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1 조세지원제도가기업의 R&D지출에미치는효과분석 김혁준 1), 송종국2) < 요약> 기술개발은위험도와불확실성이높고공공재적인특성이있기때문에정부의기업 R&D지원이없을경 우시장의기능만으로는적정투자가일어날수없다. 즉, R&D 의익출(spillover) 에따른외부효과 (externalities) 때문에 R&D에대한사회적수익이사적수익보다커서기업들의 R&D에대한과소투자 가발생하게된다. 따라서많은나라에서는 R&D투자촉진을위해조세지원정책을실시하고있고그효 과를분석하는것은상당히유의미한연구라할수있다. 지금까지기업의 R&D 투자촉진을위한조세지원제도의효과분석에관한연구는, 여러나라에서시도 되어왔는데각연구마다다소다른결과가제시되었다. 어떤연구는 R&D투자유인효과가세수포기만큼 있다는결과를얻었고, 어떤연구는거의유인효과가없다는결론을도출하였다. 본연구에서는조세지원효과를나타내는사용자비용에대한시계열자료를활용하여한국의조세지원제 도의 R&D 유인효과를추정해보았다. 우선 R&D 조세지원제도의이론적감면효과를먼저구하고사용자 비용대한시계열값을구했다. 또한중소기업과대기업의조세지원혜택이다르기때문에이를구분하였 고, 정부의 R&D 보조금지출도설명변수로사용하여기업의 R&D 투자결정요인을추정해보았다. 정부의조세지원에대한기업의 하고는있지만다수의경제학자들은조세지원이기업 R&D투자유인효과를추정한많은연구들이조금씩상이한결과를도출 R&D 를유인한다는주장에동조하고있다. 본연구 의추정결과는대기업 R&D투자의경우정부의 R&D 조세지원과 R&D 보조금정책과는다른방향의효 과를보이는것으로추정되어, 정부의재정정책이대기업의 R&D를유인하지못하는것으로조심스럽게 판단내릴수있다. 이와는상반되게중소기업의경우정부의 R&D 조세지원과 R&D 보조금에대한효과 가매우민감하게나타나고있어정부의 R&D 정책이큰효과가있다고판단된다. 또한국내기업의조세 지원제도에대한 R&D투자의탄력성이다른 OECD국가들에비해상대적으로작은것을확인할수있었 다. 1) 서울대학교기술경영대학원박사과정 2) 과학기술정책연구원선임연구위원

2 1. 서론 많은경제학자들은기술이지닌높은위험과불확실성그리고공공재적성격으로인해기업의 R&D 투 자결정과다른투자결정간에차이가나타난다고보고있다 (Mankiw, 2001). 특히기술이지난공공재 적특성으로인해, 시장이기업의기술개발투자에대해사회적수익의극대화수준까지유인하지못하는 문제가발생하게된다 3). 따라서적절한수준까지 R&D 투자를촉진시키기위해서는정부의개입이수반 되어야한다. 조세지원제도는이러한정부개입의대표적수단이라고할수있다. 조세지원제도의 R&D 투자촉진효과에관한연구는선진국을중심으로계량경제학적방법을이용한연 구가많이수행되었지만그효과에대해다소상반된결과를제시하고있다. 조세지원제도는기업의기술 개발을사회적으로바람직한수준으로끌어올리는데지나치게큰조세수입의포기가있어야한다는부 정적인견해를보인연구도있지만 (Klette et al., 2000), 다른한편에서는최적 R&D 보조금지원정책의 약점과실패를볼때, 조세지원이가장시장중립적인기업의기술개발지원제도라는주장을펴는연구도 있다 (Hall, 2000). 최근들어기술혁신이기업의생산성향상이나경제성장및사회적목적을달성하는데중요한요소로 여겨지고있기때문에민간기업의기술개발촉진을위한정부의지원도강화되고있는실정이다. 한국의 경우기업의기술혁신을촉진시키기위해서조세, 금융, 보조금, 구매, 법규( 특허, 표준화, 인증), 지원서비 스( 기술정보, 기술이전 / 거래, 기술지도 ) 등다양한정책수단을활용하고있다. 국가별로경제ㆍ산업구조, 정치ㆍ문화적배경에따라정책수단의선택에다소의차이가있고, 어느정책수단이기업의기술개발촉 진에더효과적인지에대한명확한해답이없지만. 조세지원제도는기업의 R&D투자를촉진시키는데 OECD 국가들이나라마다다양한지원방식을적용하여가장보편적으로사용하는수단이라고할수있 다 (Guellec and Pottelsberghe, 1991; Hall and Reenen, 2000) 년대초에본격적으로등장하기시작한기술개발에대한한국의조세지원정책은그동안국내외적 인환경변화와경제ㆍ산업발전에따라많은변천을해왔다. 근래에조세지원의혜택이축소되기는했지 만정부는여전히기업의 R&D 투자를촉진하기위해다양한조세지원제도를시행하고있다. 최근복지부 문에대한수요의증가등다양한사회적수요의변화에따라정부는조세제도의전반에대한검토를거 쳐불필요한조세감면등의혜택을최소화하려는방침을세우고있다. 그런데다양한조세지원제도의시 행에도최근민간기업의 R&D 투자증가율이둔화되고있으며, 주요산업의매출액대비 R&D투자비율도 선진국에비해여전히낮기때문에어느수준에서기술개발촉진을위한조세지원제도를개편해야하는 지에대한기준을제시할필요가있다. 따라서본연구에서는조세지원의효과가어느정도인지를정량적 인접근을통해분석하고 R&D 촉진을위한조세지원제도의방향을제시하고자한다. 이를위해본연구에서는먼저국내조세지원제도의변천내용을살펴보고, 각지원제도별로이론적인 감면효과를측정하였다. 이론적인감면은실제감면보다여러가지측면에서상이하다. 예를들어조세지 원제도를활용하는기업의수가제한적일것이고, 조세지원을활용하는데각종제도적제약이따르기때 문이다. 최저한세제도와당해연도에감면을받지못한부분에대한이월공제등등실제감면과이론적인 감면에는차이가있을것이지만, 본연구에서는이론적인감면효과를기준으로하였다. 그리고나서조세 지원의정도를나타내는대표적인지표인사용자비용을측정하였다. 사용자비용이란자본서비스에대 3) R&D의사회적수익이사적수익의 5 배로추정되고있다 (Salter et al., 2000)

