Ⅰ. 서론
현 정부의 연쇄적인 부동산 대책과 함께 부동산 과세도 계속해서 강화되는 추세인데, 정부의 부동산 정책은 민간 부문의 공급 증가보다는 규제 확대 및 세수 강화에 의한 수요 억제에 중점을 두고 있다. 이들 중 특히 세제와 관련해서는 납세자의 현실적인 부담능력을 고려하지 않은 보유세와 양도소득세의 강화로 인해 우회적 증여와 법인 명의 부동산 거래와 같은 조세회피 목적의 비정상적인 부동산 거래가 급증하는 문제점이 지적되고 있다.
이와 같은 비현실적 부동산 세제로 인해 정부의 정책의도와는 다르게 자본화효과(capitalization effect) 및 동결효과(lock-in effect)가 결합해서 주택 거래가 위축되면서 가격이 지속적으로 상승하고, 그 결과 보유세를 중심으로 부동산 세수가 급증하는 문제점이 계속적으로 악화되는 추세이다.
우리나라의 주택의 거래단계별 세금부담은 취득과 양도 단계에서는 국제적으로 매우 과중한 수준이고, 보유 단계에서는 평균적 수준인데, 현 정부가 출범한 2017년 이후 모든 거래단계에서 세금부담이 증가하면서 특히 보유 단계의 세금부담이 급증하고 있다.
이러한 모든 거래단계의 주택 관련 세금부담의 급격한 증가로 인해 잠재적 매수자의 진입장벽이 높아지고, 주택 보유자의 경제적 부담이 매우 커지는 것과 함께 양도 의사결정에 심각한 제약이 발생하는 것으로 볼 수 있다. 또한, 이러한 측면들을 반영해서 최근의 주택 매매거래량은 매우 위축되었고, 세금부담을 회피하기 위한 증여 등의 우회적 거래가 급증하고 있다. 즉, 한국부동산원의 부동산거래현황에 의하면 2021년 상반기의 주택매매거래량은 전년 동기에 비해 9.9% 감소했고, 특히 서울과 수도권은 각각 18.1% 및 18.0% 감소한 것으로 나타났다. 또한, 가장 대표적인 주거 형태인 아파트의 매매거래량은 전년 동기에 비해 17.5% 감소했고, 특히, 서울과 수도권은 각각 29.7% 및 39.1% 감소한 것으로 나타났다.
또한, 주택매매거래량의 추세를 연도별로 확인하면 2015년까지 꾸준하게 증가한 후에 2016년 이후에는 현 정부의 집권 기간을 포함해서 계속해서 감소했는데, 2020년에는 강도 높은 부동산 규제에도 불구하고 현 정부 출범 이후의 누적된 집값 폭등에 따른 ‘패닉 바잉’ 현상으로 급증했고,1) 2021년에는 주택가격의 급증으로 인해 거래가 위축되는 ‘거래절벽’ 현상이 발생해서2) 급감하는 것으로 나타났다.
이러한 ‘패닉 바잉’ 및 ‘거래절벽’ 현상은 주택 매수를 희망하는 가구들이 주택가격의 상승추세에 민감하게 반응해서, 최대한의 자금 융통을 통해 수용가능한 가격의 범위에서 매수 수요를 형성하는 것으로 볼 수 있다. 여기서 “수용가능한 가격의 범위”에는 주택을 취득할 경우에 취득 및 보유 단계에서 부담하게 되는 최근에 급증한 세금부담도 포함되기 때문에, 이러한 측면을 고려하면 세금부담을 주택 매수 의사결정에 영향을 미치는 별도의 요인으로 명시적으로 고려할 수 있을 것이다.
또한, “최대한의 자금 융통”은 개별 가구가 주택 매수에 사용할 수 있는 현금 등의 금융자산과 함께 조달가능한 가계부채까지 포함한 것으로 볼 수 있는데, 주택 구입 목적의 가계대출은 주택 가격 상승과 저금리 기조를 반영해서 최근 수년간 급증하는 추세이다. 그러나, 현 정부의 부동산 대책에서 주택 매수를 위한 대출규제를 지속적으로 강화했고, 이로 인해 이미 상당한 가계부채를 보유한 가구의 경우에는 현실적인 추가대출의 여력이 매우 작아져서 주택 매수 수요를 형성하는 데 중요한 제약이 발생하게 되었다. 따라서, 이러한 측면을 고려하면 가계부채도 주택 매수 의사결정에 영향을 미치는 별도의 요인으로 명시적으로 고려할 수 있을 것이다.
따라서, 본 연구는 이와 같이 개별 가구의 주택 매수 의사결정에 사전적 영향을 미칠 수 있는 가계부채 및 세금부담이 실제 사후적 주택 매수에 미친 효과를 구체적 실증분석을 통해 확인함으로써, 정부의 조세정책 및 금융정책 운용에 유용하게 활용할 수 있는 정책적인 시사점을 제공하고자 한다.
즉, 대부분의 거시적 경제분석에서 제시하는 경제적 영향은 과중한 가계부채는 원리금의 상환부담으로 인해 주택 매수를 억제하는 효과가 있고, 취득 및 보유단계의 세금부담도 세금의 자본화효과로 인해 주택의 기대수익률을 하락시켜서 주택 구입 수요를 감소시키는 효과가 있지만, 장래의 가격상승 기대는 이와 반대로 주택 매수를 증가시키는 효과가 있다는 것이다. 그러나, 이것을 미시적인 가구 단위의 자료를 이용해서 분석한 선행연구는 거의 없는 상태이다.
본 연구는 한국조세재정연구원에서 제공하는 대규모의 재정패널조사 자료를 바탕으로 가계부채 및 세금부담과 함께 가구 및 가구원별 세부적 경제활동·상태와 관련한 다양한 설명변수들이 가구 단위의 주택 매수 의사결정에 미친 영향을 명시적으로 분석함으로써, 이와 같은 선행연구의 한계점을 해결하고자 하였다. 즉, 한국조세재정연구원의 2~13차년도(2008~2019년) 재정패널조사 자료에는 가구별 주택거래 및 가계부채 현황과 함께 가구 및 가구원별 경제활동, 인구통계학적 특성 및 소득세 신고내용 등에 대한 세부적 자료를 제공하기 때문에 이러한 미시적 측면의 분석에 적합한데, 본 연구는 이들 자료를 이용해서 가구 차원의 매우 중요한 의사결정인 주택 매수에 대한 가계부채 및 세금부담 등의 유의적 영향 여부에 대해 실증분석함으로써 장래의 정책 운용에서 참고할 수 있는 유용한 시사점을 제공하고자 하는 것이다.
