인구구조 변화와 재산세 부담 : 주택을 중심으로*

KERI 정책제언

14-15

인구구조 변화와 재산세 부담 : 주택을 중심으로 ^*

최근 인구구조가 고령화됨에 따라 노인가구가 증가하게 되 고, 이들의 소득감소, 자녀교육지원, 노후소득미흡, 고용환경의 열악함 등으로 자산건전성이 악화될 가능성이 있다. 특히, 노 인가구 중 주택을 자산으로 보유한 자는 재산의 감소로 소득 대비 재산보유세 부담이 급격히 증가하게 되며, 이로 인해 주택 보유자의 주택처분 압력이 증가하게 된다. 이러한 현상으로 인 해 결국 주택수요가 감소하고 이는 주택시장가격을 하락시키 게 된다. 뿐만 아니라, 주택시장가격의 하락으로 인해 장기적으 로 재산세 과세표준이 줄어들게 되어 지방재정에도 악영향을 미치게 된다. 따라서 이와 관련하여 최근 저소득층 또는 노인 가구들에 대해 재산세 경감 방안의 필요성이 제기되고 있다.

본 연구는 제5차 및 제6차 재정패널 자료를 사용하여 소 득 대비 재산세 부담과 소득 간의 상관관계를 추정하고 이를 토대로 정책적 시사점을 도출하고 있다. 본 연구 결과는 소 득 대비 재산세 부담이 소득과 음(-)의 상관관계가 있음을 보

여주고 있다. 특히, 소득 대비 재산세 부담은 65세 이상 노인 계층에서 젊은 계층의 경우와 비교하여 더 높게 나타나고 있 다. 또한, 본 연구는 소득 측면에서 재산세제의 역진성이 있 음을 보여주고 있다.

이러한 연구결과는 65세 이상 노인계층 또는 저소득층에 대 해 일정조건을 만족하는 경우 재산세 부담을 경감해주어야 할 필요성이 있음을 시사한다. 뿐만 아니라, 유사한 논리로 장애 인에게도 재산세 부담 경감 방안을 고려해 볼 수 있다. 재산세 부담 경감 방안으로는 재산세 부담이 소득에서 차지하는 비중 이 일정수준(예: 5%)을 초과하는 경우에 한해 과세이연제도 또 는 Circuit Breaker Credits제도 도입을 고려해 볼 수 있다. 이러 한 제도의 도입은 노인계층, 저소득층, 또는 장애인의 실질소득 을 증가시켜줄 것으로 예상되며, 이는 결국 노인, 저소득자 또 는 장애인의 생활안정 및 복지를 개선하는 데 도움이 될 것으 로 예상된다.

* 본 연구는 연구자의 개인적인 견해이며, 연구자의 소속기관과는 무관함을 밝힙니다.

강 성 훈 한국조세재정연구원 부연구위원

(shkang@kipf.re.kr)

Ⅰ.

1. 연구 배경 및 목적

 통계청의 2013년 고령자 통계에 따르면, 2013년 기 준 고령자는 전체 인구의 12.2%로 매년 증가하고 있음

- ^{노년부양비는} 16.7^{로이는고령자} 1^{명을부양하기위} 해생산가능인구(15^∼64^세)^가 6^{명필요함을의미함}

 인구구조가 고령화됨에 따라 노인가구가 증가하게 되고 이들의 소득감소, 자녀교육지원, 노후소득 준비 미흡(예: 연금부족), 고용환경의 열악함 등으로 자산 건정성이 악화될 가능성이 있음

 뿐만 아니라, 은퇴 세대 중 주택을 자산으로 보유한 자는 재산의 감소로 소득 대비 재산보유세 부담이 급 격히 증가할 가능성이 존재함

- ^{재산보유세제는소득을기반으로과세를 하는것이} 아니라주택가격을기반으로과세를하기때문에담 세능력과상관없이세부담이높을수있음

 최근 주택시장 침체의 장기화로 주택이 자산으로써 의 가치가 하락하고 있는 상황하에서, 노인 가구의 비중 증가는 주택수요를 감소시킬 수 있으며 결과적 으로 주택가격은 더욱 하락할 가능성이 있음