3 한지대비용이며, 균형상태에서사용자비용은사회적실질수익율과경제적감가상각율의합에자본의취 득가를곱한것과같게된다. 이를구하고나서마지막으로사용자비용이기업의 R&D 지출에어떻게영 향을주는지를최소자승법 (OLS) 을사용하여회귀분석하였다. 이때조세지원제도가대기업과중소기업 에적용하는기준이다르기때문에이를구분하여그효과를추정하였다. 본연구에서는연구및인력개 발준비금적립제도, 연구및인력개발비세액공제제도, 연구및인력개발시설투자세액공제제도의감면 효과만을고려하였으며, 다른조세지원제도는제외하였다. 2. 조세지원제도의변천 조세지원제도의효과를살펴보기위해서는제도의내용적인변화즉, 지원의범위, 대상및조세감면율 의변화를보아야할것이다. 여기서는본연구의분석대상인연구및인력개발준비금적립제도, 연구 및인력개발비세액공제제도, 연구및인력개발시설투자세액공제제도에초전을맞추어제도의변천을 살펴보기로한다 년도에들어서면서정부는기업의기술개발필요성을인식하고기업부설연구소를중심으로한조 세지원체계의기본토대를구축하게되었다. 1981년 12 월도입한 조세감면규제법 개정으로다음과같 이기업부설연구소에대한조세지원제도를대대적으로신설확충되었으며, 1990년에는기술및인력개발 비세액공제제도를확대하여중소기업의경우공제비율을대기업과차별화하여종전 10% 에서 15% 로확 대하였다. 대기업에대한조세지원은 1992 년이후축소되어왔는데, 연구및인력개발준비금적립제도와연구및 인력개발비세액공제제도의적용비목에대한중복적용이배제( ) 되었고, 연구및인력개발비세액 공제제도에있어서총액기준산정방식의적용을배제하고증액기준산정방식만적용하였으며 ( ), 공제비율도종전의 50% 에서 40% 로축소조정하였다 ( ). 기술혁신조세지원제도는전반적으로축소조정된반면중소벤처기업에 대한지원은강화된편인데, 연 구및인력개발설비투자세액공제율을 5% 로단일화를했다가(1998.4), 10% 로확대한후( ) 7% 로축소조정하였다 ( ). 연구및인력개발준비금적립제도및연구및인력개발세액공제제도의 지원대상을부동산업, 소비성서비스업등일부업종을제외한전업종으로확대( ) 하였다. 연구및인력개발설비투자세액공제 ( 또는특별상각 ) 제도는세액공제율을 1981년 12월동제도신설 이후 8%( 국산기자재의경우 10%) 를지속유지하다 1993년 12월부터 5%( 국산 10%) 로축소하였으며, 특 별상각의경우 50%( ), 90%( ), 50%( 국산 70 %) 로조정되어오다가 1996년 12월삭제 ( 폐지) 하였다

4 연도개정내용 공제액: 지출액의 10% - 대상산업 : 제조업, 광업, 건설업, 기술용역사업, 전자계산조직의이용기술개발 및정보처리업, 방위산업 - 공제액: 지출액의 10% + 직전 2년간평균지출액초과분의 10% - 이월기간 : 세액공제합계액이조세지원의종합한도 ( 산출세액의 30%) 를초과하 더라도초과분에대한세액공제는 4년간이월 - 이월기간 : 세액공제합계액이법인세산출세액을초과하더라도초과분에대한 세액공제는 4년간이월 공제액: 사내직업훈련비에한해지출액의 15% 공제액: 지출액의 10% + 초과분의 10%( 대기업) 지출액의 15% + 초과분의 10%( 중소기업 ) - 공제액: 지출액의 5% + 초과분의 25%( 대기업) 지출액의 10% + 초과분의 25%( 중소기업 ) - 이월기간 : 5년으로연장 공제액: 지출액의 5%( 중소기업은 15%) 또는증가지출분의 50% 선택적용 < 표 1> 연구 인력개발비세액공제개정내용 - 공제액: 지출액의 5%( 중소기업 15%, 중소기업외 10%) 또는증가지출분의 50% 선택적용 - 대상산업 : 방송업, 물류산업추가 - 공제액: 다음의방법중하나를선택적용 - 2년간초과금액의 50% 공제 - 중소기업지출금액 15%. 중소기업외 5%( 다만, 중소기업에지출한기술 인력 개발비의경우, 10%) - 이월기간 : 자본재산업은 7 년, 기타산업은 5년 - 대상산업 : 금융 보험업제외, 공업디자인서비스업추가 - 이월기간 : 7년으로단일화 - 공제액: 과거 2년간초과금액 50% 공제 과거 4년간초과금액 50% 공제 - 공제액: 초과금액 50% 또는지출액의 15% 선택적용( 중소기업이아닌자는 50% 증가율만적용가능) 대기업은 40% 의증가율적용으로축소 자료: 대한민국법령연혁집, 법제처 - 3 -

5 < 표 2> 연구및인력개발설비투자세액공제제도 구분세액공제 ( 투자액) 특별상각 ( 취득가액 ) 연구시험용시설 직업훈련용시설 신기술기업화용시설 연구시험용시설 직업훈련용시설 신기술기업화용시설 연구시험용시설 직업훈련용시설 신기술기업화용시설 연구시험용시설 직업훈련용시설 신기술기업화용시설 연구시험용시설 직업훈련용시설 신기술기업화용시설 연구시험용시설 직업훈련용시설 신기술기업화용시설 자료: 대한민국법령연혁집, 법제처 8%( 국산 10%) 6%( 국산 10%) 50% 8%( 국산 10%) 90% 6%( 국산 10%) 50% 8%( 국산 10%) 90% 3%( 국산 10%) 30%( 국산 50%) 8%( 국산 10%) 90% 3%( 국산 10%) 50%( 국산 90%) 5%( 국산 10%) 50%( 국산 70%) 3%( 국산 10%) 30%( 국산 50%) 5%( 국산 10%) 3%( 국산 10%) 폐지 - 4 -