본 연구의 나머지 부분은 아래와 같다. II장은 본 연구의 이론적 배경 및 선행연구를 정리하고, Ⅲ장은 연구모형 및 분석대상 표본을 설명하였다. Ⅳ장은 실증분석의 결과를 해석했고, Ⅴ장은 본 연구의 시사점 및 한계점을 제시하였다.
Ⅱ. 이론적 배경 및 선행연구
한국은행(2021)의 “금융안정보고서: 2021.12”에 의하면 가계부채는3) 2021년 3/4분기 말에 1,844.9조 원으로 전년동기에 비해 9.7% 늘어나서 높은 증가세를 지속했는데, 이 중 가계대출이 1,744.7조 원(94.6%)을 차지했고, 판매신용이 100.2조 원(5.4%)을 차지했다. 또한, 가계대출의 유형별로는 주택담보대출이 969.0조 원으로 전년동기 대비 8.8% 증가했고, 신용대출 등의 기타대출은 775.7조 원으로 11.6% 증가했다. 특히, 이들 중 주택담보대출의 증가는 주택가격의 높은 상승세가 지속되면서 주로 주택매매자금과 전세보증금을 마련하기 위한 대출규모가 확대된 데 기인한 것이다.4)
2021년 3/4분기의 처분가능소득 대비 가계부채의 비율은5) 17.4%로 전년동기 대비 8.1%P 상승했는데, 이를 통해 가계의 처분가능소득이 개선되었지만 가계부채가 높은 증가율을 지속하고 있어서 가계의 채무상환부담이 크게 확대되는 것을 확인할 수 있다. 단, 금융자산 대비 금융부채 비율은6) 2021년 3/4분기 말에 45.8%로7) 전년동기에 비해 0.3%P 하락했는데, 이것은 주로 주식평가액 증가에8) 따른 금융자산의 증가율(전년동기 대비 11.7%)이 계속 높은 수준을 유지하면서 금융부채 증가율(11.0%)을 상회했기 때문이다.9)
주택 관련 세금부담은 생애주기에 따라 취득, 보유 및 양도 단계의 세금부담으로 구분할 수 있다.
먼저, 취득 단계의 세금부담으로 특정 동산과 부동산을 취득한 자에게 과세하는 취득세는 주택을 포함한 건축물 및 그 부속토지의 취득시에도 부과된다(지방세법 제6조). 주택분 취득세의 과세표준은 취득 당시 가액인데, 취득자가 신고한 가격이 없거나 신고가액이 시가표준액보다 작은 경우에는 시가표준액을 적용한다. 또한, 주택분 취득세와 이에 부가되는 지방교육세 및 농어촌특별세의 표준세율은 <표 1>10)과 같고, 다주택자 및 법인 등에 대해서는 별도의 중과세율이 적용된다.
| 구분 | 취득세 | 지방교육세 | 농어촌특별세 | |
|---|---|---|---|---|
| 일반 취득 (과세표준) | 6억 원 이하 | 1% | 0.1% |
전용면적 85m2 초과 시 0.2% |
| 6~9억 원 | 1.33%~3%* | 0.1%~0.3% | ||
| 9억 원 초과 | 3% | 0.3% | ||
| 원시취득·상속 | 2.8%† | 0.16% | 0.2% | |
| 증여 | 3.5% | 0.3% | 0.2% | |
다음으로, 보유 단계의 세금부담으로 지방세법 제110조와 동법시행령 제109조에 의한 과세대상 주택의 재산세액은 과세표준에 <표 2>의 과세표준 구간별 초과누진세율을 적용해서 세액을 계산하되, 과세표준은 시가표준액에 60%의 공정시장가액 비율을 적용해서 계산한다. 또한, 종합부동산세법(이하 종부세법) 제9조 제1항은 주택에 대한 종부세(이하 주택분 종부세)는 과세표준에 <표 2>의 과세표준 구간별 초과누진세율을 적용해서 세액(이하 주택분 종부세액)을 계산하되, 과세표준 및 세율은 <표 2>와 같이 납세의무자의 유형에 따라 계산한다.
개인의 경우에는 (인별 주택 공시가격의 합계-6억 원11))×공정시장가액 비율(100%).
동 조 제3항은 주택분 과세표준 금액에 대하여, 해당 과세대상 주택의 주택분 재산세로 부과된 세액(이하 주택분 재산세액)은 주택분 종부세액에서 공제한다고 규정했고, 동 조 제4항은 주택분 종부세액의 계산에서 주택분 재산세액의 공제 등에 관하여 필요한 사항은 대통령령으로 정한다고 해서 재산세와 종부세 간의 이중과세의 조정에 대해 규정하였다. 또한, 동 조 제5항은 주택분 종부세의 납세의무자가 1세대 1주택자에 해당하는 경우에 주택분 종부세액은 제1항·제3항 및 제4항에 의해 산출된 세액에서 제6항의 연령별 공제율(60세 이상의 연령별로 20%~40%) 또는 제7항의 보유기간별 공제율(5년 이상의 보유기간별로 20%~50%)에 의한 1세대 1주택자에 대한 공제액을 차감하면서 이들 공제를 공제율 합계 80%의 범위에서 중복해서 적용할 수 있다고 규정하였다.
추가적으로, 종부세법 제10조는 종부세의 납세의무자가 해당 연도에 납부하여야 할 주택분 재산세액상당액과 주택분 종부세액상당액의 합계액(이하 주택분 총세액상당액)으로서, 대통령령으로 정하는 바에 따라 계산한 세액이 해당 납세의무자에게 직전년도에 해당 주택에 부과된 주택분 총세액상당액으로서, 대통령령으로 정하는 바에 따라 계산한 세액에 150%~300%의 비율을 곱하여 계산한 금액을 초과하는 경우에는 그 초과하는 세액에 대하여는 제9조에도 불구하고 이를 없는 것으로 본다고 하여 세부담의 상한을 규정하였다.
마지막으로, 특정 과세대상자산의 양도에서 발생하는 소득에 대하여 과세하는 양도소득세는 주택 등의 부동산에도 적용되는데, 양도소득세 기본세율은 <표 3>과 같고, 2018. 4. 1. 이후의 조정대상지역의 양도소득세 중과주택 등에 대해서는 별도의 중과세율이 적용된다.
| 양도소득과세표준 | 세율(%) | 양도소득과세표준 | 세율(%) |
|---|---|---|---|
| 1,200만 원 이하 | 6 | 1억 5,000만 원~3억 원 | 38 |
| 1,200~4,600만 원 | 15 | 3~5억 원 | 40 |
| 4,600~8,800만 원 | 24 | 5~10억 원 | 42 |
| 8,800~1억 5,000만 원 | 35 | 10억 원 초과 | 45 |
본 연구의 분석대상인 주택 매수 의사결정과 함께 가구 및 가구원 단위의 경제적 의사결정에 미치는 가계부채의 영향에 대한 선행연구들과 함께, 가계부채의 특성 및 관리방안에 대한 선행연구들은 경제학에 비해 소비자학 분야에서 먼저 이루어졌다. 이들 분야의 연구는 부채보유 또는 연체 가구의 인구·사회학적 특성을 분석하고 가계의 부채관리방안을 제시하는 것에 중점을 두고 있다. 즉, 이러한 연구는 연체 및 파산 가구 등과 같이 사회적으로 문제가 되는 일부 계층의 부채 부담에 중점을 두고 이들 계층의 연체 및 파산의 원인 등에 대한 분석을 바탕으로 바람직한 부채관리 방안을 제시하거나, 금융교육에 대한 시사점을 얻고자 하였다(이은영·허은정, 2005; 성영애, 2006; Sullivan and Worden, 1986).
