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부동산 조세의 주택시장 안정화 효과* - 보유세와 거래세를 중심으로 -

박진백1,**, 이영2,***
Jin Baek Park1,**, Young Lee2,***
Author Information & Copylight
1한국감정원 KAB부동산연구원 시장분석연구실 책임연구원(주저자)
2한양대학교 경제금융학부 교수(교신저자)
1Associate Research Fellow, Market Analysis Research Office, KAB Real Estate Research Institute, Korea Appraisal Board
2Professor, Department of Economics and Finance, Hanyang University
**First Author: makinoid@gmail.com
***Corresponding Author: younglee@hanyang.ac.kr

© Copyright 2018, Korea Appraisal Board. This is an Open-Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution NonCommercial-ShareAlike License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/4.0) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Received: Nov 16, 2018 ; Revised: Nov 30, 2018 ; Accepted: Nov 30, 2018

Published Online: Nov 30, 2018

요약

본 연구는 부동산 조세의 주택가격 안정화 효과를 분석한다. 부동산 조세는 부동산의 취득, 보유, 처분 단계에 부과되어 정부의 재정수입으로 활용된다. 또한 정부는 부동산 경기를 조절하기 위하여 각 단계별 조세의 세율을 높이거나 낮추는 정책을 시행하기도 한다. 부동산 경기 조절 측면에서 보유세율은 기대수익률을 낮춰 주택수요를 억제하는 주택안정화 효과와 늘어난 세부담 수준만큼 주택 매수 시 거래가격에 반영하여 세부담을 시장가격에 전가하는 전가효과를 기대할 수 있고, 거래세 부과는 주택거래 연기를 유도하여 거래세 부과를 이연시키는 경로에 의해 주택재고 공급이 감소하여 가격을 상승시킬 유인이 있다. 이와 같은 조세부과의 효과는 세율의 수준에 따라 차별적으로 작동할 가능성이 있다. OECD 35개국의 1980~2015년까지 불균형 패널 데이터를 이용하여 보유세와 거래세와 주택가격 변동률의 관계를 분석결과, 보유세율이 낮은 국가에서 보유세율을 인상할 경우 주택가격 안정화를 유도할 수 있는 것으로 분석된 반면, 거래세율이 높은 국가에서 거래세율 인상은 동결효과에 따른 재고주택공급 감소로 인하여 가격상승으로 이어질 수 있는 것으로 분석되었다. 본 연구의 결과를 통해 주택시장 안정화를 위한 부동산 조세정책의 방향은 보유세율은 인상하고, 거래세율은 인하하여 주택 보유에 따른 비용을 높이고, 보유 비용이 부담스러운 경제주체는 시장에 주택을 매도하도록 유도하는 것으로 이해할 수 있다.

ABSTRACT

This paper investigates the effect of real estate tax policy on the stabilization of housing prices. The real estate taxes are imposed at the stages of the acquisition, possession, and disposition of real estate, and are used for the government revenue. And the government implements the policy of raising or lowering tax rates at each of the above stages for real estate cycle control. Raising the property possession rate is expected to have the effects of housing price stabilization by lowering the expected rate of return and restraining demand for housing, and the effects of shifting tax burden onto market price. Raising the transaction tax acts as an incentive for reducing housing supply and raising housing price due to delayed housing transaction. The taxation is probable to have different effects according to tax rate levels. This study analyzes the impact of property possession taxes and transaction taxes on housing prices, using unbalanced panel data from 1980 to 2015 in 35 OECD countries. Regression results show that raising the property possession tax rate in countries with low property possession rates leads to stabilization of housing prices, while raising it in countries with already high property possession rate is associated with higher housing price perhaps due to more active transfer of tax burdens to tenants. We also find that lowering transaction tax rate leads to stabilization of housing prices in countries with highly tax rates, such as Korea.

Keywords: 보유세; 거래세; 주택시장 안정화
Keywords: Property possession tax; Transaction tax; Housing market stabilization

Ⅰ. 서론

정부는 주택시장 안정화를 위해 주택공급, 금융규제, 조세정책 등 다양한 형태로 개입을 하고 있다. 이와 같은 정부의 정책적 개입 중 본 연구는 부동산에 대한 여러 종류의 과세가 주택가격에 미치는 영향을 실증적으로 분석한다. 부동산에 대한 과세는 부동산의 소유단계인 취득, 보유, 처분 단계에 각각 부과되며, 크게 취득과 처분 단계는 거래세, 보유 단계는 보유세로 정의할 수 있다. 해당 조세는 정부의 재정충당에 주요 재원으로 활용될 뿐만 아니라, 해당 부동산을 거래하거나 보유하는 경제주체의 의사결정에 영향을 미쳐 거래의 유인과 보유의 의사결정에 영향을 미치며, 이는 시장 전체에서 거래되는 재고공급량에 영향을 미치게 된다. 부동산 조세정책 시행으로 재고공급이 크게 줄어들어 시장의 일반적인 수요를 충족하지 못하게 될 경우에는 시장가격이 상승할 수 있고, 반대로 재고공급이 크게 증가할 경우에는 시장가격이 하락할 수도 있다. 본 연구는 부동산 조세정책은 개인의 의사결정에 영향을 미침으로써 시장의 균형에 변화를 이끌어내어 시장가격의 변동을 유도하는지를 확인하고자 하며, 이 영향력이 발견될 경우 가격안정화를 위한 바람직한 조세정책의 방향을 파악하는데 관심이 있다.

부동산 조세와 관련한 기존 연구들은 대체로 법과 제도에 대한 검토나 이론적 논의를 하는 연구가 주를 이룬 반면, 실제 해당 조세가 시장에서 어떻게 작동하는지에 대한 실증연구는 충분히 참고할 수준으로 많은 편은 아니다. 또한, 기존 연구들을 바탕으로 우리나라가 처해 있는 상황에 부합하도록 정책적 설계가 가능하도록 분석된 사례도 희소하다고 판단된다. 부동산의 소유단계에 따라 차별적으로 부과되고 있는 조세들은 세율 인상과 인하정책에 따라 일관되게 반응하기보다는 각 조세의 상황에 적응한 사회의 분위기와 개인의 선택에 따라 달리 반응할 가능성이 높다. 예를 들어, 보유세율이 매우 높은 사회에서 보유세율 인상은 주택가격을 해당 주택을 처분하는 단계에서 기존에 납부했던 보유세 수준만큼을 회수할 유인이 커진다. 이 경우 보유세율 인상은 최종적으로 주택가격 안정이 아닌 가격상승으로 이어질 유인이 있는 것이다.

본 연구는 이와 같이 세율의 수준에 따라 부동산 조세가 차별적으로 작동할 것으로 가정하고 OECD 35개국의 1980~2015년 데이터를 이용하여 부동산 조세의 주택시장 안정화 효과를 분석하고자 한다. 보유세율 인상은 주택의 기대수익률을 낮춰 주택수요를 억제함으로써 주택가격이 안정되는 주택안정화 효과와 늘어난 세부담 수준만큼 주택 매수 시 거래가격에 반영되는 전가효과 등을 발생시킬 수 있다. 거래세율 인상은 주택거래를 줄이거나 거래 시점을 나중으로 연기시킴으로써 거래 시 부과되는 거래세 부과를 회피하거나 이연시킬 유인이 크다. 이와 같은 효과들은 세율구간에 따라 조세부담 수준, 주택의 보유나 거래의 유인이 크게 차이가 날 수 있다. 본 연구는 보유세와 거래세의 세율 변경 정책의 영향을 이해하기 위해 OECD 평균을 기준으로 세율의 높고 낮음을 분류하여 회귀분석을 시행하고자 한다. 보유세율은 저세율구간에 비해 고세율구간에서는 세부담을 시장가격에 전가하는 경향이 강할 것으로 기대되며, 거래세율은 세율 수준에 따라 정도의 차이는 존재하겠지만, 조세부과가 거래매물 감소로 이어져 가격상승으로 이어질 것으로 기대된다.

