통계연구(2014), 제19권 제2호, 73-98 근로장려세제(EITC)가 노동공급에 미치는 영향 염경윤 1) ․ 전병욱 2) 요약 본 연구는 한국조세재정연구원의 재정패널자료를 이용해서 근로장려세제(EITC, Earned Income Tax Credit)가 노동공급에 미치는 영향을 실증분석하였다. 실증분석의 결과 전체가구를 대상으로 는 근로장려금이 노동공급에 특별한 영향을 미치지 못하는 반면 EITC의 이용가능성이 있는 가구 로 대상을 한정할 경우에는 노동공급을 유의적으로 증가시키는 것으로 나타났다. 이러한 상반된 결과는 EITC와 비교적 무관한 대다수 가구로 인한 희석효과에 기인한 것으로 볼 수 있지만, 제도 자체의 노동공급 증가효과가 충분하지 않을 수 있기 때문에 이를 개선해서 저소득층의 노동공급 과 근로소득을 증가시키기 위한 EITC의 취지를 충분히 달성하기 위해서는 점증구간의 확대나 최 대급여액의 상향조정 등이 필요할 것이다. 또한, 기초생활보장제도로 인해 EITC의 효과가 작아지 거나 EITC의 효과가 소득구간별로 상충할 가능성에 대한 연구도 필요할 것이다. 주요용어 : 근로장려세제, 노동공급, 재정패널조사, 기초생활보장제도 1. 연구의 배경 우리나라에 2008년에 근로장려세제(EITC, Earned Income Tax Credit)가 도입된 이후 2011년말의 세법 개정으로 2011년 소득분부터 근로장려세제의 적용이 확대되었 다. 또한, 2013년말의 세법 개정으로 2013년 소득분부터 근로장려세제의 적용이 추가 로 확대되는 것과 함께 자녀장려세제(CTC, Child Tax Credit)가 도입되었다. 즉, 정부 는 저소득층의 근로의욕을 제고함으로써 소득을 지원하고자 하는 근로장려세제의 확 대를 위해 적극적으로 노력하고 있다. 근로장려세제가 도입된 후에 상당한 기간이 경과되어 정착되는 단계이기 때문에 실증분석을 통해 저소득층의 근로의욕 제고라는 당초의 정책적 목적이 달성되고 있는 지를 확인하고 이를 바탕으로 추가적인 제도개선방안을 모색할 필요가 있을 것이다. 따라서, 본 연구는 한국조세재정연구원이 2008년부터 조사하여 구축하고 있는 재정패 널자료를 이용해서 이러한 정책 취지의 달성 여부에 대한 실증분석을 했는데, 재정패 널자료에서는 가구별 근로장려금 관련 자료가 2009년(2차년도) 지급분부터 2011년(4차 년도) 지급분까지 구축되어 있어서 본 연구의 실증분석에 매우 적합하다고 할 수 있 다. 즉, 재정패널자료는 동일 가구를 대상으로 근로장려세제가 시행되기 이전부터 여 러 연도에 걸친 각종 경제활동 자료, 인구통계학적 자료 등을 누적적으로 구축한 것 1) 서울특별시 동대문구 서울시립대로 163, 서울시립대학교 세무전문대학원, 박사과정. E-mail: [email protected]2) 교신저자. 서울특별시 동대문구 서울시립대로 163, 서울시립대학교 세무전문대학원, 부교수. E-mail: [email protected]
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통계연구(2014), 제19권 제2호, 73-98
근로장려세제(EITC)가 노동공급에 미치는 영향
염경윤1) ․ 전병욱2)
요약
본 연구는 한국조세재정연구원의 재정패널자료를 이용해서 근로장려세제(EITC, Earned Income
Tax Credit)가 노동공급에 미치는 영향을 실증분석하였다. 실증분석의 결과 전체가구를 대상으로
는 근로장려금이 노동공급에 특별한 영향을 미치지 못하는 반면 EITC의 이용가능성이 있는 가구
로 대상을 한정할 경우에는 노동공급을 유의적으로 증가시키는 것으로 나타났다. 이러한 상반된
결과는 EITC와 비교적 무관한 대다수 가구로 인한 희석효과에 기인한 것으로 볼 수 있지만, 제도
자체의 노동공급 증가효과가 충분하지 않을 수 있기 때문에 이를 개선해서 저소득층의 노동공급
과 근로소득을 증가시키기 위한 EITC의 취지를 충분히 달성하기 위해서는 점증구간의 확대나 최
대급여액의 상향조정 등이 필요할 것이다. 또한, 기초생활보장제도로 인해 EITC의 효과가 작아지
거나 EITC의 효과가 소득구간별로 상충할 가능성에 대한 연구도 필요할 것이다.