추가적으로, 최근의 가계부채 동향 및 관련 정책과 관련해서 이규석(2021)은 우리나라의 가계부채가 위험수준에 도달했지만, 경기회복의 기로에 서있는 상황에서 실효성이 없었던 총량규제 정책을 되풀이하기보다는, 장기·고정금리 중심으로의 가계부채 합리화를 신속히 추진하면서 정부는 가이드라인을 제시하고 실질적 상환능력의 심사는 시장의 자율에 맡기는 선진국형 여신관행의 정착이 가계부채 문제에 보다 근본적인 해결책이라고 주장하였다. 또한, 엄윤성·정호성(2022)은 가계부채 미시자료를 이용해서 주택가격이 가계부채 부도율에 미치는 영향을 실증분석한 결과, 주택가격은 금융 접근성이 낮은 저신용 차주, 비자영업자 차주, 저소득 차주 및 소득 대비 대출규모가 큰 차주를 중심으로 가계부채 부도율을 감소시키는 것으로 나타나서 주택가격이 급격히 하락할 경우에는 취약계층의 부도와 파산으로 인한 금융시장의 시스템 리스크 문제가 심각할 것으로 예상된다고 주장하였다. 이와 관련해서 가계부채의 위험과 그 요인에 관해서는 다수의 해외 선행연구들도 진행되었는데, 대표적으로 금리, 실업률 및 GDP 성장률 등의 거시경제지표가 가계부채의 취약성에 영향을 미친다는 연구(André, 2016; Daglish, 2009; McCarthy, 2014)와 함께 가계부채의 증가로 인한 소비위축과 잠재성장률 저하에 의해 가계부채의 증가가 미래의 GDP 성장율에 부정적 영향을 미친다는 연구(Glick and Lansing, 2010; Jordà et al., 2013; Jordà et al., 2014a; Jordà et al., 2014b; Mian and Sufi, 2011; Mian et al., 2017; Schularick and Taylor, 2012)가 있다.
주택의 취득, 보유 및 양도 단계에서 발생하는 다양한 세금부담과 관련해서 전병욱(2021)은 주택 등의 경우에도, 사업용자산과 마찬가지로 보유기간의 전체 보유세 부담에 대해 처분단계의 양도소득세 계산 시 양도차익 계산을 위한 필요경비로 인정해야 한다고 주장했고, 정회근(2020)은 1세대 1주택 비과세를 강화된 장기보유특별공제로 개편해야 한다고 주장했으며, 김경하(2020)는 정부의 7·10 부동산 대책과 관련해서 강화된 장기보유특별공제의 적용에서 충분한 경과규정을 마련해야 하고, 장기일반민간임대주택의 조세특례제한법상 과세특례를 종전과 같이 유지해야 한다고 주장하였다. 또한, 류지민(2020)은 다주택자 양도소득세의 중과세로 인한 불이익의 제재방법이 정부가 추구하는 정책목적과의 균형상 지나친 과잉제재로서 납세의무자의 재산권을 과도하게 제한한다고 주장했고, 장기용(2019)은 다주택자의 양도소득세 중과세제도의 한계를 해결하기 위해 임대소득의 종합과세와 함께 임대주택의 양도소득세에서 임대기간에 따른 차등감면이 필요하다고 주장하였다. 또한, 주택분 보유세의 법령상 쟁점과 관련하여 박민(2021)은 재산세는 부동산 사용의 목적 및 기능에 따라 비례세율을 적용하는 것과 함께 종합부동산세는 비주거 목적 부동산의 보유에 대해 과세해야 한다고 주장했고, 김민수(2020a)는 이중과세 조정규정을 위임법령 대신 종합부동산세법에서 직접 규정하는 것과 함께 동법시행령 및 동법시행규칙의 표준세율과 관련한 내용이 동일하도록 개정해야 한다고 주장하였다. 추가적으로, 김민수(2020b)는 부동산 보유세를 통합시키기 위해 종합부동산세를 지방세로 전환하거나 재산세와 통합시키면서 통합재산세의 일부의 공동세 운영을 주장했고, 이동식(2019)은 종합부동산세의 과세에서 재산세의 불복청구 재결 등에서 부과제척기간 특례규정의 존재 여부, 1주택 세대가 보유하는 다른 주택부수토지의 과세의 여부 및 지방세법상 비과세 자산의 종합부동산세 비과세 여부 등에 대한 법령상 미비의 문제점에 대한 입법적 보완의 필요성을 주장하였다.
이상의 가계부채 및 주택 관련 세금부담의 영향과 구분해서 가구 단위의 중요한 부동산 취득 및 보유 의사결정에 대해 다른 외생적 요인들이 미치는 영향과 관련해서, 이재승(2015)은 무주택 임차인의 아파트 구매 의사결정에서 주거생활 가치 요인, 부동산 가치 요인 및 경제적 가치 요인이 모두 유의적인 영향을 미친다고 주장하였다. 세부적으로, 부동산 가치 요인과 관련해서 김광영(2011)은 지역적 특성, 단지별 특성 및 물리적 특성이 모두 아파트 매매가격에 영향을 미치는 것을 밝혔고, 주거생활 가치 요인과 관련해서 심재현(2010)은 사용상 가치가 아파트 가격에 영향을 미치는 주요한 요인인 것을 확인하였다. 또한, 경제적 가치 요인과 관련해서 안종현(2010)은 가구경제 특성변수가 가구내재 특성변수, 가족구성 및 노동경력 등에 비해 생애 최초 주택구매의 중요한 결정요인인 것을 확인했고, 심원미(2012)는 취득 목적 및 수익률과 함께 부동산세제가 부동산 투자결정 및 투자성과에 유의적 영향을 미치는 것을 밝혔다.