6 3. 조세지원제도의효과분석 3.1. 기존연구 연구개발투자는특성상자본의투자와그형태가유사하다고할수있어서, 자본투자의특성에의해서 연구개발투자의유인효과를분석할수있다 (Cordes et al., 1987; Hall, 2000; Koga, 2003). 더욱이 자본투자에대한세후수익률의분석을통해조세유인제도가기업의투자에미치는효과를분석하려는노 력은상당히오래전부터시도되어왔다 (Harberger, 1962; Jorgensen, 1963; Auerbach and Jorgensen, 1980; Jorgensen and Sullivan, 1981). 투자의흐름이세후수익률이가장높은곳을찾아간 다는가정하에각종정책이세후수익률에미치는효과를종합적으로파악해보려는시도는대체로자본 비용(cost of capital) 을추정하려는노력이나유효세율을추정하려는노력으로집약되어왔다고볼수 있다. 물론자본비용이나유효세율의추정은매우밀접한관련을갖고있는데유효세율의정확한추정은 대체로자본비용의추정혹은이와동등한정보를필요로한다고볼수있다. R&D 투자의사회적수익률 이사적수익률보다높기때문에 R&D 유인정책의효과는일반적으로조세감면으로인한조세수입의포 기와 R&D 투자의추가적인증가규모의비교로측정하고있다. 곽태원(1985) 은기업자산의자본적비용과유효세율의추정그리고자산별및산업간의적정자본형성 의유인정도를추정하였다. 그는실증자료를이용한시뮬레이션을통하여유효한계세율과자산투자의실 증적인관계를살펴본결과유효한계세율이투자에유의한영향을미친다는결론을내렸다. 계량경제학적인방법에의한추정결과를이용하여기업의투자행태를분석할수있는데, Hall and Jorgenson(1967) 혹은 Summers et al.(1981) 등의투자방정식의추정은비록유효한계세율이나자본 비용을명시적으로계산하고있지는않지만그들의이른바 적정자본스톡 (desired capital stock) 이나 Q 변수 등은이미유효세율이나자본비용에해당하는정보를함축하고있다고볼수있다. Eisner et al.(1984) 의경우미국의 1981년도 ERTA(Economic Recovery Tax Act) 하에서 R&D세액 공제가기업의 R&D 투자에미치는요인과유효한계세율과실질세율을추정하여그효과를분석하였다. Cordes and Sheffrin(1983) 도 R&D에투여되는자본과비자본투입요소역시자본적특성을가지고있 으므로 R&D에융합된시설투자및비자본투자도역시시설투자를결정하듯이사용자비용과사회적실 질수익률및유효한계세율에의해서결정된다고보고있다. 이들은 R&D지출비중이다른산업간에있 어서유효세율과사용자비용및사회적실질수익률및유효한계세율의추정을통해서조세유인제도의효 과분석을시도하였다. Mansfield(1986) 는세액공제가실제로총R&D지출의변화에얼마나영향을주었는지에대해서매우미 미하다 4) 는분석결과를제시하였다. 세액공제의증가가총 R&D의증가를가져오는지보기위해서시계 열자료를이용하여총 R&D의증가와세액공제를받는 R&D의증가율을구분하고직관적인결론과설문 조사에의한결과가일치함을보였다. 이와더불어회귀분석을통하여실제몇몇국가( 미국, 캐나다, 스웨 덴등) 의자료를이용해조세수입 1단위의감소가연구개발지출의몇퍼센트의증가를가져오는가하는 4) 조세유인제도가 R&D의지출증가에대한영향이작은이유는다음과같다고 Mansfield 는설명하고있다. 1 많은기업들이세액공제를받을만큼이윤실현하지못한다. 2 R&D에대한세후가격을많이줄이지못 한다. 3 R&D에대한수요가격탄력성이일반적으로적으므로세액공제로인한가격의하락에대해서 R&D 지출의변화는비탄력적이다. 4 조세유인제도는기업의현금흐름에영향을줄수있다. 그러나그효과가 매우작다

7 추정을시도하였다. 그결과조세유인정도는여러요인에의해서매우제한적인증가를받고있음을보 여주었다. 그리고 Hall(1992) 은미국기업들의횡단자료의분석을통하여미국의 R&D지출에대한조세감면이연 구개발투자의증가에어떤영향을주는지를추정하였다. Hall은연구개발에대한사적한계생산과사회적 한계생산이다른데, 투자자들에의한자본의비용이바로사회적으로지불하려고하는대가라는것이다. 이러한사회적균형과가격탄력성을알수있다면, R&D의사회적균형에도달하기위해필요한가격의 인하, 즉보조금을구할수있다. Hall은여기서 R&D의가격탄력도가거의 1(unity) 에가깝다는추정결 과를얻었으며, 단기적으로볼때 5% 의조세감면이 2년동안 13% 의연구개발증대를가져온다고추정 하고있다. 따라서단기적으로 1982년불변가격으로 10억달러의조세수입포기로 20억달러에달하는 연구개발지출의유인이발생하는것으로보고있다. Hall의추정치가 1981년부터 1985년동안에 70억 달러의세수입포기로 15억에서 25억달러의연구개발지출의증대효과가있음을보여준 GAO의연구결 과(1989) 와 1982년에서 1989년사이에매년평균 28억달러의연구개발지출의유인효과가있음을보여 준 Baily and Lawrence(1992) 의연구결과보다높은조세감면에의한 R&D지출유인효과를보여주고 있는데, 이는그가추정에사용한데이터가 IRS의데이터보다다소신뢰가떨어지고있는데기인할수도 있다. 한편국내에서도윤건영 임주영(1993) 은조세지원제도의경제적효과와관련한분석이매우미진함을 지적하면서, 한국의조세지원제도에대한경제분석의현실을염두에두고경제정책수단으로서지원제도 사이의조화와균형및실질효과등을분석하고앞으로의발전방향을모색하는데역점을두었다. 손원익 (2002) 은 B-지수를사용하여한국의 R&D 지원이상대적으로높은국가임을보여주었고, R&D투자에 대한조세지원의효과에대한측정도시도하고있으나대기업과중소기업을구분하지않았으며추정의 결과통계적으로유의한결과를얻지못했다. 원종학 김진수(2004) 는 2002 년도, 2003년도의기업데이 터를사용하여기업규모별로 R&D에대한조세지원의효과를추정한결과매출액은 R&D 투자에양의 효과를, 조세지원도 R&D 투자에양의효과를미치는것으로나타났다. 이연구에서는조세지원데이터 를이론적효과를나타내는 B- 지수대신에조세감면액을사용하였는데, 이는 R&D지출액과조세감면 액과상관관계가존재해서내생성(endogeneity) 문제가발생함에도불구하고이를고려하지않았다는문 제가있다 조세지원제도의이론적효과 앞장에서보았듯이한국은기술혁신을위하여다양한지원제도를시행해왔으며, 그결과민간의기술 혁신에긍정적인효과를준것으로볼수있다. 여기서는여러가지지원제도중에서분석의편의상가장중요한지원제도인연구및인력개발비의세 액공제와연구및인력개발시설투자공제제도, 기술개발준비금에대해각각그지원효과를이론적으로 전개해본다. 지출액세액공제 연구개발투자의경상지출비와연구및인력개발의시설투자에대한세액공제의유인효과를분석하기위 해아래와같은기업의이윤극대화함수식을상정하기로한다. 즉, 기업의수익을기술개발투자에대한 증가함수로보고세액공제가기술개발투자의한계비용에미치는영향을고려한다. 이때한계수익성은 - 6 -