주요용어 : 근로장려세제, 노동공급, 재정패널조사, 기초생활보장제도
1. 연구의 배경
우리나라에 2008년에 근로장려세제(EITC, Earned Income Tax Credit)가 도입된
이후 2011년말의 세법 개정으로 2011년 소득분부터 근로장려세제의 용이 확 되었
다. 한, 2013년말의 세법 개정으로 2013년 소득분부터 근로장려세제의 용이 추가
로 확 되는 것과 함께 자녀장려세제(CTC, Child Tax Credit)가 도입되었다. 즉, 정부
는 소득층의 근로의욕을 제고함으로써 소득을 지원하고자 하는 근로장려세제의 확
를 해 극 으로 노력하고 있다.
근로장려세제가 도입된 후에 상당한 기간이 경과되어 정착되는 단계이기 때문에
실증분석을 통해 소득층의 근로의욕 제고라는 당 의 정책 목 이 달성되고 있는
지를 확인하고 이를 바탕으로 추가 인 제도개선방안을 모색할 필요가 있을 것이다.
따라서, 본 연구는 한국조세재정연구원이 2008년부터 조사하여 구축하고 있는 재정패
자료를 이용해서 이러한 정책 취지의 달성 여부에 한 실증분석을 했는데, 재정패
자료에서는 가구별 근로장려 련 자료가 2009년(2차년도) 지 분부터 2011년(4차
년도) 지 분까지 구축되어 있어서 본 연구의 실증분석에 매우 합하다고 할 수 있
다. 즉, 재정패 자료는 동일 가구를 상으로 근로장려세제가 시행되기 이 부터 여
러 연도에 걸친 각종 경제활동 자료, 인구통계학 자료 등을 으로 구축한 것
1) 서울특별시 동 문구 서울시립 로 163, 서울시립 학교 세무 문 학원, 박사과정. E-mail:
그 밖의 가구 10,952 16.197 7.413 43.463 43.071 0.512 6.108 20.225 43.866
Z값 -2.427 -0.882 -1.172 0.048
p값* 0.015 0.378 0.241 0.962
주: 양측검정
5.3 회귀분석
본 연구의 회귀분석 결과는 체가구를 상으로 한 것과 근로장려세제 이용가능
성이 있는 가구를 상으로 한 것을 구분해서 각각 <표 5.4>와 <표 5.5>에서 제시하
다.
먼 , 체가구를 상으로 근로월수(FMWM)가 종속변수인 회귀모형을 구성할 경
우의 회귀분석 결과는 <표 5.4>의 <패 A>와 같이 주된 설명변수인 근로장려
(EITCAM)과 함께 근로장려 의 만족도(EITCSAT), 근로장려 의 긴 한 사용 여부
(EITCURGENT) 근로장려 을 통한 근로의욕 제고 여부(EITCWSPIRIT)도 근로
월수에 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타나서 이들 변수를 통해서는 근로장
려세제의 효과를 확인하기는 어려운 것을 알 수 있다. 이에 반해 통제변수인 취업
인 가구원 수(JFMN)과 가구원 수(FMN)는 선행연구와 같이 근로월수를 유의 으로
증가시키는 것으로 나타났다.