본 연구는 다음과 같이 구성되어 있다. Ⅱ장에서는 부동산 조세에 대한 기존연구를 검토하고, Ⅲ장에서는 실증분석을 위한 계량모형 설정과 데이터를 검토한다. Ⅳ장은 부동산 조세의 국제비교와 회귀분석 결과를 살펴보며, Ⅴ장에서는 본 논문의 연구결과를 요약하고, 정책적 함의와 향후 과제를 제시하도록 한다.

Ⅱ. 선행연구

부동산 관련 조세는 과세대상인 부동산의 취득, 보유, 거래 등의 단계에 따라 발생되는 소득이나 이득 등을 세원으로 부과하는 세제이다. 보유단계의 조세는 국세인 종합부동산세와 지방세인 재산세가 대표적이고, 취득과 양도 등 거래단계의 조세는 지방세인 취득세와 국세인 양도소득세 등이 있다. 취득세와 양도소득세는 거래단계에 부과한다는 공통점을 지니고 있지만, 취득세는 구매자가 구매자의 주택보유 여부, 주택 보유 기간 등과 관계없이 구입금액의 일정 비율로 부과되는 세금인데 반하여 양도소득세는 매도자의 주택매매로부터의 양도차익에 대해서 주택보유수, 주택보유기간, 주택소재지 등을 고려하여 과세되는 세금이라는 차이점을 지니고 있다. 주택 성격에 따른 차별적인 과세를 통해 거주목적의 주택 구입으로부터 자연스럽게 발생한 자본이득과 투기 목적의 주택 매매로 발생하는 자본이득을 구별하여 후자에 중과세함으로써 투기를 억제하려는 의도가 양도소득세제에는 담겨져 있다.

보유세는 지방재정 확충, 재분배, 부동산 가격 안정 등을 위해 시행하며, 거래세 역시 재분배와 자원배분, 투기억제 등을 위해 시행하는 제도로(김현아, 2004; 노영훈, 2002; Fischel, 1992) 공통적으로 부동산 가격 안정 기능을 수행하는 제도로 판단할 수 있다. 보유세는 주택을 보유한 모든 사람에게 적용되지만, 거래세는 양도거래가 성립되었을 때 부과된다. 각 조세의 세율의 변화는 해당 주택의 보유와 거래의 유인에 영향을 미치게 되며, 이는 시장에 공급되는 부동산 공급량의 변화로 이어져 최종적으로는 가격에 영향을 미치게 된다. 특히, 해당 주택이 투자목적인지 여부에 따라 조세정책의 영향력은 차별적일 수 있다.

부동산 조세는 정책세제로서 정부의 주요 세원일 뿐만 아니라 소득재분배 효과, 부동산 가격의 안정화 등의 기능이 있다. 정부는 도로, 공원, 도서관, 교육, 소방 등 각종 공공서비스를 제공하며, 이는 직간접적으로 부동산 가격에 영향을 미치게 된다. 따라서 부동산 가격을 과세기반으로 하는 부동산 조세는 정부가 제공하는 각종 공공서비스의 대가로 간주될 수 있다. 보유와 거래에 대해 부과되는 부동산 조세는 더 비싼 부동산에 대해 더 높은 세금이 부과되는 특징이 있다. 일반적으로 소득수준이 높은 사람이 더 비싼 부동산을 보유할 가능성이 높은 점을 들어 부동산 조세는 소득재분배 기능을 수행하는 것으로 인식되고 있다. 또한, 부동산에 대한 과세는 투기억제와 가격 안정화 역할을 수행한다. 이와 관련한 이론적 근거는 자본환원(capitalization) 현상에 근거한다. 이론적으로 한 자산의 가격은 그 자산으로부터 기대되는 순수익의 현재가치이다. 보유세 인상은 보유에 의한 순이익 흐름을 줄여 가격하락을 유도하게 된다(박명호, 2011).

이와 같은 부동산 조세의 영향력은 소득재분배 효과, 시장안정화 효과에 대해 실증연구가 진행된 바 있다. 소득재분배 효과는 보유세를 중심으로 분석한 이영·박명호·우석진(2008), 박명호(2011) 등의 연구가 대표적이다. 이영·박명호·우석진(2008)은 종합부동산세 분석을 통해 우리나라 보유세가 누진적 성격은 발견되지만, 소득재분배효과가 약한 것으로 진단하였다. 박명호(2011)는 재정패널 3차년도 자료를 이용하여 분석한 결과 우리나라 보유세 체계가 누진적이지만 세부담은 중하위 소득계층 구간에서는 역진적인 것을 확인하였다. 가격에 대한 영향에 대한 연구는 김종화·유태현(2012), 박준·이태리(2016) 등의 연구가 대표적이다. 김종화·유태현(2012)은 강남권 지역에 대한 분석에서 양도세제 개편은 강남권의 주거용 토지거래량을 줄이며, 거래세율 인상은 강남권 주택매매가격을 떨어뜨리는 효과가 있는 것으로 분석하였다. 박준·이태리(2016)는 보유세 인상 충격이 주택 및 토지 가격 외에 GDP, 정부지출, 민간지출 등에 미치는 영향을 분석하였다. 주요 분석결과에서 주택과 토지의 가격은 하락반응을 보였고, GDP와 정부지출은 상승, 민간지출은 하락 반응을 보였다.

박진백(2018)은 세율수준에 따라서 주택소유 및 거래의 당사자는 조세정책에 대한 반응이 차별적일 수 있음을 지적하였다. OECD 35개국의 1980~2015년까지 불균형 패널데이터 자료를 이용하여 분석한 결과 보유세율이 낮은 국가에서 보유세율 인상을 할 경우 주택가격 안정화를 유도할 수 있는 것으로 분석된 반면, 거래세율인상은 주택가격이 상승할 가능성이 높으며 세율구간에 따라 세율효과는 차별적일 수 있음을 제시하였다. 그러나 이 연구는 패널회귀모형에서 변수 간 발생할 수 있는 내생성문제로 인하여 국가 간 비교가능한 자료형태인 GDP 대비 세수 수준을 세율의 대리변수로 활용하지 않고 총조세 대비 세수 수준 자료를 활용하여 한계점을 가진다.

기존 문헌의 주요 결과를 요약하면, 부동산 조세는 소득재분배와 시장안정화의 목적에 따라 시행되지만, 우리나라 자료를 대상으로 분석한 경우는 시기나 지역, 대상에 따라 정책영향이 차별적으로 나타나는 경향을 확인할 수 있었다. 최근 국제자료를 이용하여 부동산 조세정책의 방향성을 연구한 결과에서는 보유세율 인상이 미래의 기대수익률을 낮춰 주택수요를 억제함으로써 주택시장 안정화로 이어질 수 있는 것으로 분석한 바 있지만, 분석에 활용한 세율변수가 국가 간 비교에 한계가 있는 총조세 대비 지표로 연구에 한계가 존재하였다. 본 연구는 기존 연구들이 확인하고자 한 부동산 조세정책의 효과와 작동원리를 이해할 수 있으면서 국가 간 비교가능한 GDP 대비 지표를 분석 모형에 적용함으로써 기존 연구의 한계점을 보완하고자 한다.

Ⅲ. 실증분석 모형설정 및 데이터

1. 실증분석 모형

본 연구는 OECD 35개국의 1980~2015년까지의 불균형 패널자료를 이용하여 보유세와 거래세가 주택가격에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 부동산 조세정책은 국가마다 상이한 제도로 시행되고 있어 비교가 어렵다. 다만 부동산 조세정책에 의한 결과로써 보유세수와 거래세수는 국가 간 비교가 가능하며, GDP 대비 보유세수와 GDP 대비 거래세수는 국가별 부동산 실효세율의 대리변수로 활용할 수 있다고 판단한다.1) 이에 본 연구는 국가별 부동산 조세정책의 최종 산출물인 각 세수를 주요 설명변수로 활용하여 실증분석 모형을 설정하고자 한다.