- ^{이러한현상은주택보유자의주택처분압력을증가} 시키게됨²⁾

- ^{향후베이비부머세대의 은퇴가도래하면서 이러한} 현상은더욱뚜렷이나타날가능성이높음

 주택가격의 하락은 주택의 과세표준(tax base)은 작

아지게 만들고 이는 결국 주택 재산 보유세 수입 감 소로 이어지게 됨

 최근 은퇴 세대들의 소득 대비 재산보유세 부담이 증 가하게 되면서, 소득수준이 낮은 주택 보유자에 대한 재산보유세 경감 방안의 필요성이 제기되고 있음

 본 연구는 제5차 및 제6차 재정패널 자료를 사용하 여, 소득 대비 재산세 부담과 소득 간의 상관관계를 살펴보고, 재산세제의 누진성을 유지하면서 소득수 준이 낮은 주택보유자의 재산보유세 경감 방안에 대 해 논의하고자 함

Ⅱ.

 재산세는 일반적으로 지방공공재화서비스를 제공하 는데 중요한 재원으로 사용됨

 Samuelson(1954)는 지방공공재화가 비경합성과 비배제성을 가지고 있기 때문에 일반적인 조세체계 를 가지고 적정수준(optimal level)의 지방공공재화 를 공급할 수 없음을 이론적으로 보여주고 있음

- ^{이러한 문제가발생하는이유는 지방공공재화에대} 한 거주자의 선호 또는 의사지불액(willingness to pay)^{이관측되지않기때문임}

 Samuelson(1954)의 주장과 달리, Tiebout(1956) 은 모든 지역이 지방공공재화를 동일하게 공급할 경 우, 가장 세부담이 낮은 지역으로 이주하게 되고, 이 과정에서 지방공공재화에 대한 선호가 드러날 수 있 음을 이론적으로 증명함

- ^즉, ^{거주자의주거입지결정에조세및지출정책이영}

향을미치게되고, ^{거주자가자신의주거지역을결정} 될때, ^{지방공공재화에대한선호 또는의사지불액} (willingness to pay)^{이반영된다고주장함3)}

- ^{이를흔히보행투표}(voting with your feet)^{이라고부름} - Tiebout(1956) ^{연구에서 언급된조세는지방공공재} 화를공급하기위한재원으로 사용하는것으로써 재산세를특별히언급하고 있지않지만 ^재산세를 의미한다고볼수있음

- Tiebout ^{모델에서나타난조세는재화공공재화를소} 비하는데지불해야하는일종의사용료(user fees)^서 의개념이강하고이런성격을가진조세는효율적인 조세라고불수있음

 이러한 주장은 Hamillton(1975, 1976), Fischel (1987, 1995), Yinger, et al.(1988), Palmon and Smith(1998)에 의해 지지를 받았음

- ^특히, Hamillton(1975, 1976)^은미국의 Zoning ^정책 과함께재산세가효율적인조세임을이론적으로증 명하고있음

- ^하지만 Mieszkowski(1972)^와 Zodrow and Mieszkowski(1983, 1986)^{는재산세가자본세의성격} 을가지고있기때문에재산세를과세할경우자본의 왜곡이발생한다고주장함

- ^{이러한자본왜곡을} Wildasin(1986, 1989)^{는 재정의} 외부성(fiscal externality)^{라고정의함}

 이러한 관점에서, 지방정부들은 자본의 유출을 막기 위해 또는 자본의 유입을 증가시키기 위해, 조세 정 책을 경쟁적으로 사용하게 되는데, 지방 정부들 사 이의 이러한 조세경쟁을 흔히 비교경쟁(yardstick competition)이라고 부름