8 감소한다고가정하고투자의한계수익성과한계비용을비교하여세액공제의투자유인효과를분석한다. 기술개발투자만이투입요소라고가정한수입함수를 f(y) 라하고, 이함수가 f '(y)> 0, f ''( y) < 0의 조건을만족한다고하자. 기업의이윤극대화조건인한계수익 ( f'(y) ) 이한계비용과같아지는수준에서 기술개발투자가결정된다. 여기서법인세와세액공제가적용되는경우를상정하여세액공제율을 k, 법인 세율을 u 라고하면함수식은다음과같이쓰일수있다. M ax ( 1 - u )( f( y ) - y ) + ky y (1) 따라서이윤극대화조건은 f'(y) = 1 - k/(1-u) 이되고, 세액공제가도입됨으로써기업의한계비용이 k/(1-u) 만큼감소하는데, 여기서조세감면의효과는그대로조세감면율 k가된다. 그러나이러한투자 촉진효과가언제나발생하는것이아니고아래의조건을만족시켜야한다. 기업이세액공제혜택을받을 수있을만큼당해연도에이윤이충분히있어야하고, 이윤이공제를하기에충분치않을경우임계수준 의투자를초과하지않은투자에대해서는세액공제제도에의한한계비용감소가있지만그이상의투자 에대해서는한계비용감소는없게된다. 이경우세액공제제도의효과는제한적이될수밖에없다. 증가세액공제 현행증가세액공제제도는당해과세년도의기술 인력개발비의지출액이직전 4년간의평균지출비를초 과하는경우초과지출금액의일정비율그해의사업소득세나법인소득세에서공제를해주고있다. 따라 서기업이 서현재의 R&D투자로부터의기대수익을극대화하기위해서는세액공제의현재가치를극대화하는점에 R&D 지출을결정해야한다. 기대수익을극대화하는기업의경우현재의지출증가는장래의 세액공제에영향을줄수있다. 예를들어기업이비교년도에세액공제를받은만큼수익을얻고있다면, 다음해의세액공제부분은현재의지출증가로인하여세액공제대상이되는기준을증가시키게되고장래 의세액공제는그만큼감소할수도있다 5) 증가세액공제에서 R&D 지출은명목가치를적용하므로인플레이션에의해서도영향을받으며, 기대수익 을극대화하는기업은세법에서규정하는법정감면율과실제유효감면율 (effective rate of tax credit) 간 에차이가발생할수있다. 이를감안한실제유효감면율을결정하는공식을정리하면다음과같이쓸수 있다. k t = η [ z t - 1 h Y t + j ( 1 + r) ] - j (2) j = 1 여기서 k t 는유효감면세액공제율이며, η는실제감면세액공제율이며, r 은할인율, z t 는비교년도 t기에 인정되는기준년도초과지출인정율이다. 1/h 는현재지출증가로인한기준년도의지출액변화율을나 타내며, Y t + j 는현재의세액공제가장래의세액공제에미치는영향을나타내는확률을나타낸다. 현재 의지출증가가장래의세액공제에영향을주거나주지않을수도있다. 만약에현재의세액공제가장래 5) Eisner et al.(1984) 참조 - 7 -

9 의세액공제에영향을준다면 1이고전혀영향이없다면 0 이다. 기술개발준비금제도 준비금제도는납세이연을통하여감면혜택이발생하는간접감면제도인데, 납세이연을통한감면효과는 장기간에걸쳐나타나므로준비금제도의순감면효과를측정하는것은쉬운일이아니다. 준비금제도는 손금산입이일어나는과세연도의세부담을줄여주지만손실이나비용을준비금과상계하거나준비금이 익금으로환입되는과세연도의세부담은늘리기때문에준비금제도의순감면효과는이두가지효과를 모두고려하여야한다. 준비금 1원을손금산입하고 m년거치한다음 n년에걸쳐균등하게분할하여익금에환입하는일반적인 경우를생각해보자. 준비금이손금산입될때의한계세율을 t라하면준비금 1원의손금산입에따른감 세효과는물론 u 원이다. 그러나적립된준비금이익금으로환입될때에는세부담이늘어나게되므로준 비금의손금산입과익금환입을모두고려할때의순감면효과의현재가치는다음과같이나타낼수있다. x t = u [ 1-1 n ( R ) m + n ( 1 + R ) n - 1 R ] (3) 여기서 u 는준비금의손금산입과익금환입이일어날때의한계세율, R ( 1- u)i 는세후할인율, i 는 이자율이다. 식 (3) 을도출함에있어 m 년거치후처음으로환입되는준비금에 ( 여할인하였는데, 그것은그환입시점이환입이이루어지는과세년도의말이기때문이다 R ) m + n 을곱하 같은요령으로 거치기간과환입기간을연속적인시간의개념으로환산하여보면준비금중제일마지막에환입되는 1/n원은환입이이루어지기전까지 m+n 년간활용되는것을알수있다. 식(3) 에서대괄호안의두번째 항은익금으로환입되는금액의현재가치를나타내며, 대괄호전체의표현은순감면효과의현재가치와 동일한감면효과를지니는소득공제의크기와같다. 앞에서논의한한국의기술개발유인제도의조세감면효과의이론적모형에따른추정결과는 < 표 5> 에 나타나있다. 준비금제도에대한 R&D투자의조세감면효과는이자율이높던 1980년대에는 R&D지출세 액공제보다도감면효과가큰것으로나타나고있으나( 대기업의경우확연히혜택이큼), 1990년대후반 부터이자율이떨어지면서감면효과가현저히적어지고있다. 대기업의경우 1999년도부터중복적용금 지로그혜택이사라졌으며, 2007 년도부터폐지되어중소기업도혜택이없어진다. R&D지출에대한조 세감면은 1990년에서 1992년사이에정점에이르렀다가그후지원규모가축소되고있음을알수있는 데, 중소기업은감면효과가유지가되나대기업의경우급속히감면효과가감소하는추세이다. 왜냐하면 1994 년도부터대기업은증가세액공제만을적용받을수있게했기때문이다. 경상지출에대한세액공제 의실제감면효과는공제율만큼으로볼수있는데, 증가세액공제제도의경우 R&D투자로부터의기대수익 을극대화하기위해서는세액공제의현재가치를극대화하는점에서현재의 R&D 지출을결정하는기업 의행위에영향을준다. 본추정에서는식(2) 의세액공제율 ( η) 은 10%, 할인율(r) 은회사채수익율, 비교년도 t기에인정되는기 준년도초과지출비율초과액모두가공제되므로 z t 는 1, 현재지출증가로인한기준년도의지출액변화 율은과거 2년을기준년도로할경우 1/h 은 0.5, 4년을기준으로할경우 0.25 의값을가지며, 현재의세 - 8 -