Δ p i t = β 0 + β 1 τ o i t + β 2 ln p i t 1 + Γ X + e i t
(식 1)

여기서 Δpit는 전년대비 주택가격변동률로 실질주택가격지수를 이용하여 계산한 값을 사용한다. τoit는 GDP 대비 보유세수로 보유세율의 대리변수를 나타낸다. 본 연구는 박진백(2018)의 연구와 마찬가지로 세율수준에 따라 경제주체의 주택보유에 대한 태도가 달라질 것으로 가정하고 있다. 이 관점에서는 수요는 투자수요와 실수요로 존재하며, 투자수요는 고세율 구간에 비해 저세율 구간에 상대적으로 많으며, 고세율 구간에는 조세부담에 상대적으로 비탄력적으로 반응하는 실수요 비중이 높을 것으로 기대한다. 이는 저세율 구간에서는 세율증가시 세수가 증가하지만, 특정 세율을 넘어설 경우 세수가 감소하는 래퍼곡선 이론과 유사한 논리로 이해할 수 있다. 래퍼곡선 논리를 이용하여 분석을 하기 위해서는 세율 증가에 따라 세수가 비선형성을 보이는 변곡점 추정이 필요하다. 그러나 부동산 조세와 주택가격 혹은 주택보유, 부동산 세수 등 간의 비선형성에 대해 이론적, 실증적 연구가 충분히 진행되어 있지 않은 실정이다. 따라서 래퍼곡선 논리를 활용한 연구는 본 연구의 범위를 넘어서는 것으로 판단된다. 이에 본 연구는 박진백(2018)과 마찬가지로 국가 간 비교가능한 기준점으로 OECD 평균을 활용하고자 한다. 구체적으로 세율이 OECD 평균을 넘어설 경우에 세율과 주택가격 변동률 간의 관계와 OECD 평균에 미치지 못할 경우 세율과 주택가격 변동률 간의 관계를 파악함으로써 우리나라가 현재 처해 있는 세율 수준에서 조세정책이 이루어졌을 때 기대할 수 있는 주택시장의 반응을 확인하고자 하는 것이다. 앞서 서술한 가정들이 실제 경제에서 잘 작동한다면 보유세율의 추정계수값인 β1은 보유세율이 상대적으로 낮은 구간에서 세율인상은 투자수요를 줄여 시장의 재고주택 공급량을 늘리는 경로를 통해 주택가격 변동률을 줄일 것으로 기대할 수 있고(β1<0), 세율이 상대적으로 높은 구간에서는 세율 인상분이 주택가격에 반영되는 귀착현상이 발생하여 오히려 가격을 상승시킬 것으로 기대한다(β1>0). β2는 가격변동의 기저효과(base effect)를 통제하기 위해 도입한 것으로 동일한 주택가격이 변동하였을 경우, 전년의 주택가격 수준이 높은 경우에는 당해년도 주택가격 변동이 상대적으로 작고, 전년의 주택가격 수준이 낮은 경우에는 당해연도 주택가격 변동은 상대적으로 크기 때문에 추정계수는 β2<0이 기대된다.2) 통제벡터 X는 경제성장률, 실업률, 대학취학률로 설정한다. 경제성장률은 경기활성화가 주택가격에 미치는 영향을 확인하기 위해 도입한다. 경제성장은 전반적인 물가상승을 유도하기 때문에 주택가격을 상승시킬 수 있다. 그런데 동시에 개인의 소득과 소비 여력을 늘릴 수 있으며 이는 주택에 대한 소비를 늘릴 수 있기 때문에 경제성장은 주택가격을 증가시킬 유인이 있다(Kenny, 1999; McQuinn and O’Reilly, 2008). 반대로 실업은 주택을 소비하는 경제주체의 예산 제약을 악화시켜 주택수요를 줄이며, 이는 주택가격 하락으로 이어질 수 있다(Abraham and Hendershott, 1992). 또한, 사회에 인적자본 수준이 높아질 경우 주택에 대한 수요의 증가로 이어질 수 있으며, 수요증가는 가격상승으로 이어질 수 있다(Eichholtz and Lindenthal, 2014). 본 연구는 한 경제의 인적자본 형성 수준에 대한 대리변수로 대학교 취학률을 사용하고자 한다.3)

본 연구의 설명변수 구성은 다양한 수요요인을 반영하였지만, 공급요인은 포함하지 못하였다. 이는 주택인허가, 주택착공, 주택분양, 주택준공과 같은 주택공급 통계가 국가 간 비교가능한 수준으로 구축되어 있지 않기 때문이다. 만약 유사한 조세정책을 펼치더라도 주택이 충분히 공급되어 있는 경제는 탄력적인 반응을 보이는 반면, 주택이 충분히 공급되어 있지 않은 경제는 비탄력적인 반응을 보일 가능성이 있다. 이와 같은 재고주택의 공급상황과 함께 신규주택이 얼마나 공급되고 있는지에 따라 주택에 대한 투자수요, 임대수요, 시장균형가격 등이 강한 영향을 받을 가능성이 있다. 이와 같이 공급요인을 회귀모형에 포함하지 못하게 되므로 중요 변수 누락에 따른 편의(Omitted Variable Bias)가 발생할 가능성이 있다. 향후 부동산 관련한 국제연구가 활성화되기 위해서는 국가 간 비교가능한 주택공급 대리변수 개발이 필요하다고 판단한다.

(식 1)에서 잔차항은 eit =αi + αt + εit으로 구성되어, 국가 고정효과와 시간 고정효과를 통제하는 2원 오차 패널고정효과 모형(Two-way Error Components Fixed Effect Panel Regression Model)을 적용하고 있다. 여기서 국가 고정효과는 국가의 고유한 특수성에 의해 차이가 날 수 있는 가격변동 수준을 보정하여 추정계수값이 일치추정량이 되도록 한다. 시간 고정효과는 분석 국가에 공통적으로 적용될 수 있는 시간추세에 의한 왜곡을 통제하는 요소로 ’97~’98년 아시아 금융위기, ’08~’09년 글로벌 금융위기와 같이 국가들이 동일하게 영향을 받을 수 있는 시간 추세를 통제하는 것으로, 이를 통해 일치추정량을 추정할 수 있다(Wooldridge, 2002).

Δ p i t = b 0 + b 1 τ c i t + b 2 ln p i t 1 + K X + η i t
(식 2)

거래세가 주택가격에 미치는 영향을 분석하기 위해 (식 2)를 도입한다. 여기서 Δpit는 전년대비 실질주택가격변동률, τcit는 GDP 대비 거래세수로 거래세율의 대리변수를 나타낸다. 양도소득세와 같은 거래세는 대상 자본의 양도차익에 대해 과세를 하는 것으로 세율 인상의 목적은 가격 안정화에 있다. 만약 정책 도입 목적에 부합하여 주택시장이 반응을 한다면 추정 계수는 b1<0으로 추정될 것으로 기대된다. 그런데 거래세 중과는 거래 동결을 통한 거래희망자들의 조세 이연을 유도할 수 있으며, 이에 시장에 재고공급 물량이 감소하여 주택가격이 상승할 수 있다. 만약 이와 같은 효과가 발생한다면, 추정 계수는 b1>0으로 추정될 것으로 기대된다.

본 연구는 부동산 조세의 세율이 높고 낮은 상대적 비교 수준의 기준을 OECD의 평균으로 설정하고자 한다. 이는 세율 수준에 따라 경제주체의 부동산 보유나 거래의 유인이 차별적일 수 있으며(박진백, 2018), 국제자료를 이용하여 시장의 작동원리를 확인함에 있어 객관적 기준으로 활용할 수 있는 지표가 OECD 평균이라고 판단해서 이다. 이와 같이 분석모형을 설정할 경우, 우리나라와 같이 보유세율이 OECD 평균 수준보다 낮고,4) 거래세율은 OECD 평균 수준보다 월등히 높은5) 상황에서 조세정책을 시행할 경우 기대할 수 있는 시장의 반응을 이해하는데 도움이 될 수 있으며, 이를 통해 우리나라에 적용 가능한 부동산 조세정책에 관한 정책적 함의를 이끌어낼 수 있을 것으로 판단한다.

