근로장려세제(eitc)가 노동공급에 미치는 영향

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:

[email protected]

2) 교신 자. 서울특별시 동 문구 서울시립 로 163, 서울시립 학교 세무 문 학원, 부교수.

E-mail: [email protected]

74 염경윤 ․ 전병욱

이기 때문에 동(同)제도의 시행을 통한 정책효과를 실증분석을 통해 확인하는데 매우

유용하다고 할 수 있는 것이다.

구체 으로, 본 연구에서는 근로장려세제의 도입 이후의 제도 변화와 함께 근로장

려 의 체 지 황을 국세통계연보의 자료를 통해 우선 살펴본 후에 재정패

자료를 이용해서 근로장려세제의 도입이 가구의 노동공 증가에 어떠한 향을 미쳤

는지에 해 실증분석하 다.

2. 우리나라의 근로장려세제 개관

2.1 근로장려세제의 연혁

2006년말의 조세특례제한법 개정에 따라 근로장려세제가 도입되었다. 이에 따라

2008년분에 한 근로장려 이 <그림 2.1>과 같은 여구조에 따라 2009년부터 지

되었다.

0

20

40

60

80

100

120

140

0 800 1200 1700

EITC 급여(만원)

총소득(만원)

15% -24%

주: “15%”는 총소득이 1원 증가함에 따라 EITC 여가 0.15원 증가한다는 의미이고, “-24%”는

총소득이 1원 증가함에 따라 EITC 여가 0.24원 감소한다는 의미임.

<그림 2.1> 최 시행당시의 EITC 여구조

근로장려세제의 최 시행 당시의 근로장려 의 신청자격은 <표 2.1>과 같이 근

로소득이 있는 가구만을 상으로 지 하도록 했다.

<표 2.1> 최 시행당시 근로장려 신청자격

요건 내용

근로소득 근로장려 신청일 직 연도에 근로소득이 있는 가구

총소득 근로장려 신청일 직 연도 부부합산 총소득이 1,700만원 미만

가족근로장려 신청일 직 연도 12월 31일 재 18세 미만의 자녀를 1인 이상 부

양하는 가구

주택보유근로장려 신청일 직 연도 6월 1일 재 가구 구성원 모두 무주택자이거나,

기 시가 5,000만원 이하인 1주택을 보유하는 가구

재산근로장려 신청일 직 연도 6월 1일 재 가구 구성원 모두의 재산 합계액이

1억원 미만인 가구

근로장려세제의 도입 이후에 근로장려 의 효과성을 제고해야 한다는 주장이 지속

근로장려세제(EITC)가 노동공급에 미치는 영향 75

으로 제기됨에 따라 정부는 2011년과 2013년에 최 여액을 확 하는 등의 제도개

편을 하 다.

구체 으로, 2011년말에 근로장려세제가 개편되면서 무자녀가구에 해서도 근로

장려 을 지 하기로 했고, 여구조도 부양자녀수에 따른 차등지 구조로 환되었

다. 한, 최 여도 종 의 120만원에서 부양자녀가 3인 이상인 경우에는 200만원

까지 수령할 수 있도록 확 되었다.

2011년말에 개정된 근로장려세제는 2011년 귀속분부터 용되어 2012년부터 이를

반 한 근로장려 이 지 되고 있는데, 이러한 근로장려세제의 개편으로 인해 근로장

려 의 지 혜택이 크게 증가했을 것으로 추정할 수 있다.

그러나, 본 연구에서 이용한 재정패 자료는 2011년(4차년도) 지 분까지만 구축되

어 있어서 2011년말의 세법 개정으로 인한 효과는 반 되지 않았는데, 이러한 효과는

2013년에 조사해서 2015년 에 공개하는 재정패 자료부터 반 될 정이다. 이러한

재정패 자료의 시차는 추계에 따라 근로장려 을 미리 지 하는 신 해당 과세기간

분을 납세자의 신청에 따라 다음 연도 9월에 이연해서 지 하기 때문에 발생하는 것

이다3).

자료: 국세청 근로장려세제 홈페이지(www.eitc.go.kr)

<그림 2.2> 2011년 제도개편에 따른 EITC 여구조

2013년말에 다시 근로장려세제가 개편되면서 결혼 맞벌이 여부에 따라 근로장

려 을 차등지 하기로 했고, 근로장려세제와 별도의 자녀장려세제를 도입하기로 했

는데, 이것은 결혼 여성의 경제활동을 지원하기 한 것이다.

2.2 근로장려금의 지급 현황

국세통계연보의 자료를 바탕으로 근로장려 의 지 황을 살펴보면 <표 2.2>와

같이 2008년부터 2010년 귀속분에 해서는 큰 변동이 없지만, 술한 2011년말의 제도

개편을 반 해서 2011년 귀속분은 크게 증가한 것을 확인할 수 있다. 술한 바와 같이

동(同)제도개편의 효과는 자료이용의 제약 때문에 본 연구에서는 반 할 수 없었다.

3) 년도 과세기간에 한 근로장려 의 신청요건을 갖춘 경우에는 종합소득세과세표 확정신

고기간인 5월말까지 납세지 할 세무서장에게 신청하고, 납세지 할 세무서장은 동(同)신고

기간의 경과 후 3개월 이내에 근로장려 을 결정하고 결정일로부터 30일 내에 환 해야 한다.


<표 2.2> 연도별 근로장려 신청 지 황

(단 : 억원)

구분2008년분

(2009년 신청·지 )

2009년분

(2010년 신청·지 )

2010년분

(2011년 신청·지 )

2011년분

(2012년 신청·지 )

신청가구수 723,937 676,634 666,816 930,232

액 5,582 5,224 5,094 7,475

지가구수 590,720 566,080 522,098 752,049

액 4,537 4,369 4,020 6,140

자료: 국세청. 2012년 국세통계연보.

3. 근로장려세제 관련 이론 및 선행연구

3.1 근로장려세제 관련 이론

본 연구의 분석 상인 근로장려 이 소득층 노동 공 에 미치는 향에 하여

선행연구(송헌재와 (2011), 조선주와 김 숙(2011), NBER(2001), Rosen(2005)

등)에서 제시한 이론은 아래와 같다.

노동의 공 은 근로자의 미시 의사결정으로 결정된다. 즉, 근로자는 소득과 여가

라는 두 가지 정상재 간의 선택 과정에서 노동공 량(노동 여부 노동시간)을 결정

하게 된다. 즉, 근로자는 소득과 여가에서 얻을 수 있는 효용을 극 화하기 해 산

제약 하에서 소득과 여가의 최 소비량을 결정하게 되고, 이에 따라 노동공 량이 결

정되는 것이다.