다음으로, 체가구를 상으로 근로시간(FMWH)이 종속변수인 회귀모형을 구성할
경우의 회귀분석 결과도 <패 B>와 같이 주된 설명변수인 근로장려 (EITCAM)과
함께 근로장려 의 만족도(EITCSAT), 근로장려 의 긴 한 사용 여부(EITCURGENT)
근로장려 을 통한 근로의욕 제고 여부(EITCWSPIRIT)도 근로시간에 유의 인
향을 미치지 않는 것으로 나타나서 이들 변수를 통해서는 근로장려세제의 효과를
90 염경윤 ․ 전병욱
설명변수
<패 A>
(종속변수:
FMWM(근로월수))
<패 B>
FMWH
(근로시간)
<패 C>
FMWMCHANGE
(근로월수 증가)
<패 D>
FMWHCHANGE
(근로시간 증가)
회귀계수
(표 오차)
t값
(p값*)
회귀계수
(표 오차)
t값
(p값)
회귀계수
(표 오차)
t값
(p값)
회귀계수
(표 오차)
t값
(p값)
EITCAM0.0039
(0.0042)
0.9286
(0.1766)
0.0227
(0.0289)
0.7848
(0.2163)
0.0049
(0.0063)
0.7824
(0.2170)
0.0474
(0.0316)
1.4981
(0.0671)
EITCSAT-0.2837
(0.5920)
-0.4792
(0.3159)
0.2531
(3.9249)
0.0645
(0.4743)
-0.3190
(0.9857)
-0.3236
(0.3731)
-3.4589
(3.8472)
-0.8991
(0.1843)
EITCURGENT-0.8443
(1.6789)
-0.5029
(0.3075)
-0.0235
(5.2431)
-0.0045
(0.4982)
-0.5830
(1.5308)
-0.3809
(0.3517)
3.2471
(4.9223)
0.6597
(0.2547)
확인하기는 어려운 것을 알 수 있다. 이에 반해 통제변수인 취업 인 가구원 수
(JFMN)과 가구원 수(FMN)는 선행연구와 같이 근로시간을 유의 으로 증가시키는
것으로 나타났다.
다음으로, 체가구를 상으로 근로월수의 증가분(FMWMCHANGE)이 종속변수
인 회귀모형을 구성할 경우의 회귀분석 결과도 <패 C>와 같이 주된 설명변수인 근
로장려 (EITCAM)과 함께 근로장려 의 만족도(EITCSAT), 근로장려 의 긴 한 사용
여부(EITCURGENT) 근로장려 을 통한 근로의욕 제고 여부(EITCWSPIRIT)도
근로월수의 증가분에 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타나서 이들 변수를 통
해서는 근로장려세제의 효과를 확인하기는 어려운 것을 알 수 있다. 즉, 체 인 수
이나 증분효과의 측면에서 보더라도 근로장려세제가 근로월수에 미치는 특별한 효
과를 확인하기 어려운 것을 알 수 있다. 이에 반해 통제변수인 취업 인 가구원 수
(JFMN)과 가구원 수(FMN)는 선행연구와 같이 근로월수의 증가분을 유의 으로 증
가시키는 것으로 나타났다.
다음으로, 체가구를 상으로 근로시간의 증가분(FMWHCHANGE)이 종속변수
인 회귀모형을 구성할 경우의 회귀분석 결과도 <패 D>와 같이 주된 설명변수인
근로장려 (EITCAM)과 함께 근로장려 의 만족도(EITCSAT), 근로장려 의 긴 한 사용
여부(EITCURGENT) 근로장려 을 통한 근로의욕 제고 여부(EITCWSPIRIT)도
근로시간의 증가분에 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타나서 이들 변수를 통
해서는 근로장려세제의 효과를 확인하기는 어려운 것을 알 수 있다. 즉, 체 인 수
이나 증분효과의 측면에서 보더라도 근로장려세제가 근로시간에 미치는 특별한 효
과를 확인하기 어려운 것을 알 수 있다. 이에 반해 통제변수인 취업 인 가구원 수
(JFMN)는 선행연구와 같이 근로시간의 증가분을 유의 으로 증가시키지만, 가구원
수(FMN)는 선행연구와 다르게 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타났다14).
