표준지공시지가의 과세평가 균일성에 관한 연구*

I. 서론

1. 연구의 배경 및 목적

토지의 취득시에는 취득세, 상속세, 증여세가 부과되며, 보유시에는 재산세와 종합부동산세, 양도시에는 양도소 득세가 각각 부과된다. 토지관련 국세 및 지방세 부과기준으로 활용하기 위하여 시장·군수 또는 구청장은 공시지 가의 공시기준일 현재 관할구역 안의 개별토지의 단위면적당 가격인 ‘개별공시지가’를 매년 결정·공시하고 있다.

개별공시지가는 대상 토지와 유사한 이용가치를 지닌다고 인정되는 하나 또는 둘 이상의 표준지공시지가를 기준으 로 산정한다. 즉, 표준지공시지가는 부동산(토지)관련 과세표준액 산정의 근간으로 활용되기 때문에 토지 소유자들 의 재산권과 밀접하게 연관되어 있다.

표준지공시지가는 표준지에 대하여 매년 공시기준일 현재의 적정가격을 조사·평가하는 것이다. 여기에서 ‘적정 가격’이 무엇인지에 대한 논란에서부터 시작하여 실거래가격과의 괴리 문제, 그리고 낮은 실거래가 반영률 등이 끊 임없이 지적되고 있다. 이러한 논란은 공시지가 평가제도의 재편과 공시가격을 평가사들에 의한 감정가격 대신 실 거래가로 대체하자는 주장도 제기되는 등 표준지공시지가의 역할 변화의 단초가 되고 있다.

01 SURVEY AND RESEARCH

표준지공시지가의 과세평가 균일성에 관한 연구*

Ⅰ.서론

II .토지의 과세평가 균일성 및 선행연구의 고찰

Ⅲ.표준지공시지가의 과세평가 균일성 실증

Ⅳ. 결론

유선종 / 건국대학교 부동산학과 교수 양지원 / 대화감정평가법인 감정평가사

* 본 논문은 한국부동산분석학회 2014년 정기학술대회에서 양지원이 발표한 내용을 수정·보완한 것임.

* 본고의 내용은 필자의 개인 의견으로 한국주택금융공사의 공식적인 견해와 다를 수 있습니다.

조사

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이러한 논란은 표준지공시지가의 적정성과 신뢰성 저하에 기인한다. 논란의 근본적인 원인은 낮은 실거래가 반영 률과 평가균일성 문제에 있다. 낮은 현실화율은 공시지가 제도의 도입 초기부터 낮게 산정되어온 관행과 정책적인 요인으로 설명된다 하더라도, 평가의 균일성 문제는 소유자를 납득시키기 어려울 뿐만 아니라 납세자의 조세저항을 야기할 가능성이 크다. 매년 정부가 단계적으로 높여가고 있는 공시지가 현실화 방안도 평가의 균일성이 담보되지 않는 한 그 효과를 발휘하기 어렵다. 그러므로 표준지공시지가의 현실화 제고 방안에 앞서 공시지가의 평가균일성 여부를 검증하고, 문제점이 있다면 이를 시정하기 위한 노력이 필요하다.

이러한 배경하에 본 연구는 표준지공시지가의 평가균일성을 실증적으로 분석함으로서 수평적·수직적 형평성을 확보한 공정한 토지 과세평가가 이루어지고 있는지를 전체 및 지역별, 용도지역별로 검토해보고, 분석결과를 토대 로 유의한 시사점을 도출하여 정책적 대안을 제시하고자 한다.

2. 연구의 범위 및 방법

연구의 대상은 2012년 기준 전국의 표준지공시지가로 한다. 과세평가의 균일성 개념이 과세가치와 시장가격과 의 관계로 설명된다는 점을 고려하여 표준지공시지가 평가방법 세 가지 중 거래사례비교법에 의해 평가된 필지만을 선정하였다. 거래사례비교법에 의한 표준지 499,384 필지 중에서 거래사례비교법 상 가격형성요인인 ‘사정보정’,

‘건부감가보정’, ‘지역요인’, ‘개별요인’의 값을 기준으로 한 선별 작업과 사분편차(quartile deviation)를 이용한 시 장가격 대비 과세가치 비율의 이상치(outlier) 제거 과정을 거쳐 최종적으로 160,729개의 표준지 자료를 선정하 였다. 분석에서 과세가치의 대용치(Proxy)로는 ‘표준지공시지가’를, 시장가격의 대용치로는 ‘거래사례가격에 시점 수정치(거래시점~공시지가기준일 2012.1.1)를 적용한 값’을 각각 활용하였다.¹⁾

연구방법을 요약하면 다음과 같다. 먼저 토지의 과세평가 균일성의 개념을 정리하고 검증방법을 살펴본다. 그 리고 수평적·수직적 형평성 관련 선행연구들을 각각 토지 및 주택 등 분석대상에 따라 구분하여 검토한다. 실증 분석에 앞서 시장가격 대비 과세가치 비율에 대하여 기술통계량 값을 통한 기초분석을 먼저 실시하였다. 실증분 석으로는 표준지공시지가의 수평적 형평성은 분산계수(COD: Coefficient of Dispersion)와 변동계수(COV:

Coefficient of Variation) 지표를 기준으로 한 비율분석을 통하여 검증하였다. 수직적 형평성은 가격관련미분계 수(PRD:Price-Related Differential) 지표를 이용한 비율분석과 Paglin and Fogarty 모형, Cheng 모형, IAAO 모형, Bell 모형, Clapp모형을 이용한 전통적인 회귀분석방법에 의하여 검증하였으며, 이에 더하여 조건부 분포 전체를 고려한 분위회귀분석(Quantile Regression)을 통하여 전체 및 지역별, 용도지역별로 비교·분석하 였다.

1) 본 연구에서는 일반적으로 과세가치에 개별공시지가를, 시장가치에는 해당 부동산의 실거래가를 적용한 선행연구와는 다르게 거래사례비교법에 의해 평가된 표준지공시지가 자료를 통하여 각각의 대용치(Proxy)를 선정하였음. 그 이유로는 첫째, 본 연구는 개별공시지가가 아닌 ‘표준지공시지가’에 대 한 평가균일성 분석이므로 과세가치에 ‘표준지공시지가’를 적용하였음. 둘째, 표준지 해당 거래사례가 존재하는 경우가 극히 드물며, 있다 하더라도 외 부적인 요인들의 개입으로 적정한 시장가치를 반영하지 못하는 경우가 포함될 수 있음. 반면에, 표준지 평가 시 적용한 거래사례 자료는 풍부하며, 대 상 표준지와 가치형성요인이 같거나 유사하면서 적정한 시장가치를 반영하고 있다고 감정평가사들에 의하여 검증된 사례로서 사정보정, 건부감가보정 등을 기준으로 선별해 낼 경우 이를 시장가치의 대용치(Proxy)로 적용가능하다고 보았음.