이들과 구분해서 전병욱(2022)은 문재인 정부의 출범 이후에 모든 거래단계에서 주택 관련 세금부담이 급증해서 주택 보유자의 경제적 부담이 매우 커지고, 잠재적 매수자의 진입장벽이 높아지는 것과 함께 양도 의사결정에 심각한 제약을 유발하는 것으로 볼 수 있고, 결과적으로 주택 매매가 크게 위축되는 문제점이 발생한다고 볼 수 있는데, 이와 같은 과중한 세금부담으로 인한 문제점은 국제적으로도 매우 높은 부담수준으로 인해 과세의 합리성과 함께 정상적 경제활동을 제한하는 측면에서도 비판할 수 있다고 주장하였다. 또한, 박종선·정세은(2021)은 12차연도 재정패널조사 자료를 이용하여 분석한 결과, 종합부동산세의 공정시장가액비율을 100%로 인상하고 세율을 인상하는 정책은, 부동산의 세금부담에 큰 영향을 미치지 않는 반면 공시가격의 현실화 비율을 90%로 인상하는 정책은 보유세의 부담을 1.8배 정도 증가시키는 효과가 있다고 주장하였다.
Ⅲ. 연구설계
전술한 바와 같이 본 연구는 가계부채와 주택 관련 세금부담이 주택 매수 의사결정에 미치는 영향에 대해 분석하고자 하는데, 여기서의 가계부채는 개별 가구가 실제 차입한 부채조달액인 반면, 세금부담은 주택을 취득할 경우에 취득 및 보유단계에서 부담하게 되는 장래의 잠재적 세금부담을 의미한다. 따라서, 세금부담은 해당 시점의 부동산 과세제도와 함께 개별 가구가 매수를 희망하는 주택의 특성에 의해 결정되는데, 본 연구에서는 후술하는 바와 같이 실제 주택을 매수한 가구(이하 주택매수가구)는 해당 주택을 기준으로 취득 연도의 세금부담을 추정하고, 이들과 비교하는 주택을 매수하지 않은 유사한 특성의 가구(이하 주택비매수가구)는 비교대상인 주택매수가구와 동일한 방식으로 취득했을 것으로 예상가능한 주택을 기준으로 취득 예상 연도의 동(同) 세금부담을 추정하도록 한다.
이상의 분석내용에 대한 본 연구의 연구가설은 아래와 같다. 즉, <가설 1>은 다른 조건이 동일한 경우에 가계부채·주택 관련 세금부담 → 무주택 가구의 주택매수 가능성 의 인과관계에 관한 것이다. 또한, <가설 2>는 유사한 성격의 가구인 경우에도 조세부담 수준에 대한 주관적 인식과 납세순응도 및 조세회피 성향에 따라 <가설 1>의 인과관계가 다르게 나타날 수 있기 때문에, 분석대상 가구의 주관적 인식 등을 추가적으로 고려하더라도 동(同) 인과관계가 동일한 것인지의 여부에 대한 것이다.
<가설 1> 가계부채가 증가하고, 주택 관련 세금부담이 커질수록 무주택 가구의 주택매수 가능성은 낮아질 것이다.
<가설 2> 조세부담 수준에 대한 주관적 인식과 납세순응도 및 조세회피 성향은 무주택 가구의 주택매수 가능성에 미치는 가계부채 및 주택 관련 세금부담의 인과관계에 추가적 영향을 미칠 것이다.
이러한 연구가설을 확인하기 위한 연구모형은 <식 1>과 같이 구성할 수 있는데, 여기서 (β2* X1*X2)는 <가설 2>의 검정에서 추가적으로 포함시키도록 한다.
단, DEP(종속변수; ACQ: 분석대상기간 중의 주택의 매수 여부를 나타내는 더미변수)
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X1: 가구별 가계부채 및 주택 관련 세금부담 추정액의 자연로그값(각각 LNDEBT 및 LNHOUTAX)
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X2: 가구주의 조세부담 수준에 대한 주관적 인식(PERCEPT), 납세순응도(COMPLY) 및 조세회피 성향(AVOID)
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Z: 주택의 매수 여부에 영향을 미치는 그 밖의 통제변수들
먼저, <식 1>의 종속변수인 분석대상기간(2008~ 2019년)의 주택의 매수 여부(ACQ)는 동(同) 기간에 최초로 주택을 매수한 가구에 대해 1의 값을 부여하고, 이와 같은 특정 연도의 개별 주택매수가구에 대해 해당 연도까지 주택을 매수하지 않고 계속해서 무주택 상태인 나머지 가구들 중에서 가장 유사한 성격의 가구를 선별해서 0의 값을 대응해서 부여하는 더미변수이다.
다음으로, 주된 설명변수인 가구별 가계부채 및 주택 관련 세금부담 추정액의 자연로그값(각각 LNDEBT 및 LNHOUTAX)은 재정패널조사의 가구 자료를 바탕으로 측정하였다. 즉, 가계부채(LNDEBT)는 재정패널조사의 연도별 가구별 정부지원 주택자금 대출, 학자금 대출, 금융기관 주택담보대출, 금융기관 대출, 신용카드 관련 대출, 세입자에게 돌려주어야 할 전세금·임대보증금 및 기타 대출금의 합계액이다. 취득 및 보유단계의 세금부담으로 측정하는 주택 관련 세금부담의 추정액(LNHOUTAX)은 주택매수가구의 경우에는 보유가구의 취득가액 및 기준시가를 바탕으로 계산한 취득단계(취득세) 및 보유단계(재산세·종합부동산세)의12) 세금부담의 합계액으로 추정하였다. 또한, 주택비매수가구의 경우에는 주택매수가구의 자료를 바탕으로 계산한 취득가액 및 기준시가의 예상액을13) 바탕으로 계산한 일체의 세금부담의 합계액으로 추정하였다.
다음으로, 다른 주된 설명변수인 조세부담 수준에 대한 주관적 인식과 납세순응도 및 조세회피 성향은 재정패널조사의 가구원 자료를 바탕으로 측정하였다. 먼저, 가구주의 조세부담 수준에 대한 주관적 인식(PERCEPT)은 재정패널조사의 9차연도 이후에 포함된 설문에 대한 답변으로 측정했는데, 이러한 개인적 인식은 단기간에 불변일 것으로 가정해서 2~8차년도에도 9차년도와 동일한 값을 적용하였다. 구체적으로, 동(同) 설문은 “귀하는 본인의 경제적 능력에 비해 세금을 어느 정도 납부한다고 생각하십니까?”의 문항에 대해 “① 매우 많이 납부한다, ② 약간 많이 납부한다, ③ 적절하게 납부한다, ④ 약간 적게 납부한다, ⑤ 매우 적게 납부한다”의 선택형 답변을 하도록 하는 것이다. 따라서, 1부터 5까지 측정되는 답변이 작을수록 조세부담 수준에 대한 주관적 인식이 과중하다고 할 수 있는데, 본 연구에서는 변수의 표준화를 위해 5에서 원래 답변(x)을 뺀 후에 다시 4로 나눈 값({(5−x)/4})으로 PERCEPT를 정의해서, 0부터 1사이에서 0.25 단위로 계산되는 값 중에서 높은 값일수록 조세부담 수준에 대한 주관적 인식이 과중한 것으로 해석하였다.