- ^{이조세경쟁은지방정부의재산세 실효세율을비효} 율적으로낮춤으로써지방공공재화의 공급에부정

적인영향을미침

- ^이주장은 Oates(1972), Hoyt(1991), Krelove(1993)^에 의해지지를받음

 재산세를 자본세로 보는 경우, 재산세 부담은 자본 (주택)을 보유한 자가 부담하게 됨

 소득 관점에서 조세 부담의 누진성 또는 역진성을 추 정한 논문은 Suits(1977)에 의해 소개되었음

 Suits(1977)는 소득재분배 효과를 추정할 때 지표 로 사용되는 Gini 계수를 응용하여 조세 부담에 대한 Suits 계수를 개발하였음

 Suits(1977)은 수정된 로렌츠커브(Lorenz Curve) 를 사용하여 다음과 같이 Suits 계수를 계산함

S=(K-L)/K ^식(1)

- ^여기서 S^는 Suits Index^를의미함

- K^는〈그림 1^〉의면적 OAB^를, L^은면적 OACB^를의 미함

- ^{조세체계가역진적이면} Suits ^계수는음(-)^의값을, ^누 진적이면양(+)^{의값을가짐}

3) 자세한 논의는 Zordrow(2000)을 참고

〈 그림 1〉 수정된 Suites 의 Lorenz Curve

소득의 누적 비율(%)

전체

조세 부

담의

누적 비

율(%)

A O

C D

B

 Suits(1977)은 1966년과 1970년 미국 모든 세목에 대해 Suits 계수를 계산하였으며 그 중에서 재산세 의 1966년과 1970년의 Suits 계수는 각각 0.23과 0.18로 양의 값을 가짐

- ^{이는세부담이다소누진적인경향이있으나}, ^그누 진성이시간이지남에따라약해지고있음을보여주 고있음

 Plammer(2003)은 텍사스에 위치한 Dallas County의 가구자료를 사용하여 재산세에 대한 Suits 계수를 계산하였으며, 그 값은 0.006으로 거 의 0에 가까움

 Mikesell and Mullins(2008)은 Suits 계수를 사용 하지 않고 실증회귀분석을 통해 소득 대비 재산세 부 담이 소득이 증가함에 따라 어떻게 변화하는지 살펴 보고 있음

- ^{소득대비재산세부담이소득이증가함에따라감소} 하고있음을실증적으로보여줌

 우리나라에서는 종합부동산세가 도입된 이후 재산 보 유세의 소득재분배에 대한 논의가 활발히 진행되었음

- ^노영훈・^김현숙(2005)^은 2003^{년을 기준을주택자산} 가격대비보유세부담이소득이증가함에따라감소 하는것을보여주고있음

- ^박명호(2008)^는 2006^{년발표한「가계자산조사」를사} 용하여소득대비보유세부담분포등을분석하였으 며, ^{그는이실증분석결과를토대로재산보유세제가} 누진적임에도불구하고소득재분배효과는 매우미 미하다고주장함

 본 연구는 제5차 및 제6차 재정패널 자료를 사용하 여 소득 대비 재산세 부담이 소득의 감소함수인지 여

부를 살펴보고자 함

- ^{기존연구들과달리}, ^{패널자료를사용하여재산세부} 담에영향을미치는가구의고유한특성을보다효율 적으로통제하였음

Ⅲ.

 우리나라의 재산보유세는 크게 재산세와 종합부동산 세로 나누어 살펴볼 수 있음

 종합부동산세는 2차례에 걸쳐 2005년과 2008년에 개편되었음

 정부는 부동산 시장의 안정을 주목적으로 2005년 종 합부동산세를 도입하였음

- ^{종합부동산세는재산세와이중과세문제를막기위} 해, ^{주택의공시가격을합산한 금액이} 6^{억 원}(^개인 의경우세대별로합산한금액) ^또는 9^억원(^단독명 의의 1^세대 1^{주택의경우})^{을 초과하는금액에대해} 과세를함

- ^{과세표준은인별 주택공시가격의 과세표준적용률} (^{또는공정시장가액비율을적용하여계산})

• 세액 = 과세표준액(공시가격의 합산액 - 과세기준금액 (6억 원 또는 9억 원)) × 세율 × 공정시장가액 비율

 하지만 종합부동산세의 타당성에 대한 논란이 지속 되고, 2008년 11월 18일, 종합부동산세에 대한 헌법 재판소의 위헌 및 불합치 판결이 내려짐