10 액공제가장래의세액공제에미치는영향은완전하다고보고확률 Y t + j 는 에서는 1 로주고추정하였다. 본연구 1996 년까지적용되었던특별상각에대한감면효과는제외하였는데, 그이유는시설투자세액공제 와선택적용을하게되어있었기때문에시설투자세액공제를모든기업이적용할것이라고가정하였다. 또한세액공제제도는최저한세제의적용을받는데, 만약연구개발투자를증가시켰음에도조세감면의크 기가최저세액을초과한경우나이익이발생하지않은경우로인해당해연도에세액공제를받지못하면 5 년이내에이월시켜공제혜택을받을수있게하고있다. 이는실질적으로최저한세제의적용으로인한 유인효과의제한을완화시키는구실을한다. 년 제도 준비금제도 < 표 3> 제도별지출단위당감세효과의추정결과 총지출액 조세감면율 (A=B+C)* 6) 지출액조세감면율 (B) 증가세액조세감면율 중소기업대기업중소기업대기업중소기업대기업중소기업대기업 (C) 연구및인력 시설투자공제 ) N.A. 8) N.A N.A N.A. 9) N.A N.A N.A N.A N.A N.A 조세지원제도의조세감면효과 : B- 지수, 사용자비용, 유효한계세율 조세지원제도의유인효과를추정하기위해서는조세지원제도의조세감면효과를수치화한지표를구하 는것이중요하다. 조세감면효과를나타내는지표로는 B- 지수(Guellec and Pottelsberghe, 2000), 사용 자비용 (Hall, 1992; Hall and Reenen, 2000; Bloom et al., 2002; Koga, 2003), ( Jorgensen and Sullivan, 1981; King and Fullerton, 1984; Cordes et al., 1987) 등이있다. 유효한계세율 6) 이자율은회사채수익률을이용하였으며, 에대해서는회사채 ( 장내), 에대해서는회사채 ( 장외, AA- 등급) 를이용하였음 7) 증가세액공제나지출세액공제중에선택하도록되어있음( 94 개정된조세감면규제법에의거) 8) 1999년부터대기업의준비금제도의중복젹용이배제됨 9) 2001년부터지출액세액공제는중소기업에한함 - 9 -

11 B- 지수의산출 B- 지수의경우투자에대한사용자비용개념에서조세부문의효과만을보기위한지수라고볼수있다. B- 지수는서로다른조세제도를가진나라들의조세지원의정도를비교하는데유용한데, 기업의 R&D투 자 1 단위에대한최소한의수익의현재가치라고할수있다. 사용자비용은자본서비스에대한지대비용 이며, 균형에서사용자비용은사회적실질수익율과경제적감가상각율의합에자본의취득가를곱한것 과같게된다. 본연구에서는대기업과중소기업의조세지원제도감면크기가다르기때문에구분하고, B-지수와자본 의사용자비용을구하기위하여필요한 R&D 투자의비목별비중과감가상각율을각각 < 표 4> 와 < 표 5> 에서구했다. 년도 < 표 4> 연구개발비지출의비목별비중 중소기업 대기업 경상비 ( α) 기계 ( β) 건물 ( γ) 경상비 ( α) 기계 ( β) 건물 ( γ) R&D 의비목별비중은대기업과중소기업이거의유사하나연도별로보면최근경상비의비중의점점 커지고있음을알수있다. 감가상가율은기계와시설투자에대한법정상각율을사용하였으며, 건물의경 우정율법으로통일하여적용하였다 10). 선진국의경우자본적지출에대한비중은우리보다더적으며, 경상비중에서인건비에대한지출비중이매우높다. 이는첨단기술과원천기술의개발을위해서는우수 한인력에대한투자가필요함을간접적으로시사해준다. 여기서감가상각율을구하는공식은 d = 1 - S 1/n (S: 잔존가율, n: 내용연수 ) 이고, 감가상각의현재가 치 11) 는 Z t = d t + d t ( 1 - d t ) + d t ( 1 - d t ) r t ( 1 + r t ) = = d t ( 1 + r t ) ( d t + r t ) 로표현할수있다. 여기서 10) 1995년이후건물의경우정액법이적용되었지만계산상의편의를위해정율법을적용하였다

12 r t 는할인율이다. 한편, 경상비에대한감가상각율은매년즉시써버리기때문에 d t =1 을적용하였다. 년도 < 표 5> 감가상각율과감가상각의현재가치 내용연수( 년) 감가상각법감가상각율감가상각현재가치잔존가율기계건물기계건물기계건물기계건물 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정률 정률정액 정률정액 정률정액 정률정액 정률정액 정률정액 정률정액 정률정액 정률정액 정률정액 일반적으로 이표시할수있다 12). B-지수값은연구개발비에대한세제지원에따라다르게나타나며그산출식은다음과같 B= ATC 1-t = 1-t(α+βZ e+γz s )-k 1-t (4) ATC : 단위당세후비용 (after tax cost) 으로연구개발투자에대한기업의순비용, 즉연구개발조세지원혜택을고려한후의비용 t : 법인세율 α β γ : : : 연구개발지출에서경상지출이차지하는비중 연구개발지출중에서기계장치가차지하는비중 연구개발지출중에서건물이차지하는비중 11) Hall and Reenen(2000) 과 Koga(2003) 의감가상각의현재가치계산방법을이용하였다. 12) 본연구에서는손원익(2002) 과같은방법을이용하였다

13 Z e Z s : : k : 기계장치에대한감가상각의현재가치 건물에대한감가상각의현재가치 단위당세액공제의현재가치 위의식 (4) 를통해구한 B- 지수는아래의 < 그림 1> 에서보여주고있다. < 그림 1> 에서보면조세지원 혜택이클수록 B- 지수는작아지며, 우리나라의경우 1980년대후반에서 1990년대초반사이에조세지 원혜택이강화되다가, 그이후최근까지조세지원의혜택이줄어들고있음을볼수있다 B- 지수 중소기업대기업 연도 < 그림 1> B-지수 사용자비용 (User Cost) 의산출 본연구에서사용자비용은 Hall and Jogenson(1967) 과 King and Fullerton(1984) 에서도입한일반개 념을사용하였으며, 세후최소수익율을얻기위해필요한한계투자에대한세전실질수익률을유도하는 것이다. 구하는접근방법으로사용자비용은자본서비스에대한지대비용이며, 균형에서사용자비용은사 회적실질수익율과경제적감가상각율의합에자본의취득가를곱한것과같게된다. R&D투자비목 j에대한사용자비용은 로표시할수있다. j : 기계, 건물, 경상비 ρ jt = 1-(A d jt +A c jt ) 1-t (r t +δ j ) (5) A d jt : t (j의감가상각의현재가치 13)) 13) 위에서구한감가상각의현재가치 Z t 와같다