다음으로, 가구주의 납세순응도(COMPLY)는14) 조세부담에 대한 주관적 인식(PERCEPT)과 같이 재정패널조사의 9차년도 이후에 포함된 설문에 대한 답변으로 측정했고, 이러한 개인적 성향은 단기간에 불변일 것으로 가정해서 2~8차년도에도 9차년도와 동일한 값을 적용하였다. 구체적으로, 동(同) 설문은 “복지 확대를 위해 증세를 한다면, 귀하는 본인이 부담하는 세금에서 추가 부담할 의향이 있습니까?”의 문항에 대해 “① 추가 부담할 의향이 없음, ② 현재 세금의 5% 미만 추가 부담 의향, ③ 현재 세금의 5%~10% 미만 추가 부담 의향, ④ 현재 세금의 10%~15% 미만 추가 부담 의향, ⑤ 현재 세금의 15% 이상 추가 부담 의향”의 선택형 답변을 하도록 하는 것이다. 따라서, 1부터 5까지 측정되는 답변이 클수록 납세순응도가 높다고 할 수 있는데, 본 연구에서는 변수의 표준화를 위해 원래 답변(x)에서 1을 뺀 후에 다시 4로 나눈 값({(x-1)/4})으로 COMPLY를 정의해서, 0부터 1사이에서 0.25 단위로 계산되는 값 중에서 높은 값일수록 납세순응도가 높은 것으로 해석하였다.
추가적으로, 조세회피 성향(AVOID)은 재정패널조사의 9차년도 및 10차년도의 가구원 조사에 포함된 답변으로 측정했는데, 이러한 개인적 의사결정의 특징은 역시 단기간에 불변일 것으로 가정해서 2~8차년도에는 9차년도와 동일한 값을 적용했고, 11~13차년도에는 10차년도와 동일한 값을 적용하였다. 구체적으로, 동(同) 설문은 떡볶이 집의 8,000만 원의 전체 매출액 중 2,000만 원이 현금매출인 경우에, 증빙서류가 없는 현금매출 중에서 얼마를 국세청에 신고해야 할지에 대하여 “① 전액 무신고, ② 10%(200만 원), ③ 20%(400만 원), …, ⑩ 90%(1,800만 원), ⑪ 전액 신고”의 선택형 답변을 하도록 하는 것이다. 따라서, 1부터 11까지 측정되는 답변이 작을수록 조세회피 성향이 크다고 할 수 있는데, 본 연구에서는 변수의 표준화를 위해 11에서 원래 답변(x)을 뺀 후에 다시 10으로 나눈 값({(11−x)/10})으로 AVOID를 정의해서, 0부터 1 사이에서 0.1 단위로 계산되는 값 중에서 높은 값일수록 조세회피 성향이 큰 것으로 해석하였다.
주택의 매수 여부에 영향을 미치는 그 밖의 통제변수들은 선행연구 등을 참고해서 가구주의 개인사업자 여부(개인사업자인 경우 1인 더미변수, BUS), 연령(AGE), 성별(여성인 경우 1인 더미변수, FEMALE) 및 교육 수준(4년제 대학 졸업 이상인 경우 1인 더미변수, EDU)과 함께, 가구소득과 금융자산의15) 자연로그값(각각 LNHINC 및 LNFASSET), 가구원 수(FNUM) 및 수도권 가구 여부(METRO)를 포함하였다. 또한, 장기간의 분석대상 기간(2008~2019년) 중 연도별로 차별적인 외생적 거시환경(부동산 경기, 주택정책, 주택금융 및 이자율 수준 등)을 포괄적으로 반영하기 위해 연도 더미변수(YEAR)를 포함시켰다. 개별 변수들에 대한 이상의 설명을 정리하면 <표 4>와 같다.
| 구분 | 변수 | 변수의 정의 |
|---|---|---|
| 종속변수 | ACQ | 분석대상기간 중에 주택을 매수한 경우에 1인 더미변수 |
| 설명변수 | LNDEBT | 가구별 가계부채의 자연로그값19) |
| LNHOUSETAX | 가구별 주택 관련 세금부담의 자연로그값 | |
| PERCEPT | 가구주의 조세부담 수준에 대한 주관적 인식(“귀하는 본인의 경제적 능력에 비해 세금을 어느 정도 납부한다고 생각하십니까?”의 문항에 대한 답변으로 0부터 1까지의 값으로 측정, 큰 값일수록 조세부담 수준에 대한 과중한 주관적 인식) | |
| COMPLY | 가구주의 납세순응도(“복지 확대를 위해 증세를 한다면, 귀하는 본인이 부담하는 세금에서 추가 부담할 의향이 있습니까?”의 문항에 대한 답변으로 0부터 1까지의 값으로 측정, 큰 값일수록 높은 납세순응도) | |
| AVOID | 가구주의 조세회피 성향(떡볶이 집의 8,000만 원의 전체 매출액 중 2,000만 원이 현금매출인 경우에 증빙서류가 없는 현금매출 중에서 얼마를 국세청에 신고해야 할지에 대한 답변으로 0부터 1까지의 값으로 측정, 큰 값일수록 높은 조세회피 성향) | |
| 통제변수 | BUS | 개인사업자의 경우 1인 더미변수 |
| AGE | 가구주의 연령 | |
| FEMALE | 가구주가 여성인 경우에 1인 더미변수 | |
| EDU | 가구주의 교육수준이 4년제 대학 졸업 이상인 경우에 1인 더미변수 | |
| LNHINC | 가구소득의 자연로그값 | |
| LNFASSET | 가구 금융자산의 자연로그값 | |
| FNUM | 가구원 수 | |
| METRO | 가구의 소재 지역이 수도권인 경우 1인 더미변수 |
이상의 연구가설을 검정하기 위한 구체적 분석방법은 재정패널조사 자료에서 제시하는 연도별 주택매수가구에 대해 성향점수매칭(propensity score matching)을 통해 유사한 성격의 주택비매수가구를 선별하고, 주택매수가구와 주택비매수가구를 포함한 전체 가구들을 대상으로 주택 매수 의사결정에 미친 가계부채 및 주택 관련 세금부담 등의 수준에 대해 횡단면 로짓회귀분석을 수행하였다.