II. 토지의 과세평가 균일성 및 선행연구의 고찰

1. 토지의 과세평가 균일성

1) 토지의 과세평가 균일성 개념

토지과표의 평가균일성(appraisal uniformity 또는 assessment uniformity)이란 토지의 과세가치와 시장 가치와의 관계는, 관할구역 내 다른 토지들의 과세가치와 시장가치와의 관계와 동일해야 한다는 것²⁾을 의미한다.

즉, 평가균일성은 개별 토지의 과세가치가 다른 토지들에 비하여 얼마나 형평성 있게 평가되었는지를 나타낸다.

이는 동일한 시장가치를 가지는 부동산들은 시장가치에 대하여 동일한 비율로 평가되어야 한다³⁾는 수평적 형평 성(horizontal equity)과 동일 유형의 부동산에 있어 상이한 가격권역임에도 불구하고 시장가격 대비 일률적인 공 적평가가 이루어짐으로써 동일한 과표 수준을 확보하는 것⁴⁾을 의미하는 수직적 형평성(vertical equity)으로 구분 할 수 있다. 수직적 형평성과 관련하여 시장가치가 높은 토지가 낮은 시장가치의 토지보다 과세평가비율(AV/SP) 이 높은 경우에는 ‘누진적 불형평성’이 존재한다고 보며, 반대로 시장가치가 낮은 토지가 높은 시장가치의 토지보다 과세평가비율(AV/SP)이 높은 경우에는 ‘역진적 불형평성’이 존재한다고 본다. ‘수평적 형평성’은 비율연구를 통해,

‘수직적 형평성’은 비율연구 및 회귀분석을 통해 검증할 수 있다.

2) 토지의 과세평가 균일성 검증 방법

토지의 과세평가에 대한 수평적 형평성 여부의 검증은 비율분석에 의하며, 분산계수(COD)와 변동계수(COV) 지 표를 기준으로 한다. 분산계수(COD)는 평균편차를 평가비율 중위치의 백분율로 표시한 것⁵⁾으로 값이 작을수록 평 가의 균일성이 높다고 볼 수 있다. 국제과세평가사협회(IAAO)⁶⁾에서 제시하고 있는 평가균일성 인정 범위는 ‘나지’

를 기준⁷⁾으로 할 경우 ‘5.0~20.0’이다. 반면에 변동계수(COV)는 표준편차를 평균에 대한 비율로 표시한 값을 의

2) 안정근, “과세대량평가시 비율연구의 방법과 각종 평가성능지표에 대한 고찰”, 부동산학연구 제11집 제1호, 한국부동산분석학회, 2005, p.3 3) International Association of Assessing Officers, “Improving Real Property Assessment: A Reference Manual”, Chicago IL, 1978.

4) 박성규, “토지 과표의 수직적 형평성에 관한 연구”, 감정평가연구 제15집 제2호, 한국부동산연구원, 2005, p.71-72

5) 안정근, “과세대량평가시 비율연구의 방법과 각종 평가성능지표에 대한 고찰”, 부동산학연구 제11집 제1호, 한국부동산분석학회, 2005, p.12.

6) International Association of Assessing Officers, “Standard on Ratio Studies”, 2013

7) 「표준지 조사·평가 기준」 제17조(나지상정평가)에 의하면 표준지의 평가에 있어서 그 토지에 건물 기타의 정착물이 있거나 지상권 등 토지의 사용·수 익을 제한하는 사법상의 권리가 설정되어 있는 경우에는 그 정착물 등이 없는 토지의 나지상태를 상정하여 평가하도록 되어 있는바, IAAO에서 제시하 고 있는 평가균일성 인정 범위도 ‘나지’를 기준으로 적용하였음.

[표 1> 수평적·수직적 불형평의 개념]

수평적 불형평성 동일한 시장가치를 지니고 있는 부동산이 다르게 평가되는 경우

수직적 불형평성

시장가치에 대한 과세가치의 비율이 가격대마다 일정하지 않은 경우

누진적 불형평성 시장가치가 높을수록 과세가치가 높은 경우

역진적 불형평성 시장가치가 높을수록 과세가치가 낮은 경우

조사

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8) 노민지·유선종, “토지의 수직적·수평적 과세평가 형평성에 관한 연구”, 국토연구 제81권, 국토연구원, 2014, p.25

미한다. 부동산유형간 가격균형성을 비교하는 측정도구로 그 값이 작을수록 평가균일성이 높은 것으로 평가된다.⁸⁾ 수직적 형평성의 검증은 비율분석에 의한 방법과 회귀분석에 의한 방법으로 나눌 수 있다. 비율연구의 수평적 형 평성은 IAAO에서 제시한 변이계수(COV)와 분산계수(COD)를 이용하였으며, 수직적 형평성은 역진성계수(PRD) 를 이용하여 검증하였다.

비율분석에 의한 방법은 과세평가율(과세가치/시장가치의 비율)의 가중평균에 대한 산술평균의 비율을 나타내는 가격관련미분계수(PRD) 지표를 기준으로 형평성을 측정한다. PRD 값이 0.98≦ PRD <1.03 범위 내에 있으면 수직적 형평성이 인정된다고 보며 1.03보다 크거나 같으면 ‘역진적 불형평성’이, 반대로 0.98보다 작으면 ‘누진적 불형평성’이 존재한다고 본다.

계량경제모형을 이용한 회귀분석으로 표3과 같다. 회귀식에 대한 설명을 하면 Paglin and Fogarty(1972)는 과세가치와 매매가격간의 선형함수 관계를 가정하여 종속변수에는 과세가치(assessed value)를, 독립변수에는 매매가격(sales price)을 각각 적용한 선형회귀모형을 제시하였다. α0=0이면 수직적 형평성 조건을 만족하지만 α0<0일 때는 누진적 불형평성이, α0>0일 때는 역진적 불형평성이 존재한다고 본다.

IAAO(1978)는 과세가치와 매매가격간의 선형함수 관계를 가정하여 종속변수로 과세평가율(과세가치/시장가치 의 비율)을, 독립변수에는 매매가격을 적용한 모형을 제시하였다. 만약 α₁=0이면 수직적 형평성 조건을 만족하나 α1<0일 때에는 역진적 불형평성이, α1>0일 때는 누진적 불형평성이 존재한다고 본다.

