부동산 조세의 주택시장 안정화 효과^* - 보유세와 거래세를 중심으로 -

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.

여기서 Δp_it는 전년대비 주택가격변동률로 실질주택가격지수를 이용하여 계산한 값을 사용한다. τ_oit는 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 e_it =α_i + α_t + ε_it으로 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).

거래세가 주택가격에 미치는 영향을 분석하기 위해 (식 2)를 도입한다. 여기서 Δp_it는 전년대비 실질주택가격변동률, τ_cit는 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.

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 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 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 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.

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.

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.

<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.

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.

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.