<표 5.4> 체가구를 상으로 한 회귀분석 결과
14) <표 5.1>과 같이 설명변수인 EITCSAT, EITCURGENT EITCWSPIRIT의 값이 1인 표
본의 개수가 매우 작아서 회귀모형의 성에 한 문제 을 제기할 수 있는데, 이를 확인
하기 해 이들 변수를 제거한 회귀모형을 구성하더라도 회귀분석의 결과는 유사한 것으로
나타났고, 이것은 <표 5.5>의 회귀분석 결과에 해서도 마찬가지이다.
근로장려세제(EITC)가 노동공급에 미치는 영향 91
EITCWSPIRIT-0.2947
(0.9063)
-0.3252
(0.3725)
-2.8754
(4.3800)
-0.6565
(0.2558)
-1.3878
(1.2850)
-1.0800
(0.1401)
-5.4080
(6.1772)
-0.8755
(0.1907)
JFMN10.8505
(0.0629)
172.5040
(<.0001)
30.3278
(0.4565)
66.4401
(<.0001)
3.1520
(0.1102)
28.5969
(<.0001)
19.6081
(0.3486)
56.2554
(<.0001)
FMN0.2447
(0.0252)
9.7103
(<.0001)
0.9914
(0.1681)
5.8962
(<.0001)
-0.2723
(0.0438)
-6.2146
(<.0001)
-0.0150
(0.1607)
-0.0935
(0.4628)
adjusted R2 0.8761 0.7735 0.114515) 0.6378
n 11,089 11,089 11,089 11,089
주: 이하의 분석에서는 단측검정
다음으로, 근로장려세제의 이용가능성이 있는 가구로 상을 한정해서 근로월수
(FMWM)가 종속변수인 회귀모형을 구성할 경우의 회귀분석 결과는 <표 5.5>의 <패
A>와 같이 주된 설명변수인 근로장려 (EITCAM)은 5% 유의수 에서 근로월수
에 유의 인 향을 미치는 것을 확인할 수 있다. 이러한 결과를 <표 5.4>의 <패
A>와 비교하면 근로장려세제의 향이 희석될 가능성을 최 한 배제하기 해 표본
을 축소할 경우에는 근로장려 이 근로월수를 증가시키는 효과를 확인할 수 있는 것
이다.
그러나, 추가 인 설명변수인 근로장려 의 만족도(EITCSAT), 근로장려 의 긴 한
사용 여부(EITCURGENT) 근로장려 을 통한 근로의욕 제고 여부(EITCWSPIRIT)는
근로월수에 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타나서 근로월수를 추가 으로 증
가시키는 근로장려 수령자의 개인 특성은 확인하기는 어려운 것을 알 수 있다.
추가 으로, 통제변수인 취업 인 가구원 수(JFMN)는 선행연구와 같이 근로월수를
유의 으로 증가시키지만, 가구원 수(FMN)는 선행연구와 다르게 유의 인 향을 미
치지 않는 것으로 나타났다.
다음으로, 근로장려세제의 이용가능성이 있는 가구로 상을 한정해서 근로시간
(FMWH)이 종속변수인 회귀모형을 구성할 경우의 회귀분석 결과도 <패 B>와 같
이 주된 설명변수인 근로장려 (EITCAM)은 5% 유의수 에서 근로시간에 유의 인
향을 미치는 것을 확인할 수 있다. 즉, <패 B>의 결과를 <표 5.4>의 <패 B>
와 비교하면 근로장려세제의 향이 희석될 가능성을 최 한 배제하기 해 표본을
축소할 경우에는 근로장려 이 근로시간을 증가시키는 효과를 확인할 수 있는 것이다.
그러나, 추가 인 설명변수인 근로장려 의 만족도(EITCSAT), 근로장려 의 긴 한
사용 여부(EITCURGENT) 근로장려 을 통한 근로의욕 제고 여부(EITCWSPIRIT)는
앞선 근로월수와 마찬가지로 근로시간에 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타나
서 근로시간을 추가 으로 증가시키는 근로장려 수령자의 개인 특성은 확인하기
는 어려운 것을 알 수 있다. 추가 으로, 통제변수인 취업 인 가구원 수(JFMN)는
선행연구와 같이 근로시간을 유의 으로 증가시키지만, 가구원 수(FMN)는 선행연구
15) 근로월수 증가(FMWMCHANGE)가 종속변수인 경우에 상 으로 adjusted R2의 값이 낮
은 것은 <표 5.1>과 같이 FMWMCHANGE 변수의 1사분 수와 3사분 수가 모두 0일 정도
로 그 편차가 상 으로 작으면서 0을 심으로 매우 집한 분포를 나타내고 있어서 설명
변수들의 증감이 종속변수에 유의한 향력을 나타내지 못하기 때문인 것으로 추정된다.