Ratio: 개별 과세가치/개별 시장가치 M: Ratio의 중위수

m: Ratio의 평균 n: 표본의 개수

자료: International Association of Assessing Officers(2013), Standard on ratio studies 재작성

구분 수식 해석

수평적 형평성검증

변이계수

(COV) (Ratio - m)²/(n - 1)

m 값이 작을수록 좋은 것으로 평가

분산계수 (COD)

∑(ratio_ί - M)/n M

단독주택 및 아파트

5.0∼15.0

(다만, 신축주택이 많고 상당히 동질적인 주거지역의 경우는 5.0∼10.0)

기타 주거용 부동산 5.0∼20.0

상업용 부동산 5.0∼20.0

(다만, 대도시 지역의 경우는 5.0∼15.0)

나지 5.0∼20.0

기타 부동산 지역 상황에 따라 상이

수직적 형평성검증

역진성계수 (PRD)

과세현실화율의 산술평균/

과세현실화율의 가중평균

역진적 불형평성 PRD≥1.03

누진적 불형평성 PRD<0.98

[표 2> 평가균일성의 측정]

ί=1 n

Bell(1984)은 Paglin and Fogarty 모형을 이용하되 과세가치와 매매가격간의 비선형성을 고려하기 위하여 독 립변수에 매매가격의 제곱항을 추가하였다. 만약 α0=α2=0이면 수직적 형평성 조건을 만족하게 되나 α2<0일 때는 역진적 불형평성이, α2>0 일 때는 누진적 불형평성이 존재한다고 본다. 만약 α2가 통계적으로 유의하지 않으면, 수 직적 형평성 검증은 α0에 의존한다. 즉, α2가 통계적으로 유의하지 않으면, Bell 모형의 수직적 형평성 측정 결과는 Paglin and Fogarty 모형과 같다.¹⁰⁾

McMillen(2013)¹¹⁾은 과세평가의 균일성을 분석함에 있어서 전형적인 회귀분석방법과 분위회귀분석방법을 비 교하여 설명하였다. 조건부 평균을 추정하는 일반적인 회귀모형보다 과세평가의 변동성(Variability)까지 고려한 분위회귀분석이 과세평가의 역진성을 분석하는데 더 적합하다고 주장한다. 즉, 일반적인 회귀모형은 과세평가비율 이 매매가격에 따라 달라지는지 여부에 대하여는 설명이 가능하지만, 평가실무상에서의 변동성에 대하여는 직접적 인 정보를 주지 못함을 지적하면서 분위회귀분석 방법이 더 우수하다고 보았다.

2. 선행연구

과세평가의 형평성 관련 연구는 수평적 형평성에 관한 연구와 수직적 형평성에 대하여 분석한 연구로 나눌 수 있 다. 먼저, 수평적 형평성에 관한 연구 중 토지를 대상으로 분석한 경우로는 현태승·이성호(2004)가 공시지가와 실거래가와의 괴리 문제를 부산광역시 사상구와 금정구의 현실화율(평균공시지가/평균실거래가격)을 사례로 비 교·분석하여 실거래가격중심의 공시지가 운영체계 등의 해결방안을 제시하였다.

[표 3> 회귀분석 모형요약]

저자 모형식 귀무가설⁹⁾

Paglin & Fogarty AV = α₀ + α₁ SP α₀ = 0 Cheng ln(AV) = α₀ + α₁ln(SP) α₁ = 1

IAAO AV

SP = α₀ + α₁SP α₁ = 0 Kochin & Parks ln(SP) = α0 + α1ln(AV) α1 = 1 Bell AV = α0 + α1SP + α2SP² α0 = α2 = 0 주) SP : 실거래가격, AV : 과세가치

9) 귀무가설을 만족하면 과세가치의 수직적 공평성이 존재하는 것을 의미하며 귀무가설을 기각하게 되면 과세가치의 수직적 불평등이 존재한다. 역진적 또는 누진적 불평등 존재여부는 절편 또는 계수의 크기에 따라 판별한다.

10) 이범웅, “토지과세평가의 수직적 형평성에 대한 연구”, 조세연구 제13권 제1집, 한국조세연구포럼, 2013, p164

11) Daniel P. McMillen, “A Quantile Regression Analysis of Assessment Regressivity” in Quantile Regression for Spatial Date, Springer Briefs in Reginal Science, 2013, p.29-35

조사

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둘째, 수직적 형평성에 관한 연구 중 토지를 대상으로 분석한 경우는 박성규(2005)가 2003년과 2004년 서울시 표준지공시지가 자료와 감정평가사에 의한 세평가격 자료를 대상으로 IAAO 모형, Cheng 모형, 그리고 Bell 모 형을 적용한 결과 토지 과표의 역진적 불형평성이 존재함을 지적하였다. 고성수·정진희(2009)는 송파구와 성북구 의 주거지역 내 ‘대’인 토지의 실거래가와 개별공시지가 자료를 대상으로 PF 모형, Cheng 모형, IAAO 모형, KP 모형, Bell 모형, 그리고 CLAPP 모형을 적용하여 토지 과세평가의 수직적 불공평성에 대하여 검증하였다.

셋째, 공동주택에 대하여 수평적 형평성과 수직적 형평성을 함께 분석한 연구로서, 임재만(2013)은 2011년 한 해 동안 신고된 서울시의 공동주택 실거래가격과 2011년 1월 1일 기준 공동주택 공시가격 자료를 대상으로 분석하 였다. 수평적 형평성은 비율분석으로 검증한 결과 평가의 균등도가 상당히 높게 나타났으며, 수직적 형평성은 전통 적인 회귀분석방법 및 조건부 분포 전체를 고려한 분위회귀분석(Quantile Regression)을 통하여 분석한 결과 대 체로 누진적인 수직적 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다.

선행연구 결과 대부분의 연구에서 과세평가에 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다. 임재만(2013)의 분석 결과 를 제외하고는 대체로 역진적인 불형평성을 나타내고 있음을 알 수 있었다. 선행연구 대부분은 부산광역시, 대구광 역시, 서울시 등 한정된 지역을 연구의 범위로 하여 공시가격을 실거래가격 및 감정평가가격과 비교하여 분석하였 으며, 수평적 형평성보다는 대부분 수직적 형평성 검증에 치우쳐 있다는 한계점이 있었다.

본 연구에서는 표준지공시지가 평가방법 중 하나인 거래사례비교법에 적용한 거래사례가격을 시장가치의 대용치 (Proxy)로, 평가되어진 표준지공시지가를 과세가치의 대용치(Proxy)로 각각 적용하여 분석을 진행하였다. 수직 적 형평성뿐만 아니라 수평적 형평성까지 검증을 실시하였으며, 일부 지역이 아닌 전국을 대상으로 분석하였다. 마 지막으로 전체 및 지역별, 용도지역별로 구분하여, 전통적인 분석방법뿐만 아니라 조건부 분포 전체를 고려한 분위 회귀분석 방법을 토지에 적용하여 결과를 보여주었다는 점에서 기존 선행연구와는 차별성이 있다.