2. 데이터

본 연구는 1980~2015년까지 OECD 35개국6)에 해당하는 패널데이터를 통해 보유세와 거래세가 주택가격에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 종속변수는 OECD의 실질주택가격지수를 로그차분을 하여 전년대비 변동률로 계산한 값을 사용하며, 가격 변동의 기저효과를 통제하기 위해 도입한 전년도 실질 주택가격수준은 전년 실질주택가격지수 로그값을 이용하도록 한다. 본 연구에서 주택시장의 수요요인을 통제하기 위해 도입한 통제변수로 실업률은 15~64세까지 경제활동인구의 실업률을 의미하며, 경제성장률은 1인당 실질 GDP의 변동률, 인적자본 변수는 대학교 취학률이며, 이 자료들은 세계은행의 세계개발지표(WDI; World Development Indicator) 자료를 활용한다.

본 연구에서 분석의 대상으로 설정하고 있는 부동산 조세는 보유세와 거래세이며, 분석 자료는 OECD Revenue Statistics를 활용한다.7) 부동산 조세는 취득 단계, 보유 단계, 처분 단계에 따라 부과되며, 구체적으로 취득시에는 인지세, 상속세, 증여세, 취득세 등이 부과되며, 보유단계는 종합부동산세, 재산세 등이 부과된다. 처분 단계에서는 취득가격과 양도가격의 차익에 대해 세금을 부과하는 양도소득세가 있다. 이와 같은 부동산 조세에 대해 OECD는 취득 및 보유 단계는 재산세로 분류하고 있으며, 처분 단계는 소득세로 분류하고 있다. OECD 분류 기준으로 부동산 취득 단계의 거래세는 재산세(Taxes on Property)의 거래세(Taxes on Financial and Capital Transaction)로 설정하며, 부동산 보유 단계의 보유세는 부동산 재산과세의 부동산 보유세(Recurrent Taxes on Immovable Property), 자산 처분 단계의 거래세인 양도소득세는 소득 및 이윤, 자본이득에 대한 과세(Taxes on Income, Profits and Capital Gains of Individuals) 중 개인의 자본이득에 대한 과세(Taxes on Capital Gains of Individuals)로 설정하고자 한다. OECD에 보고되어 있는 자본이득에 대한 과세는 부동산 자산뿐 아니라 금융자산에 대한 과세 부분도 포함하고 있어 이를 감안한 해석이 필요하다. OECD는 이 조세 자료를 총조세에서 차지하는 비중(%)과 GDP 대비 비율(%)과 같이 2가지 형태로 제공하고 있다. 본 연구는 이 중 GDP 대비 비율(%) 통계를 해당 조세의 대리변수로 사용하고자 한다.

표 1. 거래단계별 부동산 조세 분류 체계
거래단계 조세종류 OECD 조세 분류 우리나라 세목
취득 거래세 4400 거래세
(Taxes on financial and capital transactions)
취득세, 등록면허세, 증권거래세, 인지세
보유 보유세 4100 보유세
(Recurrent taxes on immovable property)
재산세, 종합부동산세, 주민세 등
처분 거래세 1120 개인의 자본이득에 대한 과세
(Taxes on capital gains of individuals)
양도소득세

자료 : OECD(2017).

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Ⅳ. 실증분석

1. GDP 대비 부동산 조세 현황

<표 2>는 1980~2015년까지 우리나라와 OECD 국가 평균의 GDP 대비 거래세 비중 추이를 나타낸다. 우리나라의 거래세 수준은 주택 200만호 공급에 따라 주택거래가 크게 증가한 1990년대 이후 거래세는 GDP의 1%를 넘어섰다. 이후 우리나라 거래세 수준은 OECD 국가 중에서 가장 높은 수준을 지속 유지하고 있다. 미국은 1990년대 들어 거래세율이 0%로 인하되어 해당 세율이 지속되었으며, 독일, 캐나다, 일본이 G7 국가의 평균 이하 수준을 유지하고 있다.8) 반면, 이탈리아는 GDP의 1% 수준의 거래세를 징수하고 있어 상대적으로 세율이 높은 국가로 분류할 수 있다.

표 2. 1980~2015년 거래세(4400) 추이
구분 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 2015
미국 0.035 0.037 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
영국 0.259 0.304 0.285 0.229 0.774 0.718 0.579 0.736
프랑스 0.491 0.432 0.556 0.467 0.494 0.586 0.539 0.650
독일 0.198 0.231 0.237 0.173 0.248 0.208 0.205 0.370
이탈리아 1.004 0.743 0.769 0.907 0.994 0.987 1.082 1.057
캐나다 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.162 0.183 0.250
일본 0.528 0.746 0.707 0.629 0.397 0.313 0.281 0.268
G7 국가 평균 0.359 0.356 0.365 0.344 0.415 0.425 0.410 0.476
비G7 국가 평균 0.458 0.483 0.608 0.447 0.573 0.601 0.392 0.427
OECD 평균 0.431 0.448 0.545 0.427 0.541 0.566 0.395 0.437
한국 0.809 0.908 1.497 1.768 1.879 1.935 1.673 1.988

자료 : OECD Revenue Statistics.

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<표 3>은 OECD 주요국의 보유세 추이를 나타낸다. 먼저 우리나라의 보유세 추이를 살펴보면, 1980년대 GDP의 0.4%대 중반 수준에서 2015년 0.8%대 수준까지 약 2배 가량 증가하였다. 이 시기 동안 OECD 평균은 1980년 0.782%에서 2015년 1.121%로 증가하였고, 우리나라는 모든 관측 시기 동안 OECD 평균보다 낮은 수준을 유지하는 것을 확인할 수 있다. G7 국가 중 영국, 캐나다는 2015년 기준으로 GDP의 3%대 수준으로 타 국가에 비해 상대적으로 높은 보유세를 징수하고 있으며, 미국, 프랑스는 GDP의 2%대 수준, 이탈리아와 일본은 1%대 수준으로 징수를 하고 있다. 독일은 G7 국가 중에서 보유세율 수준이 가장 낮은 국가로 2015년 기준 0.434%를 기록하여 0.798%인 우리나라보다 낮은 수준임을 알 수 있다. G7 국가의 보유세율은 비G7 국가에 비해 대체로 높은 수준을 유지하고 있으며, G7 국가의 평균은 비G7 국가 평균뿐만 아니라 OECD 평균 역시 크게 웃도는 수준인 것으로 분석된다. 즉, OECD 국가 내에서도 국가의 발전 수준이 상대적으로 높은 G7 국가는 대체로 보유세율 수준이 높으며, G7 이외 국가는 상대적으로 세율 수준이 낮은 것을 알 수 있다.

표 3. 1980~2015년 보유세(4100) 추이
구분 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 2015
미국 2.393 2.387 2.701 2.643 2.476 2.683 2.907 2.520
영국 3.564 3.652 2.187 2.590 2.827 2.956 3.175 3.111
프랑스 1.182 1.467 1.399 1.875 1.830 2.028 2.368 2.603
독일 0.376 0.383 0.341 0.370 0.418 0.445 0.439 0.434
이탈리아 0.003 0.000 0.000 0.756 0.755 0.788 0.602 1.553
캐나다 2.505 2.571 2.911 3.131 2.695 2.800 3.067 3.064
일본 1.303 1.504 1.531 1.988 1.970 1.924 2.048 1.881
G7국가 평균 1.618 1.709 1.581 1.908 1.853 1.946 2.087 2.167
비G7국가 평균 0.474 0.489 0.555 0.615 0.633 0.665 0.737 0.859
OECD 평균 0.782 0.817 0.821 0.873 0.877 0.921 1.007 1.121
한국 0.465 0.448 0.496 0.639 0.533 0.547 0.733 0.798

자료 : OECD Revenue Statistics.