92 염경윤 ․ 전병욱
와 다르게 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타났는데, 이러한 결과도 역시 근
로월수의 경우와 동일한 것이다.
다음으로, 근로장려세제의 이용가능성이 있는 가구로 상을 한정해서 근로월수의
증가분(FMWMCHANGE)이 종속변수인 회귀모형을 구성할 경우의 회귀분석 결과도
<패 C>와 같이 주된 설명변수인 근로장려 (EITCAM)은 5% 유의수 에서 근로월
수의 증가분에 유의 인 향을 미치는 것을 확인할 수 있다. 즉, <패 C>의 결과를
<표 5.4>의 <패 C> <패 A>와 비교하면 근로장려세제의 향이 희석될 가능
성을 최 한 배제하기 해 표본을 축소할 경우에는 근로장려 이 근로월수 자체와
함께 그 증분도 증가시키는 효과를 확인할 수 있는 것이다.
그러나, 추가 인 설명변수인 근로장려 의 만족도(EITCSAT), 근로장려 의 긴 한
사용 여부(EITCURGENT) 근로장려 을 통한 근로의욕 제고 여부(EITCWSPIRIT)는
근로월수 자체와 함께 그 증분에 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타나서 추가
인 증가요인으로 볼 수 있는 근로장려 수령자의 개인 특성은 확인하기는 어려
운 것을 알 수 있다. 추가 으로, 통제변수인 취업 인 가구원 수(JFMN)는 선행연구
와 같이 근로월수 자체와 함께 그 증분을 유의 으로 증가시키지만, 가구원 수(FMN)
는 선행연구와 다르게 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
마지막으로, 근로장려세제의 이용가능성이 있는 가구로 상을 한정해서 근로시간
의 증가분(FMWHCHANGE)이 종속변수인 회귀모형을 구성할 경우의 회귀분석 결과
도 <표 5.5>의 <패 D>와 같이 주된 설명변수인 근로장려 (EITCAM)은 5% 유의
수 에서 근로시간의 증가분에 유의 인 향을 미치는 것을 확인할 수 있다. 즉,
<패 D>의 결과를 <표 5.4>의 <패 D> <패 B>와 비교하면 근로장려세제
의 향이 희석될 가능성을 최 한 배제하기 해 표본을 축소할 경우에는 근로장려
이 앞선 근로월수와 마찬가지로 근로시간 자체와 함께 그 증분도 증가시키는 효과
를 확인할 수 있는 것이다.
이와 함께 추가 인 설명변수인 근로장려 의 만족도(EITCSAT) 근로장려 을
통한 근로의욕 제고 여부(EITCWSPIRIT)는 근로시간 자체와 함께 그 증분에 유의
인 향을 미치지 않는 반면 근로장려 의 긴 한 사용 여부(EITCURGENT)는 이들
을 유의 으로 증가시키는 것으로 나타나서 근로장려 의 긴 한 사용 여부
(EITCURGENT)가 추가 인 증가요인으로 볼 수 있는 근로장려 수령자의 유일한
개인 특성인 것을 확인할 수 있다.
추가 으로, 통제변수인 취업 인 가구원 수(JFMN)는 선행연구와 같이 근로시간
자체와 함께 그 증분을 유의 으로 증가시키지만, 가구원 수(FMN)는 선행연구와 다
르게 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타났는데, 이러한 결과도 역시 근로월수
의 경우와 동일한 것이다16).