<그림 3.1>은 근로자의 노동공 의사결정과정을 나타낸 것이다. 즉, <그림 3.1>

의 선택에 직면한 근로자는 산선과 무차별곡선이 만나는 E에서 효용극 화를 하게

되고, 가능한 OB의 시간 에서 OA만큼 여가를 향유하고 나머지 AB만큼 노동을 공

해서 OC의 근로소득을 얻게 되는 것이다. 다만, 특수한 경우로서 B에서 효용극 화

가 이루어지는 경우에는 노동을 공 하지 않고 여가만을 향유하게 된다.

EC

O A B

소득

여가

기울기=시간당 임금

<그림 3.1> 효용극 화를 한 개인의 여가와 소득의 선택


그런데, 근로장려세제의 시행으로 실질임 이 변동하면 <그림 3.1>의 산선을 변

동시켜서( 산선의 기울기의 변화) 효용극 화가 이루어지는 균형 (여가와 소득 간의

최 선택)이 달라지게 되는 것이다.

구체 으로, 임 의 변화는 체효과와 소득효과를 통해 개인의 선택에 향을 미

치게 된다. 체효과를 통해서는 시간당 임 이 증가할 경우에 여가의 기회비용이 커

져서 동일한 효용을 리기 해 개인이 여가를 이고 노동공 을 증가시키는 결정

을 하게 된다. 반 로 시간당 임 이 하락하면 여가의 기회비용이 작아져서 개인은

여가를 증가시키고 노동공 을 감소시키는 결정을 하게 된다. 즉, 체효과는 여가와

노동의 상 가격 변화에 응하여 동일한 효용을 리기 한 개인의 최 의사결정에

한 것이다.

소득효과를 통해서는 시간당 임 이 증가하면 정상재인 여가의 소비가 증가하게

된다. 즉, 시간당 임 의 증가를 통한 소득의 증가는 여가의 소비를 증가시키고 이를

통해 노동의 공 이 감소하게 되는 것이다.

체효과와 소득효과를 결합하면 시간당 임 의 상승은 노동공 에 상반된 향을

미치기 때문에 두 가지 효과의 소 계는 개인의 효용함수 구조에 따라 달라지게 된

다.

이러한 효과는 근로장려세제에서 증구간, 평탄구간 감구간별로 보다 세부

으로 분석할 수 있다. 즉, 해당 가구가 증구간, 평탄구간 감구간 어디에

해당하는지에 따라 체효과와 소득효과의 상 크기가 추가 으로 달라지고, 그

결과 노동의 공 에 미치는 향도 차이가 날 수 있을 것으로 상할 수 있다. 구체

으로, 개별 구간별로 산선이 달라질 수 있기 때문에 소득효과와 체효과의 상

크기가 달라질 수 있는 것이다.

먼 , 근로장려세제가 시행되기 에 증구간에 속하는 가구는 근로장려세제의

시행으로 인해 시간당 임 과 소득이 모두 증가해서 상반된 체효과와 소득효과가

발생하기 때문에 노동의 공 에 미치는 향은 명확하지 않게 된다. 단, 이 경우에도

EITC가 시행되기 의 미취업 가구는 여가만 리고 있었기 때문에 임 상승에 따

른 소득증가로 인한 소득효과는 발생할 수 없고 체효과만 발생하게 된다. 즉, 미취

업 가구에서는 체효과로 인해 노동의 공 이 증가하게 되는 것이다.

이에 반해 근로장려세제가 시행되기 에 평탄구간에 속하는 가구는 시간당 임

은 불변이라서 체효과는 발생하지 않지만 여 증가에 따라 소득효과가 발생하여

노동 공 을 감소시키는 신 여가를 증가시키게 된다. 즉, 평탄구간에 속한 가구는

EITC의 시행으로 노동공 을 감소시킬 것으로 상할 수 있다.

감구간에 속하는 가구는 시간당 임 의 하락으로 인한 체효과가 노동공 을

감소시키게 되고, 여 감소로 인한 소득효과도 노동 공 을 감소시키므로 체 으

로 노동공 을 감소시킬 것으로 상할 수 있다.

다음으로, 이미 근로장려 을 지 받는 가구의 경우에는 기본 으로는 여가와 소

득 간의 선호체계가 변하지 않으면 노동의 공 이 변하지 않게 되지만, 근로장려 의

산정체계가 변경된 경우에는 역시 임 과 소득의 변동으로 인해 추가 인 노동공 의

증감이 발생하게 된다. 2011년과 2013년의 제도개편에 따라 가구들이 직면하게 되는


산제약선의 변동이 생기게 되므로 여가와 노동의 선택이라는 미시 의사결정에 변

화가 발생하게 되는 것이다.

이러한 미시 의사결정은 NBER(2001)을 인용한 <그림 3.2>를 통해서도 확인할

수 있다.4) 즉, 노동시장에 참여하지 않던 사람의 경우에는 무차별곡선이 U0I에서 U1

I

로 이동해서 노동시장 참여율과 근로시간이 모두 증가하는 효과가 발생하게 된다. 다

음으로, 이미 노동시장에 참여한 사람 에서 증구간에 속하는 경우에는 <그림

3.2>에는 나타나지 않지만 체효과와 소득효과가 모두 나타나서 근로시간에 미치는

향이 명확하지 않은 반면 평탄구간에 속하는 경우에는 <그림 3.2>에서 무차별곡선

이 U0II에서 U1

II로 이동해서 근로시간이 감소하게 되고, 감구간에 속하는 경우에는

<그림 3.2>에서 무차별곡선이 U0III에서 U1

III로 이동해서 근로시간이 감소하게 되는

것이다.

자료: NBER Working Paper 8078, The earned income tax credit.

<그림 3.2> EITC 도입에 따른 여가와 근로의 선택

결과 으로 근로장려세제가 노동시장 참여율은 체 으로 증가시킬 것으로 상

되는 반면 근로시간에는 소득구간에 따라 다른 향을 미칠 것으로 상되어서 체

인 효과가 명확하지 않다고 할 수 있다. 이를 표로 요약하면 <표 3.1>과 같다.