14 또한 A d jt δ j : j의세액공제의현재가치 14) : j의경제적감가상각률 R&D투자에대한사용자비용을구하면 15) ρ t = 3 w jt ρ d jt로나타낼수있다. 이때, w jt 는연구 j=1 개발지출중에서 j 가차지하는비중이다. 아래의 < 그림 6> 은식(5) 를통해구한중소기업과대기업의사 용자비용이다. < 그림 6> 을보면사용자비용은 1980 년대중반이후매년증가하고있는데, 중소기업보 다대기업의사용자비용이더큰증가율을보이고있음을알수있다. 이는중소기업의기술개발지원제 도는계속강화되어온데비해, 대기업의경우 1990년초이후조세지원이계속약화되어온것이주된 원인으로볼수있다. 물론사용자비용에영향을주는이자율이나물가등의요인도작용했으리라판단된 다 사용자비용 중소기업대기업 연도 < 그림 2> 사용자비용 유효한계세율의산출 유효한계세율은한단위의수익증가에따른세율을의미하며그동안조세지원효과를측정하는지표로 서많이이용되어왔다 (Harberger, 1962; Jorgensen, 1963; Auerbach and Jorgensen, 1980; Jorgensen and Sullivan, 1981; King and Fullerton, 1984; Cordes et al., 1987). 국내에서도곽태원 (1985) 을시작으로원윤희 현진권 (2000), 나성린 안종범 원윤희 (2004) 에의해유효한계세율을이 용한조세지원의효과를분석하는연구를진행해왔다. 하지만지금까지의연구는주로자본투자에대한 유효한계세율의영향을분석한것으로서연구개발투자에대한영향을본격적으로다룬연구는없었다. 14) B-지수의 φ와같다. 15) 본연구에서사용자비용은주로 Hall and Reenen(2000) 의방법을이용하였다. 하지만 Hall and Reenen(2000) 이매년기계/ 건물/ 경상비의비율을 OECD (1991) 의자료를근거로 0.064/0.036/0.90 로일정하게본반면본연구에 서는매년실측데이터를이용하였다. 따라서, Hall and Reenen(2000) 은가중치가 w j 인반면본연구에서는 w jt 가된다

15 그주된이유로는연구개발투자중에서주된비중을차지하고있는경상지출에대한경제적감가상각율 을어떻게적용할것인가에관한체계적인연구가부족하기때문이다. 그나마 Cordes et al.(1987) 가이 에대해거의유일하게연구개발투자에대한모형을제시하고있는연구라고할수있다. 그들은연구개 발투자가기계, 건물, 경상지출이하나의 technical knowhow 를만드는투자로간주하여, 각자본투자의 가중평균의형태로사용자비용을구성하고있는모형을다음과같이제시하고있다. c R = (B+r-p)(ac e+bc s +g(1-τ-k R )q d ) 1-τ (6) h=( c R q R )-B (7) t R = h R -r * h R (8) 본연구에서는 Cordes et al.(1987) 의방법에따라유효한계세율을도출해봤지만조세지원제도가 지출에미치는영향을분석하는데는다음과같은몇가지문제점을가지고있었다. 첫째, 식 (7) 이의미 하고있는연구개발지출의 hurdle rate of return 을구하기위해필수적인경제적감가상각율 (B) 을어떤 값으로정해야할것인가의문제이다. Cordes et al.(1987) 는이것을 10% 로정해분석을하고있는데 이는연구개발투자가특허를생산한다고본감가상각율이라고해석할수있다 16). 한편 Hall and Reenen (2000) 은이것을 30% 라는다소큰값을적용하기도했다. 그러나, 유효한계세율은경제적감가상각율값 에매우민감하기때문에분명한이론적근거없이적용하기에는무리가있다고판단된다. 둘째, 사회적 수익률 ( r * ) 을어떤값으로적용할것인가의문제이다. 원윤희 현진권 (2000) 은자본조달에있어서사내 유보와차입금의비율로나누어사회적수익률을구하기도했으나이값이사회적수익률이라고보기에 는다소무리가있다. 위의두가지문제에더해, 사용자비용을이용하다면조세지원제도의조세감면효 과를구하는데굳이유효한계세율을구할필요가없기때문에본연구에서는사용자비용을중심으로실 증분석을진행하였다 17). R&D 3.4 실증분석 본연구의실증분석은크게두가지데이터셋을이용하여진행하였다. 하나는한국과학기술기획평가원 (KISTEP) 의 1987년부터 2004 년까지의연구개발활동조사보고서데이터를이용하였다. 이를통해서 18 년간변해온조세지원제도에대해대기업과중소기업이어떤행태를보이는지를분석하고자하였다. 아 래에서는이를거시데이터라명명하도록하겠다. 다른하나의데이터는 2000년에서 2004년까지의 unbalanced 패널데이터이다. 패널데이터는개별기업의매출액, 비목별비중, 정부보조금이포함된데이터 로서이를통해개별기업의 다. B- 지수와사용자비용을도출하였다. 이는미시데이터라명명하도록하겠 16) 특허의수명을 20 년으로보고, 잔존가율 0.1로했을경우 의감가상각율이나온다. 17) B-지수를이용한분석은주로국가간비교에쓰이기때문에국내의대기업과중소기업의차이를보려고하는본연구의분석에는다소미흡할것으로판단되었다. 실제로 B-지수를이용하여분석한결과통계적유의성에도문제가있었을뿐만아니라그추정값도적절치않은결과가나와서제외시켰다