16) <표 5.5>와 다르게 <표 4.4>의 479개의 근로장려 지 가능성 가구까지 포함하는 신
137개의 근로장려 지 가구만으로 상을 한정하더라도 회귀분석의 결과는 유사한 것으로
나타났다. 즉, 이와 같이 회귀분석의 상을 한정하면서 종속변수가 FMWM, FMWH,
FMWMCHANGE FMWHCHANGE인 회귀모형을 구성할 경우 주된 설명변수인 EITCAM의
t값(p값)은 각각 1.7023(0.0443), 1.7746(0.0380), 1.6628(0.0482) 1.6525(0.0492)로 나타나서
근로장려세제(EITC)가 노동공급에 미치는 영향 93
<표 5.5> 근로장려세제 이용가능성이 있는 가구를 상으로 한 회귀분석 결과
설명변수
<패 A>
(종속변수:
FMWM(근로월수))
<패 B>
FMWH
(근로시간)
<패 C>
FMWMCHANGE
(근로월수 증가)
<패 D>
FMWHCHANGE
(근로시간 증가)
회귀계수
(표 오차)
t값
(p값)
회귀계수
(표 오차)
t값
(p값)
회귀계수
(표 오차)
t값
(p값)
회귀계수
(표 오차)
t값
(p값)
EITCAM0.0091
(0.0052)
1.7579
(0.0394)
0.0670
(0.0364)
1.8393
(0.0329)
0.0137
(0.0081)
1.6978
(0.0448)
0.0660
(0.0392)
1.6855
(0.0459)
EITCSAT-0.0744
(0.6186)
-0.1203
(0.4521)
-1.5071
(4.1600)
-0.3623
(0.3586)
-0.7873
(0.9528)
-0.8263
(0.2043)
-4.6448
(3.7974)
-1.2232
(0.1106)
EITCURGENT-0.6951
(1.6555)
-0.4199
(0.3373)
-1.7352
(5.0301)
-0.3450
(0.3651)
-0.9772
(1.3809)
-0.7077
(0.2396)
5.0523
(3.0278)
1.6686
(0.0476)
EITCWSPIRIT-0.1915
(0.9091)
-0.2107
(0.4166)
0.3533
(5.9267)
0.0596
(0.4762)
-0.0395
(1.4137)
-0.0279
(0.4889)
-5.2143
(9.1443)
-0.5702
(0.2843)
JFMN10.4404
(0.2446)
42.6836
(<.0001)
44.1848
(1.5784)
27.9932
(<.0001)
4.3691
(0.5128)
8.5206
(<.0001)
39.4561
(1.8667)
21.1369
(<.0001)
FMN0.0073
(0.1320)
0.0553
(0.4779)
0.1622
(0.9063)
0.1790
(0.4290)
-0.4499
(0.2804)
-1.6044
(0.0543)
-0.5966
(1.0787)
-0.5531
(0.2901)
adjusted R2 0.8720 0.7603 0.1970 0.7484
n 616 616 616 616
이상의 회귀분석 결과를 종합하면 종속변수의 종류에 계없이 실증분석 상 가
구의 범 를 체가구로 할 경우에는 근로장려 지 액(EITCAM)이 노동공 에 유
의 인 향을 미치지 않지만, 그 범 를 근로장려세제의 이용가능성이 있는 가구로
한정할 경우에는 근로장려 지 액이 노동공 을 유의 으로 증가시키는 것으로 나
타났다.
이러한 상반된 실증분석의 결과는 체 으로는 근로장려세제의 용요건과 비교
무 한 다수 가구로 인해 부분의 모형에서 유의성이 충분히 크지 않은 것으로
나타났지만, 이들 가구로 인해 설명력이 희석될 가능성을 최 한 배제하기 해 근로
장려세제의 이용가능성이 있는 가구로 표본을 한정할 경우에는 노동공 을 증가시킬
수 있는 양의 체효과가 비교 충분히 발생한 것으로 해석할 수 있다. 이러한 근로
장려세제의 노동공 증가효과는 2011년말의 제도개편을 반 해서 <그림 2.1>에 비
해 <그림 2.2>와 같이 증가한 여구조에서는 더욱 크게 발생할 것으로 기 할 수
있지만, 술한 바와 같이 본 연구의 실증분석에서는 이러한 제도개편을 반 한 재정
패 자료를 활용할 수 없기 때문에 이것을 직 으로 확인할 수는 없다.