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<표 4>는 우리나라의 세목 상 양도소득세에 해당하는 자본이득세의 추이를 나타낸다. 우리나라는 1990년 이후부터 세수 수준이 확인되며, GDP 대비하여 1990년 0.563% 수준에서 2010년 0.217%로 감소하였다. 이는 외환위기 이전에는 부동산 시장 안정화를 위하여 부동산 가격이 크게 상승했던 1980년대 시장 안정화를 위하여 1가구 1주택 비과세 요건 강화 및 양도소득세제 강화, 종합토지세 실시(1988.8.10. 부동산 대책), 부동산 투기억제 및 가격 안정화를 위해 주택 200만호 공급(1989.4.27. 부동산 대책), 증여세 강화 및 토지초과이득세 매년 부과(1990.4.13. 부동산 대책), 택지초과소유부담금제 확대실시(1992.2.12. 부동산 대책), 투기거래자 파악 및 규제(1995.9.19. 부동산 대책) 등의 정책이 시행되었으나, 외환위기 이후 시장활성화를 위하여 분양가 자율화, 양도세 면제, 토지초과이득세 및 택지소유상한제 폐지(1998.5.22. 부동산 대책), 양도소득세 감면범위 확대(1998.12.12. 부동산 대책), 청약 재당첨제한 폐지 및 1주택자 1세대 기준을 1명 기준으로 완화(1999.10.7. 대책) 정책시행과 맥을 같이 한다. 2000년대 이후 우리나라 자본이득세는 다시 증가하여 2015년에는 0.758%에 이르렀다. 미국의 자본이득세는 2000년까지 지속적으로 상승하여 1.318%에 도달한 이후 등락을 반복한 이후 2015년에는 0.869% 수준을 기록하였고, 영국은 2015년 0.298%이고, 이외 G7 국가들은 모두 0% 수준을 기록하여 2015년 기준 G7 국가의 평균 자본이득세 수준은 0.167%이며, 비G7 국가의 평균은 0.131% 수준이며, OECD 평균은 0.139% 수준으로 0.758%인 우리나라에 비해 상당히 낮은 수준임을 확인할 수 있다.

표 4. 1980~2015년 자본이득세(1120) 추이
구분 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 2015
미국 0.441 0.626 0.533 0.620 1.318 0.872 0.469 0.869
영국 0.202 0.224 0.307 0.102 0.205 0.169 0.160 0.298
프랑스 0.013 0.012 0.002 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
독일 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
이탈리아 0.068 0.142 0.119 0.099 0.055 0.001 0.000 0.000
캐나다 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
일본 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
G7국가 평균 0.103 0.143 0.137 0.117 0.225 0.149 0.090 0.167
비G7국가 평균 0.028 0.033 0.059 0.039 0.114 0.114 0.087 0.131
OECD 평균 0.052 0.068 0.084 0.058 0.140 0.122 0.088 0.139
한국 0.000 0.000 0.563 0.411 0.217 0.484 0.645 0.758

자료 : OECD Revenue Statistics.

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요약하자면, OECD Revenue Statistics를 통해 OECD 국가의 부동산 조세 수준을 비교하면, 부동산을 취득하거나 처분하는 단계에 부과되는 조세인 거래세는 OECD 국가 혹은 G7 국가에 비해 우리나라의 거래세는 상대적으로 높은 수준으로 부과되고 있는 반면, 부동산을 보유하는 단계에 부과되는 보유세는 상대적으로 낮은 수준을 유지하고 있다.

<표 5>는 각 연도별로 해당 조세의 OECD 평균을 계산하고, 이를 기준으로 평균 이상과 평균 미만의 관측점으로 실질주택가격 변동률의 평균을 구한 값을 제시하고 있다. 먼저 거래세의 경우, OECD 평균 이상인 경우는 전체 분석기간동안 실질주택가격 변동률은 평균 1.785%인 반면, OECD 평균 미만은 평균 1.077%로 OECD 평균 이상인 경우의 주택가격 상승이 뚜렷한 것을 확인할 수 있다. 보유세의 경우는 OECD 평균 이상인 경우는 전체 분석기간동안 주택가격이 평균 1.737% 상승한 반면, OECD 평균 미만인 경우는 평균 1.560% 상승하였다.

표 5. 조세 수준에 따른 실질주택가격 변동률(%)
구분 -’84 -’89 -’94 -’99 -’04 -’09 -’14 ’15 평균
거래세 OECD 평균 이상 0.630 (2.402) 5.731 (4.961) −1.781 (4.419) 1.999 (2.969) 5.499 (1.092) 1.314 (4.824) −1.485 (3.054) 3.563 (3.986) 1.785 (4.332)
OECD 평균 미만 −4.534 (3.949) 3.321 (1.898) −1.243 (3.113) 3.026 (1.920) 3.237 (1.555) 1.360 (7.071) 0.352 (1.217) 5.575 (3.851) 1.077 (4.108)
보유세 OECD 평균 이상 0.765 (2.182) 4.103 (2.016) −1.237 (2.599) 2.365 (1.645) 4.756 (1.765) 1.008 (5.487) −0.298 (1.694) 4.234 (4.196) 1.737 (3.280)
OECD 평균 미만 −3.051 (2.017) 5.605 (4.197) −1.385 (2.911) 2.660 (2.812) 4.298 (0.734) 1.432 (6.621) −0.267 (2.287) 5.096 (3.924) 1.560 (4.303)
자본 이득세 OECD 평균 이상 −3.103 (3.014) 7.255 (6.159) −1.336 (3.926) 1.753 (2.853) 4.943 (0.976) 0.690 (4.463) −1.054 (3.410) 5.527 (3.638) 1.553 (4.867)
OECD 평균 미만 −0.118 (2.266) 3.844 (1.882) −1.348 (3.366) 3.259 (1.871) 4.103 (0.772) 1.636 (7.529) 0.003 (1.186) 4.367 (4.183) 1.754 (3.713)
OECD 주택경기 하락 상승 하락 상승 상승 하락 하락 상승

주 : ( )안은 표준편차를 나타냄.

자료 : OECD.

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실질주택가격 변동률이 음(−)의 값으로 1년 이상 유지된 기간을 하락기로 그 외 시기를 상승기로 정의하며 해당 시기의 대표적인 주택시장 국면을 <표 5>에 표기하였다. 먼저 각 시기별 OECD 평균 실질주택가격 변동률을 살펴보면, ’80~’84년은 −1.10%, ’85~’89년은 4.03%, ’90~ ’94년은 −0.54%, ’95~’99년은 0.79%, ’00~’04년은 4.13%, ’05~’09년은 0.04%, ’10~’14년은 −0.16%, ’15년은 3.77%으로 OECD 국가의 주택경기와 유사한 방향성을 나타내는 것을 알 수 있다. 1990년대 중반 이전에는 주택경기 변동 주기가 1990년대 중반 이후에 비해 짧으며, 하락기에는 거래세가 OECD 평균 미만일 경우에는 대체로 주택가격이 크게 하락하는 것을 확인할 수 있다. 반면, 1990년대 중반 이후에는 OECD 평균 미만일 경우 주택경기변동에 빠르게 반응하는 것으로 분석되며 OECD 평균 이상일 경우는 주택경기변동에 대해 5년 이후 반응이 큰 것을 확인할 수 있다. 보유세 역시 전체 평균에서는 OECD 평균 이상 관측점에서 주택가격이 높은 것으로 분석되지만, 시기별 실질주택가격 변동률 수준은 큰 차이가 있다. 1990년대 중반 이전 주택경기가 하락국면일 때에는 OECD 평균에 비해 보유세 수준이 낮은 경우 주택가격이 하락 수준이 매우 높았다. 이후 주택경기가 상승국면에서는 보유세가 낮은 경우에 경기회복에 따라 실질주택가격이 더 빠르게 반응하며 긴 시간동안 유지되는 것을 확인할 수 있다. 자본이득세의 경우는 1990년대 중반 이전 하락기에는 OECD 평균 이상일 경우 실질주택가격이 크게 하락하는 것으로 분석되어 거래세와 보유세 패턴과 차이를 보인다. 이는 주택가격 하락시기에 높은 과세 수준은 주택거래를 더 줄이는 동결효과를 유도하여 가격하락을 더 높일 수 있음을 시사하는 것이다.

