Introduction
음식점은 다양한 식재료를 사용하여 외식 상품을 소비자에게 공급하고 있는데, 국내 음식점은 국산과 수입산 식재료 중에서 필요한 것을 선택하여 사용하고 있다. 일반적으로 중국산으로 대표되는 수입산 식재료는 품질이 낮지만 가격이 상대적으로 저렴하여 일부 음식점에서 수입산 식재료를 사용하면서도 이를 국산으로 주장하는 사례가 빈번하게 발생하였다. 이에 따라 정부는 음식점 메뉴 상품의 주요 식재료에 대한 원산지를 표시하도록 하는 음식점 원산지 표시제도를 2007년부터 도입하여 최근에는 20개 품목(쇠고기, 돼지고기, 닭고기, 오리고기, 양(염소 포함)고기, 쌀(밥, 죽, 누룽지), 배추김치(배추와 고춧가루), 콩(두부류, 콩국수, 콩비지), 넙치, 조피볼락, 참돔, 미꾸라지, 뱀장어, 낙지, 명태, 고등어, 갈치, 오징어, 꽃게, 참조기)까지 확대하여 운영하고 있다. 음식점원산지표시제도는 소비자의 알 권리를 보호하여 국산 식재료 사용을 촉진시키는 효과가 있는 것으로 추정되는데, 관련 산업에 미치는 영향을 보다 객관적으로 계측할 필요성이 제기되고 있다.
국내 음식점 원산지 표시제도와 관련된 연구는 2000년 초부터 본격적으로 이루어졌다고 볼 수 있다. Jeon (2005)은 음식점에서 소비되는 고기의 원산지에 대한 소비자 인식을 분석한 결과 원산지 표시제도 지지 비중이 93.0%로 매우 높음을 보여주었고, Choi et al. (2011)에서는 중국산 유기농 두부를 포함한 수입식품의 원산지에 따른 소비자 인식 수준을 분석하였다. Ahn et al. (2010)의 연구는 음식점 원산지 표시제도의 필요성을 살펴보고 제도의 문제점을 파악한 후 이에 대한 극복방안을 제시하였다. Lee et al. (2009)은 음식점 원산지 표시제도의 운용 현황을 살펴보고 개선 방안을 제시하였으며, 이 제도의 속성들에 대한 중요도와 만족도 차이를 연구하고, 표시제도의 개선 및 활성화 방안을 모색한 연구도 이루어졌다(Nam and Hong, 2015; Park et al., 2018). 유사한 연구로 Nam et al. (2018)은 시행중인 음식점 원산지 표시제도에 대한 소비자의 객관적 지식수준을 파악하고, 지식 수준과 계획행동이론의 변수들과 차이가 존재하는지를 분석하였다. Jeon et al. (2010)은 원산지 표시제도가 적용되는 주요 품목인 쇠고기에 대한 음식점 원산지 표시제도와 이력제도가 한우 시장에 미치는 영향을 추정하였으며, Han et al. (2016)은 음식점 원산지 표시제도에 대한 소비자의 인식 수준을 분석하였다. 한편, 음식점 원산지 표시제도를 포함한 우리나라 전체 원산지 표시제도에 대한 사회적 영향을 계측한 연구가 있는데, 주요 농축산물에 대한 원산지 표시제도가 전체 사회 후생에 미치는 영향을 계측한 Lee et al. (2012)이 대표적이다. 연구는 음식점을 포함한 원산지 표시제도 시행으로 발생하는 사회적 후생 효과 추정을 위해 비교정태모형을 이용하였는데, 계측된 후생 효과는 4,618 – 7,466억원에 달하는 것으로 분석되었다.1)
이상의 선행연구들은 국내 음식점 원산지 표시제도의 운영 실태 또는 부분적인 영향을 분석하거나, 농식품 전체에 대한 원산지 표시제도의 성과를 분석하는 것에 집중을 하고 있다. 따라서, 음식점 원산지 표시제도가 산업과 사회에 미치는 영향을 보다 구체적으로 분석할 필요성이 제기된다.
본 연구는 음식점 원산지 표시제도가 해당 산업과 사회에 미치는 영향을 부분균형모형(partial equilibrium model)을 이용하여 계측하고 시사점을 도출하는 것을 주요 목적으로 한다. 보다 구체적인 분석을 위해 국내 음식점에서 많이 소비되면서도 원산지 표시제도 도입 필요성이 높았던 쇠고기를 대상으로 부분균형모형의 일종인 EDM (equilibrium displacement model)을 적용하여 정량적인 결과와 시사점을 제시하기 위해 노력하였다.2)
Materials and Methods
음식점 원산지 표시제도의 영향 분석
본 연구는 음식점 원산지 표시제도의 영향 분석을 위해 부분균형모형의 일종인 EDM을 적용하였다. EDM은 모형을 구성하는 모수값과 계수값을 하나의 연립함수로 구성한 것으로, 정부의 제도 도입 등과 같은 외생적 요인 변화가 모형의 내생변수들에 주는 영향을 정량적으로 계측할 수 있다. EDM 모형은 기본적인 수식이 일반 함수 형태로 구성되어 모형 구축과정에서의 유연성을 극대화할 수 있고, 외생적 충격에 따른 부문별 변화를 비율로 측정할 수 있는 장점을 가지고 있다. 그러므로 이 모형은 특정 산업이나 시장에 외부 충격이 미치는 영향을 분석할 때 자주 적용되는 방법론 중의 하나이다. 본 연구에 적용된 EDM의 구체적인 수식은 다음과 같다.