이상의 실증분석을 통해서는 직 으로 확인하기 곤란하지만, 근로장려세제의 노
동공 증가효과가 충분히 크지 않다면 이것은 보충 여 원칙에 따라 운 되는 기
노동공 을 유의 으로 증가시키는 근로장려세제의 효과를 확인할 수 있는 것을 알 수 있다.
이에 반해 그 밖의 설명변수(EITCSAT, EITCURGENT EITCWSPIRIT)의 경우에는 부
분 각각의 회귀모형에서 노동공 에 유의 인 향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
94 염경윤 ․ 전병욱
생활보장제도로 인해 증구간에서도 근로장려세제의 체효과가 충분히 발생하지 못
할 가능성도 고려할 수 있을 것이다. 즉, 최 생계비 이하 가구의 경우에는 근로가 가
능함에도 불구하고 기 생활보장제도의 수 요건을 충족하는 수 에서만 근로를 제공
하고 혜택을 받는 것이 근로장려 의 수 혜택보다 더 클 수가 있는데, 이러한 가구
의 경우에는 근로장려세제의 시행에도 불구하고 제도 유인의 상충으로 인해 증구
간에서도 노동공 을 증가시키는 효과가 충분히 발생하지 않을 수 있는 것이다. 부연
하면, 근로장려세제를 통한 노동공 의 증가는 부분 비근로계층의 노동시장 참여와
함께 기존에 증구간에 속한 가장 낮은 소득계층의 노동시장 참여 확 를 통해 발생
할 것으로 상할 수 있는데, 동일한 계층을 상으로 한 기 생활보장제도의 시행이
이러한 순수한 근로장려세제의 효과를 반감시킬 수 있는 것이다.
본 연구에서는 <표 4.2>와 같이 근로장려 의 지 가구가 매우 작아서 이를 다시
소득구간별로 구분해서 추가 인 분석을 하는 것에 실증분석상 제약이 있었는데, 이
러한 추가 분석이 가능할 경우에는 증구간의 노동공 증가가 평탄구간과 감구
간의 소득효과의 상 우 로 인한 노동공 의 감소로 상쇄되어서 충분히 발생하지
않았을 가능성도 고려할 수 있을 것이다.
설명변수들 근로장려 지 액의 만족도, 근로장려 의 긴 한 사용 여부
근로장려 으로 인한 근로의욕의 증가 여부와 같은 개별 가구의 특성은 부분의 모
형에서 노동공 에 유의 인 향을 미치지 못한 것으로 나타났다. 한, 그 밖의 통
제변수들 에서는 취업 인 가구원수는 모든 모형에서 노동공 을 유의 으로 증가
시키지만, 가구원수는 일부 모형에서만 노동공 을 유의 으로 증가시키는 것으로 나
타나서 근로장려세제를 통한 안정 인 향을 확인하기는 어려운 것을 알 수 있다.
6. 결론
2009년부터 근로장려 을 지 한 우리나라에서는 근로장려세제가 아직 정착단계라
고 할 수 있다. 정부는 근로장려세제의 정착 발 을 해 2011년말과 2013년말에
제도개편을 했는데, 본 연구는 한국조세재정연구원이 2008년부터 조사하여 구축하고
있는 재정패 자료를 이용해서 소득층의 근로의욕 제고 이를 통한 근로소득 증
가라는 근로장려세제의 정책 취지가 달성되고 있는지에 한 실증분석을 하 다.
즉, 근로장려세제가 도입된 후에 상당한 기간이 경과되어 정착되는 단계이기 때문
에 본 연구는 실증분석을 통해 소득층의 근로의욕 제고라는 당 의 정책 목 이
달성되고 있는지를 확인하고 이를 바탕으로 추가 인 제도개선방안을 모색하 다.