- 2008^{년이후종합부동산세부담이 완화되는방향으} 로개편이이루어짐

 2008년 이후 종합부동산세의 역할이 축소되었고, 재

정패널 자료의 표본에서도 종합부동산세를 납부한 사례가 적고 납부하더라도 그 규모가 작아, 본 연구 에서는 재산세를 중심으로 살펴보고자 함

 재산세는 소득세나 소비세와 달리, 과세표준이 주택 시장가격을 근거로 하는 개별 주택공시가격을 기준 으로 하고 있음

- ^{주택공시가격은국토교통부에 따르면}, ^{“용도지역}・ 건물구조등이일반적으로유사하다고인정되는표 준주택에대해매년 1^월 1^{일현재의적정가격을조} 사・^평가하고 중앙부동산평가위원회의 심의를거쳐 공시”된가격을의미함

 주택(토지포함)에 대한 재산세 과세표준 및 세율은 다음의 〈표 1〉과 같음

 따라서 재산세 부담은 주택가격과 세율에 의해 결정 되며 세율은 주택공시가격이 증가함에 따라 누진적 으로 증가함

 재산세는 소득에 근거하여 과세를 하는 것이 아니기 때문에, 담세능력(소득은 담세능력을 측정하는 대리 변수로 생각할 수 있음) 상관없이 재산세 부담이 결 정되는 경우가 존재함

- ^특히, ^은퇴자, ^{장애인등소득이낮은계층이주택을} 보유하고있는경우, ^{이계층의재산세부담은 상대}

적으로높아가계경제에큰부담이될수있음 - ^{이러한 이유로재산세제가누진적인체계를가지고}

있음에도불구하고소득측면에서역진성이존재할 수있음

 따라서 본 연구에서는 소득 대비 재산세 부담과 소득 간의 상관관계를 추정하고 특정 계층에 대한 재산세 감면 방안에 대해 살펴보고자 함

Ⅳ.

 분석자료의 특징은 다음과 같음⁴⁾

- ^{실증회귀분석을 위해}, ^{재산세 납부금액}, ^주택가격, 소득, ^{주택보유자의특성등에대한자료가필요함} - ^제5^{차재정패널자료부터재산세납부금액을설문문}

항에포함시키고있음

- ^{현재재정패널조사는제}6^{차까지진행되었음} - ^{본연구에서는} 1^가구 1^{주택보유자를중심으로재산}

세납부금액, ^주택가격, ^소득, ^{주택보유자의특성을} 패널자료로구축하여회귀분석을수행함

- ^{패널자료사용의가장큰장점은재산세부담에영향} 을주는요소중시간에따라변하지않는특성을통 제하는데효과적임

• 예컨대, 주택 크기, 구조 등은 주택가격에 영향을 주기 때문에 재산세 부담에 영향을 줄 수 있으나, 이러한 요 소들은 시간에 따라 변하지 않음

- ^{본실증분석에서사용하고있는기초통계자료는〈표} 2^{〉에제시됨}

 〈모델 1〉의 추정방정식은 다음의 식 (1)에서 제시된 바와 같음

4) 재정패널에 대한 자세한 내용은 다음 링크 참고: http://panel.kipf.re.kr/, 2014.12.14.

〈 표 1〉 주택 ( 토지포함 ) 에 대한 재산세 과표 및 세율

출처: 국세청, 「부동산세와 세금」, 각 연도

기간 과세표준 세율

2009.

2.6.~

현재

6,000만 원 이하 0.1%

6,000만 원 초과 1.5억 원 이하 6만 원+6,000만 원 초과금액의 0.15%

1.5억 원 초과 3억 원 이하 19만 5,000원+1.5억 원 초과금액의 0.25%

3억 원 초과 57만 원+3억 원 초과금액의 0.4%

※ 단, 별장은 4%

Ln(TB)i,t =

c+ β1Ln(Hinc)i,t + β2Ln(Hprice)i,t + β3Hagei,t + mi + tt + ϵit

식 (1)