<표 3.1> EITC로 인한 개인의 노동, 여가 선택에 미치는 향

구분증구간

평탄구간 감구간미취업가구 취업가구

시간당 임 변화 ↑ ↑ 없음 ↓

소득변화 ↑ ↑ ↑ ↑

체효과 노동공 ↑ 노동공 ↑ 없음 노동공 ↓

소득효과 없음 노동공 ↓ 노동공 ↓ 노동공 ↓

체효과 노동공 ↑ 불분명 노동공 ↓ 노동공 ↓

4) 이 문단의 설명은 NBER Working Paper 8078의 p.21～25를 참조하여 정리한 것이다.


3.2 근로장려세제 관련 선행연구

본 연구의 상이 되는 근로장려세제가 노동공 에 미치는 향에 한 주요한 선

행연구는 아래와 같다.

우선, Heckman(1993)과 Meyer(2002)는 임 변화가 노동공 에 미치는 향을 노

동시장 참여(labor supply responses on the extensive margin)와 노동시간 변화(labor

supply responses on the intensive margin)로 구분하여 분석했고, Kimmel and

Kniesner(1998)도 임 변화에 따른 노동공 변화의 탄력성을 노동시장 참여와 노동

시간으로 구분하여 분석하 다.

이러한 미국의 선행연구를 정리한 송헌재와 (2011)에 의하면 미국의 근로장

려세제가 노동참여에는 정 인 향을 미치지만 노동시간에는 개별 연구에 따라 불

명확한 향을 나타내고 있어서 앞선 의 이론 분석을 뒷받침하고 있다.

다음으로 우리나라의 근로장려세제 련 연구는 제도의 도입 이 과 도입 이후로

구분할 수 있다. 먼 근로장려세제의 도입 이 에는 도입으로 인한 아래와 같이

상효과를 분석하는 연구가 부분이다.

(2008)은 일반균형모형을 이용해서 정책모의실험을 하는 방식으로 EITC의

도입효과를 분석하 다. 구체 으로는 동(同)연구는 다소득계층 세 복 모형을 이용

했는데, 이것은 소득층 가구가 직면하는 소득 험과 신용제약을 감안하고 소득층

가구의 도덕 해이를 분석하기 해 노동공 을 내생화한 모형이다. 동(同)연구의 분

석 결과 근로장려세제 도입은 임 근로자의 취업률을 높이는 효과가 있지만 그 규

모는 제한 이라고 상했는데, 그 이유는 기 생활보장제도가 높은 수 의 여를

보장하고 있어서 소득층 가구의 도덕 해이에 효과 으로 응하지 못하기 때문이

라고 설명하 다. 한, 동(同)연구는 증율과 최 여수 을 상향조정할 경우에는

소득 근로자에게 큰 근로유인을 제공할 수 있고, 이러한 근로유인의 제고효과는 기

생활보장 여의 하향조정 등과 수반되면 더욱 커질 것이라고 분석하 다.

유한욱(2008)은 최 화이론을 통해 근로장려세제를 어떠한 방향으로 설계해야 노

동공 효과를 극 화할 수 있는지에 해 분석하 다. 즉, 동(同)연구는 여가-소득

선택이론을 바탕으로 근로장려세제의 시행으로 인한 노동공 시간의 증가분을 목 함

수로 하고 소요되는 정부 산을 제약조건으로 설정했는데, 분석 결과 산제약 하에

서 노동공 효과를 극 화하기 해 증률을 감률보다 높게 설정하는 것과 함께

감구간의 소득상한을 상향조정해야 한다고 주장하 다. 한, 동(同)연구는 EITC는

임 (소득) 분포에 따라 다르게 설계하는 것이 바람직하므로 가구규모 취업형태별

로 서로 다른 여구조를 용하는 것이 필요하다고 주장하 다.

남재량(2007)은 근로시간의 로그값을 종속변수로 하고, 세후임 과 소득의 로그값

개인별 특성을 독립변수로 하여 회귀모형을 설정한 후에 경제활동인구조사 자료와

도시가계조사 자료를 이용해서 노동공 함수를 추정했는데, 분석 결과 임 탄력성이

양(+)의 값을 가지는 것으로 나타나서 근로장려세제가 도입될 경우에 노동공 이 증

가할 것으로 상하 다.

강병구(2007)는 소득과 여가의 선택이론에 따라 노동공 함수를 도출한 후에 이


를 바탕으로 한국노동패 자료를 이용해서 증구간, 평탄구간 감구간별로 임

탄력성과 소득탄력성을 추정했는데, 분석 결과 평탄구간과 감구간의 노동시간 감소

효과가 증구간의 노동시간 증가효과보다 커서 체 으로는 근로장려세제가 취업자

의 노동시간을 감소시키는 반면 근로장려세제가 미취업자의 노동시장 참가에 미치는

효과는 클 것으로 상하 다.

다음으로 근로장려세제의 도입 이후에 본 연구와 같이 패 자료를 이용한 실증분

석 연구를 정리하면 아래와 같다.

먼 , 송헌재와 (2011)은 2～3차년도 재정패 자료를 이용해서 근로장려세제

의 도입이 소득가구의 노동공 과 후생에 미친 향을 일차차분 추정기법(first

differencing)으로 분석했는데, 그 결과 체 근로장려 수 가구에 해서는 노동공

에 한 유의 인 향이 없는 것으로 나타났다. 그러나, 소득구간별로 구분하면

증구간에 속하는 가구에 해서는 노동시장 참여율을 높이는 것으로 나타나서, 상반

되는 체효과와 소득효과 에서 체효과의 향이 더욱 큰 것으로 나타났다. 반

로 평탄구간이나 감구간에 속하는 가구에 해서는 이론 분석과 같이 근로장려세

제가 근로시간을 감소시키고, 이를 통한 근로소득 감소액이 근로장려 수령액보다

큰 것으로 나타나서 체 으로 이들 가구의 소득을 감소시키는 효과가 발생한 것으

로 나타났다.

조선주와 김 숙(2011)은 가구단 로 집행되는 EITC가 가구내 개인에 미치는

향을 분석했는데, 2～3차년도 재정패 자료를 바탕으로 경제활동참가 여부를 종속변

수로 하고, 근로장려 과 인구통계학 변수를 설명변수와 통제변수로 하는 회귀분석

의 결과 근로장려 은 노동시장 참여와 무 한 것으로 나타났다. 다만, 근로장려 으

로 인해 맞벌이가구 여성의 노동시장 참여가 증가하는 것으로 나타나서 가구내 주소

득자와 부소득자의 행태를 모두 고려하는 근로장려세제의 개선이 이루어져야 한다고

주장하 다.