본 연구의 실증분석 결과 분석 상 가구의 범 를 체가구로 할 경우에는 근로장
려 지 액이 노동공 에 유의 향을 미치지 못하는 반면 그 범 를 근로장려세
제의 이용가능성이 있는 가구로 한정할 경우에는 노동공 을 유의 으로 증가시키는
것으로 나타났다. 구체 으로, 체가구를 상으로 근로월수, 근로시간, 근로월수의
증가분 근로시간의 증가분이 종속변수인 회귀모형을 구성할 경우 근로장려 은 이
들 변수에 유의 인 향을 미치지 않는 반면 실제 근로장려 을 지 받거나 가구소
근로장려세제(EITC)가 노동공급에 미치는 영향 95
득이 년에 비해 다소 감소했을 경우에 이를 지 받을 수 있었던 가구로 한정할 경
우 근로장려 은 이들 변수를 유의 으로 증가시키는 것으로 나타났다.
이러한 상반된 결과는 근로장려세제와 비교 무 한 다수의 가구로 인한 희석
효과에 기인한 것으로 볼 수 있지만, 제도 자체의 노동공 증가효과가 충분하지 않
을 수도 있기 때문에 소득층의 노동공 과 근로소득을 증가시키기 한 근로장려세
제의 정책 취지를 달성하기 해서는 증구간의 확 나 최 여액의 상향조정 등을
통해 양의 체효과가 충분히 커지도록 해야 할 것이다.
한, 이러한 비일 결과는 보충 여 원칙에 따라 운 되는 기 생활보장제도
로 인해 증구간에서도 근로장려세제의 체효과가 충분히 발생하지 못했기 때문일
수도 있고, 실증분석상 제약으로 인해 본 연구에서는 용하지 못했지만 소득구간별
로 근로장려세제의 효과가 상충했기 때문일 수도 있는데, 이러한 가능성에 해서는
후속연구를 통해 추가 인 분석이 이루어져야 할 것이다. 즉, 최 생계비 이하 가구의
경우에는 근로가 가능함에도 불구하고 기 생활보장제도의 수 요건을 충족하는 수
에서만 근로를 제공하고 혜택을 받는 것이 근로장려 의 수 혜택보다 더 클 수가 있
는데, 이러한 가구의 경우에는 근로장려세제의 시행에도 불구하고 제도 유인의 상
충으로 인해 증구간에서도 노동공 을 증가시키는 효과가 충분히 발생하지 않을 수
있기 때문에 이러한 에 한 추가 분석이 필요할 것이다. 한, 충분한 표본의 수
집을 통해 추가 분석이 가능할 경우에는 증구간의 노동공 증가가 평탄구간과
감구간의 소득효과의 상 우 로 인한 노동공 의 감소로 상쇄되어서 충분히 발
생하지 않았을 가능성에 한 추가 분석도 필요할 것이다.
(2014년 8월 25일 수, 2014년 9월 10일 수정, 2014년 9월 17일 채택)
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Effect of Earned Income Tax Credit on Labor Supply
Kyung-Yun Yeom1) ․ Byung Wook Jun2)
Abstract
Based on the national survey of tax and benefit data, this study analyzes the effect of earned income tax credit ("EITC" hereafter) on labor supply. The main results of this study show that the amount of EITC hardly increases labor supply with whole household data, while it significantly increases labor supply with reduced likely-to-receive household data. Although those conflicting results are assumed to result from diluting effect of household data which is not related with EITC, EITC's own labor supply effect might not be as enough as expected. As a result, EITC's positive substitution effect should be enlarged through expanding its phase-in range, raising its maximum benefits, and so on. Moreover, probable crowding out between EITC and basic life guarantee system and conflicting effects of EITC in different income ranges should be further investigated.
Key words : Earned income tax credit, Labor supply, National survey of tax and benefit, Basic life guarantee system
1) (First author) Ph.D. Student, Graduate School of Science in Taxation, University of
Seoul, 163 Seoulsiripdaero, Dongdaemun-gu, Seoul 130-743, Korea. E-mail: kyyeom@
gmail.com
2) (Corresponding author) Associate Professor, Graduate School of Science in Taxation,
University of Seoul, 163 Seoulsiripdaero, Dongdaemun-gu, Seoul 130-743, Korea. E-mail: