금흐름의 예측가능성이 현금보유에 미치는 영향을 분석하였다. 재무제약을 나타내는 지표로는 Harford(1999)에서와 같이 신용위험을 활용하였다. 구체적으로 전체표본 중 신용위험이 낮은 기업은 재무제약이 없는 기업, 신용위험이 보통인 기업은 재무제약과 비재무제약적 특성을 모두 가진 기업, 그리고 신용위험이 높거나 신용평가이력이 없는 기업은 재무제약이 있는 기업으로 분류하여 이익구성요소의 변동성과 현금보유간의 관계를 검증하고자 다음과 같은 가설을 설정하였다. 

H2-1. 재무제약에 처한 기업은 이익구성요소의 변동성이 증가할수록 현금보유비중이 증가할 
것이다.
H2-2. 재무제약에 처하지 않은 기업은 이익구성요소의 변동성이 현금보유비중에 영향을 미치지 
않을 것이다.

III.	표본의 선정과 연구모형
3.1	표본 및 자료선정
본 연구의 분석대상기업은 1990년도- 2013년도의 한국거래소의 유가증권시장 및 코스닥시장에 상장된 기업으로 재무자료는 FnGuide에서 수집하였다. 분석대상기업의 동질성을 확보하기 위하여 12월 결산법인으로 은행, 단기금융, 증권, 보험 등의 금융업종이 아닌 기업만을 분석에 활용하였고, 분석에 필요한 재무자료가 없는 기업 또한 분석에서 제외하였다. 실증분석에 필요한 이익, 현금흐름, 그리고 발생액 변동성을 계산하기 위하여 과거 3년간의 재무자료가 필요하였으며, 이러한 모든 기준을 충족하여 최종적으로 분석에 사용된 표본의 수는 총 1,591개 기업, 19,887기업-년도(firm-year)이다. 극단치(outlier)가 분석결과에 미치는 영향을 통제하기 위하여, 모든 연속 변수들의 상위 1%와 하위 1%에 해당하는 값을 조정(winsorize)하였다.

3.2	변수의 측정과 연구모형
본 연구의 종속변수인 현금보유수준은 기업이 보유한 현금과 만기가 1년 이하인 단기유가증권을 합한 금액을 순자산으로 나눈 값을 활용하였다. 순자산은 총자산에서 현금과 현금성 자산을 제외한 값으로 Opler et al.(1999)과 Dittmar et al.(2003)는 현금을 총자산 대신 순자산으로 나눔으로써 규모효과로 인한 이분산성을 최소화할 수 있다고 주장하였다. 
주요설명변수인 미래현금흐름 예측가능성의 대리변수로는 현금흐름과 발생액, 그리고 이익 등 이익구성요소의 변동성을 동시에 활용하였다. 이익구성요소의 변동성 측정을 위하여 본 연구에서는 Jayaraman(2008)의 방법론을 활용하였다. 우선 이익구성요소인 이익, 현금흐름, 그리고 발생액 간에 다음과 같은 관계가 성립한다. 

Earnings	당해연도 기업의 당기순이익을 총자산으로 나눈 값	
CF	당해연도 기업의 영업현금흐름을 총자산으로 나눈 값	
Accruals	당해연도 기업의 발생액을 총자산으로 나눈 값	

Jayaraman(2008)은 식 (1)을 바탕으로 이익구성요소의 변동성 간의 관계를 다음과 같이 측정하였다.

Var(Earnings)	과거 3년간 당기순이익/총자산의 분산	
Var(CF)	과거 3년간 영업현금흐름/총자산의 분산	
Var(Accruals)	과거 3년간 발생액/총자산의 분산	
Cov(CF, Accruals)	과거 3년간 영업현금흐름과 발생액의 공분산	

발생액 변동성은 식 (2-1)을 이용하여 아래와 같이 측정될 수 있다. 

변수의 정의는 모형(2-1)을 참고	
식 (2-2)를 실증분석에 활용하기 위하여 이익의 변동성과 현금흐름의 변동성은 과거 3년간의 자료를 이용하여 측정하였고, 발생액의 변동성(Accruals Vol.)은 이익의 변동성(Earnings Vol.)과 현금흐름 변동성(CF Vol.)의 차이로 측정하였다. 따라서 이익의 변동성이 현금흐름의 변동성과 같으면 발생액의 변동성은 0이 될 것이며, 이익의 변동성이 현금흐름의 변동성보다 크면 발생액의 변동성(Accruals Vol.)은 정(+)의 값을 갖고, 반대로 이익의 변동성이 현금흐름의 변동성보다 작으면 발생액 변동성(Accruals Vol.)은 부(-)의 값을 갖게 될 것이다. 본 연구에서는 이와 같이 발생액의 추정치가 부(-)의 값을 가질 수 있음을 감안하여 조중석, 조문희(2010)와 신호영, 강정연(2011)에서와 같이 발생액 변동성(Accruals Vol.)의 절대값을 사용하여 발생액 변동성의 척도로 활용하였다. 
한편 Opler et al.(1999), 김병기(2004), 김성표와 손판도(2009), 김성신과 손판도(2011) 등의 연구를 바탕으로 현금보유수준과 관련이 있는 기업의 특성을 통제하기 위하여 선행연구에서 발견한 현금보유수준에 영향을 미칠 수 있는 기업변수를 활용하였다. 통제변수로는 Firm Size(총 자산의 자연로그값), ROA(총자산순이익률), Sales Growth(전년 대비 매출 성장률), Leverage(총 자산 대비 총 부채비율), MTB(장부가치대비 시장가치 비율)를 분석에 포함하였다. Firm Size가 작은 기업들은 금융시장에서의 인지도가 낮아 비대칭 정보가 존재할 가능성이 많으며 따라서 더 높은 수준의 현금을 보유하고자 하는 유인이 있을 것이다. Leverage가 높은 기업은 이자지급을 위하여 지출되는 현금이 많으므로 현금보유가 낮을 수도 있는 반면 Leverage가 외부차입 능력의 정도를 나타낸다면 현금보유가 낮을 수도 있을 것이므로 사전적으로 그 부호를 예측하기 어려울 것이다. 일반적으로 MTB가 높은 기업은 투자기회가 높은 기업으로 자본시장이 완전하지 않다면 투자에 필요한 자금을 용이하게 조달하기 위하여 더 많은 현금을 보유하고자 할 것이다. ROA는 기업의 수익성을 나타내는 지표로 수익성이 높은 기업은 현금부족으로 인한 문제가 적어 현금보유수준이 높지 않을 것이다. <표 1>은 실증분석에 활용된 주요변수 및 통제변수의 정의를 정리하였다