- ^여기서, ^{변수들의설명은다음과같음}

• ln(TB)^i,t는 주택 보유자 i의 t시점에서의 재산세 납부액의 로그 값을 의미함

• ln(Hinc)^i,t는 주택 보유자 i의 t시점에서의 총소득의 로그 값을 의미함

→ 여기서 총소득은 근로소득, 재산소득, 금융소득, 사적이전소득, 공적이전소득을 모두 합한 총소득임

• ln(Hprice)^i,t는 주택 보유자 i의 t시점에서의 주택시장가격 의 로그 값을 의미함

• 로그-로그 모델로 주택가격, 소득, 재산세 납부액을 대 답하면서 나타날 수 있는 응답오차를 줄이는 데 도움이 되며, 로그-로그 모델을 추정하여 나온 추정계수들은 탄력성으로 해석할 수 있음

• Hage^i,t는 주택 보유자의 나이를 나타내는 변수로 다음의 나이 그룹에 대한 더미변수를 의미함

→ 〈그룹 1〉: 30세 이상∼45세 미만; 〈그룹 2〉: 45세 이상

∼55세 미만; 〈그룹 3〉: 55세 이상∼65세 미만; 〈그룹 4〉: 65세 이상

• mⁱ는 데이터로 통제할 수 없는 주택 보유자 i의 특성 중 세부담에 영향을 미치는 요소를 반영

• t^t는 연도별 시간더미로 주택을 보유한 연도에 해당하 는 거시적 영향을 반영

- ^〈모델 1^{〉을추정하기위해고정효과모델}(fixed effect model)^을사용

- ^표준오차(standard error)^{는강건표준오차임}(cluster robust standard error)

- ^{재산세부담은소득}, ^주택가격, ^나이, ^{세부담에영향} 을주는요소중시간에변하지않는요소들, ^시간추 세에의해결정된다고가정함

• 소득은 본 연구의 주요 관심 변수이며, 소득은 주택 소 비성향을 반영할 수 있음

• 주택가격은 세부담에 직접적인 영향을 미치는 요소

• 고령자의 주택소비성향이 젊은 세대의 경우와 다를 수 있음

• 그 밖에 통제변수로 시간에 변하지 않는 요소(예: 주택 방 수, 크기 등)와 특정 연도에 나타난 거시적 영향을 고려함

 〈모델 1〉을 추정한 회귀분석 결과는 다음과 같음

- ^〈모델 1^{〉의회귀분석결과는〈표} 3^{〉에제시되어있음} - ^{본회귀분석 결과에따르면}, ^소득 10% ^{증가는재산}

세부담 0.6% ^{증가와상관관계가있음}

• 이는 소득의 증가속도보다 재산세 부담 증가속도가 상 당히 낮은 것을 의미함

- ^또한, ^주택가격 10% ^{증가는재산세부담} 2.5% ^증가 와상관관계가있음

• 이는 주택가격의 증가속도보다 재산세 부담 증가속도 가 낮은 것을 의미함

- ^{모든조건이동일한 상태에서}, 65^{세이상노인들의} 재산세부담이젊은계층(30^세이상∼45^세미만)^의 경우와비교하여평균적으로 0.59% ^{더높은것으로} 나타남 (^〈그림 2^〉참고)

〈 표 2〉 기초 통계 및 변수설명

변수 관측수 평균 표준편차 변수설명 재산보유세부담

TB 3,308 23.50 44.79 재산세(단위: 만원) 가계특성

Hage 3,308 59.65 13.60 주택가구주나이

Hage1 3,308 0.16 0.37 30세이상 45세미만 Hage2 3,308 0.23 0.42 45세이상 55세미만 Hage3 3,308 0.23 0.42 55세이상 65세미만

Hage4 3,308 0.38 0.49 65세이상

Hinc 3,308 4,113 3,449

경상소득, 사적이전소득, 그리고공적이전소득이 포함된총소득(단위: 만원) 주택특성

Hprice 3,308 19,378 21,687 주택시장가격(단위: 만원)

- ^{이추정치를 가지고소득대비재산세부담과소득} 간의관계를추정하면, ^〈그림 3^{〉에서 보는바와같} 이, ^{소득대비재산세부담과소득간의음}(-)^의상관 관계가나타남

- ^{추정된재산세부담을가지고앞서논의한} Suits^의로 렌츠커브를추정하면, ^〈그림 4^{〉에서제시된바와같} 으며, Suits ^계수는 -0.41^{로소득측면에서재산세부} 담은역진적인성격을가지고있는것으로보임 - ^〈표 3^{〉을살펴보면}, ^{전체표본의 경우}, ^{소득대비재}

산세부담이 1% ^{미만인경우가전체의} 80.02%^를차 지함

- ^반면, ^{소득대비재산세부담이} 2.5% ^{이상인경우도} 전체의 3.86%^{를차지하고있음}

- ^또한, ^{전체표본에서 차지하는비중은작지만}, ^소득 대비재산세부담이 10% ^{이상인경우도존재함} - ^{이러한결과를} 65^{세이상노인세대표본을중심으로}

살펴보면, ^{소득대비재산세부담이} 1% ^{미만인경우} 가전체의 55.52%^{로전체표본의 경우와비교할때} 그비중이상당히작음

- ^또한, ^{소득대비재산세부담이} 5% ^{넘는경우중} 98%

가 65^{세이상노인가구임}

- ^{이러한결과는} 65^{세이상노인계층이젊은계층의경} 우와비교하여상대적으로소득대비재산세부담이 상당히높은경우(^예: 5%)^{가더많음을알수있음}

〈 표 3〉 〈 모델 1〉 회귀분석 결과 Ⅰ

모델 (1) Fxed Effect

변수 ln(TB)

ln(Hprice) 0.246***

(0.0466)

ln(Hinc) 0.0641**

(0.0289)

Hage2 -0.0402

(0.0737)

Hage3 0.176

(0.127)

Hage4 0.586***

(0.121)

Constant -0.703

(0.494)

Observations 3,308

R-squared 0.099

연도더미 Yes

Robust standard errors in parentheses

p‹0.01, p‹0.05, p‹0.1

〈 그림 2〉 연령별 재산세 부담

Linear Prediction

3 2.8 2.6 2.4 2.2 2

Predictive Margins of age 1 with 95% CIs

나이 그룹

1 2 3 4

〈 그림 3〉 소득 대비 재산세 부담과 소득 간의 상관관계

소득 대비 세부담

(%

)

20

15

10

5

0

총소득(만 원)

0 10000 20000 30000 40000

〈 표 4〉 〈 모델 1〉 회귀분석 결과 Ⅱ

소득대비세부담 (%) ^전체표본 65세이상 표본수 비중 표본수 비중

1% 미만 2,647 80.02 666 55.52

1% 이상 2.5% 미만 533 16.11 486 38.33

2.5% 이상 5% 미만 102 3.08 92 7.26

5% 이상 7% 미만 15 0.45 14 1.10

7% 이상 10% 미만 6 0.18 6 0.47

10% 이상 5 0.15 4 0.32

총합계 3,308 100 1,268 100

 〈모델 2〉의 추정방정식은 다음의 식 (2)에서 제시된 바와 같음

Ln(TB)pi,t =

c^p + β1Ln(Hinc)pi,t + β2Ln(Hprice)pi,t + β3Hagepi,t + mpi + tpt + ϵpit

식 (2)

- ^여기서, ^{변수들의설명은다음과같음}

• 모든 설명변수는 〈모델 1〉과 동일함

• p는 분위(quantile)를 나타냄

- ^분위별(2^분위에서 98^분위)^로 OLS^{를사용하여〈모델} 2^{〉를추정함}

• 이 때, 세부담에 영향을 줄 수 있는 시간불변요소들을 통 제하기 위해, 소득과 주택가격에 대해 주택보유자별로 시간평균변수를 생성한 후 이를 설명변수에 포함시킴

- ^표준오차(standard error)^{는강건표준오차임}(cluster robust standard error)

 〈모델 2〉 회귀분석 결과를 살펴보면 다음과 같음

- ^{분위별로모든회귀분석결과를제시하는대신}, ^소득 에대한분위별추정치(β1)^를〈그림 4^{〉에제시함} - Quantile ^{회귀분석 결과는 〈모델} 1^{〉의 고정효과}