III. 표준지공시지가의 과세평가 균일성 실증

1. 분석의 설계

분석 대상은 2012년 표준지공시지가 중 거래사례비교법으로 평가한 총 499,384개의 필지에서 시장가격과 과 세가치와의 비교가 용이하도록 다음 기준¹²⁾에 의하여 분석할 자료를 선정하였다. 즉, 표준지공시지가의 결정요인 을 기준으로 한 선별과 이상치(outlier) 제거 과정을 거쳐 거래사례비교법에 의해 평가한 499,384개의 표준지 중 에서 최종적으로 160,729개의 표준지 자료를 선정하였다.

12) 거래사례비교법에 의한 표준지공시지가 평가식인 “표준지공시지가(원/㎡)=거래사례가격(원/㎡)×사정보정×건부감가보정×시점수정×지역요인비교

×개별요인비교×기타요인보정”에서 사정보정치, 건부감가보정치, 지역요인비교치가 모두 1.00의 값을, 개별요인 비교치의 범위는 0.90~1.10의 값을 가지는 표준지를 선택하였다. 그리고 시장가격 대비 과세가치 비율의 이상치(outlier)를 사분편차(quartile deviation)를 이용하여 제거하였다.

이상치 제거 하한선은 0.3993, 상한선은 1.0249로 나타났다.

이와 같은 기준에 의하여 선정되어진 필지의 표준지공시지가를 과세가치의 대용치(Proxy)로, 표준지공시지가 평가에 적용된 거래사례가격을 시장가격의 대용치(Proxy)로 적용하되 둘 간의 시점을 2012년 1월 1일 기준으로 일치시키기 위하여 ‘거래사례가격에 시점수정치(거래시점~2012.1.1.)를 적용한 값’을 시장가격으로 사용하였다.

기존 연구 대부분은 과세가치에는 개별공시지가, 시장가격에는 세평가격, 감정평가가격, 실거래가격을 사용하였 다. 그러나 개별공시지가는 공무원이 대량의 필지에 대하여 전산프로그램을 이용하여 개략적으로 비교·산정하는 것으로서 감정평가사에 의하여 평가되어지는 표준지공시지가보다 오류 가능성이 더 높으며, 세평가격의 경우는 호 가 및 단순참고가격으로서 신뢰성이 떨어진다는 단점이 있다. 감정평가가격은 평가목적에 따라 시장가격과 차이가 발생할 수 있으며, 실거래가격은 외부적인 요인들의 개입으로 적정한 시장가치를 반영하지 못하는 경우가 포함될 수 있다.¹³⁾ 이에 비하여 거래사례비교법에 적용된 거래사례가격은 표준지 평가 시 감정평가사에 의하여 적정한 시 장가치를 반영하고 있는 것으로 검증·선정되어진 거래사례¹⁴⁾로서 다른 대용치(Proxy)보다 정확성과 신뢰성이 상 대적으로 높다고 할 수 있다.

본 연구에서 수평적 형평성에 대한 검증은 비율분석에 의한 분산계수(COD)와 변동계수(COV) 지표를 기준으로 하며, 수직적 형평성은 비율분석에 의한 가격관련미분계수(PRD) 지표와 회귀분석 모형을 통하여 검토하기로 한다.

회귀분석은 전통적인 회귀분석 모형(Paglin and Fogarty 모형, Cheng 모형, IAAO 모형, Bell 모형, Clapp 모 형)에 의하여 검증을 하되, 조건부 평균만을 추정하는 기존 모형의 한계를 보완하는 분위회귀모형에 의하여 추가로 분석을 진행하였다. 또한, 지역별, 용도지역별로 세부적인 검증을 실시하여 그 결과를 비교·분석하기로 한다.

2. 기초분석

기초분석으로 과세가치(AV)의 변수로 사용된 ‘표준지공시지가’와 시장가격(SP)의 대용치(Proxy)로 적용 한 ‘거래사례가격’의 전체 기술통계량 값을 살펴보았다. 표준지공시지가는 평균이 438,760원/㎡, 거래사례가 격은 633,936원/㎡으로 나타났으며, 최소값과 최대값의 범위는 130원/㎡ ~45,700,000원/㎡, 169원/㎡

~80,419,090원/㎡으로 각각 나타났다. 둘 간의 비율(AV/SP=표준지공시지가/거래사례가격의 비율)의 평균은 0.71, 최소값과 최대값의 범위는 0.40~1.02로 나타났다.

13) 양지원·유선종, “표준지공시지가를 통한 토지 과세평가의 형평성 분석”, 「도시행정학보」 제27집 제2호, 한국도시행정학회, 2014, p.371 14) 「표준지 조사·평가 기준」 제7조(가격자료의 수집 및 정리)

① 표준지의 적정가격의 조사·평가시에는 인근지역 및 동일수급권 안의 유사지역에 있는 거래사례, 평가선례, 보상선례, 조성사례, 분양사례, 수익 사례 등과 세평가격 등 가격결정에 참고가 되는 자료(이하 “가격자료”라 한다)를 수집하여 이를 정리한다.

② 제1항의 규정에 의한 가격자료는 다음 각호의 요건을 갖춘 것으로 한다.

1. 최근 2년 이내의 자료인 것 2. 사정보정이 가능한 것

3. 지역요인 및 개별요인의 비교가 가능한 것 4. 위법 부당한 거래 등이 아닌 것

5. 토지 및 그 지상건물이 일체로 거래된 경우에는 배분법의 적용이 합리적으로 가능한 것

조사

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[표 4> AV, SP, AV/SP의 기술통계량]

구분 평균 표준편차 최소값 최대값

AV 438,760 1,251,993 130 45,700,000 SP 633,936 1,933,835 169 80,419,090 AV/SP 0.71 0.11 0.40 1.02

[표 5> 지역별 AV/SP의 기술통계량]

구분 N 평균 표준편차 최소값 최대값

서울 10,549 0.66 0.10 0.40 1.02 부산 6,076 0.77 0.10 0.45 1.02 대구 4,500 0.76 0.10 0.46 1.02 인천 4,352 0.67 0.13 0.40 1.02 광주 3,088 0.84 0.10 0.49 1.02 대전 2,189 0.75 0.09 0.45 1.02 울산 2,179 0.63 0.10 0.40 1.00 경기 19,628 0.70 0.10 0.40 1.02 강원 9,345 0.68 0.12 0.40 1.02 충북 7,619 0.69 0.11 0.41 1.01 충남 13,844 0.69 0.11 0.40 1.02 전북 16,539 0.73 0.11 0.41 1.02 전남 23,378 0.76 0.09 0.41 1.02 경북 18,808 0.70 0.11 0.40 1.02 경남 16,047 0.68 0.12 0.40 1.02 제주 2,588 0.77 0.10 0.45 1.02

[표 6> 용도지역별 AV/SP의 기술통계량]

구분 N 평균 표준편차 최소값 최대값

주거 42,267 0.73 0.11 0.40 1.02 상업 8,604 0.78 0.11 0.40 1.02 공업 2,192 0.71 0.11 0.41 1.02 녹지 15,357 0.72 0.11 0.40 1.02 관리 53,098 0.70 0.11 0.40 1.02 농림 31,947 0.69 0.11 0.40 1.02 자보 2,461 0.70 0.11 0.41 1.02 기타¹⁵⁾ 4,803 0.69 0.11 0.41 1.02

지역별로 구분하여 기술통계량 값을 살펴보면 AV/SP의 평균이 0.63~0.84의 범위에 있는 것으로 보아 과표현실 화율에 지역간 차이가 존재함을 알 수 있다. 비율이 가장 낮은 지역은 울산으로 나타났으며, 반면에 가장 높은 지역은 광주로 나타났다. 최소값과 최대값의 차이는 대부분의 지역에서 0.40~1.02의 범위로서 큰 차이를 보여주고 있다.