<표1> 변수명 및 변수의 정의

이 표는 분석에 사용된 종속변수, 관심변수 그리고 통제변수들의 명칭과 정의를 제시하고 있다	
변수명	변수의 정의	
Cash Holding	현금보유량 = (현금+현금성자산) ÷ 순자산	
CF Vol.	영업현금흐름 변동성 = 과거 3년의 영업현금흐름 분산	
Earnings Vol.	이익 변동성 = 과거 3년의 당기순이익 분산	
Accruals Vol.	발생액 변동성 = 당기순이익 분산 – 영업현금흐름부산분산	
Firm Size 	기업규모 = 총 자산의 자연로그 값	
Sales Growth	매출성장률 = (당기매출액 – 전기매출액) ÷ 전기매출액	
ROA	총자산 순이익률 = 당기순이익 ÷ 총자산	
Leverage	레버리지 = 총부재 ÷ 총자산	
MB	장부가치 대비 시장가치비율 = 시장가치÷장부가치 	
Tangibility	유형자산비율 = 유형자산 ÷ 총자산	
 
본 연구에서는 이익구성요소의 변동성이 기업의 현금보유수준에 미치는 영향을 분석하기 위하여 다음과 같은 OLS모형을 설정하였다. 

식 (3)의 설명변수 중 첫 번째 변수는 본 연구의 주요관심변수인 이익구성요소의 변동성이다. 본 연구의 가설에서와 같이 미래현금흐름의 예측가능성을 추정하는 이익구성요소들의 변동성이 증가함에 따라 현금보유에 대한 유인이 증가한다면 β가 정(+)의 값을 갖게 될 것이다. 이익은 현금흐름과 발생액으로 이루어져있으며, 본 연구에서는 현금흐름 변동성과 발생액 변동성, 그리고 이익변동성을 각각 관심 변수로 하여 식 (3)을 분석하였다. 그리고 현금보유수준이 투자자가 관측할 수 있는 현금흐름과 함께 경영진의 사적정보를 동시에 반영하여 결정될 수 있다는 점을 고려하여 현금흐름의 변동성과 이익의 변동성을 함께 포함한 분석도 시행하였다. 
Firm Characteristics는 기업의 특성을 통제하는 변수로 구성된 벡터이며, γ는 통제변수들에 대한 회귀계수의 벡터이다. 전술한 바와 같이 기업의 특성을 나타내는 통제변수로는 기업규모(Firm Size), 매출성장률(Sales Growth), 총자산수익률(ROA), 시장가치대비 장부가치비율(MB), 부채비율(Leverage), 유형자산비율(Tangibility)을 모형에 포함하고 있다.
본 연구에서는 식 (3)의 OLS회귀분석을 전체표본에 대하여 시행하였고, 전체표본을 재무제약의 정도에 따라 세 개의 그룹으로 분류하여 동일한 분석을 시행하였다. 재무제약의 대리변수로는 기업의 신용등급을 활용하였다. Ederington et al.(1987)과 Thompson and Vaz(1990)는 신용평가기관이 기업의 재무적, 비재무적 요소를 통합적으로 고려하여 기업의 미래 성과와 현금흐름 창출 능력을 파악하여 평가한 신용위험(credit risk)을 바탕으로 피평가기관에 신용등급을 부여한다. Harford(1999)는 신용등급이 낮은 기업일수록 채무불이행위험(default risk)이 높고 따라서 재무제약이 상대적으로 높을 것이라고 주장하였다. 따라서 본 연구에서는 신용등급이 AAA~A인 기업은 재무제약이 없는 그룹, BBB+~BBB-인 기업은 재무제약 여부를 판단하기 어려운 그룹, 그리고 BBB-이하의 신용등급을 갖는 기업 및 신용등급이 없는 기업은 신용위험이 높고 재무제약이 있는 그룹으로 분류하였다. 
추가로 기업의 이자지급 능력을 고려하여 이자를 지급할 능력이 있는 기업과 그렇지 못한 기업 사이에 이익구성요소의 변동성과 현금보유비중의 관계가 달라지는 지를 분석하였다. 기업의 이자지급 능력은 기업의 영업이익을 이자비용으로 나눈 값인 이자보상비율(interest coverage)을 활용하였다. 이자보상비율이 1보다 크면 기업은 영업활동을 통하여 이자비용을 지불할 능력이 있다는 것이므로 기업의 채무상환 능력에 문제가 상대적으로 덜 하다는 지표가 될 수 있을 것이다. 반대로 이자보상비율이 1보다 작은 기업들은 이자비용을 지불할 능력이 없는 기업들로 채무상환 능력이 낮은 기업으로 분류 될 것이다.