2. 회귀분석 결과

<표 6>은 보유세와 주택가격 변동률의 관계를 분석한 결과를 나타낸다. 표에 제시한 결과는 하우스만 검정을 통해 적합한 모형으로 판정된 고정효과 모형만을 제시하고 있다. (1)열의 분석결과에서는 통계적으로 유의한 수준에서 보유세율과 주택가격 변동률 간의 관계를 확인할 수 없었다. 이는 앞서 확인한 바와 같이 세율이 높은 국가와 세율이 낮은 국가가 분석 자료에 혼재되어 있어 세율이 높은 국가에서 경제주체들이 주택 보유에 대해 가지는 태도와 세율이 낮은 국가에서 경제주체들이 주택보유에 대해 가지는 태도의 차이에 기인한다고 판단한다. 보유세의 주택가격 영향력은 조세부과가 기대수익률을 낮춰 주택수요를 억제하는 주택안정화 효과와 늘어난 세부담 수준만큼 주택 매수 시 거래가격에 반영하여 세부담을 시장가격에 전가하는 전가효과로 이해할 수 있다. 이와 같은 부동산 조세의 효과는 주택거래의 수요자가 직면하게 되는 세율 수준에 따라 차별적으로 작동할 가능성이 있다. 세율이 높은 국가는 세율이 낮은 국가에 비해 투자목적으로 부동산을 보유할 유인이 낮을 것이다. 일반적으로 높은 세 부담은 해당 자산의 기대수익률을 낮춰 수요를 억제하게 되며, 이에 따른 주택수요 감소는 주택가격 하락으로 이어질 수 있다(박진백, 2018).9) 보유세율이 OECD 평균 이상인 관측점에 대한 분석 결과인 (2)열을 살펴보면, 보유세율이 높은 구간에서 세율인상은 주택가격 상승과 관계있는 것을 알 수 있다. 이는 이미 높은 보유세로 인해 집값이 낮은 상태로 되어 있고 주택 공급이 축소된 국가에서 보유세 인상이 추가적인 집값 하락으로 이어지지 않고 임대료 인상으로 전가되어 집값이 하락하지 않는 것으로 해석될 수 있다. (2)열의 결과는 보유세율이 높은 국가에서 주택가격 안정화 정책을 시행할 경우에는 보유세율 인상정책이 효과적이지 않을 수 있음을 의미하는 것으로 해석될 수 있다. (3)열의 결과는 보유세율이 OECD 평균 수준 미만인 경우의 분석 결과를 나타낸다. 이와 같이 보유세율 수준이 낮은 경우는 보유세 인상은 주택가격을 안정시키는 효과가 있는 것으로 분석된다. <표 3>에서 2015년 기준으로 우리나라 보유세 수준은 0.798%로 OECD 평균 1.121%에 비해 약 −0.323%p 낮은 것을 확인할 수 있다. 회귀분석 결과를 활용하여 우리나라의 보유세를 OECD 평균 수준으로 약 0.323%p를 인상할 경우, 주택가격 안정효과는 연간 약 −1.624%p 수준인 것을 확인할 수 있다.10) (4)열과 (5)열은 경기변동에 따른 보유세율 정책의 영향을 나타낸다. 분석 결과, 보유세율은 경기상황에 따른 주택가격에 영향을 미치지 못하는 것으로 분석되었다. 이 결과는 실물경기에 따른 주택경기의 변동성은 보유세율 정책을 통해서 완화하기에 적합한 조세정책이 아님을 시사하는 것이라 판단된다.

표 6. 보유세 인상이 주택가격 변동률에 미치는 영향
(1)
전체
(2)
OECD 평균 이상
(3)
OECD 평균 미만
(4)
호경기
(5)
불경기
보유세율 0.751
(0.987)
4.112
(1.312)
−5.029
(2.510)
−0.329
(1.841)
1.821
(1.195)
전년도 로그 실질주택가격 −0.076
(0.011)
−0.080
(0.016)
−0.107
(0.016)
−0.080
(0.019)
−0.075
(0.015)
실업률 −0.934
(0.098)
−1.378
(0.202)
−0.902
(0.128)
−0.925
(0.199)
−0.731
(0.134)
경제성장률 1.344
(0.093)
1.339
(0.165)
1.311
(0.122)
1.282
(0.149)
1.587
(0.131)
대학교 취학률 0.080
(0.028)
0.125
(0.040)
−0.013
(0.045)
0.070
(0.046)
0.010
(0.042)
상수 0.314
(0.050)
0.307
(0.076)
0.446
(0.074)
34.685
(8.577)
27.183
(6.983)
관측점 734 306 428 355 379
R-squared 0.542 0.551 0.577 0.527 0.606
Hausman 검정 124.2
[0.000]
45.21
[0.000]
79.03
[0.000]
85.34
[0.000]
69.67
[0.000]

주 : ( )안은 표준오차.

[ ]안은 p-value를 나타냄.

*** p< 0.01,

** p<0.05,

* p< 0.1.

국가고정효과와 시간고정효과를 통제하였으나 결과에는 제시하지 않음.

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통제변수들의 회귀분석 결과를 살펴보도록 한다. 전년도의 주택가격 수준이 높을 경우 당해연도 주택가격이 크게 상승하더라도 전년도 주택가격 수준이 낮은 경우와 비교할 경우 주택가격 변동률은 상대적으로 낮은 값으로 계산이 되며, 이와 같은 현상을 기저효과라고 정의할 수 있다. 박진백(2017)은 이와 같은 기저효과를 통제하기 위하여 전기의 주택가격 수준값을 설명변수로 추가하여 분석하는 것을 제안하였고, 회귀분석 결과 해당 기저효과가 제대로 통제될 경우 계수값은 음(−)의 값으로 추정된다. 회귀분석 결과에서 전년도 주택가격 수준에 해당하는 전년도 로그 실질주택가격은 모든 분석결과에서 통계적으로 유의한 수준에서 음(−)의 값으로 추정되어 기저효과가 통제되었음을 확인할 수 있다. 경제성장률은 실질주택가격 변동률과 양(+)의 관계로 분석되어 경제성장은 주택가격을 유도할 수 있는 것으로 분석되었다. 이는 실물경기 활성화가 주택과 같은 자산시장의 활성화로 이어질 수 있는 것으로 해석할 수 있으며, 이는 미시적으로는 경제주체의 소득증대를 통한 소비수요 증대, 거시적으로는 사회 전반의 물가수준 상승에 기인하는 것으로 판단할 수 있다(Kenny, 1999; McQuinn and O’Reilly, 2008). 실업률은 실질주택가격 변동률과 음(−)의 관계로 분석되어 실업률 상승은 주택가격 하락에 영향을 미칠 수 있는 것으로 판단된다. 이는 실업률 상승은 경제주체의 소득 감소로 이어져 일반 소비에 대한 예산 제약을 심화시키고, 고가의 자산인 주택에 대한 수요를 떨어뜨림으로써 사회 전반의 주택가격 하락으로 이어질 수 있음을 시사하는 것이다(Abraham and Hendershott, 1992). 대학교 취학률은 한 사회의 인적자본 수준에 대한 대리변수로 도입한 것으로 인적자본 수준과 실질주택가격 변동률은 양(+)으로 분석되었다. 이는 한 사회의 인적자본 형성 수준이 높아질수록 주택에 대한 수요가 증대하는 것을 시사하는 것으로 판단할 수 있다.