용도지역별 시장가격 대비 과세가치 비율(AV/SP)에 대하여 살펴보면, 평균값의 범위는 0.69~0.78로 나타났다.

상업지역>주거지역>녹지지역>공업지역>관리지역·자연환경보전지역>농림지역·기타지역 순으로 평균 값이 크게 나 타났다. 최소값과 최대값의 차이는 대략 0.40~1.02의 범위로서 큰 차이를 보여주고 있다.

3. 실증분석

1) 비율분석에 의한 균일성 검증

비율분석에 의한 검증은 분산계수(COD)와 변동계수(COV) 지표를 이용한 수평적 형평성 검증과 가격관련미 분계수(PRD) 지표를 이용한 수직적 형평성 검증으로 이루어진다. 분산계수(COD)에 대하여 IAAO는 ‘나지’기 준 평가균일성 인정 범위를 5.0~20.0으로 제시하고 있다. 이를 고려하면 전체 및 지역별 분산계수(COD) 값이

15) 기타지역: 개발제한구역, 용도미지정 포함

8.96%~15.08%의 범위를 보여준다는 것은 수평적 형평성을 유지하고 있다고 말할 수 있다. 한편 변동계수(COV) 는 값이 작을수록 수평적 형평성이라는 것을 의미한다. 분석결과에서 대전지역에서 변동계수가 11.65%로 수평적 형평성이 가장 높은 것으로 나타났으며, 인천지역이 18.80%로 수평적 형평성이 가장 낮은 것으로 나타났다.

비율분석에 의한 수직적 형평성 검증은 가격관련미분계수(PRD) 지표를 기준으로 판단한다. 0.98≦ PRD <1.03 범위 내에 있으면 수직적 형평성이 인정되며 PRD<0.98이면 ‘누진적 불형평성’이, PRD≥1.03이면 ‘역진적 불형평 성’이 존재한다고 판단한다.

전체 및 지역별 비율분석에 의한 결과를 살펴보면, 전체적으로는 PRD값이 1.0295로 0.98≦ PRD <1.03 범위 내에 존재하여 수직적 형평성이 유지되고 있는 것으로 나타났다. 지역별로는 서울, 부산, 대구, 대전, 경기 지역은 수직적 형평성 조건을 만족하나, 이들 5개 지역을 제외한 나머지 지역에서는 PRD값이 모두 0.98보다 작게 나타나 누진적 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다.

용도지역별 결과를 살펴보면, 분산계수(COD) 값이 11.63%~13.04%의 범위를 보여 수평적 형평성의 조건을 만족하고 있는 것으로 나타났다. 또한 변동계수(COV) 값을 기준으로는 ‘상업지역’이 수평적 형평성이 가장 높은 것 으로 나타났으며, 반면에 ‘농림지역’의 경우가 값이 크게 나타나 수평적 형평성이 가장 낮은 것으로 분석되었다.

수직적 형평성 검증을 위한 PRD결과 값에 의하면 ‘녹지지역’, ‘관리지역’, ‘농림지역’, ‘자연환경보전지역’, ‘기타지 역’은 수직적 형평성이 인정되나, 반면에 ‘주거지역’, ‘상업지역’, ‘공업지역’의 경우에는 역진적 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다.

[표 7> 지역별 형평성 검증 결과]

구분 COD COV PRD

전체 12.79% 15.85% 1.0295

서울 11.52% 14.63% 1.0057

부산 10.04% 12.60% .9929

대구 10.25% 12.69% 1.0060

인천 15.08% 18.80% .9709

광주 9.89% 12.53% .9752

대전 8.96% 11.65% .9939

울산 12.69% 16.01% .9747

경기 11.97% 14.82% .9914

강원 14.49% 17.74% .9170

충북 12.14% 15.18% .9361

충남 13.18% 16.21% .9403

전북 11.63% 14.65% .8971

전남 9.58% 12.20% .9449

경북 12.85% 15.59% .9135

경남 14.01% 17.37% .9181

제주 10.35% 13.03% .9633

[표 8> 용도지역별 형평성 검증 결과]

구분 COD COV PRD

주거 12.17% 15.09% 1.0731

상업 11.63% 14.42% 1.0916

공업 12.26% 15.12% 1.0654

녹지 12.30% 15.43% .9935

관리 12.81% 15.82% .9965

농림 13.04% 16.04% 1.0227

자연환경보전 12.37% 15.57% 1.0072

기타 12.21% 15.24% 1.0207

조사

·

2) 전통적 회귀분석방법에 의한 균일성검증

비율분석에 이어 기존의 전통적인 계량경제모형을 이용한 회귀분석을 통하여 수직적 형평성을 검증하였다. 먼 저, 전체의 경우 모든 모형에서 계수 값이 통계적으로 유의하게 나타났다. PF 모형, IAAO 모형, Bell 모형의 경 우는 역진적 불형평성이, Cheng 모형과 Clapp 모형에서는 누진적 불형평성이 존재하고 있음을 보여주었다.

지역별로 살펴보면, PF 모형에서는 충북 지역을 제외하고는 모든 지역에서 통계적으로 유의한 결과가 나왔으며, 서울, 대구, 인천, 경기, 강원 지역은 역진적 불형평성이, 나머지 지역들은 누진적 불형평성이 존재하는 것으로 나 타났다. Cheng 모형은 모든 지역에서 통계적으로 유의하며, 서울 지역만 역진적 불형평성이, 나머지 지역들은 누 진적 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다. IAAO 모형은 서울과 대구 지역이 역진적 불형성이, 나머지 모든 지역 에서는 누진적 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다. Bell 모형에서는 서울, 대구, 강원, 충북, 충남, 경남, 제주 지역에는 역진적 불형평성이, 나머지 지역에는 누진적 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다. 마지막으로 Clapp 모형에서는 대구지역만 역진적 불형평성이, 나머지 모든 지역에서 누진적 불형성이 존재하는 결과를 보여주었다.