본 연구의 분석대상 표본은 전술한 바와 같이 재정패널조사의 2~13차년도(2008~2019년) 자료에서, 개별 연도에 최초로 1주택을 매수한 주택매수가구와 이들과 비교하는 주택을 매수하지 않은 유사한 특성의 주택비매수가구인데,16) 이들 가구의 구체적 구성은 <표 5>와 같다. 즉, 분석대상 표본은 연도별로 86~193개인 1,425개의 주택매수가구와, 이들 가구와 동일 연도 내에서 성향점수매칭을17) 통해 선정한 연도별로 96~270개인 1,875개의 주택비매수가구로, 3,300개의 가구-연 자료로 구성되는 것이다.18)
Ⅳ. 실증분석 결과
분석대상 표본의 기술통계량은 <표 6>과 같다. 주택매수 가구 비율(ACQ), 개인사업자인 가구주 비율(BUS), 여성인 가구주 비율(FEMALE), 4년제 대학 이상 교육수준인 가구주 비율(EDU) 및 수도권 소재 가구 비율(METRO)의 평균은 각각 43.2%, 24.9%, 17.3%, 44.5% 및 47.9%이고, 가구별 가계부채(DEBT), 주택 관련 세금부담(HOUSETAX), 소득(HINC) 및 금융자산(FASSET)의 평균은 각각 4,294.9, 394.1, 5,294.6 및 3,313.4만 원이며,20) 가구주 연령(AGE) 및 가구원 수(FNUM)의 평균은 각각 46.4세 및 3.2명으로 나타났다. 또한, 0부터 1까지의 값으로 측정한 가구주의 조세부담에 대한 주관적 인식(PERCEPT), 가구주의 납세순응도(COMPLY) 및 가구주의 조세회피 성향(AVOID)의 평균은 각각 0.622, 0.123 및 0.490으로 나타났다.
주: ACQ: 분석대상기간 중에 주택을 매수한 경우에 1인 더미변수, LNDEBT: 가구별 가계부채의 자연로그값, LNHOUSETAX: 가구별 주택 관련 세금부담의 자연로그값, PERCEPT: 가구주의 조세부담 수준에 대한 주관적 인식(0부터 1까지의 값으로 측정), COMPLY: 가구주의 납세순응도(0부터 1까지의 값으로 측정), AVOID: 가구주의 조세회피 성향(0부터 1까지의 값으로 측정), BUS: 개인사업자의 경우 1인 더미변수, AGE: 가구주의 연령, FEMALE: 가구주가 여성인 경우에 1인 더미변수, EDU: 가구주의 교육수준이 4년제 대학 졸업 이상인 경우에 1인 더미변수, LNHINC: 가구소득의 자연로그값, LNFASSET: 가구 금융자산의 자연로그값, FNUM: 가구원 수, METRO: 가구의 소재 지역이 수도권인 경우 1인 더미변수.23)
| 변수 | n | 평균 | 표준편차 | P1 | Q1 | 중위수 | Q3 | P99 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| ACQ | 3,300 | 0.4318 | 0.4954 | 0 | 0 | 0 | 1 | 1 |
| LNDEBT21) | 3,300 | 4.1985 | 4.6462 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | 9.2103 | 11.3386 |
| LNHOUSETAX | 3,281 | 5.7526 | 0.6282 | 3.9703 | 5.5126 | 5.7399 | 6.0283 | 7.6866 |
| PERCEPT22) | 3,009 | 0.6224 | 0.1838 | 0.00 | 0.50 | 0.50 | 0.75 | 1.00 |
| COMPLY | 3,009 | 0.1232 | 0.1685 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.25 | 0.50 |
| AVOID | 2,374 | 0.4896 | 0.3960 | 0.00 | 0.00 | 0.50 | 0.90 | 1.00 |
| BUS | 3,299 | 0.2492 | 0.4326 | 0 | 0 | 0 | 0 | 1 |
| AGE | 3,300 | 46.3655 | 12.5109 | 25 | 37 | 44 | 53 | 82 |
| FEMALE | 3,300 | 0.1733 | 0.3786 | 0 | 0 | 0 | 0 | 1 |
| EDU | 3,300 | 0.4452 | 0.4971 | 0 | 0 | 0 | 1 | 1 |
| LNHINC | 3,300 | 8.3048 | 0.9038 | 5.8861 | 7.9754 | 8.4433 | 8.8130 | 9.8439 |
| LNFASSET | 3,300 | 5.9882 | 3.1709 | 0.0000 | 5.2983 | 6.9078 | 8.1605 | 10.4631 |
| FNUM | 3,300 | 3.1512 | 1.2646 | 1 | 2 | 3 | 4 | 6 |
| METRO | 3,300 | 0.4791 | 0.4996 | 0 | 0 | 0 | 1 | 1 |
연속형 변수인 개별 변수의 평균과 중위수의 대소관계를 비교하면, 가구주의 조세회피 성향, 가구소득 및 가구 금융자산은 중위수가 평균보다 커서 왼쪽으로 치우진 분포(left-skewed distribution)를 나타낸 반면, 그 밖의 변수들은 모두 평균이 중위수보다 커서 오른쪽으로 치우진 분포(right-skewed distribution)를 나타내는 것을 확인할 수 있다.
변수들의 상관관계는 <표 7>과 같다. 개별 종속변수와 설명변수 간의 유의적 상관관계를 일부 확인할 수 있지만 <표 7>의 분석은 종속변수에 미치는 다른 설명변수들의 영향은 고려하지 않은 것으로 정확한 분석이라고는 할 수 없기 때문에, 본 연구의 분석대상인 가구의 주택 매수 의사결정에 미치는 가계부채 및 세금부담의 영향을 종합적으로 검증하기 위해서는 다음 절의 회귀분석에서 개별 설명변수들의 회귀계수를 관찰해야 할 것이다.
가구의 주택 매수 의사결정에 미치는 영향과 관련해서 <표 8>은 본 연구의 주된 설명변수인 가계부채(LNDEBT) 및 세금부담(LNHOUSETAX)의 평균을 기준으로 각각 가계부채 상위 및 하위 가구와 세금부담 상위 및 하위 가구로 구분할 경우 종속변수인 가구의 주택 매수 비율(ACQ)에 유의적 차이가 있는지를 분석하였다.
| 기준 | 구분 | n | 평균 | 표준편차 |
|---|---|---|---|---|
| 가계부채 | 가계부채 상위 | 1,510 | 0.6040 | 0.0126 |
| 가계부채 하위 | 1,790 | 0.2866 | 0.0107 | |
| Z값24)-p값 | 19.22 | 0.0000** | ||
| 세금부담 | 세금부담 상위 | 1,573 | 0.3846 | 0.0123 |
| 세금부담 하위 | 1,727 | 0.4748 | 0.0120 | |
| Z값-p값 | 5.25 | 0.0000** |
<표 8>과 같이 가구의 주택 매수 비율은 가계부채 상위 가구 및 세금부담 하위 가구에서 상대적으로 더 높은 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 개별 가구의 주택 매수 의사결정에 미친 가계부채의 사전적 영향과 관련해서, 원리금 상환부담으로 인해 가계부채가 커질수록 주택 매수를 억제하는 효과가 있을 것이라는 일반적 예상과는 다른 것이다. 이러한 차이점은 담보대출 등을 이용한 주택 구입 시 주택 가격에 대체로 비례하는 가계 부채의 증가가 장래의 가격상승 기대를 반영해서 오히려 주택 매수를 증가시킬 것이라는 대체적 예상을 뒷받침하는 것이라고 할 수 있다. 이에 반해 동(同) 의사결정에 미친 주택 관련 세금부담의 사전적 영향과 관련해서는 취득 및 보유 단계의 세금부담이 커질수록 세금의 자본화효과로 인해 주택 구입 수요를 감소시키는 효과가 있을 것이라는 일반적 예상을 뒷받침하는 것이라고 할 수 있다.