QiR = QiR(PiR), i: 쇠고기 (1)
PiR = PiF + ωi, PiR: 소매가격, PiF: 농가가격, ωi: 유통마진 (2)
QiF = QiF(PiF) (3)
QiR = QiF (4)
식 (1)은 분석 대상인 쇠고기의 수요함수로 각각의 수요량은 해당 품목의 가격에 의해 결정됨을 의미한다. 식 (2)는 각 품목별 소매가격과 농가가격과의 관계를 나타내는 것으로 유통과정에서 발생하는 유통 마진이 존재하는 것으로 가정하였다. 식 (3)은 품목별 공급함수로 각각의 공급량은 해당 품목의 가격에 의해 결정됨을 의미한다. 식 (4)는 시장조건으로 해당 상품별로 수요량과 공급량이 서로 일치하는 것으로 전제하였다.
이상의 수식을 전미분(totally differentiating)하여 탄성치(elasticity) 형태로 변환한 결과는 다음과 같다.
EQiR = ηi(EPiR−δi) (1)'
E: 변화 분(percentage change), ηi: 수요의 자체가격탄성치, δi: 정부가 음식점 원산지 표시제도 도입을 하지 않았을 경우의 지불의향 변화분
EPiR = SiEPiF + Υi (2)'
Si: 농가가격/소매가격, Υi: 음식점 원산지 표시제도 도입에 따른 유통마진 변화분
(3)'
ϵi: 공급의 자체가격탄성치
EQiF = EQiR (4)'
식 (1)’은 수요함수를 전미분하여 탄성치 형태로 변화한 것인데, 여기에 음식점원산지 표시제도 도입에 따른 효과를 분석하기 위한 값(δi)을 넣었다. 여기서, δi는 정부가 음식점 원산지 표시제도 도입을 하지 않았을 경우 감소했을 것으로 예상되는 변화분의 값인데, 이는 현재 계측되는 수요와 공급에 음식점 원산지 표시제도 도입에 따른 영향이 반영되어 있기 때문이다. (2)’은 각 품목별 소매가격과 농가가격과의 관계식을 전미분하여 탄성치 형태로 전환한 것으로, Υi은 음식점 원산지 표시제도 도입에 따라 추가적으로 발생하는 유통비용 등이 반영된 유통마진의 변화분을 의미한다. (3)’과 (4)’는 각각 공급함수와 시장 조건식을 전미분하여 탄성치 형태로 전환한 것이다.
지불의향 도출
전술된 모형에서 음식점 원산지 표시제도 도입이 진행되지 않았을 경우의 지불의향 변화분을 계측하기 위해서 설문조사와 모형 분석을 진행하였다. 먼저 국내 소비자 600명을 대상으로 온라인 설문조사를 전문업체에 의뢰하여 진행하였는데, 최종적으로 분석에 활용된 응답자의 인구학적 특성은 Table 1과 같다.3) 성별로는 남자 51.0%, 여자 49.0%로 서로 비슷하였고, 연령별로도 대체로 고른 분포를 보이고 있다. 소득별로는 대체로 고른 편이나 500만원 이상이 29.3%로 가장 높았고, 학력별로는 전문대 이상이 76.2%로 높은 분포를 가졌다.
설문지에서는 기본적인 음식점 소비 행태와 함께 Table 2에 제시된 시나리오에서 응답자가 음식점 원산지 표제시도 도입에 따른 추가적인 지불 의향을 설문하여 분석하였는데, 지불의향 설문을 위한 쇠고기의 기준 가격은 1인분에 25,000원으로 설정하였는데, 이는 한우 전문 음식점의 판매 가격을 감안한 결과이다.
설문조사를 통해 수집된 결과에 기초하여 소비자가 해당 품목에 최대한으로 지불할 의향이 있는 금액을 토빗(tobit) 모형을 적용하여 추정하였는데, 구체적인 모형 식은 다음과 같다.
(5)'
(6)'
(7)'
식 (5)에서 yi는 i 번째 소비자가 원산지 표시가 되어 있지 않은 품목 선택을 위해 지불하고자 하는 금액으로 설문조사에서 제시된 값이고, Xi는 설명변수들의 벡터로 음식점 원산지표시 인지정도(aware), 음식점 원산지표시 관심도(concern), 원산지표시제도 관련 정보 구입처(info), 메뉴 품목의 원산지 확인 정도(check), 원산지표시 대상품목의 확대 및 축소(incdec), 응답자의 성별(sex), 교육(edu) 및 연령(age) 수준을 보여주고 있다. 또한 β는 추정계수의 벡터이고, ui는 잔차 항이다.