(fixed effects) ^{회귀분석과달리재산세부담의분위} 별로소득과재산세부담간의상관관계를살펴볼수 있도록해줌

• 〈모델 1〉의 고정효과 회귀분석 결과는 평균값을 의미 하는 것으로 소득과 재산세 부담 간의 상관관계를 보다 명확하게 이해하기 위해 Quantile 회귀분석을 실시함

- ^〈그림 5^{〉에서보는바와같이}, ^{재산세부담이낮을수} 록소득이증가하는속도보다재산세부담이증가하 는속도가다른그룹에비해상대적으로빠름

• 상대적으로 소득 측면에서 역진성 정도가 재산세 부담 이 높은 구간일수록 더 심한 것을 알 수 있음

〈 그림 4〉 재산세 부담에 대한 Suits 의 로렌츠커브

Suits’ Larenz Curve Proportional Line

전체 재산세 부담의 누적비율 (%)

100

80

60

40

20

0

소득의 누적비율 (%)

0 20 40 60 80 100

〈 그림 5〉 〈 모델 2〉 회귀분석 결과

2

0

-2

재산세 부담 분위

100

0 20 40 60 80

beta1 upper low Fitted values

Ⅴ.

 〈모델 1〉과 〈모델 2〉의 결과를 종합해보면, 다음과 같음

- ^{소득대비재산세부담은소득이증가함에따라감소} 하고있음

• Suits 계수는 -0.41로 이는 소득 측면에서 재산세 부담 이 역진적임 보여줌

• 이러한 결과는 재산세 부담이 높은 그룹에서 상대적으 로 더 강하게 나타남

- 65^{세이상의노인계층의소득대비재산세부담이} 젊은계층에비해높은경향이있음

 65세 이상의 노인계층 또는 저소득층에 대해 재산 세 부담이 소득에서 일정 수준 초과할 경우, 주택 보 유자의 지나친 재산세 부담 증가를 완화시켜주기 위 한 하나의 방안으로 과세이연제도, Circuit Breaker Credits제도 도입, 주택연금/역모기지론 활성화 등 을 고려해 볼 수 있으며 이 중에서도 과세이연제도가 가장 우선적으로 고려되어야 할 필요성이 있음⁵⁾

- ^{재산세 부담은 담세능력}(^소득)^{을토대로 결정되는} 것이아니기 때문에, ^{은퇴등으로소득이감소할경} 우소득대비재산세부담이급증하게되고이로인 해자산건전성이악화

• 소득 대비 재산세 부담이 노인계층에서 크게 나타나는 이유 중 하나는 소득이 감소하고 다른 자산이 있어도 현금화하는 것이 힘들기 때문임

- ^{이는장기적으로세수입 확보측면에서도 부정적인} 영향을미칠수있음

- ^{뿐만 아니라}, ^{비슷한 논리로 장애인에게도 재산세}

부담경감방안을고려해볼수있다.

 과세이연제도는 미국(예: Oregon, Minnesota)과 캐나다(예: Alberta)의 일부 주에서 운용되고 있음

- ^{과세이연제도는 정부가 일정기준을만족하는주택} 보유자의재산세부담을일정기간동안대신부담하 되, ^{주택이팔리거나주택보유자가사망시이연된} 세금을납부하는제도임

- ^예컨대, 65^{세이상노인계층또는저소득층에대해} 소득대비재산세부담이 3% ^초과시, ^{그초과금액} 에대해서과세이연제도를적용

- ^{과세이연제도를통해현금의 유동성문제를완화시} 킬수있음

- ^{이런측면에서}, ^주택연금/^{역모기지론제도의활성화} 방안을모색하는것도고려해볼수있음

- ^하지만 Baer(2003)^{와 박명호}(2008)^{의 연구에서 지} 적되고있는것처럼, ^{과세이연혜택을받을가구들을} 끝까지추적해야하기때문에행정비용이적지않게 발생할가능성이있고, ^{이러한문제점은미국에서도} 제기됨