박능후(2011)는 한국복지패 자료를 이용해서 근로장려세제의 최 시행을 후한 2008

년과 2009년의 잠재 수 상자의 행태변화를 사 사후검사설계(pretest-posttest

design)의 방법으로 분석하 다. 즉, 다른 변수의 향을 통제하고 근로장려세제 시행

후의 근로소득과 근로시간을 비교해서 근로장려세제의 시행으로 인한 근로소득

근로의욕의 증감을 분석했는데, 그 결과 근로장려세제는 잠재 수 가구의 근로소득

근로시간을 증가시킨 것으로 나타났다.

박상 과 김태일(2011)은 한국복지패 자료를 바탕으로 성향 수매칭 방법을 용

해서 실험집단과 통제집단을 구성한 후에 두 집단의 노동공 의 변화를 매칭 이 차

이 모델을 이용해서 분석하 다. 분석 결과 실헙집단인 근로장려세제 신청자가 상

으로 2007년에 비해 2008년에 연간근로일수를 10일 정도 증가시켜서 근로장려세제

가 소득층 근로자의 근로의욕을 제고하는데 정 인 효과가 있는 것으로 나타났

다. 이와 유사하게 임완섭(2012)은 한국복지패 자료를 바탕으로 성향 수매칭 방법을

통한 이 차이 분석을 했는데, 분석 결과 2007년과 2008년의 이 차이 분석에서는 수

집단의 연간 노동공 일수와 주당노동시간이 감소하는 반면 2007년과 2009년의 이

차이 분석에서는 그 효과가 불분명한 것으로 나타났다.


<표 3.2> EITC 련 국내연구 정리

구분 연구방법 주요 분석결과

시행

상

효과

분석

(2008)

일반균형모형(다소득계층 세 복

모형)을 이용한 정책모의실험

EITC가 임 근로자의 취업률을 높이는

효과는 제한 일 것으로 상

유한욱

(2008)

최 화이론을 바탕으로 산제약하

의 사회 체 임 에 따른 평균노

동공 시간의 극 화 방안을 모색

EITC의 노동공 증 효과의 극 화를 해

증률을 감률보다 높게 설정하고 감구

간의 소득상한을 상향조정해야 함

남재량

(2007)

경제활동인구조사 자료와 도시가계

조사 자료를 바탕으로 노동공 함

수를 추정한 후에 임 탄력성을 도

출해서 EITC의 효과 상

근로장려세제의 도입으로 노동공 이 증가

할 것으로 상

강병구

(2007)

한국노동패 자료를 바탕으로 노동

공 함수를 추정한 후에 임 탄력

성과 소득탄력성을 도출해서 EITC

의 효과 상

평탄구간과 감구간에서의 노동시간 감소

효과가 증구간에서의 노동시간 증가효과

보다 커서 EITC를 통해 체 인 노동시간

은 감소할 것으로 상

시행 후

효과

분석

송헌재

(2011)

재정패 자료를 이용해서 일차차분

추정기법으로 EITC의 효과 분석

체 수 가구에 해서는 노동동 에 한

유의 향이 없지만, 증구간에서는 근로

시간을 증가시키고 평탄구간과 감구간은

근로시간을 감소시키는 것으로 나타남

조선주

김 숙

(2011)

재정패 자료를 이용해서 경제활동

참가 여부에 한 회귀분석

근로장려 은 노동시장 참여와 무 하지만,

맞벌이가구 여성의 노동시장 참여가 증가하

는 것으로 나타남

박능후

(2011)

한국복지패 자료를 이용해서 사

사후검사설계 방법으로 분석

근로장려세제는 잠재 수 가구의 근로시

간을 증가시킨 것으로 나타남

박상

김태일

(2011)

한국복지패 자료를 이용한 성향

수매칭 방법을 바탕으로 이 차이

분석

근로장려세제가 소득층 근로자의 근로의

욕을 증가시킨 것으로 나타남

임완섭

(2012)

한국복지패 자료를 이용한 성향

수매칭 방법을 바탕으로 이 차이

분석

2007년과 2008년의 이 차이 분석에서는 노

동공 시간이 감소하는 반면, 2007년과 2009

년의 이 차이 분석에서는 효과가 불분명함

그러나, 패 자료를 활용한 이상의 국내 선행연구들은 비교 근로장려세제의 시

행 기에 이루어져서 분석 상인 소득층 가구의 행태가 충분히 반 되었다고 보기

어려운 측면이 있기 때문에 본 연구와 같이 충분한 기간의 경과로 행태 변화가 반

된 것으로 볼 수 있는 최근의 자료를 이용해서 근로장려세제의 운용성과를 다시 평가

할 필요성이 있을 것이다.


4. 연구설계

4.1 근로장려세제 관련 재정패널자료

4.1.1 근로장려세제 관련 재정패널자료의 개관5)

본 연구는 한국조세재정연구원의 재정패 조사 자료를 이용해서 분석한 것이다.

재정패 조사는 2007년 1월에 개정된 국가재정법에 따라 조세제도 개편에 따른 정책

효과를 분석하기 한 자료를 구축하기 해 2008년(1차년도)부터 가구와 가구원에

하여 이루어지고 있다. 구체 인 재정패 조사의 목 은 조세정책과 복지정책이 가

계에 미치는 향의 분석, 조세에 한 부담과 복지 수혜 간의 연계성 분석, 조세 모

의실험 운용을 한 패 데이터베이스 구축 등이고, 조사방법은 조사원에 의한 면

(face-to-face interview)을 기본원칙으로 하면서 종이 설문지를 사용하 다. 재정패

조사의 차수별 응답가구 가구원을 정리하면 <표 4.1>과 같다.

<표 4.1> 재정패 차수별 응답가구 가구원수

구분1차년도

(2008년)

2차년도

(2009년)

3차년도

(2010년)

4차년도

(2011년)

5차년도

(2012년)

응답가구수 5,014 5,039 4,830 4,778 4,742

응답가구원수 7,071 7,134 7,086 7,876 7,314

자료: 한국조세재정연구원 재정패 자료

본 연구는 이용가능한 2012년(5차년도)까지의 조사자료를 바탕으로 이루어진 것이

다. 구체 으로, 근로장려 은 2009년부터 지 되었는데, 2009년 지 분에 한 재정

패 조사는 2010년(3차년도)에 이루어졌기 때문에 근로장려 과 련된 재정패 자료

는 2010년부터 2012년까지 조사가 이루어진 것이고, 결과 으로는 2009년(2차년도)부

터 2011년(4차년도) 지 분에 한 것이다.