<표 7>은 거래세와 주택가격 변동률의 관계를 분석한 결과를 나타낸다. 모든 회귀분석의 하우스만 검정에서 귀무가설을 기각하여 고정효과모형 결과만을 제시하고 있다. 거래세율이 주택가격 안정화 효과로 이어지기 위해서는 시장의 거래량이 일정하게 유지되어야 하지만, 거래세율 인상시 경제주체가 해당 조세를 회피하는 방법은 거래를 하지 않는 것이므로 거래세율 인상시 주택시장에는 재고주택 공급량이 줄어들어 주택가격이 상승할 유인이 크다(박진백, 2018). 회귀분석에서 거래세율의 계수값이 양(+)의 값을 갖는 경우 이와 같이 거래세의 동결 효과가 발생한 것으로 해석할 수 있다. 회귀분석 결과를 살펴보면, (1)~(5)열까지 모든 회귀분석 결과에서 거래세율의 회귀계수값이 양(+)의 값을 나타내고 있으며, 호황기 관찰점만을 사용한 (4)열을 제외한 회귀분석 결과에서 통계적으로 유의한 것으로 분석되었다. 즉, 호황기에는 거래세율 인상이 통계적으로 유의한 수준에서 동결효과로 이어진다고 볼 증거가 미흡한 반면, 나머지 경우에는 거래세율 인상은 주택가격 상승으로 이어질 유인이 큰 것을 의미한다. 거래세율의 추정계수값이 양수라는 의미는 부동산 거래세를 인하하여 부동산 값의 안정화를 도모할 수 있음을 의미하는 것이다.

표 7. 거래세 인상이 주택가격 변동률에 미치는 영향
(1)
전체
(2)
OECD 평균 이상
(3)
OECD 평균 미만
(4)
호경기
(5)
불경기
거래세율 3.004
(1.224)
7.283
(4.275)
3.148
(1.810)
1.831
(1.719)
5.269
(2.154)
전년도 로그 실질주택가격 −0.080
(0.011)
−0.054
(0.018)
−0.110
(0.016)
−0.079
(0.019)
−0.091
(0.016)
실업률 −0.813
(0.101)
−0.677
(0.152)
−0.900
(0.159)
−0.830
(0.218)
−0.607
(0.130)
경제성장률 1.354
(0.092)
1.773
(0.146)
0.902
(0.132)
1.311
(0.151)
1.502
(0.132)
대학교 취학률 0.080
(0.028)
0.135
(0.041)
0.021
(0.044)
0.068
(0.046)
0.020
(0.042)
상수 0.311
(0.049)
0.114
(0.082)
0.491
(0.077)
0.330
(0.085)
0.314
(0.067)
관측점 734 382 352 355 379
R-squared 0.546 0.603 0.595 0.528 0.610
Hausman 검정 129.8
[0.000]
45.01
[0.000]
80.29
[0.000]
86.07
[0.000]
76.48
[0.000]

주 : ( )안은 표준오차.

[ ]안은 p-value를 나타냄.

*** p<0.01,

** p<0.05,

* p<0.1.

국가고정효과와 시간고정효과를 통제하였으나 결과에는 제시하지 않음.

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경기변동 상황에 따른 회귀분석 결과에서는 호경기의 거래세율 계수값은 1.831인 반면 불경기에는 5.269로 불경기에 거래세율 인상에 주택가격이 더 큰 상승을 하는 것을 알 수 있다. 이는 경제주체가 주택거래를 위한 금전적 여력이 부족해진 불경기 상황에서 거래 시 부담해야 하는 세부담 증가는 동결효과를 가중시켜 시장에 매물이 크게 줄게 되며, 이는 가격상승으로 이어지는 것으로 이해할 수 있다. 이 분석 결과는 부동산 정책은 실물경기 상황에 따라 효과가 차별적일 수 있음을 시사하는 것으로 실물경기 상황에 따라 정책 시행의 각별한 주의가 필요한 것으로 이해할 수 있다.

<표 8>은 자본이득세와 주택가격 변동률의 관계를 분석한 결과를 보여주고 있다. 모든 회귀분석의 하우스만 검정에서 귀무가설을 기각하여 고정효과모형 결과만을 제시하고 있다. 추정 결과 양도소득세율이 높아지는 경우 주택가격이 상승하는 것으로 나타났고, OECD 평균 이상의 자본이득세율을 가진 경우의 표본에 대한 추정결과를 제외하고는 통계적으로도 유의한 것으로 나타났다. (2)열의 결과는 양도소득세가 이미 높은 경우 양도소득세를 추가적으로 높여도 주택가격의 추가적인 상승이 나타나지 않는 것으로 해석될 수 있다. 다만, (2)열의 결과는 자본이득세가 부동산 자산뿐 아니라 금융자산에 대한 자본이득세를 포함하고 있음에 기인한 추정결과일 수 있기 때문에 과도한 확대 해석은 바람직하지 않다.

본 연구의 회귀분석 결과에 근거할 경우, 부동산 조세정책을 통해 주택가격 안정화를 유도하는 것이 정책의 목표라면 보유세율을 인상하고, 거래세율을 인하하여 주택 보유에 따른 비용을 높이고, 보유 비용이 부담스러운 경제주체는 시장에 주택을 매도하도록 유도하는 것이 바람직한 정책의 방향인 것으로 이해할 수 있다.

표 8. 자본이득세 인상이 주택가격 변동률에 미치는 영향
(1)
전체
(2)
OECD 평균 이상
(3)
OECD 평균 미만
(4)
호경기
(5)
불경기
자본이득세율 5.213
(1.240)
1.646
(32.897)
9.440
(1.696)
5.265
(1.761)
7.131
(2.203)
전년도 로그 실질주택가격 −0.082
(0.012)
−0.078
(0.015)
−0.147
(0.023)
−0.079
(0.020)
−0.099
(0.017)
실업률 −0.931
(0.107)
−1.169
(0.136)
−0.771
(0.181)
−1.044
(0.244)
−0.818
(0.145)
경제성장률 1.311
(0.096)
1.559
(0.123)
0.930
(0.158)
1.343
(0.157)
1.420
(0.136)
대학교 취학률 0.085
(0.030)
0.159
(0.037)
−0.044
(0.056)
0.081
(0.049)
0.048
(0.044)
상수 0.345
(0.053)
0.308
(0.065)
0.678
(0.113)
0.339
(0.090)
0.408
(0.082)
관측점 648 447 201 311 337
R-squared 0.554 0.618 0.634 0.540 0.617
Hausman 검정 114.00
[0.000]
66.90
[0.000]
37.80
[0.000]
70.33
[0.000]
70.47
[0.000]

주 : ( )안은 표준오차.

[ ]안은 p-value를 나타냄.

*** p<0.01,

** p<0.05,

* p<0.1.

국가고정효과와 시간고정효과를 통제하였으나 결과에는 제시하지 않음.

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Ⅴ. 결론

본 연구는 보유세와 거래세가 주택가격에 미치는 효과를 분석하였다. 주택시장의 변동성 완화, 주택가격 안정화를 위해 부동산 조세정책을 시행하고 있지만, 조세의 성격에 따라 주택시장에 미치는 영향은 상이할 수 있다. 보유세율 인상은 세율이 상대적으로 낮은 구간에서는 투자수요를 줄여 시장의 재고주택 공급량을 늘리는 경로를 통해 주택가격을 낮출 유인이 있다. 거래세율 인상은 거래량이 일정하게 유지될 경우, 가격하락을 유도할 수 있지만, 조세회피를 위해서 거래가 감소하는 동결효과가 발생할 수 있으며 이 경우 시장에 재고주택 공급량이 줄어들어 오히려 주택가격이 상승할 유인이 있다.