 미국의 일부 주에서는 Circuit Breakers Credits제 도를 운영하고 있음⁶⁾

- ^{미국의일부주정부는특정계층}(^예: ^저소득층, 65^세 이상노인, ^장애인등)^{을대상으로재산세경감정책} 을사용하고있음

- ^{이러한세제지원은재산세부담경감이가장필요한} 그룹을 선별하여제공되기때문에재산세제의누진 성등일반적인특징유지하면서소득재분배효과를 기대할수있음

- ^{이제도는소득대비재산세부담이일정수준을초} 과할경우, ^{그초과금액에대해전액또는일부를감}

5) 박명호(2008)도 노인계층 또는 저소득층에 대한 재산세 부담 경감 방안으로 과세이연제도와 Circuit Breaker Credits제도를 고려해 볼 수 있음을 주장한 바 있다.

6) 자세한 내용은 Bowman et al. (2009) 참고

면해주는제도임

- ^이때, ^{정부는감면비율}, ^{소득대비재산세부담비율} 등을조절하여감면혜택규모를결정할수있음 - Bowman et al. (2009)^{에서 제시하고 있는} Circuit

Breaker Credits^{제도의바람직한 방향에대한주요} 내용은다음과같음

• Circuit Breaker Credits제도는 안정된 재원을 바탕으로 적절한 감면규모를 유지하면서 운용되어야 함

• 노인계층과 장애인뿐만 아니라 저소득층 모두에게 이 제도를 적용해야 함

• 재산세 부담의 경감이 가장 필요한 그룹을 선별하기 위 해, 세부담 경감혜택을 제공하기 위한 소득 대비 재산 세 부담 비율 기준을 다양하게 설정하고 이 비율이 높 을수록 그 감면혜택이 크도록 제도를 고안해야 함

• 고가주택으로 인해 소득 대비 재산세 부담 비율이 높아 지고 이로 인해 재산세 감면혜택을 받는 경우가 발생하 는 것을 막기 위해, 일정 금액 이상의 고가 주택은 제도 의 적용대상에서 제외되어야 함

• 지방정부가 아닌 중앙정부가 재원을 제공해야 함

• 이 제도는 누가 어느 정도의 규모로 혜택을 받았는지 등에 대한 정보를 정확히 파악할 수 있도록 투명하게 운용되어야 함

• 이 제도는 주로 저소득층이나 노인 계층을 대상으로 하 기 때문에 신청절차를 간소화해야 할 필요가 있음

 과세이연제도와 Circuit Breaker Credits제도는 노 인계층, 저소득층, 또는 장애인의 실질소득을 증가시 켜줄 것으로 예상되며, 이는 결국 노인, 저소득자, 또 는 장애인의 생활안정 및 복지를 개선하는데 도움이 될 것으로 예상됨

 본 연구의 한계점

- ^{본연구결과는설문조사를토대로한재정패널자료} 를사용하고있기때문에회귀분석결과를일반화하 는데한계가존재함

- ^{담세능력을측정하는데있어서소득보다항상소득} 개념을사용한다면본연구결과는달라질것으로예 상됨

- ^{본 연구추정결과는생략변수에의한편의문제가} 존재할수있음

• 재산세 부담은 세부담 상한제 제도에 의해 영향을 받음

• 즉, 주택 가격이 빠르게 증가하는 지역일수록 기회비용 의 관점에서 세부담이 낮은 경향이 있음

• 하지만 본 연구에서 사용하고 있는 모델에서는 세부담 상한제 제도의 효과를 적절히 통제하고 있지 못함

- ^{주택시장가격을 토대로 주택공시가격이 결정되고} 이것이세부담에영향을주는것은사실이지만, ^주택 시장가격과주택공시가격간의차이가 존재할가능 성이있음

• 향후 연구에서는 주택시장가격과 주택공시가격 간의 관계를 추정해 볼 필요가 있음

- ^{본연구는소득대비재산세부담과소득간의상관} 관계를살펴본것으로향후연구에있어서는도구변 수를사용하여이들간의인과관계를추정한다면, ^보 다정책적으로의미있는정책적시사점을제시할수 있을것으로기대됨

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