단, 본 연구의 분석대상 가설과 관련한 이상의 단일변량분석의 결과는 개별 종속변수를 가계부채 상·하위 가구 및 세금부담 상·하위 가구의 해당 여부에 따라 구분할 경우 서로 독립적이라는 제한적 가정하의 분석이고, 종속변수에 미치는 다른 통제변수들의 영향은 고려하지 않은 것이므로 엄밀한 분석이라고는 할 수 없다. 따라서, 가계부채 및 세금부담이 가구의 주택 매수 의사결정에 미치는 영향을 종합적으로 확인하기 위해서는 다음 절의 회귀분석의 결과를 관찰해야 할 것이다.
<표 9>는 <식 1>의 연구모형에 의한 로짓회귀분석의 결과이다. 전술한 바와 같이 본 연구의 연구가설들 중에서 <가설 1>은 가계부채·주택 관련 세금부담 → 무주택 가구의 주택매수 가능성의 인과관계에 관한 것이고, <가설 2>는 분석대상 가구의 주관적 인식 등을 추가적으로 고려하더라도 동(同) 인과관계가 동일한 것인지의 여부에 대한 것이다. 따라서, <표 9>의 LNDEBT 및 LNHOUSETAX의 회귀계수를 통해 <가설 1>을 검정하고, LNDEBT* PERCEPT부터 LNHOUSETAX*AVOID까지의 회귀계수를 통해 <가설 2>를 검정하는 것이다.
| 설명변수 | 회귀계수 | 표준오차 | t값 | p값 |
|---|---|---|---|---|
| LNDEBT25) | 0.2210 | 0.0425 | 5.20 | 0.0000*** |
| LNHOUSETAX | −1.3500 | 0.1208 | −11.17 | 0.0000*** |
| LNDEBT*PERCEPT | −0.0101 | 0.0599 | −0.17 | 0.4330 |
| LNDEBT*COMPLY | 0.0197 | 0.0633 | 0.31 | 0.3780 |
| LNDEBT*AVOID | −0.0458 | 0.0268 | −1.71 | 0.0440** |
| LNHOUSETAX*PERCEPT | 0.2255 | 0.0723 | 3.12 | 0.0010*** |
| LNHOUSETAX*COMPLY | −0.0175 | 0.0744 | −0.24 | 0.4070 |
| LNHOUSETAX*AVOID | 0.0101 | 0.0304 | 0.33 | 0.3695 |
| BUS | −0.0570 | 0.1143 | −0.50 | 0.3090 |
| AGE | 0.0289 | 0.0048 | 6.07 | 0.0000*** |
| FEMALE | −0.5951 | 0.1552 | −3.83 | 0.0000*** |
| EDU | 0.0976 | 0.1071 | 0.91 | 0.1810 |
| LNHINC | 0.4084 | 0.0793 | 5.15 | 0.0000*** |
| LNFASSET | 0.0232 | 0.0166 | 1.40 | 0.0815* |
| FNUM | −0.1370 | 0.0467 | −2.93 | 0.0015*** |
| METRO | −0.6788 | 0.1025 | −6.62 | 0.0000*** |
| Constant | −2.2235 | 0.7990 | −3.79 | −0.3288 |
| Pseudo R2 | 0.1978 | |||
| Log Likelihood | −1,292.88 | |||
| LR Chi2 | 637.77*** | |||
| n | 2,355 |
먼저, <가설 1>과 관련해서는 <표 8>의 단일변량분석의 결과와 유사하게 가계부채가 증가할수록 주택 매수 비율이 커지고, 주택 관련 세금부담이 증가할수록 주택 매수 비율이 작아지는 것으로 나타났다. 전자의 분석결과는 이자율 수준과 비교적 무관하게 장래의 가격상승을 기대하고 주택 가격에 대체로 비례하는 담보대출 등을 이용해서 주택을 취득함으로써, 가계부채가 증가할수록 주택 매입 가능성이 커지는 사후적 비례관계가 주택 매수 의사결정에서 일반적으로 발생하는 것으로 해석할 수 있을 것이다. 이에 반해 후자의 분석결과는 전술한 바와 같이 취득 및 보유단계에서 발생하는 우리나라의 비교적 높은 세금부담이 주택을 통해 발생하는 장래의 현금흐름을 감소시키는 자본화효과(capitalization effect)를 통해, 매수 수요를 억제하는 효과가 보유주택의 처분 단계에서 발생하는 동결효과(lock-in effect)와는 비교적 무관하게 주택 매수 의사결정에 중요한 영향을 미치는 것을 확인할 수 있는 것이다.
다음으로, <가설 2>와 관련해서는 가구주의 조세회피 성향(AVOID)은 <가설 1>의 검정에서 확인한 가계부채의 기본적 인과관계를 완화시키고, 조세부담에 대한 주관적 인식(PERCEPT)은 주택 관련 세금부담의 기본적 인과관계를 완화시키는 것으로 나타났다. 즉, 조세회피 성향이 높을수록 잠재적인 소득의 무신고 성향이 큰 것인데, 이와 같이 세금부담에 대한 부정적 인식이 강할수록 가계부채가 주택 매수 가능성에 미치는 양(+)의 영향을 완화시키는 것을 확인할 수 있다. 이러한 분석결과는 가계부채와 관련해서는 세금부담에 대한 부정적 인식이 커질수록 일반적인 경제적 의사결정에서 발생하는 일체의 비용에 대한 심리적 부담이 크기 때문에, 담보대출 등을 통한 레버리지(leverage) 효과를 활용하는 것에도 비교적 소극적 태도를 가지는 것으로 해석할 수 있는 것이다.
또한, 조세부담에 대한 주관적 인식이 높을수록 본인의 경제적 능력에 비해 세금부담이 과중하다고 인식하는 것인데, 이와 같이 세금부담에 대한 부정적 인식이 강할수록 주택 관련 세금 부담이 주택 매수 가능성에 미치는 음(−)의 영향을 완화시키는 것을 확인할 수 있다. 이러한 분석결과는 주택 관련 세금부담과 관련해서는 세금부담에 대한 부정적 인식이 커질수록 이를 축소하기 위한 다양한 노력을 통해 자본화효과를 최소화시킬 수 있을 것으로 주관적으로 기대하기 때문에, 장래의 세금부담이 현재의 주택 매수 의사결정에 미치는 영향을 약화시키는 것으로 해석할 수 있는 것이다.