IV.	실증분석 결과
4.1	기술통계량과 상관분석
<표 2>의 패널 A는 실증분석에 사용된 주요변수에 대한 기술통계량을 제시하고 있다. 종속변수인 현금보유율은 평균이 0.092이고 중위수는 0.058이다. 현금흐름의 변동성은 평균과 중위수가 각각 0.068과 0.054이며, 이익의 변동성은 평균과 중위수가 각각 0.062와 0.034로 나타났다. 또한 발생액 변동성의 평균과 중위수는 각각 0.053과 0.031이다. 통제변수로 사용된 기업규모(Firm Size)의 평균(중위값)은 18.787(18.506)이며 매출성장률(Sales Growth)의 평균(중위값)은 0.412(0.085)이다. 자산수익률(ROA)의 평균(중위수)은 모두 0.040으로 나타났다. 부채비율(Leverage)의 평균(중위수)은 49%(49.5%)이며 유형자산비율(Tangibility)의 평균(중위값)은 약 32.9%(32.1%)인 것으로 나타났다.
    <표 2>의 패널 B는 현금흐름, 이익, 그리고 발생액의 변동성을 5개 그룹(quintile)으로 나누어서 현금보유량의 평균과 중위수를 제시하였다. 분석결과를 간략히 살펴보면 우선 이익구성요소의 변동성이 증가하는 상위그룹으로 갈수록 현금보유수준이 점차 증가하고 있음을 확인할 수 있다. 영업현금흐름 변동성이 가장 낮은 그룹에서 현금보유율은 평균(중위값)이 0.0807(0.0536)이지만 변동성이 가장 큰 그룹에서의 현금보유율은 0.114(0.0719)로 증가하고 있다. 이익의 변동성이 가장 낮은 그룹의 평균(중위값)은 0.0814(0.0551)로 이익의 변동성이 가장 큰 그룹의 평균(중위값)인 0.1154(0.0719)에 비해서 현저하게 낮은 것으론 나타난다. 마찬가지로 발생액 변동성이 가장 낮은 그룹의 평균(중위값)은 0.1119(0.0656)인데 비하여 발생액의 변동성이 가장 큰 그룹은 평균(중위값)이 0.1063(0.0640)로 큰 차이를 보이고 있다.

<표2> 패널 A: 주요변수의 기술통계량
이 표는 변수들의 평균, 중위수, 25분위수, 그리고 75분위수를 포함한 기초통계량을 제시하고 있다. Cash Holding은 기업의 현금보유량이며 현금과 현금성자산을 총자산에서 현금과 현금성자산을 뺀 값인 순자산으로 나눈 값이다. CF Vol.은 현금흐름의 변동성이며 과거 3년간의 영업현금흐름의 분산으로 계산된다. Earnings Vol.은 이익의 변동성으로 과거 3년간의 이익의 분산 값이다. Accruals Vol.은 이익의 변동성에서 현금흐름의 변동성의 차이의 절대값이다. Firm Size는 기업규모변수로서 총자산의 자연로그이고 Sales Growth는 매출성장률로서 당해 년도의 매출에서 전년도 매출의 차이를 전년도 매출로 나눈 값이다. ROA는 총자산순이익률이며 당기순이익을 총자산으로 나누었다. Leverage는 부채비율로서 총부채를 총자산으로 나누었으며, MTB는 기업의 시장가치를 장부가치로 나누어 계산하였다. Tangibility는 유형자산비율로서 총자산대비 유형자산비율이다.	
변수명	Mean	Median	P25	P75	
Cash Holding	0.092	0.058	0.026	0.117	
CF Vol.	0.068	0.054	0.030	0.089	
Earnings Vol.	0.062	0.034	0.016	0.068	
Accruals Vol.	0.053	0.031	0.014	0.063	
Firm Size	18.787	18.506	17.739	19.533	
Sales Growth	0.142	0.085	-0.032	0.224	
ROA	0.040	0.040	0.004	0.095	
Leverage	0.490	0.495	0.323	0.645	
MTB	0.011	0.005	0.002	0.010	
Tangibility	0.329	0.321	0.193	0.455	
	
<표2> 패널 B. 현금흐름, 이익, 발생액 변동성과 현금보유량 추이
이 표에서는 현금흐름, 이익, 그리고 발생액 변동성을 각각5분위로 나누어서 순자산대비 현금과 현금성자산 비율의 평균과 중위수를 제시하고 있다. 이익구성요소의 변동성이 1st Quintile일 경우 변동성이 가장 낮고, 5th Quintile일 경우 변동성이 가장 높은 분위수이다.	
	CF Vol. Quintiles	Earnings Vol. Quintiles	Accruals Vol. Quintiles	
　분위	Mean	Median	Mean	Median	Mean	Median	
1st Quintile	0.0807	0.0536	0.0814	0.0551	0.0858	0.0571	
2nd Quintile	0.0822	0.0542	0.0838	0.0547	0.0879	0.0565	
3rd Quintile	0.0854	0.0546	0.0885	0.0586	0.0866	0.0555	
4th Quintile	0.0978	0.0618	0.0959	0.0605	0.0949	0.0602	
5rh Quintile	0.1154	0.0719	0.1119	0.0656	0.1063	0.0640	
Total Sample	0.0923	0.0582	0.0923	0.0582	0.0923	0.0582	