4.1.2 근로장려세제 관련 재정패널자료의 주요 내용

2009년부터 2011년까지 지 된 근로장려 과 련된 재정패 자료의 주요한 내용

은 아래와 같다.

먼 , 체 조사가구 근로장려 의 수 가구 비율은 <표 4.2>와 같이 2011년까

지 계속 감소하는 것으로 나타났는데, 이것은 국세통계연보의 자료를 정리한 <표

2.2>와 부합하는 결과라고 할 수 있다.

그러나, 송헌재와 (2011)의 지 과 같이 재정패 자료의 근로장려 수 가

구 비율이 1% 정도로 지나치게 낮은 것은 문제 이 있기 때문에 동(同)자료를 기

로 한 분석 결과의 해석에 주의할 필요가 있을 것이다. 즉, 통계청의 2010년 인구주택

총조사 결과에 의하면 우리나라의 일반가구6)는 2010.11.1. 재 17,339,422 가구인데

5) 이번 의 내용은 한국조세재정연구원의 재정패 홈페이지(http://panel.kipf.re.kr/)와 "재정

패 조사 1～5차년도 조사자료 사용자 안내서"를 인용한 것이다.

6) 일반가구는 우리나라 체 가구 집단가구(타인끼리 함께 사는 6인 이상의 가구와 기숙사


반해 <표 2.2>와 같이 2010년분 근로장려 이 지 된 가구수는 522,098 가구이므로

수 가구 비율은 3.0% 정도인데 <표 4.2>의 1.1%는 지나치게 낮은 것으로 보이는 문

제 이 있는 것이다.

이러한 문제를 해결하기 해서는 국세통계연보의 자료와 재정패 자료를 비교해

서 그 차이의 원인을 확인해야 하지만, 국세통계연보의 원시자료를 확보할 수 없는

분석상 한계가 있기 때문에 재정패 조사의 자료수집 방법을 개선해서 근로장려

련 자료의 신뢰성을 제고할 필요가 있을 것이다.

한, 술한 바와 같이 2011년말의 제도개편으로 2012년 지 분에 한 수 가구

수가 크게 증가했지만, 이것은 2013년에 조사해서 2015년 에 공개하는 재정패 자

료부터 반 될 정이기 때문에 본 연구에서는 용할 수 없다.

근로장려 의 가구당 수 액은 <표 4.2>와 같이 평균은 2009년의 83만원에서

2011년의 90만원으로 매년 증가했고, 표 편차는 매년 31만원～37만원의 수 에서 증

감하고 있는 것으로 나타났다. 근로장려 의 사용용도는 소비지출 비 이 지속 으로

가장 큰 것으로 나타났다. 근로장려 액의 만족도는 체 으로 만족하는 것으로

나타났고, “매우 만족”과 “만족”을 합친 비율도 체 으로 증가하는 추세인 것으로

나타났다. 근로장려 지 차에 한 평가는 체로 간편하다고 응답한 가구의 비

이 지속 으로 가장 큰 것으로 나타났고, “매우 간편”과 “ 체로 간편”을 합친 비율

도 체 으로 증가하는 추세인 것으로 나타났다.

<표 4.2> 근로장려세제 련 재정패 자료의 주요 내용

구분2010년 조사

(2009년 지 분)2011년 조사

(2010년 지 분)2012년 조사

(2011년 지 분)

근로장려 수 가구수

조사 가구수 4,830 4,778 4,742

수 가구수 57 54 34

수 가구비율(%) 1.2 1.1 0.7

근로장려 수 액

평균(만원) 83 86 90

표 편차(만원) 37 31 35

근로장려 사용용도

소비지출(%) 84.2 79.6 85.3

축(%) 7.0 11.1 5.9

가계부채 상환(%) 3.5 9.3 5.9

기타(%) 5.3 0.0 2.9

근로장려액의 만족도

매우 만족(%) 24.6 18.5 20.6

만족(%) 40.4 53.7 50.0

보통(%) 31.6 14.8 17.6

불만족(%) 1.8 7.4 11.8

매우 불만족(%) 1.8 5.6 0.0

근로장려 지 차 평가

매우 간편(%) 21.1 20.4 26.5

체로 간편(%) 50.9 64.8 52.9

보통(%) 24.6 9.3 14.7

다소 불편(%) 3.5 1.9 5.9

매우 불편(%) 0.0 3.7 0.0


나 요양시설 등 사회시설에 집단으로 생활하는 가구)와 외국인가구를 제외한 가구이다.


근로장려 수령 후의 근로시간 변화는 <표 4.3>과 같이 별 차이가 없다고 응답

한 가구의 비 이 지속 으로 가장 큰 것으로 나타났고, 증가한다는 응답에 비해서는

감소한다는 응답의 비 이 훨씬 커서7) 근로장려세제의 정책 취지가 실 되지 못하는

것을 나타내고 있다.

<표 4.3> 재정패 자료에 의한 근로장려 수령 후의 근로시간 변화8)

(단 : 가구수)

구분2011년 조사

(2010년 지 분)

2012년 조사

(2011년 지 분)

폭 어듬 2(3.7%) 0(0.0%)

약간 어듬 6(11.1%) 4(11.8%)

별 차이 없음 45(83.3%) 30(88.2%)

약간 늘어남 1(1.9%) 0(0.0%)

폭 늘어남 0(0.0%) 0(0.0%)


4.2 연구방법

4.2.1 연구모형

근로장려세제가 노동공 에 미치는 향을 실증분석하기 해 본 연구는 재정패

조사 실시 이후의 원표본 유지가구를 상으로 회귀분석을 시행했는데, 개별 가구의

시계열 특성으로 인한 자기상 성(autocorrelation)의 문제 을 감안해서 Clustered

Regression 모형(Petersen, 2009)을 용하 다.

본 연구의 실증분석에 사용될 회귀모형은 아래의 식과 같다.