본 연구는 이와 같은 가능성을 OECD 35개국의 1980~2015년 데이터를 이용하여 분석하였다. 또한 우리나라 부동산 조세정책의 방향성을 판단하기 위해 OECD 평균을 기준으로 세율의 높고 낮음을 분류하여 회귀분석을 시행하였다. 분석 결과, 보유세율이 낮은 국가에서 세율인상을 할 경우 주택가격 안정화를 유도할 수 있는 반면, 보유세율이 높은 국가에서 세율을 인상할 경우는 오히려 가격인상으로 이어질 수 있는 것으로 분석되었다. 또한 거래세율 인상은 가격상승으로 이어질 수 있음이 관찰되었으며, 양도소득세 인상에 따른 부동산 가격 상승은 고세율 국가보다 저세율 국가에서 더 강하게 작동하는 것으로 추정되었다. 이를 통해 주택시장 안정화를 위한 부동산 조세정책은 보유세 인상과 거래세 인하로 요약할 수 있지만, 보유세의 경우 세율이 너무 높을 경우 개인의 세부담은 임대료로 전가되어 부동산 가격 인하 효과를 기대하기 어렵기 때문에 정책시행에 주의가 필요한 것으로 분석되었다.

본 연구의 공헌은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 부동산 조세의 시장안정화 효과에 대한 실증연구가 희소한 상황에서 수행된 연구로 부동산 조세와 주택가격 변동률 간의 관계에 대한 연구에 참고할만한 방법론을 제공하고 있다. 둘째, 본 연구의 실증분석 결과는 세율의 수준이나 경기상황에 따른 차별적인 분석결과를 제공하고 있어, 상황에 따른 주택시장의 안정화정책에 활용할 수 있는 정책적 방향성을 제공하고 있다.

본 연구는 다음의 몇 가지 한계점이 있다고 판단한다. 첫째, 본 연구는 국가별 제도적 차이에 초점을 맞추지 않고 해당 제도나 정책의 산출물인 GDP 대비 세수를 이용하고 분석하고 있다는 한계가 있다. 실제 국가에 따라 부동산 관련 제도가 크게 차이가 나며, 이에 따라 해당 조세정책 역시 차이가 날 것이지만, 여기에 대해 구체적인 조사나 연구를 수행하지 않고, 평균세율로 볼 수 있는 GDP 대비 세수의 규모만을 비교대상으로 삼고 있다. 향후 연구에서는 국가별 제도의 차이에 대한 보다 엄밀한 분석이 필요하며, 이를 통해 보다 우리나라에 적용가능한 정책적 방향성을 파악하는데 노력할 필요가 있다고 판단한다. 둘째, 본 연구는 수요측면에서만 논의가 진행되었고, 신규주택, 임대주택과 같은 공급측면은 자료구득의 한계로 인하여 논의에서 배제되어 있다. 시장은 다양한 제도나 정책에 영향을 받아 변화하지만 시장은 수요와 공급에 의해 작동하며 이에 따라 가격이 변화한다. 본 연구는 이 중 수요측면에만 초점을 맞추었기 때문에 연구결과는 한계를 가질 수밖에 없다. 향후 연구에서는 공급측면의 연구가 추가될 필요성이 있다. 셋째, 본 연구에서 채택하고 있는 회귀분석모형은 주요 설명변수들간 내생적 관계가 성립하고 있어 한계점이 존재한다. 예를 들어 설명변수로 포함되어 있는 경제성장률은 실업률과 인적자본 변수와 내생적일 가능성이 높으며, 종속변수의 전년도 수준변수 역시 각 설명변수들과 내생적일 가능성이 높다. 향후 연구에서는 도구변수법이나 동태패널분석에 기반하여 모형내 존재할 수 있는 내생성을 엄밀히 통제할 필요성이 있다.

Footnotes

* 본 논문은 2018년 한국감정원 KAB부동산연구원의 기본과제인 “거시경제변화가 주택시장에 미치는 영향”의 조세부문에 기초하고 있으나, 실증연구의 방법론을 수정·보완하여 기존 연구결과를 개선하였음을 밝힌다.

1) 국가 간 제도의 차이로 인해 부동산 관련 조세의 비교는 제한된다. 다만, 박상수 외(2014) 연구에서는 OECD Revenue Statistics 자료에서 GDP 대비 관련 세수의 비율을 이용하여 국가 간 비교를 시도하고 있다. 본 연구는 이 연구에서와 같이 GDP 대비 관련 세수의 비율은 해당 세목의 조세부담 수준을 나타내는 것으로 세율의 대리변수로 활용할 수 있다고 판단하고 있다. 그러나 OECD Revenue Statistics에서는 부동산에 대한 세수만을 제공하지 않고 있다. 향후 연구에서는 이 문제에 대한 대안마련이 필요하다고 판단한다.

2) 이 논리는 Mankiw et al.(1992)의 경제성장모형에 기초하는 것으로 경제규모가 큰 국가의 성장속도가 경제규모가 작은 국가의 성장속도에 비해 느린 것과 동일한 논리이다.

3) Eichholtz and Lindenthal(2014)은 인적자본 형성이 주택수요를 늘릴 수 있음을 실증하였고, 인적자본 형성의 대리변수로 교육수준을 활용한 바 있다. 경제성장 관련 실증 연구에서도 인적자본 형성이 경제성장에 미치는 영향을 분석하기 위해 인적자본의 대리변수로 초등, 중등, 고등교육의 취학률과 같은 교육수준 변수를 활용하고 있다(Mankiw et al., 1992).

4) 2015년 기준으로 우리나라의 GDP 대비 보유세는 0.798%로 OECD 평균인 1.121%보다 0.323%p, G7 국가 평균인 2.167%보다 1.369%p가 낮다.

5) 2015년 기준으로 우리나라의 GDP 대비 거래세는 1.988%로 OECD 평균인 0.436%보다 1.552%p가 높고, G7 국가 평균 0.476% 보다 1.512%p가 높다. 자본이득세의 경우, 우리나라는 0.758%인 반면, OECD 평균은 0.139%으로 0.619%p가 높으며, G7 국가 평균 0.167%보다 0.591%p 높다.

6) 분석국가는 호주, 오스트리아, 벨기에, 캐나다, 칠레, 체코, 덴마크, 에스토니아, 핀란드, 프랑스, 독일, 그리스, 헝가리, 아이슬란드, 아일랜드, 이스라엘, 이탈리아, 일본, 한국, 라트비아, 룩셈부르크, 멕시코, 네덜란드, 뉴질랜드, 노르웨이, 폴란드, 포르투칼, 슬로바키아, 슬로베니아, 스페인, 스웨덴, 스위스, 터키, 영국, 미국으로 OECD 35개국이다.

7) OECD Revenue Statistics의 조세 통계는 6가지로 구분하여 제공하고 있으며, 4자리 숫자에 의거하여 다음과 같이 해당 통계를 분류하고 있다: 1) 1000 소득과 이득, 자본이득에 대한 조세(Taxes on income, profits and capital gains), 2) 2000 사회보험부담(Social security contributions), 3) 3000 근로소득세(Taxes on payroll and workforce), 4) 4000 재산세(Taxes on property), 5) 5000 상품 및 서비스세(Taxes on goods and services), 6) 6000 그 외 조세(Other taxes).

8) <표 2>~<표 4>에 제시된 세율은 GDP 대비 해당 세수의 백분율로 0으로 표기된 것은 해당 시점에 해당 세목으로 과세되지 않았음을 의미한다.

9) 물론 세율이 높더라도 부동산 보유에 따른 이득이 높은 세율을 상쇄할 정도로 높은 경우라면 투자수요가 존재할 가능성을 배제할 수는 없다.

10) 세율 인상에 따른 주택가격 안정효과 추정식은 ∂Δpit/∂τoit × 0.323=β1×0.323으로 (식 1)을 τoit에 대해 미분한 값에 세율 인상분(0.323%p)을 곱하여 계산이 가능하다.

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등재후보학술지 선정

'부동산분석(Journal of Real Estate Analysis)'이 2018년 한국연구재단의 학술지평가에서 등재후보학술지로 선정되었습니다.
등재후보지 선정을 위해 수고하고 애써주신 모든 분들에게 감사를 드리며, 아낌없는 헌신과 협조에 감사드립니다.
이번 등재후보학술지 선정을 새로운 도약점으로 등재학술지로의 승격을 위해 더욱 노력하겠습니다.
감사합니다.

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