이에 반해 가구주의 납세순응도(COMPLY)는 <가설 1>에서 확인한 기본적 인과관계에 추가적 영향을 미치지는 않는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자발적인 세금부담에 대한 호의적 태도를 나타내는 해당 변수의 경우에는 <표 6>과 같이 납세자의 다른 주관적 인식(PERCEPT 및 AVOID)에 비해서는 상대적으로 매우 낮은 수준이기 때문에 유의적 영향도 제한적인 것으로 해석할 수 있는 것이다.
추가적으로, 통제변수의 영향과 관련해서는 가구주의 연령, 가구소득 및 가구 금융자산이 커질수록 주택 매수 가능성이 증가하는 반면, 가구주의 성별이 여성인 사실 및 가구의 소재지역이 수도권인 사실과 함께 가구원 수가 많아질수록 주택 매수 가능성이 감소하는 것으로 나타나서 일반적인 예상과 대체적으로 부합하는 것으로 볼 수 있다.
V. 결론
본 연구는 개별 가구의 주택 매수 의사결정에 사전적 영향을 미칠 수 있는 가계부채 및 세금부담이 실제 사후적 주택 매수에 미친 효과를 한국조세재정연구원의 2~13차년도(2008~2019년) 재정패널조사 자료를 이용해서 실증분석하였다.
즉, 본 연구는 가계부채와 주택 관련 세금부담이 주택 매수 의사결정에 미치는 영향에 대해 분석했는데, 여기서의 가계부채는 개별 가구가 실제 차입한 부채조달액인 반면 세금부담은 주택을 취득할 경우에 취득 및 보유단계에서 부담하게 되는 장래의 잠재적 세금부담을 의미한다. 따라서, 세금부담은 해당 시점의 부동산 과세제도와 함께 개별 가구가 매수를 희망하는 주택의 특성에 의해 결정되는데, 주택매수가구는 해당 주택을 기준으로 취득연도의 세금부담을 추정하고, 이들과 비교하는 주택비매수가구는 비교대상인 주택매수가구와 동일한 방식으로 취득했을 것으로 예상가능한 주택을 기준으로 취득 예상 연도의 동(同) 세금부담을 추정하였다.
본 연구의 연구가설들 중에서 <가설 1>은 가계부채·주택 관련 세금부담 → 무주택 가구의 주택매수 가능성의 인과관계에 관한 것이고, <가설 2>는 분석대상 가구의 주관적 인식 등을 추가적으로 고려하더라도 동(同) 인과관계가 동일한 것인지의 여부에 대한 것이다.
먼저, <가설 1>과 관련해서는 가계부채가 증가할수록 주택 매수 비율이 커지고, 주택 관련 세금부담이 증가할수록 주택 매수 비율이 작아지는 것으로 나타났다. 여기서 전자의 분석결과는 이자율 수준과 비교적 무관하게, 장래의 가격상승을 기대하고 주택 가격에 대체로 비례하는 담보대출 등을 이용해서 주택을 취득함으로써 가계부채가 증가할수록 주택 매입 가능성이 커지는 사후적 비례관계가 주택 매수 의사결정에서 일반적으로 발생하는 것으로 해석할 수 있다. 이에 반해 후자의 분석결과는 취득 및 보유단계에서 발생하는 우리나라의 비교적 높은 세금부담이 주택을 통해 발생하는 장래의 현금흐름을 감소시키는 자본화효과(capitalization effect)를 통해 매수 수요를 억제하는 효과가 보유주택의 처분 단계에서 발생하는 동결효과(lock-in effect)와는 비교적 무관하게 주택 매수 의사결정에 중요한 영향을 미치는 것을 확인할 수 있다.
다음으로, <가설 2>와 관련해서는 가구주의 조세회피 성향은 가계부채의 기본적 인과관계를 완화시키고, 조세부담에 대한 주관적 인식은 주택 관련 세금부담의 기본적 인과관계를 완화시키는 것으로 나타났다. 즉, 세금부담에 대한 부정적 인식이 강할수록 가계부채가 주택 매수 가능성에 미치는 양(+)의 영향을 완화시키는 것인데, 이러한 분석결과는 가계부채와 관련해서는 세금부담에 대한 부정적 인식이 커질수록 일반적인 경제적 의사결정에서 발생하는 일체의 비용에 대한 심리적 부담이 크기 때문에, 담보대출 등을 통한 레버리지(leverage) 효과를 활용하는 것에도 비교적 소극적 태도를 가지는 것으로 해석할 수 있다.
또한, 세금부담에 대한 부정적 인식이 강할수록 주택 관련 세금 부담이 주택 매수 가능성에 미치는 음(−)의 영향을 완화시키는 것인데, 이러한 분석결과는 주택 관련 세금부담과 관련해서는 세금부담에 대한 부정적 인식이 커질수록 이를 축소하기 위한 다양한 노력을 통해 자본화 효과를 최소화시킬 수 있을 것으로 주관적으로 기대하기 때문에, 장래의 세금부담이 현재의 주택 매수 의사결정에 미치는 영향을 약화시키는 것으로 해석할 수 있다.
이상의 분석결과를 바탕으로 본 연구는 정부의 장래 조세정책 및 금융정책 운용에 유용하게 활용할 수 있는 정책적 시사점을 제공할 수 있을 것으로 기대할 수 있다. 즉, 주택 매수 의사결정에 미치는 가계부채 및 주택 관련 세금부담의 영향을 고려해서 주택시장의 안정을 위해 장기적이고 예측가능한 통화량 관리 및 부동산 세제의 운용이 정책적으로 필요한 것으로 볼 수 있다. 또한, 세금부담의 부정적 인식 및 조세회피 성향 등의 납세자의 주관적 측면이 이러한 외생적 요인들의 영향을 왜곡시켜서 정책적 운용의 효과성을 저해하지 않도록 조세행정의 신뢰성을 제고시키는 꾸준한 노력이 필요한 것으로 볼 수 있다.
이상의 분석내용 및 정책적 시사점에도 불구하고 본 연구는 주택비매수가구의 선정 및 납세자의 주관적 인식의 임의적 적용 등과 관련한 연구방법론의 측면과 함께, 주택 매수 의사결정과 관련한 연구설계의 측면의 불가피한 불완전성으로 인해 연구결과를 신중하게 해석할 필요가 있는데, 이러한 한계점은 후속연구를 통해 보완되어야 할 것이다.