DEPENDENT = β0 + β1*EITCAM + β2*EITCSAT + β3*EITCURGENT +

β4*EITCWSPIRIT + β5*JFMN + β6*FMN + β7*YEAR1 + β8*YEAR2

여기서,

DEPENDENT: 종속변수인 FMWM, FMWH, FMWMCHANGE FMWHCHANGE

- FMWM: 가구원들의 직 연도 근로월수의 합계

- FMWH: 가구원들의 직 연도의 통상 인 일주일 총근로시간(잔업시간 포함)의 합계

7) “별 차이 없음”의 확률을 p라고 할 경우에 H0: p<0.5 의 귀무가설에 한 검정을 하면 Z값

(p값)이 2011년과 2012년에 각각 4.90(0.0000)과 4.46(0.0000)으로 나타나서 동 답변의 비 이

연도별로 가장 큰 것을 확인할 수 있다. 한, 감소한다는 답변(“ 폭 어듬” “약간 어

듬”)의 확률과 증가한다는 답변(“약간 늘어남” “ 폭 늘어남”)의 확률을 각각 p와 q라고

할 경우에 H0: p-q>0.05 의 귀무가설에 한 검정을 하면 Z값(p값)이 2011년과 2012년에 각

각 2.68(0.0036)과 1.81(0.0352)로 나타나서 자의 답변이 후자에 비해 유의 으로 큰 것을 확

인할 수 있다.

8) 2010년 조사에서는 수령 후 근로의욕 변화로 조사했는데, “더 근로한다”, “ 계없다” “더

근로 안한다”의 답변이 각각 43.9%(25가구), 52.6%(30가구) 3.5%(2가구)를 차지했다.


- FMWMCHANGE: 가구원들의 직 연도 근로월수의 증가분

- FMWHCHANGE: 가구원들의 직 연도의 통상 인 일주일 총근로시간의 합계의

증가분

EITCAM: 직 연도의 근로장려 지 액

EITCSAT: 직 연도에 근로장려 을 지 받았고 해당 지 액에 만족했으면 1, 아니

면 0 (구체 으로 EITCSAT=EITCAMD*EITCSD)

- EITCAMD: EITCAM>0 이면 1, 아니면 0

- EITCSD: 근로장려 지 액 만족도가 “매우 만족” 는 “만족”이면 1, 아니면 0

EITCURGENT: 직 연도에 근로장려 을 지 받았고 해당 지 액을 시 한 부채상

환에 사용했으면 1, 아니면 0

(구체 으로 EITCURGENT=EITCAMD*EITCUD)

- EITCUD: 근로장려 의 사용용도가 “가계부채 상환(카드빚 등)”이면 1, 아니면 0

EITCWSPIRIT: 직 연도에 근로장려 을 지 받았고 해당 지 액으로 인해 근로의

욕이나 근로시간이 증가했으면 1, 아니면 0

(구체 으로 EITCWSPIRIT=EITCAMD*EITCWSD)

- EITCWSD: 근로장려 수령 후 근로의욕 변화가 “더 근로함”이거나(3차년도 조사)

근로시간 변화가 “약간 늘어남” 는 “ 폭 늘어남”이면(4차년도 5

차년도 조사) 1, 아니면 0

JFMN: 작년 말 기 취업 인 가구원 수

FMN: 가구원 수

YEAR1: 3차년도(2010년) 이후 지 분의 경우에는 1, 그 외의 경우에는 0

YEAR2: 4차년도(2011년) 지 분의 경우에는 1, 그 외의 경우에는 0

먼 , 본 연구의 가구 단 실증분석에서 종속변수는 가구원들의 근로월수 합계

(FMWM), 근로시간 합계(FMWH) 각각의 변화분(FMWMCHANGE

(FMWHCHANGE)으로 설정하 다. 다음으로, 설명변수들은 근로장려 지 액

(EITCAM), 개별 가구의 특성(근로장려 을 지 받고 만족했는지 여부(EITCSAT),

근로장려 을 가계부채 상환에 사용했는지 여부(EITCURGENT) 근로장려 을 지

받고 근로의욕이 증가했는지 여부(EITCWSPIRIT)) 통제변수(취업 인 가구원

수(JFMN), 가구원수(FMN) 연도더미(YEAR))로 설정하 다.

술한 바와 같이 EITC 도입 이후의 선행연구에서는 EITC로 인한 정책효과를 분

석하기 해 일반 인 회귀분석 외에 패 자료를 이용한 성향 수매칭 방법을 바탕으

로 이 차분분석 일차차분 추정기법을 용하거나, 사 사후검사설계 방법을 용

하 다. 그러나, 박상 과 김태일(2011) 임완섭(2012)이 이용한 성향 수 매칭을 바

탕으로 한 이 차분분석은 실험집단과 통제집단의 조건을 동일하게 할 수 있지만 집

단구분이 자의 일 수 있는 문제 이 있다. 송헌재와 (2011)이 이용한 일차차분

추정기법도 이들이 언 한 바와 같이 실험의 계기가 되는 에피소드의 합성 단

에 자의성이 있어서 정책효과의 추정에 편의가 발생할 수 있는 문제 이 있다. 박능

후(2011)가 이용한 사 사후검사설계 방법은 정책시행 직 과 직후의 2기간만을 분석


하고 있어서 제도가 상당한 기간이 경과한 시 에서는 용하기 부 합한 문제

이 있다. 이러한 선행연구의 분석방법상 문제 을 감안해서 본 연구는 조선주와 김

숙(2011)과9) 같이 근로장려세제가 시행된 이후 기간을 상으로 근로장려 과 노동참

여의 계를 회귀분석을 이용해서 실증분석하 다. 구체 으로, 본 연구의 회귀모형에

서 종속변수인 노동공 은 근로월수의 합계 통상 인 일주일 총근로시간의 합계를

이용하되, 이들 변수의 차분값도 이용하 다. 한, 회귀모형의 설명변수는 근로장려

의 지 액과 함께 다수의 근로장려 련 변수(근로장려 지 액의 만족도, 근

로장려 의 사용 용도 근로장려 수령 후 근로의욕의 변화 정도)를 채택했는데,

특히 후자의 련 변수들은 선행연구에서는 취 하지 않은 것들이다. 이 밖에 통제변

수는 개인이 아닌 가구단 로 지 되는 근로장려 의 특성을 반 해서 가구원별 인구

통계학 특성(연령, 교육수 등)을 이용하는 신 노동공 과 직 련이 있는

가구원수를 채택하 다.

4.2.2 실증분석 자료

본 연구의 실증분석은 재정패 조사의 원표본 가구10) 2차년도부터 5차년도까지 계

속 응답한 4,357가구를 상으로 하 다. 이들 실증분석에 필요한 자료가 락된 가구

등을 제외하고 <표 4.4>와 같이 근로장려 의 지 액 자료가 있는 3차년도(2010년)부터

5차년도(2012년)까지의 11,089개 가구-연(family-year) 자료11)를 바탕으로 회귀분석을 하

다. 단, 종속변수인 FMWM과 FMWH의 극단치(outlier)가 실증분석에 미칠 수 있는

향을 고려하여 5% 수 의 winsorization기법을 사용하 다(Kennedy et al., 1992)12).