<표 3>은 연구에서 사용된 변수들간의 피어슨 상관관계 분석결과를 제시하고 있다. 모든 이익구성요소의 변동성은 현금보유량과 정(+)의 관계를 나타내고 있다. 이는 이익구성요소의 변동성이 높을수록 기업이 미래현금흐름에 대한 불확실이 증가함으로써 경영자는 이러한 불확실한 상황에 대비하여 더 많은 현금을 보유하고자 할 것이라는 본 연구의 가설에 부합하는 것이다. 
<표3> 상관관계분석
표본기업의 현금보유비율, 이익, 현금흐름, 발생액 변동성, 그리고 기업특성변수들간의 상관관계 분석을 통하여 상관관계의 방향과 크기, 유의성을 나타낸다. *, †, # 은 각각 10%, 5%, 1% 수준에서 유의함을 나타낸다.	
　변수명	　	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)	(9)	(10)	
Cash Holding	(1)	1										
CF Vol.	(2)	0.135#	1									
Earnings Vol.	(3)	0.096#	0.358#	1								
Accruals Vol.	(4)	0.073#	0.486#	0.729#	1							
Firm Size	(5)	-0.168#	-0.213#	-0.222#	-0.161#	1						
Sales Growth	(6)	0.035#	0.070#	0.070#	0.056#	0.020#	1					
ROA	(7)	0.142#	-0.049#	-0.194#	-0.145#	0.087#	0.202#	1				
Leverage	(8)	-0.220#	-0.030#	-0.006	0.088#	0.289#	0.014*	-0.339#	1			
MTB	(9)	0.103#	0.01	-0.019#	-0.062#	0.193#	0.084#	0.252#	-0.218	1		
Tangibility	(10)	-0.309#	-0.210#	-0.143#	-0.139#	0.252#	-0.066#	-0.057#	0.216#	-0.107#	1	
　	
한편 통제변수로 활용된 기업규모(Firm Size), 부채비율(Leverage), 유형자산비율(Tangibility)은 현금보유량과 부(-)의 관계를 나타냈다. 반면 매출성장률(Sales Growth)과 자산순이익률(ROA), 장부가치 대비 시장가치 비율(Market-to-Book)은 정(+)의 관계를 나타내고 있다. 이와 같은 추정결과는 전술된 기업특성을 나타내는 통제변수들이 종속변수인 현금보유수준에 미치는 영향에 대한 부호의 예측과 부합되는 것이다.
4.2	실증분석 결과
본 절에서는 식 (3)을 이용하여 현금보유비중과 이익, 현금흐름, 발생액 변동성의 관계를 분석하였다. <표 4>는 식 (3)을 전체표본에 대하여 분석한 결과를 보여주고 있다. 우선 모델 (1). (2). (3)은 이익의 구성요소인 현금흐름, 이익, 발생액의 변동성을 미래현금흐름의 예측가능성을 나타내는 대리변수로 활용한 분석결과를 각각 보여주고 있다. 분석결과를 보면, 세 가지 대리변수 모두 기업의 현금보유수준에 1% 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 추정되었다. 이는 이익구성요소의 변동성이 높을수록 기업은 미래성과와 미래 현금흐름에 대한 불확실성이 커지므로 유동성위험(liquidity risk)에 대비하여 더 많은 현금을 보유하고자 할 것이라는 본 연구의 가설 1에 부합되는 결과이다. 

<표 4> 이익의 변동성, 현금흐름 변동성, 발생액 변동성과 현금보유 수준
이 표는 OLS 회귀모형 식 (3)을 이용하여, 현금흐름변동성(CF Vol.), 이익의 변동성(Earnings Vol.), 그리고 발생액변동성(Accruals Vol.)과 현금보유율과의 관계를 분석한 결과를 제시한다. 종속변수인 Cash Holding은 기업의 현금보유량이며 현금과 현금성자산을 총자산에서 현금과 현금성자산을 뺀 값인 순자산으로 나눈 값이다. 관심변수로인 CF Vol.은 현금흐름의 변동성이며 과거 3년간의 영업현금흐름의 분산으로 계산된다. Earnings Vol.은 이익의 변동성으로 과거 3년간의 이익의 분산 값이다. Accruals Vol.은 이익의 변동성에서 현금흐름의 변동성의 차이의 절대값이다. 기업 통제변수는 Firm Size(기업규모), Sales Growth(매출성장률로), ROA(총자산순이익률), Leverage(부채비율), MTB(시장가치대비 장부가치), 그리고 Tangibility(유형자산비율)을 포함하였다. 괄호 안은 오차항의 이분산성(heteroskedasticity)을 고려하여 White-corrected standard errors를 적용한 t-값이며, ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10% 수준(양쪽)에서 유의함을 나타낸다.	
	Dependent var. = Cash Holding	
변수명	(1)	(2)	(3)	(4)	
CF Vol.	0.147***			0.113***	
	(6.25)			(4.78)	
Earnings Vol.		0.093***		0.072***	
		(6.20)		(4.75)	
Accruals Vol.			0.033***		
			(2.60)		
Firm Size	-0.008***	-0.008***	-0.009***	-0.008***	
	(-7.60)	(-7.56)	(-8.32)	(-6.99)	
Sales Growth	0.001	-0.000	0.001	-0.001	
	(0.39)	(-0.02)	(0.49)	(-0.29)	
ROA	0.080***	0.091***	0.081***	0.090***	
	(6.59)	(7.55)	(6.65)	(7.52)	
Leverage	-0.051***	-0.050***	-0.050***	-0.052***	
	(-6.76)	(-6.67)	(-6.64)	(-6.86)	
MTB	0.124*	0.120*	0.144**	0.110	
	(1.73)	(1.67)	(1.98)	(1.53)	
Tangibility	-0.133***	-0.136***	-0.139***	-0.132***	
	(-18.69)	(-18.81)	(-18.94)	(-18.56)	
Foreign	0.072***	0.070***	0.071***	0.071***	
	(4.68)	(4.58)	(4.64)	(4.63)	
Year dummy	Yes	Yes	Yes	Yes	
					
Constant	0.313***	0.317***	0.335***	0.300***	
	(15.61)	(16.07)	(17.05)	(14.88)	
F-test of CF Vol=Earnings Vol. =			5.20**	
Observations	19,887	19,887	19,887	19,887	
Adj. R2	0.155	0.155	0.151	0.158	