모든 모형에서 동일한 결과를 보여주고 있진 않으나 서울과 대구 지역에서 대체로 역진적 불형평성의 결과가 나 왔다. 이 두 지역을 제외하고는 대부분의 지역에서 누진적 불형평성이 존재하고 있음을 알 수 있었다.

용도지역별 회귀분석 결과를 살펴보면 ‘자연환경보전지역’의 PF모형과 IAAO모형을 제외하고는 모두 통계적으 [표 9> 지역별 회귀분석에 의한 수직적 형평성 검증 결과]

구분 PF 모형: α₀ Cheng

모형: α1

IAAO 모형: α₁ Bell 모형 Clapp

모형: α1

α0 α2

전체 34647.92* 1.005* -.0000000035* 7394.91* -.0000000020* 0.991*

서울 214876.00* .983* -.000000001* -238399.07* -.000000002* 0.979*

부산 -39411.59* 1.009* .000000006* 18901.52* .000000017* 0.991*

대구 49402.62* 1.008* -.000000003** -14189.61* -.000000006* 1.005*

인천 8274.03* 1.048* .000000029* 12872.63* .000000005** 0.955*

광주 -8811.05* 1.037* .000000044* 5270.76* .000000014* 0.962*

대전 -23783.10* 1.015* .000000007* 14594.80* .000000015* 0.990*

울산 -17232.26* 1.014* .000000027* -18808.53* -.000000002 0.976*

경기 6828.44* 1.014* .000000004* 7971.03* .000000001* 0.982*

강원 2272.70* 1.028* .000000070* -4331.98* -.000000015* 0.967*

충북 -395.74 1.024* .000000081* -2019.43* -.000000014* 0.972*

충남 -1312.60* 1.019* .000000063* -4058.36* -.000000024* 0.981*

전북 -2839.19* 1.024* .000000140* -1936.30* .000000011* 0.984*

전남 -1675.24* 1.012* .000000082* 24.13 .000000054* 0.993*

경북 -3418.75* 1.024* .000000078* -2268.57* .000000005* 0.974*

경남 -3463.72* 1.026* .000000085* -4110.86* -.000000004* 0.974*

제주 -1320.65* 1.019* .000000057* -3554.66* -.000000015* 0.976*

역진적 불형평성 누진적 불형평성

* : 유의수준 1%, ** : 유의수준 5%에서 통계적으로 유의함.

로 유의미한 결과를 보여주고 있다. ‘상업지역’과 ‘공업지역’, ‘기타지역’의 경우는 5개의 모든 모형에서 역진적 불형 평성이 존재하는 것으로 나타났으며, ‘주거지역’은 Bell모형을 제외하고는 모두 역진적인 불형평성이 존재하는 것으 로 나타났다. 반면에 ‘녹지지역’과 ‘관리지역’에서는 모든 모형에서 결과가 일치하지는 않으나 대체로 누진적인 불형 평성 양상을 보이고 있다.

3) 분위회귀분석에 의한 균일성 검증

조건부 평균만을 추정하는 기존 모형의 한계점을 보완함으로서 과세평가의 균일성 분석에 더 적합한 것으로 보여 지는 분위회귀모형에 의하여 추가로 분석을 진행하였다. 전통적 회귀분석 모형 중에서 평가비율의 비선형성과 수직 적 형평성을 동시에 고려하고 있는 Bell 모형에 대하여 분위회귀분석 방법을 적용하였다.¹⁶⁾ 분석은 과세가치(AV) 를 기준으로 0.10분위, 0.25분위, 0.50분위, 0.75분위, 0.90분위에 대하여 지역별, 용도지역별로 구분하여 실 시하였다.

지역별 결과를 살펴보면, 인천의 경우 모든 분위에서 동일하게 역진적 불형평성이 존재하고 있으며, 서울과 경기 지역은 비유의적으로 나타난 0.90분위를 제외하고는 모두 역진적인 불형평성이 존재하고 있는 것으로 나타났다.

전통적인 회귀모형에서 서울은 역진적 불형평성, 인천과 경기 지역의 경우는 누진적 불형평성의 결과를 보였는바, 서울 지역을 제외하고는 둘 간의 결과가 달리 나타났다.

부산, 충북, 충남, 전북, 전남, 경남 지역은 모든 분위에서 동일하게 누진적인 불형평성이 존재하며, 광주, 울산, 경북 지역은 비유의적으로 나타난 일부 분위를 제외하고는 모두 누진적인 불형평성이 존재함을 보여주었다. 전통적 인 회귀분석모형에서는 일부 지방(강원, 충북, 충남, 경남, 제주)에서도 역진적인 양상이 나타났으나, 분위회귀분 [표 10> 용도지역별 회귀분석에 의한 수직적 형평성 검증 결과]

구분 PF 모형: α₀ Cheng

모형: α1

IAAO 모형: α₁ Bell 모형 Clapp

모형: α1

α0 α2

용 도 지 역 별

주거 64757.05* .949* -.000000020* 77488.96* .000000001* 1.056*

상업 300346.26* .960* -.000000005* 66787.55* -.000000002* 1.034*

공업 44811.84* .974* -.000000025* 22338.16* -.000000010* 1.025*

녹지 1177.55* 1.001* .000000010* -1429.31* -.000000015* 0.994*

관리 -1359.08* .991* .000000013** -452.80* .000000042* 1.011*

농림 -219.66* .993* -.00000038* 197.32* .000000121* 1.021*

자보 281.04 .996* -.000000021 -631.04* -.000000045* 1.003*

기타 3651.76* .991* -.000000021* -707.62 -.000000016* 1.004*

역진적 불형평성 누진적 불형평성

* : 유의수준 1%, ** : 유의수준 5%에서 통계적으로 유의함.

16) 임재만, “서울시 공동주택 공시가격 평가의 형평성에 관한 연구”, 부동산학연구 제19집 제2호, 한국부동산분석학회, 2013, p.50

조사

·

[표 11> 분위회귀분석에 의한 지역별 수직적 형평성 검증 결과]