16 거시데이터분석 모형 (1a) ln(rd t )=β 0 +β 1 ln(ucost t )+β 2 ln(gov t )+β 3 ln(sales t-1 )+β 4 YEAR t +ε t (9) 모형 (1b) ln(rd t )=β 0 +β 1 ln(ucost t-1 )+β 2 ln(gov t )+β 3 ln(sales t-1 )+β 4 YEAR t +ε t (9) 모형 (1a) 에서종속변수로는 t기의 R&D 지출액( RD t ) 이고, 독립변수로는 t기의사용자비용 ( UCOST t ), 정부의민간부문으로의보조금( GOV t ), (t-1) 기의매출액( SALES t - 1 ), 그리고연도의통 제변수 ( YE A R t ) 를사용하였다. 연구개발지출과사용자비용간의관계를실증분석한기존의연구는연구 개발에대한결정이대부분전기말또는당해기초에이루어지기때문에당해기의조세지원보다전년도 의조제지원에영향을받는다고해석하면서, UCOST t - 1 을독립변수로넣어분석하기도하였다 (Bloom et al. 2002; Koga, 2003). 그러나, 본연구에서는조세지원제도라는것이전기에개정결정된 다음당해기에시행하기로미리공고되기때문에이미기업의연초연구개발계획수립시그공고된제도 에따라연구개발지출이결정될수있기때문에 UCOST t 를이용한것을모형 (1a), UCOST t - 1 를이 용한것은모형 (1b) 로놓고두모형을비교하였다. 한편, 모든변수에대해서는탄력성을살펴보기위해 자연로그를취하였다. 탄력성을이용한분석은 Bloom et al. (2002), Koga (2003) 등에의해이루어졌 다. 모형 (1a) 와사용자비용을이용한조세지원효과가기업의 R&D투자에미치는효과를분석한모형 (1b) 의추정결과는아래의 < 표 6> 에서보여지고있다. 모형 (1a) 의결과를살펴보면대기업의경우대기업의경우사용자비용에대한 R&D 투자의탄력성은 무려 3.846로양의값을가지며통계적으로유의미한값을갖고있어서정부가조세지원의혜택을늘리 면기업의 R&D 를감소시키는것으로해석할수있다. 정부의 R&D 보조금에대한탄력성은 로 음의값을가지며통계적으로유의미한값을가지고있어, 정부 R&D 투자가민간의 R&D투자를구축하 는효과(crowding out) 가있음을보여주고있다. 매출액에대한 R&D투자의탄력성은 2.05를보이고있 으며통계적으로유의한값을보여주고있다. 반면에중소기업의경우사용자비용 ( 조세지원 ) 에대한 R&D투자의효과는탄력성이 로음의계 수값을보여조세지원의혜택이클수록중소기업은 R&D 투자를증가시키는것으로해석할수있다. 매출 액에대한 R&D투자의탄력성은 0.674로대기업보다훨씬적은값을보이고있으며통계적으로유의미 한결과를갖고있다. 정부의보조금에대한중소기업의 R&D투자탄력성은 0.281로양의효과를보이고 있어대기업과달리정부의 R&D 보조금이중소기업의 R&D 투자를유인하는것으로나타나고있다. 이처럼정부의정책(R&D 보조금과조세지원 ) 에대한대기업과중소기업의효과가서로상반된결과를 보이고있는것은대기업의경우정부의정책유인효과와관계없이 R&D 투자를하고있고, 중소기업은정 부의정책에상당히민감한반응을보이고있다고설명할수있다. 이는 Koga(2003) 의일본기업의조세

17 지원과정부보조금에대한효과와상당히다른결과를보이고있다. Koga에서는대기업의조세지원효과 가 으로나타나고있어조세에민감한반응을보이는것으로추정되고있다. 또한원종학 김진수 (2005) 에서대기업의경우도조세지원에대한효과가정의관계로나타난것과다른결과이다. 또한정 부의보조금과관련한효과에대해서본연구결과와유사하게원종학 김진수(2005) 에서도대기업의경 우에도구축효과를보이는것으로추정되었다. < 표 6> 거시데이터분석결과 모형 1a 모형1b Variable 대기업 중소기업 대기업 중소기업 Constant ln(ucost t ) ln(ucost t-1 ) *** ( ) *** (3.3166) ln(gov t ) *** ( ) ln(sales t-1 ) *** (6.0219) YEA R t ** ( ) ( ) *** ( ) * (2.1196) ** (3.0492) (1.2170) ( ) ( ) ( ) *** (3.2213) (0.9366) ( ) ** (1.3601) * (1.8830) * (1.9290) (1.5770) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 ( 괄호안은 t-value) 모형 (1b) 를보면비록대기업의사용자비용의추정계수가통계적으로유의하지않은값을보이고있지 만그추정계수의크기를통해서역시대기업보다는중소기업이조세지원효과에더민감한반응을보이 고있음을확인할수있다. 한편정부의보조금에대해서도모형 (1a) 와비교했을때대기업에대해서는 crowding out, 중소기업에대해서는 crowding in 의효과가있음을확인할수있다. 매출액에대해서는 대기업, 중소기업모두통계적으로유의한값을보여전기의매출액이이번기의 R&D 투자에양(+) 의효 과를가짐을확인할수있다. 모형 (1a) 와 (1b) 를통해드러난것으로보건데대기업과중소기업이정부의조세지원효과에대해반응 하는양태가확연히다름을확인할수있다. 즉, 중소기업의경우정부의조세지원에매우민감하게반응 하여 R&D 투자를하는데비해대기업은정부의조세지원과는상대적으로둔감하게반응하고있다

18 미시데이터분석 본연구의미시데이터분석은거시데이터분석의 time series가비교적짧은편이고데이터가상대적 으로적은단점을보완하기위해진행하였다. 따라서미시데이터가비록 5 년간( ) 의짧은기간 의데이터라하더라도매년 4000~6000 개기업을대상으로조사한데이터라서기업의미시적특성을충 분히반영하고있다고할수있다. 이를통해서각기업고유의사용자비용을구해서조세지원효과에대 한기업의행동을보다정확하게분석할수있는장점이있다. 하지만 5년간의조세지원제도의변화가그 리크지않기때문에이에따른기업의행동이크게드러나지않는문제점이있을수있다. 모형 (2a) lnrd it = + β1lnucostit + β2lngovit + β2lnsalesit 1 α + ε it 모형 (2b) lnrd it = + β1lnucostit 1+ β2lngovit + β2lnsalesit 1 α + ε it 미시데이터분석의결과는다음의 < 표 7> 에서보여주고있다. 모형 (2a) 를보면전체기업, 대기업, 중소 기업의사용자비용에대한기업의 R&D투자의탄력성은 , , 로서모두양의값을 갖고있어서, 사용자비용이클수록즉, 조세지원효과가작을수록기업의 R&D투자는더커진다는다소 이해안되는결과를보여주고있다. 하지만모형 (2a) 에서는이들값들이모두음의값을갖는다. 따라서 이를통해서패널데이터를이용한조세지원효과에대한 R&D탄력성을구하고자할때에는사용자비용 에 time lag 1 을둔모형 (2a) 가더적합하다는것을확인할수있다. 실제로 Bloom et al. (2002), Koga (2003) 등도모형 (2a) 를이용한분석결과를보여주고있다. Bloom et al. (2002) 는 9개의 OECD국가들 18) 의조세지원제도데이터를이용하여사용자비용에대한 R&D 투자의탄력성을구했다. 그결과단기적으로는 ~ 의값을보이고있고, 장기적으로는 ~ 의탄력성을나타냈다. 본연구의모형 (2b) 에서구한전체기업의사용자비용에대한 R&D투자의탄력성은 로서, Bloom et al. (2002) 의연구결과보다상당히작은탄력성값을보이 고있다. 이는국내기업들이조세지원제도에다른 OECD국가들에비해상대적으로둔감한행태를보이 고있음을의미한다. 한편, Koga (2003) 는일본기업을대상으로중소기업과대기업을구분하여사용자비용에대한 R&D투 자의탄력성을구하였다. 그는중소기업은 의탄력성값을, 대기업의경우 의탄력성값 을보인다는결과를도출하였다. 본연구의모형 (2b) 에서는대기업의탄력성이 , 중소기업의탄 력성이 이라는결과를도출하였다. 대기업이중소기업보다조세지원효과에더민감하게반응한 다는것은 Koga (2003) 의결과와일치하지만탄력성값에있어서는 Bloom et al. (2002) 과의비교에서 와마찬가지로상당히작은값을보이고있다. 18) 호주, 캐나다, 프랑스, 독일, 이탈리아, 일본, 스페인, 영국, 미국