한편, <표 4>의 모델 (4)는 현금흐름과 이익의 변동성을 동시에 고려하여 분석한 결과를 제시한다. 이익의 변동성은 현금흐름의 변동성과 경영자가 가지고 있는 사적 정보가 경영진의 재량을 통하여 반영된 발생액 변동성을 모두 포함하고 있는 변수로서 만약 현금보유수준의 결정에 경영진의 사적정보가 반영된다면 이익의 변동성은 현금흐름의 변동성이 통제된 이후에도 현금보유수준에 영향을 미치게 될 것이다. 현금흐름과 이익, 그리고 발생액의 변동성을 모두 한 분석에 포함할 경우 다중공선성의 우려가 있어 분석에서 제외하였다.
모델 (4)의 분석결과에 따르면 이익의 변동성은 현금흐름의 변동성을 통제할 경우에도 모두 1% 수준에서 현금 보유량과 유의한 정(+)의 관계를 보이고 있다. 또한 현금흐름과 이익의 변동성의 계수가 종속변수인 현금보유량에 동일한 영향이 있는지를 F-test를 통하여 테스트한 결과, 이익의 변동성은 현금 보유수준에 추가적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 분석 결과는 현금보유수준을 결정하는데 있어 현금흐름 이외에도 발생액을 포함한 이익의 변동성이 영향을 미칠 것이라는 본 연구의 가설에 부합되는 것이다. 
기업특성을 통제한 변수들을 살펴보면, 기업규모{Firm Size)는 현금보유수준과 음(-)의 관계가 그리고 장부가치 대비 시장가치 비율(MTB)은 정(+)의 관계가 있는 것으로 나타났다. 또한 부채비율(Leverage)이 높은 기업과 유형자산비율(Tangibility)이 높은 기업은 낮은 수준의 현금을 보유하고 있는 것으로 나타났다. 마지막으로 매출액 성장률(Sales Growth)과 현금보유수준과는 통계적으로 유의한 결과를 찾지 못하였으며 부호의 방향 또한 일정하지 않았다. 
<표 5>는 <표 4>에서의 분석과 동일한 분석을 전체표본을 이자지급능력이 있는 기업과 그렇지 않은 기업으로 분류하여 시행한 결과를 제시하고 있다. 이자지급능력은 기업의 영업이익을 이자비용으로 나누어 계산한 이자보상비율(interest coverage)로 측정하였다. 이자보상비율이 1보다 작은 기업은 기업경영을 통해 창출한 이익으로 이자를 지급하기 어렵다는 것으로 채무상환 능력이 낮고 잠재적 부실 기업으로 볼 수 있다는 것을 의미하고, 1보다 크면 영업활동을 통해서 창출한 이익으로 이자비용을 지불할 수 있다는 것으로 채무상환 능력이 있음을 뜻한다. 분석 결과 현금보유수준은 이자지급능력이 있는 기업에서만 이익구성요소의 변동성과 유의한 정(+)의 관계가 있는 것으로 나타났다. 이는 이자지급 능력이 부족한 기업군의 경우는 이미 재무상태가 불량한 기업으로서 현금을 보유할 능력이 없을 것이라는 Denis and Sibilkov(2009)의 주장과 일치하는 것이다.
<표 5>의 분석 결과를 살펴보면, 모델 (5) ~ (8)에서 나타나듯이 이자 지급능력이 없는 기업의 경우 이익 및 그 구성요소의 변동성과 현금 보유 수준간의 관계가 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 그러나 이자보상비율이 1보다 큰 기업의 경우는 모델 (1), (2), 그리고 (3)에서 보여주듯이 현금흐름, 이익, 발생액 변동성이 모두 1% 수준에서 유의하게 현금보유량과 정(+)의 관계가 있는 것으로 나타났다.
<표 5> 이자지급 능력과 이익의 변동성, 현금흐름 변동성, 발생액 변동성과 현금보유 수준과의 관계
이 표는 OLS 회귀모형 (3)을 이자보상비율을 1보다 큰 기업들과 1보다 작은 기업들로 나누어서, 현금흐름변동성(CF Vol.), 이익의 변동성(Earnings Vol.), 그리고 발생액변동성(Accruals Vol.)과 현금보유율과의 관계를 이자지급 능력이 있은 기업과 그렇지 못한 잠재적 부실 기업으로 나누어서 분석한 결과를 제시한다. 이자비율은 영업이익을 이자비용으로 나눈 값으로 기업의 이자지급 능력을 나타낸다. 종속변수인 Cash Holding은 기업의 현금보유량이며 현금과 현금성자산을 총자산에서 현금과 현금성자산을 뺀 값인 순자산으로 나눈 값이다. 관심변수로인 CF Vol.은 현금흐름의 변동성이며 과거 3년간의 영업현금흐름의 분산으로 계산된다. Earnings Vol.은 이익의 변동성으로 과거 3년간의 이익의 분산 값이다. Accruals Vol.은 이익의 변동성에서 현금흐름의 변동성의 차이의 절대값이다. 기업 통제변수는 Firm Size(기업규모), Sales Growth(매출성장률로), ROA(총자산순이익률), Leverage(부채비율), MTB(시장가치대비 장부가치), 그리고 Tangibility(유형자산비율)을 포함하였다. 괄호 안은 오차항의 이분산성(heteroskedasticity)을 고려하여 White-corrected standard errors를 적용한 t-값이며, ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10% 수준(양쪽)에서 유의함을 나타낸다.	
	Dependent var. = Cash Holding	
	Interest coverage ≥1	Interest coverage <1	
변수명	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)	
CF Vol.	0.160***			0.146***	0.027			0.019	
	(5.23)			(7.67)	(0.58)			(0.69)	
Earnings Vol.		0.067***		0.037***		0.033		0.030	
		(2.62)		(2.65)		(1.55)		(1.59)	
Accruals Vol.			0.094***				0.007		
			(3.12)				(0.27)		
Firm Size	-0.078***	-0.083***	-0.082***	-0.007***	-0.052***	-0.050***	-0.052***	-0.005***	
	(-5.79)	(-6.38)	(-6.37)	(-8.94)	(-3.27)	(-3.21)	(-3.31)	(-5.10)	
Sales Growth	-0.006*	-0.006*	-0.005*	-0.006**	-0.005	-0.006	-0.005	-0.006	
	(-1.96)	(-1.94)	(-1.83)	(-2.34)	(-1.48)	(-1.59)	(-1.42)	(-1.47)	
ROA	0.198***	0.197***	0.198***	0.193***	0.430***	0.436***	0.432***	0.434***	
	(9.33)	(9.26)	(9.22)	(15.11)	(3.80)	(3.89)	(3.84)	(6.55)	
Leverage	-0.019*	-0.017	-0.021**	-0.020***	-0.053***	-0.053***	-0.053***	-0.053***	
	(-1.85)	(-1.60)	(-1.97)	(-3.36)	(-3.35)	(-3.36)	(-3.34)	(-5.61)	
MB	0.020	0.039	0.046	0.020	-0.220	-0.230	-0.220	-0.227	
	(0.23)	(0.46)	(0.54)	(0.39)	(-0.83)	(-0.87)	(-0.83)	(-0.99)	
Tangibility	-0.140***	-0.146***	-0.144***	-0.139***	-0.091***	-0.091***	-0.091***	-0.091***	
	(-13.99)	(-14.16)	(-14.33)	(-23.55)	(-8.45)	(-8.26)	(-8.33)	(-12.42)	
Foreign	0.054***	0.054***	0.054***	0.055***	0.068***	0.067***	0.068***	0.067***	
	(3.36)	(3.31)	(3.38)	(5.58)	(3.05)	(3.02)	(3.05)	(3.75)	
Year dummy	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	
									