구분 0.10 quantile 0.25 quantile 0.50 quantile 0.75 quantile 0.90 quantile

전체 α0 -28.917** 41.738* 197.397* 143.400* 17.349

α2 -0.0000000014* -0.0000000018* -0.0000000023* -0.0000000032* -0.0000000035*

서울 α0 -34171.912 -62134.013* -67617.804* -59010.878** -23422.305

α2 -0.0000000008* -0.0000000012* -0.0000000016* -0.0000000020* -0.0000000021

부산 α0 642.578 486.373 2098.300** 6670.905* 31555.889*

α2 0.0000000125* 0.0000000104* 0.0000000138* 0.0000000134* 0.0000000172*

대구 α0 672.926* 218.319 -564.926 -953.946 -759.874

α2 -0.0000000011* -0.0000000034 -0.0000000043 -0.0000000056 -0.0000000086

인천 α0 -11510.596* -9999.683* -7707.669* -2799.454* 44.879*

α2 -0.0000000183* -0.0000000089* -0.0000000169* -0.0000000169* -0.0000000167*

광주 α0 -3792.826** -3451.366* -1505.684* -1159.821* -391.884

α2 0.0000000105 0.0000000077 0.0000000114 0.0000000002 0.0000000060

대전 α0 -54.864 -554.718 57.644 2149.979** 8540.690

α2 0.0000000150 0.0000000091 0.0000000074* 0.0000000126* 0.0000000091

울산 α0 56.027 -1509.468* -7.711 -333.422 1482.090

α2 0.0000000128* 0.0000000042 0.0000000244** 0.0000000200 0.0000000611*

경기 α0 -2887.013* -2014.923* -1279.279* -502.401 -283.334

α2 -0.0000000032* -0.0000000031** -0.0000000047* -0.0000000056* -0.0000000069

강원 α0 -2102.055* -1931.092* -1728.523* -760.588* -194.275

α2 -0.0000000015** -0.0000000076* -0.0000000123 -0.0000000050 -0.0000000002

충북 α0 -1344.920* -1330.982* -1069.485* -857.535* -314.624*

α2 0.0000000075 -0.0000000020 -0.0000000102 -0.0000000132 -0.0000000093

충남 α0 -1656.332* -1577.854* -1287.254* -931.434* -464.507**

α2 0.0000000049 -0.0000000005 -0.0000000027 0.0000000008 0.0000000101

전북 α0 -1568.850* -1182.070* -905.493* -676.861* -494.644*

α2 0.0000000326* 0.0000000267** 0.0000000175** 0.0000000208* 0.0000000130

전남 α0 -98.308* -71.413* -64.484* -71.563* -82.885*

α2 0.0000000678* 0.0000000601* 0.0000000563* 0.0000000502* 0.0000000428*

경북 α0 -803.912* -1132.834* -835.375* -386.852* -112.728

α2 0.0000000176* 0.0000000100* 0.0000000105 0.0000000083* 0.0000000001

경남 α0 -1918.508* -977.099* -702.891* -440.091* -176.238*

α2 0.0000000214* 0.0000000152* 0.0000000094* 0.0000000133* 0.0000000257*

제주 α0 -3265.149* -1877.581* -1220.433* -674.837* -160.198

α2 0.0000000072 0.0000000043 -0.0000000013 -0.0000000202** -0.0000000138 역진적 불형평성 누진적 불형평성

주 : * - 유의수준 1%, ** - 유의수준 5%에서 통계적으로 유의함.

[표 12> 분위회귀분석에 의한 용도지역별 수직적 형평성 검증 결과]

구분 0.10 quantile 0.25 quantile 0.50 quantile 0.75 quantile 0.90 quantile

주거 α0 12891.786* 26060.181* 47417.135* 55650.549* 52554.798*

α2 -0.0000000053* -0.0000000036* -0.0000000015* -0.0000000018* -0.0000000033*

상업 α0 27124.238* 39948.429* 49062.159* 37133.509* 18436.295*

α2 -0.0000000019* -0.0000000022* -0.0000000028* -0.0000000039* -0.0000000043*

공업 α0 -792.124 835.746 4187.589* 8837.886* 13547.783*

α2 -0.0000000079* -0.0000000147* -0.0000000173* -0.0000000188* -0.0000000180*

녹지 α0 -695.316* -318.280* -141.817** -128.776** -192.835*

α2 -0.0000000052 -0.0000000081* -0.0000000056 -0.0000000124 -0.0000000141*

관리 α0 64.391* 70.637* 126.815* 125.656* 20.085

α2 0.0000000956* 0.0000000760* 0.0000000646* 0.0000000445* 0.0000000172*

농림 α0 34.419* 57.416* 194.475* 355.729* 209.398*

α2 0.0000001948* 0.0000000929* 0.0000000670 0.0000001147* 0.0000000447

자보 α0 16.981 9.095 1.138 -30.706* -34.597

α2 0.0000000358 -0.0000000009 -0.0000000370* -0.0000000737* -0.0000001011

기타 α0 -129.793** 131.947* 156.640** 98.731 390.933

α2 -0.0000000022 -0.0000000042 -0.0000000147* -0.0000000258* -0.0000000097 역진적 불형평성 누진적 불형평성

주 : * - 유의수준 1%, ** - 유의수준 5%에서 통계적으로 유의함.

석에서는 서울 및 수도권 지역을 제외한 나머지 지역에서는 대부분의 분위에서 누진적 양상이 나타났다. 앞서 Bell 모형을 포함한 전체 5개 모형의 결과를 종합하여 보았을 때, 지방의 경우 대체로 누진적 불형평성이 존재하고 있는 것으로 나타났었다. 즉, 여러 모형을 종합·고려한 결과는 분위희귀분석 결과와 유사하다고 볼 수 있다.

용도지역별로도 분위별 검증 결과를 살펴보면, ‘주거지역’, ‘상업지역’, ‘공업지역’의 경우에 모든 분위에서 동일하 게 역진적인 불형평성이 나타났으며, 반대로 ‘관리지역’의 경우에 모든 분위에서 동일하게 누진적인 불형평성이 존 재하는 것으로 나타났다. 전통적인 회귀모형에서는 ‘상업지역’과 ‘공업지역’에 역진적인 불형평성이, ‘주거지역’과 ‘관 리지역’에 누진적인 불형평성이 존재하고 있는 것으로 나타났었다. 즉, ‘주거지역’을 제외하고는 기존 모형과 분위회 귀모형에서 유사한 결과가 나타났다.

‘자연환경보전지역’에서는 0.10, 0.25, 0.90분위에서 비유의적인 것으로 나타나 수직적 불형평성이 존재하 지 않으며, 나머지 0.50, 0.75분위에서는 역진적 불형평성이 존재하고 있음을 알 수 있었다. 기존 회귀모형에서 는 비유의적으로 결과가 나타난 용도지역이 없었던 점과 차이가 있다. ‘녹지지역’, ‘농림지역’, ‘기타지역’은 분위별 로 불형평성의 양상이 다르게 나타나고 있었다. ‘녹지지역’의 0.10, 0.50, 0.75분위와 ‘농림지역’의 0.10, 0.25, 0.75분위, ‘기타지역’의 0.10분위는 누진성이 나타났으며, ‘녹지지역’의 0.25, 0.90분위와 ‘농림지역’의 0.50, 0.90분위, ‘기타지역’의 0.25, 0.50, 0.75분위는 역진성이 나타났다.