19 < 표 7> 미시데이터분석결과 모형 2a 모형2b Variable 전체 대기업 중소기업 전체 대기업 중소기업 Constant ln(ucost t ) ln(ucost t-1 ) ln(gov t ) ln(sales t-1 ) *** ( ) ** (2.1744) *** ( ) *** (6.4289) *** ( ) ** (2.4424) *** (4.0279) * (1.7832) *** ( ) (1.5664) *** ( ) *** (8.8687) *** ( ) *** ( ) *** ( ) *** (5.7645) *** ( ) *** ( ) *** (3.9680) (1.6296) *** ( ) *** ( ) *** ( ) *** (7.8362) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid F-statistic Durbin-Watson stat *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 ( 괄호안은 t-value) 4. 결론및시사점 본연구는정부의재정정책즉, 조세감면제도와 R&D 보조금지원이기업의 R&D투자에과연어떤영향 을미치는가에대해이론적인분석모형을바탕으로검증하려고시도하였다. 정부의조세지원에대한기 업의 R&D투자유인효과를추정한많은논문들이조금씩상이한결과를도출하고는있지만다수의경제 학자들은조세지원이기업 R&D 를유인한다는주장에동조하고있다. 단정부의세수포기와조세유인의 효과에대한비용/ 수익관점에서볼때경제적으로긍정적인효과를보이느냐는또다른관점이다. 본연구에서는먼저조세지원제도를나타내는여러지수들에대해서이론적으로검토해보았다. 그리고 나서조세지원을나타내는사용자비용개념을도입해서정부의조세지원을제한된시계열자료와기업의 패널자료를이용하여조세지원효과에대한기업의행동을살펴보았다. 결론은거시데이터를이용한분 석에서는대기업 R&D투자의경우정부의 R&D 조세지원과 R&D 보조금정책과는다른방향의효과를 보이는것으로추정되어, 정부정책이대기업에대해서는그렇게큰의미가없지않느냐는판단을조심스 럽게내릴수있다. 이와는상반되게중소기업의경우정부의 R&D 조세지원과 R&D 보조금에대한효과 가매우민감하게나타나고있어정부의 R&D 정책이큰효과가있다고판단된다. 한편, 미시데이터를이 용하여대기업, 중소기업의조세지원효과에대한 R&D 투자의탄력성을추정한결과, 정부의조세지원제 도에따른 R&D 투자의반응이상당히둔감함을확인할수있었다

20 그러나본연구에서사용된시계열데이터는그수가부족하다는한계가있었고, 패널데이터의경우도 기간이짧아조세지원제도의변화를충분히반영하기힘들었다는한계가있었다. 또한조세지원효과를 나타내기위한 업의 B-지수나사용자비용을구할때설정되는상당히많은가정들로인해조세지원효과가기 R&D 지출에미치는영향을분석하는데한계가존재하였다. 보다엄밀한조세지원제도의효과를추 정하기위해서는 R&D 의경상지출과자본지출간의차이에대해보다명확한이론적검증이필요하고, 그 것을바탕으로엄격한모형의수립이필요하다

21 < 참고문헌 > 곽태원 (1985) 우리나라법인기업의유효한계세율, 한국개발연구원, 나성린 안종범 원윤희 (2004) 중소기업관련법인세의유효한계세율분석, 공공경제 9(1), 3-36 손원익 (2002) 연구개발 (R&D) 투자에대한조세지원의실효성분석, 한국조세연구원 원윤희 현진권 (2000) 한국의유효한계세율 : 1960~1998 년기간을중심으로, 한국금융연구원, 한국경 제의분석 6(3), 원종학 김진수 (2005) 기업연구개발활동조세지원연구, 한국조세연구원 윤건영 임주영 (1993) 조세지원제도의현황및개선방향, 한국조세연구원 Auerbach, A. and Jorgensen, D. (1980) "Inflation-proof depreciation of assets", Harvard Business Review 58(5), Baily, M. and Lawrence, R. (1992) "Tax incentives for R&D: What do the data tell us?", Washington DC: Study commissioned by the Council on Research and Technology, Photocopied Cordes, J. J. and Sheffrin, S. (1983) "Estimating the tax advantage of corporate debt", Journal of Finance 38(1), Cordes, J. J. Watson, H. and Hauger, J. (1987) "Effects of tax reform on high technology firms", National Tax Journal 40(3), Eisner, R,. Albert, S. and Sulivan, M. (1984) "The new incremental tax credit for R&D: Incentive or disincentive", National Tax Journal 37(2), GAO (1989) "The research tax credit has stimulated some additional research spending", Washington DC: Report GAO/GGD Guellec, D. and van Pottelsberghe, B. (2000) "The impact on public R&D expenditure on business R&D", STI Working papers 2000(4) Hall, B. (1992) "R&D tax policy during the eighties: success or failure?", NBER Working paper No. 4240, Cambridge, MA Hall, B. and Reenen, J. (2000) "How effective are fiscal incentives for R&D? A review of the evidence", Research Policy 29(4/5), Hall, R. and Jogensen, D. (1967) "Tax policy and investment behavior", American Economic Review 57(3), Harberger, A. (1962) "The incidence of corporation income tax", Journal of Political Economy 70(3), Jorgensen, D. (1963) "Capital theory and investment behavior", American Economic Review 53(2), Jorgensen, D. and Sullivan, M. A. (1981) Inflation and Corporate Capital Recovery in Hulton, C. R. (ed.), Depreciation, Inflation, and Taxation of Income from Capital, The Urban Institute Press, Washington

22 King, M. and Fullerton, D. (1984) The Taxation of Income from Capital (eds), Chicago: The University of Chicago Press Klette, T., Moen, J., Griliches, Z., (2000) "Do subsidies to commercial R&D reduce market failures? Microeconomic evaluation studies", Research Policy 29(4-5), Koga, T. (2003) "Firm size and R&D tax incentives", Technovation 23(7), Mankiw, N. G. (2001) Principles of Economics, New York: Harcourt Mansfield, E. (1986) "The R&D tax credit and other technology policy issues", American Economic Review 76(2), OECD (1991) Taxing profits in a global economy: Domestic and international issues, Paris Salter, A., D'Este, P., Martin, B., Geuna, A., Scott, A., Pavitt, K., Patel, P. and Nightingale, P. (2000) Talent, not technology: Publicly funded research and innovation in the UK, Science Policy Research Unit, University of Sussex Summers, L., Bosworth, B., Tobin, J. and White, P. (1981) "Taxation and corporate investment: A q-theory approach", Brookings Papers on Economic Activity 1981(1),