추가 으로, 체 가구-연 자료를 이용할 경우 노동공 에 미치는 근로장려세제의

향이 희석될 가능성을 고려해서 근로장려 을 지 받았거나 지 받을 가능성이 있었

던 616개의 가구-연 자료로 한정해서 추가 인 회귀분석을 하 다. 즉, 4,357개의 체

가구들 에는 “근로장려 신청자격”을 만족할 가능성이 매우 낮아서 근로장려세제의

시행과는 무 하게 노동공 과 련한 의사결정을 하는 가구들의 비율이 높을 것으로

상되는데, 이들 가구들이 모두 포함되는 경우에는 근로장려 지 액이 노동공 에

미치는 향이 회귀분석을 통해 명확하게 확인되지 않을 가능성이 있기 때문에 이러한

문제 을 방지하기 해 그 상을 한정해서 추가 인 회귀분석을 한 것이다.

구체 으로, 616개의 가구-연 자료는 실제 근로장려 을 지 받은 137개의 가구-

9) 조선주와 김 숙(2011)은 근로장려세제가 시행되기 인 재정패 조사의 2차년도 자료에 지

요건을 바탕으로 근로장려 을 추정하는 방식으로 해당 자료를 구축한 후 동(同)자료와 3

차년도 자료를 결합하여 회귀분석에 이용하 다.

10) 1차년도(2008년)에 패 로 구축된 가구와 2차년도(2009년)에 여기에 추가된 가구이다.

11) “가구-연 자료”는 표본가구의 시계열 특성을 확인하기 해 가구자료를 연도별로 연계한

자료이다.

12) 1% 수 의 winsorization 기법을 사용하더라도 실증분석의 결과는 부분 동일했다. 한,

FMWMCHANGE와 FMWHCHANGE 변수는 FMWMCHANGE와 FMWHCHANGE의

winsorize된 값으로 계산했다. 단, 독립변수 연속변수인 EITCAM, JFMN FMN 변수는

<표 5.1>과 같이 변수들 간의 편차가 크지 않아서 극단치가 미치는 향도 작을 것으로 보

고 winsorization 기법을 사용하지 않았다.


연 자료와 함께 실제 지 받지는 않았지만 지 받을 가능성이 있었던 479개의 가구-

연 자료인데, 후자의 479개 가구-연 자료는 <표 2.1>의 “근로장려 신청자격”에서

가족요건, 주택보유요건 재산요건은 만족하되, 총소득요건인 “근로장려 신청일

직 연도 부부합산 총소득이 1,700만원 미만”을 해당 연도의 월평균 총소득이 199만원

이하인 경우(즉, 연간소득이 2,400만원 미만인 경우)로 완화하여 추출한 것이다. 즉,

616개의 가구-연 자료는 실제 근로장려세제의 향을 받았거나 가구소득이 년에 비

해 다소 감소했을 경우에는 근로장려세제를 용받을 수 있었던 가구에 해당하는 것

이다.

<표 4.4> 표본의 구성

구분3차년도

(2009년 지 분)

4차년도

(2010년 지 분)

5차년도

(2011년 지 분)계

근로장려 지 가구 52 51 34 137

근로장려 지 가능성 가구* 0 331 148 479

그 밖의 가구 3,683 3,325 3,465 10,473

계 3,735 3,707 3,647 11,089

주: 근로장려 을 지 받지 않았지만 술한 “지 받을 가능성이 있었던” 가구

5. 실증분석 결과

5.1 기술통계량과 상관관계 분석

주요 변수들의 기술통계는 <표 5.1>에서 제시하 다. 즉, 가구원들의 직 연도 근

로월수의 평균은 16.2개월이고, 통상 인 주당 총근로시간(잔업시간 포함)의 평균은

43.4시간인 것으로 나타났다. 한, 가구원들의 직 연도 근로월수의 증가분의 평균은

0.5개월이고, 통상 인 주당 총근로시간의 증가분의 평균은 20.2시간인 것으로 나타났

다. 추가 으로, 취업 인 가구원수의 평균은 1.46명이고, 가구원수의 평균은 3.29명

인 것으로 나타났다.

<표 5.1> 변수의 기술통계(n=11,089)

변수 평균 표 편차 최솟값 1사분 수 수 3사분 수 최댓값

FMWM 16.1826 7.2818 0 12 12 24 54

FMWH 43.4198 42.3754 0 0 40 73 227

FMWMCHANGE 0.5055 6.1335 -36 0 0 0 30

FMWHCHANGE 20.2295 44.3144 -264 0 0 45 227

EITCAM 1.0631 10.2291 0 0 0 0 120

EITCAMD 0.0124 0.1105 0 0 0 0 1

EITCSAT 0.0086 0.0922 0 0 0 0 1

EITCUD 0.0007 0.0269 0 0 0 0 1

EITCURGENT 0.0007 0.0269 0 0 0 0 1

EITCWSD 0.0022 0.0465 0 0 0 0 1

EITCWSPIRIT 0.0022 0.0465 0 0 0 0 1

JFMN 1.4557 0.6261 1 1 1 2 5

FMN 3.2855 1.2298 1 2 3 4 9


변수들 간의 Pearson 상 계수는 <표 5.2>에서 제시하 다. 가구원들의 근로월수

는 근로시간, 근로월수 증가분, 근로시간 증가분, 취업 인 가구원수 체 가구원

수와 유의한 양의 상 계를 가지는 것으로 나타났다. 그러나, 가구원들의 근로월수

는 근로장려 의 지 액, 근로장려 에 한 만족도, 근로장려 의 부채상환 여부

근로장려 으로 인한 근로의욕 제고 여부와는 음의 상 계를 나타내거나, 유의

인 계가 없는 것으로 나타났다. 한, 이러한 상 계는 가구원들의 근로시간을

기 으로 할 때도 유사하게 나타났고, 근로월수 증가분과 근로시간 증가분은 근로장

려 지 액과 음의 상 계를 나타내거나 유의 인 계가 없는 것으로 나타났

다13).

<표 5.2> 변수들 간의 상 계(n=11,089)

변수 FMWH FMWMCHANGEFMWHCHANGE EITCAM EITCAMD

FMWM0.4711 0.3608 0.2670 -0.0183 -0.0148 <.0001 <.0001 <.0001 0.0329 0.0596

FMWH　 0.1217 0.5856 -0.0068 -0.0078 　 <.0001 <.0001 0.4843 0.4077

FMWMCHANGE　　 0.2275 -0.0096 -0.0095 　　 <.0001 0.3122 0.3171

FMWHCHANGE　　　 0.0014 0.0005 　　　 0.8857 0.9616

EITCAM　　　　 0.9293 　　　　 <.0001

변수 EITCSAT EITCURGENT EITCWSPIRIT JFMN FMN

FMWM-0.0172 -0.0134 -0.0143 0.9388 0.2842 0.0965 0.2526 0.3055 <.0001 <.0001

FMWH-0.0006 0.0097 -0.0483 0.4687 0.1453 0.9480 0.3407 <.0001 <.0001 <.0001

FMWMCHANGE-0.0096 -0.0061 -0.0128 0.3262 0.0329 0.3144 0.5198 0.1768 <.0001 0.0005

FMWHCHANGE0.0034 0.0159 -0.0351 0.2755 0.0695 0.7236 0.0932 0.0002 <.0001 <.0001

EITCAM0.8217 0.2730 0.3778 -0.0161 0.0464 <.0001 <.0001 <.0001 0.0910 <.0001

EITCAMD0.8311 0.2402 0.4164 -0.0123 0.0491 <.0001 <.0001 <.0001 0.1955 <.0001

EITCSAT　 0.1797 0.4589 -0.0083 0.0405 　 <.0001 <.0001 0.3841 <.0001

EITCURGENT　　 0.0710 -0.0035 0.0156 　　 <.0001 0.7154 0.1002

EITCWSPIRIT　　　 -0.0029 0.0271 　　　 0.7599 0.0044

JFMN　　　　 0.2578 　　　　 <.0001

주: 이탤릭체로 표시한 값은 p값(양측검정)

13) 이후의 회귀분석에서 설명변수들 간의 유의한 상 계가 회귀모형에 향을 미치는지 여

부를 확인하기 해 회귀분석의 결과에서 각각의 설명변수의 VIF(variance inflation factor)

를 확인했지만, VIF가 10보다 큰 설명변수는 없기 때문에 다 공선성(multicollinearity)의 문

제는 없다고 단하 다.


5.2 단일변량분석

<표 5.3>은 가구원들의 근로월수 합계 증가분, 가구원들의 통상 인 주당 근로

시간 증가분이 근로장려 지 가구와 그 밖의 가구 간에 차이가 있는 지를 분석

한 것이다. 그 결과 근로장려 지 가구의 근로월수 합계가 그 밖의 가구보다 유의

으로 작은 반면 근로월수 합계의 증가분, 가구원들의 통상 인 주당 근로시간

그 증가분은 두 집단 간에 유의 인 차이가 없는 것으로 나타났다.

그러나, <표 5.3>의 결과는 근로장려 지 여부에 따라 근로월수 합계 등의 종

속변수가 서로 독립 이라는 제한 인 가정하의 분석이고, 종속변수에 미치는 다양한

통제변수들의 효과를 고려하지 않은 것이므로 종속변수에 미치는 근로장려세제의

향을 종합 으로 확인하기 해서는 다음 의 회귀분석에서 각각의 연구모형의 회귀

계수들을 찰해야 할 것이다.

<표 5.3> 근로장려 수 여부에 따른 차이분석

구분 nFMWM FMWH FMWMCHANGEFMWHCHANGE

평균 표 편차 평균 표 편차 평균 표 편차 평균 표 편차

근로장려 지 가구 137 15.002 5.788 39.989 40.781 -0.007 5.185 20.571 44.389

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


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.


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.



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.


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.



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


<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.


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


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)


참고문헌

강병구 (2007). 근로장려세제의 노동공 효과 분석, <노동정책연구>, 7(4), 87-109.

국세청 (2012). <2012 국세통계연보>.

기획재정부 (2013). <보도자료: 2013년 세법개정안-경쟁력을 갖춘 공평하고 원칙이 있

는 세제(2013.8.8.)>.

기획재정부 (2013). <보도자료: 년도 근로장려 지 과 련하여 내년 이후 달라지

는 근로장려세제 설명(2013.9.9.)>.

기획재정부 (2011). <보도자료: ‘공생 발 ’을 지원하기 한 2011년 세법개정안

(2011.9.7.)>.

남재량 (2007). <근로소득세의 노동공 효과 연구>, 한국노동연구원.

박능후 (2011). 근로장려세제 시행 기 효과 실증분석, <사회복지정책>, 38(2),

165-191.

박상 , 김태일 (2011). 근로장려세제가 노동공 에 미치는 효과 분석, <한국행정학회

동계학술 회 발표논문집>.

송헌재, (2011). <근로장려세제 도입이 소득가구의 노동공 후생에 미치

는 향 분석>, 한국조세연구원.

유한욱 (2008). 근로장려세제의 최 설계에 한 연구, <한국개발연구>, 30(1),

132-170.

임완섭 (2012). 근로장려세제의 노동공 효과 분석, <정책분석평가학회보>, 22(1),

219-243.

(2008). 근로장려세제의 근로의욕 증진효과:일반균형모형을 이용한 근, <재

정학연구>, 1(4), 1-43.

조선주, 김 숙 (2011). 근로장려세제가 여성의 경제활동참가에 미치는 향 분석,

<제3회 재정패 학술 회 발표자료집>, 한국조세연구원.

한국조세재정연구원 (2014). <재정패 조사 1～5차년도 조사자료 사용자 안내서>.

Heckman, J.J. (1993). What has been learned about labor supply in the past

twenty years?, American Economic Review, 83(2), 116-121.

http://panel.kipf.re.kr/

http://www.eitc.go.kr/eshome/

Kennedy, P.A. (1992). <Guide to Econometrics>, Boston, MIT Press, 3rd edition.

Kimmel, J. and Kniesner, T.J. (1998). New evidence on labor supply: Employment

versus hours elasticities by sex and marital status, Journal of Monetary

Economics, 42(2), 289-301.

Meyer, B.D. (2002). Labor supply at the extensive and intensive margins: The

EITC, welfare, and hours worked, American Economic Review, 92(2),

373-379.

National Bureau of Economic Research (2001). <The earned income tax credit>,

Working Paper 8078.


Petersen, M.A. (2009). Estimating standard errors in financial panel data sets:

Comparing approaches, Review of Financial Studies 22(1), 435-480.

Rosen, H.S. (2005). <Public Finance>, New York, 7th edition.


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:

[email protected]

근로장려세제(eitc)가 노동공급에 미치는 영향

Documents