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4) 분석결과 요약 및 시사점

수평적 형평성과 관련한 분석 결과는 전체 및 지역별, 용도지역별 분산계수(COD)와 변동계수(COV) 값이 IAAO 가 제시한 ‘나지’기준 평가균일성 인정 범위인 ‘5.0~20.0’ 내에 존재하는바, 표준지공시지가 평가에 있어서 수평적 형평성은 어느 정도 유지되고 있는 것으로 나타났다.

수직적 형평성과 관련한 분석 결과는 전체 및 대부분의 지역과 용도지역에서 불형평성이 존재하는 것으로 나타났 다. 지역별로는 전통적인 회귀모형과 분위회귀모형을 적용한 결과를 종합하여 볼 때, 서울, 인천, 경기 지역에서 대체로 역진적 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다. 그 외의 지역은 대체로 누진적인 불형평성의 양상을 보이고 있음을 알 수 있다.

용도지역별로는 ‘상업지역’, ‘공업지역’의 경우 PRD와 모든 계량경제모형에서 동일하게 역진적 불형평성이 존재 하는 것으로 나타났다. 그리고 ‘관리지역’의 경우 PRD와 모든 계량경제모형에서 동일한 결과를 보여주고 있지는 않 으나 대부분의 모형에서 누진적 불형평성의 양상이 나타나고 있음을 알 수 있었다.

이처럼 서울 및 수도권 지역과 용도지역별로는 ‘상업지역’, ‘공업지역’의 경우 대체로 역진적 불형평성의 양상을 보 이고 있는 것은 타 지역, 용도지역에 비하여 토지 단위당 가격수준이 높은 점에서 기인한 것으로 보여진다.¹⁷⁾ 반면 에 지방과 용도지역에서 ‘관리지역’의 경우에 대체로 누진적 불형평성이 존재하고 있는 것으로 나타난 것은 토지 단 위당 가격수준이 낮은 점에서 기인한 것으로 보여진다. 또한, 과세표준의 지역간 불균형이 존재하는 것에 대하여 박성규(2013)¹⁸⁾ 는 지역별 재정자립도, 고령화율, 상업용 토지비율, 지가변동률, 지가수준, 토지거래비율 등에 의 한 평가주체간 유인 차이로 지역간 평가불균형이 발생한다고 보았다.

수직적 불형평성에 대한 원인으로 조세부담 증가에 대한 우려가 크게 작용하고 있는데, 이는 공시지가의 현실화 와 형평성 제고를 일시에 조정하지 못하는 가장 큰 이유이다. 급격한 조정은 국민의 혼란과 경제적 부담을 야기하게 된다. 그러므로 역진적 또는 누진적 불형평성의 양상에 따라 평가비율을 점진적으로 조정해 나감으로써 궁극적으로 는 수직적 형평성을 높여야 한다. 다른 관점에서의 방안으로는 감정평가사들에 의하여 각 표준지의 시장가치를 조 사·평가하게 하고, 전년대비 조세증가율에 따라 지역별 과세표준 적용비율이나 세율 등을 단계적으로 조정하여 적 용하는 방법이다. 평가주체의 독립성 보장과 공시지가의 현실화나 형평성 제고의 문제는 해결될 수 있으나 세율 및 과세표준 적용비율의 결정은 매우 신중함을 요하게 될 것이다. 또한, 불형평성의 원인으로 가격자료의 불완전성과 평가주체의 실수 등으로 인한 평가상의 오류가 있을 수 있다. 이는 거래사례가격의 체계적 관리와 매년 공시지가 평 가 시 지속적으로 균일성을 검증할 수 있는 체계도입을 통하여 해결 가능하다.

17) 역진적 불형평성의 존재에 대하여 정진희·고성수(2010)는 공시지가 제도 도입시에 낮게 평가되어진 점과 조세부담의 증가에 대한 우려로 도입시부 터 역진적인 양상을 보였던 점, 그리고 이러한 차이를 일시에 조정하지 못하고 매년 조금씩 조정해오고 있다는 점을 그 원인으로 제시하고 있다.

18) 박성규, “재산세 과세표준의 지역간 불균형에 관한 고찰”, 한국지방재정 논집 제18권 제2호, 한국지방재정학회, 2013, p.1-26

IV. 결론

공시지가의 적정성 및 신뢰성을 제고하는데 시급한 과제는 ‘과세평가의 균일성’이다. 과세평가의 수평적·수직적 형평성이 담보되어야만 정부가 추진하고 있는 현실화 제고 방안도 효과를 발휘할 수 있다.

본 연구에서는 표준지공시지가의 균일성 여부에 대하여 검증해봄으로써, 수평적·수직적 형평성을 확보한 공정 한 과세평가가 이루어지는지에 대해 거래사례비교법에 의해 평가된 2012년 기준 전국의 표준지공시지가를 대상으 로 분석하였다. 과세가치에는 ‘표준지공시지가’를, 시장가격에는 ‘거래사례가격에 시점수정치를 적용한 값’을 각각 대용치(Proxy)로 적용하였다. 분석은 전체 및 지역별, 용도지역별로 구분하여 실시하였으며, 비율분석에 의한 수 평적 형평성 검증과 비율분석 및 회귀분석에 의한 수직적 형평성 검증으로 이루어졌다.

분석결과는 첫째, 표준지공시지가의 수평적 형평성에 대하여 분산계수(COD)와 변동계수(COV) 기준으로 판정 할 때 평가균일성이 인정되어 시장가치가 동일한 부동산에 대하여 균일한 비율로 과세평가가 이루어지고 있는 것으 로 나타났다.

둘째, 비율분석 및 전통적인 회귀분석, 분위회귀분석 방법을 통하여 수직적 형평성을 검증해 본 결과, 전체 및 대 부분의 지역, 용도지역에서 수직적 불형평성이 존재하는 것으로 나타났다. 즉, 표준지공시지가의 평가에 있어 수평 적 형평성과 관련한 균일성은 양호한 것으로 나타난 반면, 전체 및 지역, 용도지역별 수직적 형평성 관련 균일성에 는 불형평성이 존재하고 있는 것으로 나타났다.

본 연구에서는 거래사례비교법에 의해 평가된 2012년 표준지공시지가 자료를 통하여 ‘표준지공시지가’ 자체의 수평적 형평성과 수직적 형평성을 검증하였다. 전국의 표준지에 대하여 기존의 전통적인 검증방법과 이에 대한 한 계를 보완한 분위회귀분석 방법을 적용하여 전체 및 지역별, 용도지역별로 구분하여 비교·분석하였다는 점에서도 의의가 있다.

본 연구는 표준지공시지가의 과세평가균일성을 검증하는데 사용한 모형에 따라 결과에 왜 차이가 발생하는지 그 원인을 규명하지는 않았다는 한계가 있다. 추후 검증방법과 검증모형에 대한 검토가 필요할 것이다. 분석대상을 ‘토 지’에 국한하였다는 한계도 있다. 추후 공시주택가격의 균일성 문제와 비교하는 분석이 필요할 것이다.

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