Constant	0.281***	0.302***	0.301***	0.278***	0.240***	0.238***	0.242***	0.237***	
	(11.73)	(12.81)	(12.86)	(18.63)	(8.47)	(8.60)	(8.66)	(13.57)	
F-test of CF Vol=Earnings Vol. = 	16.79***				0.10	
Observations	11,176	11,176	11,176	11,176	3,308	3,308	3,308	3,308	
R-squared	0.153	0.149	0.150	0.153	0.154	0.155	0.154	0.155	

또한 모델(4)의 결과를 보면 현금흐름 변동성과 이익의 변동성을 함께 고려한 회귀분석에서도 두 관심변수 모두 1% 수준에서 현금보유량과 유의한 정(+)의 관계가 있다는 것을 알 수 있다. F-test 의 결과도 발생액 정보를 포함하고 있는 이익의 변동성이 현금보유 수준을 결정하는데 있어서 추가적인 설명력이 있다는 것을 증명한다. 현금흐름 변동성이 현금보유량 결정에 중요한 정보를 제공하고 있지만, 발생액 또한 기업의 현금보유수준을 결정하는데 유용한 정보라는 시사점을 제공한다. 그 외 기업의 특성을 통제한 기업 특성 변수들은 장부가치 대비 시장가치 비율은(Market-to-Book)이 유의하지 않다는 것을 제외하고 <표 4>의 결과와 유사한 것으로 나타났다
마지막으로 본 연구에서는 재무제약여부에 따라 미래현금흐름의 예측가능성과 현금보유수준의 관계가 달라지는지를 검증하기 위하여 전체표본을 신용위험에 따라 재무제약의 정도를 세 그룹으로 나누어서 분석을 실시하였다. Opler et al.(1999)은 재무제약이 있는 기업은 그렇지 않은 기업에 비하여 유동성 자산보유의 편익이 증가할 것이라고 주장하였다. 또한 Han and Qiu(2007)와 Harford(1999)는 현금흐름의 변동성이 증가할수록 예상치 못한 내부자본부족 현상이 발생할 가능성이 증가할 것이므로 재무제약이 있는 기업은 재무비제약 기업에 비하여 현금보유에 대한 유인이 증가할 것이라고 주장하였다. 
미래현금흐름의 예측가능성이 현금보유에 미치는 영향이 재무제약에 따라 달라질 수 있다는 점을 고려하여, 전체표본을 재무제약의 대용변수인 신용위험에 따라 신용등급이 AAA~A인 그룹, BBB+~BBB-인 그룹, 그리고 BB+ 이하의 신용등급을 받은 기업과 신용등급을 부여 받지 않은 세 개의 그룹으로 분류하여 분석한 결과를 <표 6>에 보고하고 있다. <표 6>의 패널 A에 제시된 분석결과를 보면 모형 (3), (6), (9)에서 확인할 수 있는 바와 같이 재무제약그룹으로 분류된 투자부적격 등급이거나 회사채 등급이 없는 재무제약 기업에서는 이익구성요소의 변동성이 모두 1% 수준에서 통계적으로 유의하게 현금보유수준에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 추정되었다. 반면 신용위험이 가장 낮은 재무비제약그룹에 대한 분석결과인 모델 (1), (4), (7)에서는 이익구성요소의 변동성의 계수가 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 또한 재무제약여부가 불분명한 신용위험이 중간인 그룹에 대한 분석결과인 모델 (2), (4), 그리고 (8)에서는 이익변동성의 경우에만 현금보유수준에 10%의 유의수준에서 통계적으로 유의한 영향을 미치고 현금흐름과 발생액의 변동성은 통계적으로 유의한 영향을 미치지는 않는 것으로 추정되었다.
. <표 6> 패널 A. 재무제약과 이익의 변동성, 현금흐름 변동성, 발생액 변동성과 현금보유 수준과의 관계
이 표는 OLS 회귀모형 (3)을 기업의 재무제약을 고려하여, 현금흐름변동성(CF Vol.), 이익의 변동성(Earnings Vol.), 그리고 발생액변동성(Accruals Vol.)현금보유율과의 관계를 분석한 결과를 제시한다. 재무제약의 정도는 기업의 신용위험으로 측정하였으며, 전체표본을 상대적으로 신용위험이 낮은 신용등급이 AAA~A인 그룹과, 신용위험이 어느 정도 존재하는 신용등급이 BBB+~BBB-인 그룹, 그리고 신용위험이 큰 BB+ 이하와 신용등급을 부여 받지 않은 세 그룹으로 분류하였다. 종속변수인 Cash Holding은 기업의 현금보유량이며 현금과 현금성자산을 총자산에서 현금과 현금성자산을 뺀 값인 순자산으로 나눈 값이다. 관심변수로인 CF Vol.은 현금흐름의 변동성이며 과거 3년간의 영업현금흐름의 분산으로 계산된다. Earnings Vol.은 이익의 변동성으로 과거 3년간의 이익의 분산 값이다. Accruals Vol.은 이익의 변동성에서 현금흐름의 변동성의 차이의 절대값이다. 기업 통제변수는 Firm Size(기업규모), Sales Growth(매출성장률로), ROA(총자산순이익률), Leverage(부채비율), MTB(시장가치대비 장부가치), 그리고 Tangibility(유형자산비율)을 포함하였다. 괄호 안은 오차항의 이분산성(heteroskedasticity)을 고려하여 White-corrected standard errors를 적용한 t-값이며, ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10% 수준(양쪽)에서 유의함을 나타낸다.	
	Dependent var. = Cash Holding	
Debt rating=	AAA~A	BBB+~BBB-	Below BB+
& Not Rated	AAA~A	BBB+~BBB-	Below BB+
& Not Rated	AAA~A	BBB+~BBB-	Below BB+
& Not Rated	
변수명	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)	(9)	
CF Vol.	0.052	0.159	0.143***							
	(1.09)	(1.61)	(5.74)							
Earnings Vol.				0.061	0.184*	0.089***				
				(1.16)	(1.82)	(5.79)				
Accruals Vol.							-0.037	0.098	0.095***	
							(-0.66)	(1.32)	(5.23)	
Firm Size	-0.004	0.001	-0.010***	-0.004*	-0.000	-0.010***	-0.004*	0.000	-0.011***	
	(-1.63)	(0.26)	(-7.03)	(-1.75)	(-0.01)	(-7.05)	(-1.77)	(0.12)	(-7.42)	
Sales Growth	0.001	0.005	0.000	0.000	0.004	-0.001	0.002	0.005	0.000	
	(0.12)	(0.57)	(0.09)	(0.05)	(0.53)	(-0.28)	(0.35)	(0.63)	(0.17)	
ROA	0.120***	0.151**	0.079***	0.125***	0.153**	0.089***	0.126***	0.158**	0.082***	
	(3.00)	(2.30)	(6.31)	(3.17)	(2.23)	(7.20)	(3.09)	(2.15)	(6.54)	
Leverage	-0.001	-0.061**	-0.051***	0.003	-0.057**	-0.050***	0.002	-0.058**	-0.053***	
	(-0.06)	(-2.23)	(-6.32)	(0.13)	(-2.10)	(-6.26)	(0.09)	(-2.25)	(-6.56)	
MB	-0.088	0.239	0.221**	-0.088	0.195	0.223**	-0.090	0.231	0.248**	
	(-0.91)	(1.60)	(2.29)	(-0.91)	(1.21)	(2.32)	(-0.92)	(1.50)	(2.55)	
Tangibility	-0.084***	-0.094***	-0.137***	-0.085***	-0.100***	-0.140***	-0.086***	-0.096***	-0.139***	
	(-5.66)	(-4.51)	(-17.47)	(-5.73)	(-4.59)	(-17.55)	(-5.73)	(-4.53)	(-17.64)	
Foreign	0.037	0.068**	0.072***	0.037	0.070**	0.070***	0.036	0.070**	0.071***	
	(1.49)	(2.23)	(3.83)	(1.51)	(2.27)	(3.74)	(1.45)	(2.25)	(3.79)	
Year dummy	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	
Constant	0.174***	0.111*	0.347***	0.176***	0.130**	0.352***	0.181***	0.124**	0.362***	
	(3.97)	(1.94)	(13.27)	(4.12)	(2.32)	(13.67)	(4.26)	(2.22)	(14.13)	
Observations	1,265	1,141	17,428	1,265	1,141	17,428	1,265	1,141	17,428	
R-squared	0.175	0.219	0.149	0.175	0.222	0.149	0.174	0.214	0.147	

패널 B. 현금흐름 변동성과 이익의 변동성을 동시에 고려

이 표는 OLS 회귀모형 (3)을 기업의 재무제약을 고려하여, 현금흐름변동성(CF Vol.)과 경영자의 사적 정보를 반영하고 있는 발생액변동성(Accruals Vol.)을 포함한  이익의 변동성(Earnings Vol.)을 동시에 고려하여 현금보유율과의 관계를 분석한 결과를 제시한다. 재무제약의 정도는 기업의 신용위험으로 측정하였으며, 전체표본을 상대적으로 신용위험이 낮은 신용등급이 AAA~A인 그룹과, 신용위험이 어느 정도 존재하는 신용등급이 BBB+~BBB-인 그룹, 그리고 신용위험이 큰 BB+ 이하와 신용등급을 부여 받지 않은 세 그룹으로 분류하였다. 종속변수인 Cash Holding은 기업의 현금보유량이며 현금과 현금성자산을 총자산에서 현금과 현금성자산을 뺀 값인 순자산으로 나눈 값이다. 관심변수로인 CF Vol.은 현금흐름의 변동성이며 과거 3년간의 영업현금흐름의 분산으로 계산된다. Earnings Vol.은 이익의 변동성으로 과거 3년간의 이익의 분산 값이다. Accruals Vol.은 이익의 변동성에서 현금흐름의 변동성의 차이의 절대값이다. 기업 통제변수는 Firm Size(기업규모), Sales Growth(매출성장률로), ROA(총자산순이익률), Leverage(부채비율), MTB(시장가치대비 장부가치), 그리고 Tangibility(유형자산비율)을 포함하였다. 괄호 안은 오차항의 이분산성(heteroskedasticity)을 고려하여 White-corrected standard errors를 적용한 t-값이며, ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10% 수준(양쪽)에서 유의함을 나타낸다.	
	AAA~A	BBB+~BBB-	Below BB+
& Not Rated	
VARIABLES	(1)	(2)	(3)	
				
CF Vol.	0.039	0.126	0.110***	
	(0.76)	(1.39)	(4.37)	
Earnings Vol.	0.045	0.156*	0.069***	
	(0.79)	(1.73)	(4.43)	
Firm Size	-0.004*	0.000	-0.009***	
	(-1.66)	(0.17)	(-6.55)	
Sales Growth	0.000	0.004	-0.001	
	(0.04)	(0.50)	(-0.53)	
ROA	0.122***	0.146**	0.089***	
	(3.08)	(2.27)	(7.18)	
Leverage	0.001	-0.061**	-0.051***	
	(0.03)	(-2.24)	(-6.43)	
MB	-0.088	0.207	0.206**	
	(-0.90)	(1.32)	(2.14)	
Tangibility	-0.084***	-0.094***	-0.135***	
	(-5.69)	(-4.56)	(-17.33)	
Foreign	0.037	0.070**	0.072***	
	(1.50)	(2.29)	(3.81)	
Year dummy	Yes	Yes	Yes	
				
Constant	0.173***	0.114**	0.334***	
	(3.94)	(2.02)	(12.69)	
F-test of CF Vol=Earnings Vol. = 16.79***	0.01	0.17	4.47**	
Observations	1,265	1,141	17,428	
R-squared	0.175	0.227	0.151	

<표 6>의 패널 B는 현금흐름 변동성과 이익의 변동성을 동시에 고려하여 실시한 회귀분석 결과를 보여주고 있다. 분석결과를 보면, 패널 A에서와 마찬가지로 투자부적격 등급이거나 회사채 등급이 없는 재무제약그룹에서는 현금흐름 변동성과 이익의 변동성이 모두 현금보유수준에 1% 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치는 반면, 그 이외의 그룹에서는 두 변수의 영향이 모두 통계적으로 유의하지 않은 것으로 추정되었다. F-test를 이용한 분석 결과 역시 이익의 변동성은 재무제약그룹에서만 현금보유량에 추가적인 설명력이 있는 것으로 나타났다. 이와 같은 분석결과는 미래현금흐름의 예측가능성이 현금보유수준에 미치는 영향이 재무제약의 정도에 따라 달라질 것이라는 본 연구의 가설과 부합되는 것이다. 또한 현금흐름의 변동성 이외에도 발생액에 대하여 동일하게 성립함으로써 경영진의 재량적 회계선택과 추정을 포함하고 있고 사적정보를 반영하고 있는 발생액과 이를 포함한 이익의 정보효과를 동시에 고려하여야 한다는 Healy and Palepu(1993)의 주장을 뒷받침하는 것이다.

V.	요약 및 결론
본 연구에서는 미래현금흐름의 예측가능성이 기업의 현금보유수준에 미치는 영향을 이익구성요소의 정보효과를 고려하여 분석하였다. Han and Qiu(2007), Kim et al.(1998) 등은 현금흐름의 변동성이 큰 기업일수록 미래현금흐름에 대한 예측가능성이 감소한다고 주장하였다. 반면 Dechow et al.(1998)과 Barth et al.(2001)은 현금흐름에 담긴 정보와는 다른 사적 정보를 보유한 경영진이 자신의 재량권을 통해 통제가 용이한 발생액을 통해 시장에 전달하고자 할 것이므로 현금흐름보다는 이익 또는 발생액의 변동성이 미래현금흐름의 예측가능성을 더 잘 대리하는 변수라고 주장하였다. 본 연구에서는 현금흐름뿐만 아니라 발생액 및 이익의 변동성을 미래현금흐름 예측가능성의 대리변수로 활용함으로써 경영진이 사적정보가 현금보유수준에 미치는 영향을 분석하였다. 
분석 결과 본 연구에서는 현금흐름 뿐만 아니라 이익 및 발생액의 변동성은 모두 현금보유수준에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 추정되었다. 또한 경영진의 정보효과를 고려하여 이익의 변동성이 현금보유수준에 미치는 영향을 현금흐름의 변동성으로 통제한 이후 분석한 모형에서도 이와 같은 결과는 변화하지 않았다. 우선, 전체표본의 분석결과 미래현금흐름의 예측가능성이 낮은 기업일수록 현금보유수준이 높은 것으로 추정되었다. 그리고 표본을 신용위험에 따라 세 그룹으로 분류하여 분석한 결과 미래현금흐름의 예측가능성이 현금보유수준에 미치는 영향은 재무제약이 있는 기업에서만 유의한 정(+)의 값을 갖는 반면, 그 이외의 그룹에서는 두 변수 사이의 관계가 통계적으로 유의하지 않거나 매우 낮은 수준에서만 유의한 것으로 추정되었다. 이와 같은 추정결과는 재무제약에 처한 기업이 미래현금흐름의 예측가능성이 낮으면 현금보유수준을 높임으로써 예상하지 못한 현금부족으로 인한 유동성 비용을 줄일 수 있을 것이라는 가설과 부합하는 것이다. 
특히 이와 같은 분석결과는 이익의 변동성이 현금보유수준에 미치는 영향을 현금흐름의 변동성을 통제하여 분석한 모형에서도 변화하지 않았다. 이는 현금흐름뿐만 아니라 경영진의 사적정보가 반영된 이익의 변동성 또한 현금보유수준을 결정하는데 중요한 정보를 제공하고 있음을 시사한다.

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Predictability of Future Cash Flows and Cash Holdings

Abstract
We investigate the relation between future cash flow predictability and corporate cash holdings focusing on the signaling effect of accruals which contains management's private information about a firm's operations and environment. Prior studies use cash flow volatility as a proxy for the predictability of future cash flows. However, prior studies have documented that the accruals component of earnings contain managers’ private information about the firm's future operations (Subramanyam, 1996) and predict future cash flows more accurately than the cash flow component of earnings (Dechow et al., 1998). In this study, we consider both cash flows and accruals components of earning and utilize earnings volatility and accruals volatility as well as cash flow volatility to proxy for the predictability of a firm’s future cash flows. We find that the volatility of cash flows, accruals, and earnings are positively associated with the corporate cash holdings and provide evidence that accruals, besides operating cash flows of the firm, contains useful information in explaining the firm's cash holding levels. We further conduct analysis to find out whether the relationship between volatility of earnings components and corporate cash holdings differs between financially constrained firms and financially healthy firms. We find a statistically significantly positive relationship between volatility of earnings components and corporate cash holdings is apparent only for financially constrained firms. These findings seem to indicate that when the financially constrained firms have uncertainties in predicting future operating cash flows, they hold higher cash holdings in order to reduce liquidity costs in the event of unexpected cash shortages.     

Key words: Earnings volatility, Cash flow volatility, Accruals volatility, Cash Holdings, financing constraint