식 (6)은 토빗 모형의 우도함수(log-likelihood function)인데, φ는 확률밀도함수(probability density function)이고 Φ는 누적분포함수(cumulative density function)이다. 또한, 식 (7)은 각 메뉴 품목별 소비자의 지불 금액 추정을 위한 토빗모형의 로그 우드함수(log-likelihood function)이다.
분석자료
본 연구에서 진행되는 EDM 분석을 위한 초기 내생변수 값(총수요량, 소매가격, 농가가격)을 관련 문헌 자료들을 통해서 확보하였는데, 구체적인 내용은 Table 3과 같다. 또한 모형 분석에 적용되는 수요 및 공급 탄성치 값도 관련 문헌을 검색하여 적용하였는데, 구체적인 내용이 Table 4에 제시되었다. 이어서 생산자 가격과 소매가격의 비중(Si)은 0.455가 도출되었고, 음식점 원산지 표시제도 도입에 따른 유통비용 변화분은 현실에서 관찰이 어렵지만 유통비용의 변화가 전체 결과에 미치는 영향을 확인하기 위해 0%와 0.25%로 가정하여 분석을 진행하였다.
Results and Discussion
분석결과
토빗모형은 종속변수가 취하는 값이 특정점에서 절단된 데이터를 다루는 경우에 적합하다. Table5는 토빗모형으로 추정한 소비자 지불의향금액을 나타내는데, 여기서 식 (1)’의 δi 값을 도출하게 된다. Table 5에 제시된 것과 같이 설문 응답자들이 음식점 원산지 표시제도 도입에 따라 추가로 지불할 의향이 있는 금액은 시나리오 1(음식점 원산지 표시 제도가 강제되지 않는 상황에서 음식점 업주가 소비자에게 “해당 메뉴의 식재료는 국내산이 확실하다”라고 주장하는 경우)과 시나리오 2(음식점 원산지 표시 제도가 강제되지 않는 상황에서 음식점 업주가 소비자에게 원산지 관련하여 어떤 정보도 제공하지 않는 경우)에 따라 각각 20.0%와 43.8%인 것으로 나타났다.4) 이를 통해, 국내 소비자들은 정부의 음식점 원산지 표시 제도가 도입되는 경우 메뉴 원료에 대한 원산지 신뢰도가 높아져서 그에 대한 추가 금액을 지불할 의향이 있는 것으로 나타났는데, 이는 해당 정책의 타당성을 확인시켜주는 부분으로 앞으로 음식점원산지 표시 대상 메뉴를 확대할 필요성이 있을 것으로 생각된다. 특히 시나리오 1보다 2에서 더 높은 추가 지불 의향이 있는 것으로 나타났는데, 이는 시나리오 1의 상황과 같이 소비자가 음식점 주인이 자신의 메뉴 원료가 100% 국산임을 주장하는 것에 대한 근거를 확인하지 못하더라도 일정부분 신뢰를 하고 있기에, 시나리오 2의 상황처럼 소비자가 원산지 관련 정보를 전혀 얻지 못하는 상황에서 원산지 표시제도에 대한 필요성을 더 높게 평가하고 있음을 의미한다.
쇠고기에 대한 음식점 원산지 표시제도 도입에 따른 산업 영향을 분석한 결과가 Table 6 – Table 9에 제시되었다. Table 6은 시나리오 1을 적용하되 음식점 원산지 표시제도 도입에 다른 유통마진 변화가 발생하지 않는 상황을 가정하여 분석을 진행한 것이다. 수요 탄성치(- 0.4 – - 2.0, 중간 값: - 1.2)와 공급탄성치(0.4 – 1.0, 중간 값 0.7)의 민감도 분석을 병행하여 분석한 결과, 음식점 원산지 표시제도의 도입을 통해 국산 쇠고기 거래량이 5.50 – 20.94% 증가하는 것으로 나타났다. 소매단계 가격은 3.08 – 13.89% 증가하고, 이와 연관된 생산자 가격 또한 6.77 – 30.53% 증가하는 것으로 분석되었다. 결과적으로 쇠고기에 대한 음식점 원산지 표시제도 도입이 국산 쇠고기의 거래량과 가격을 증가시키는 데에 기여하고 있는 것으로 판단된다.
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Table 6. Results of simulation: scenario 1 & 0 percent change of marketing margin. Unit: % 
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η, own price elasticity of demand; ε, own price elasticity of supply. |
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시나리오 1을 가정하되 음식점 원산지 표시제도 도입으로 인한 유통마진이 0.25% 증가하는 경우에서 분석된 Table 7에서도 국산 쇠고기의 거래량(5.43 – 20.68%), 소매가격(3.29 – 13.97%), 생산자 가격(6.68 – 30.15%)이 증가함을 볼 수 있었다. 다만, 유통마진이 없는 경우에 비해 거래량과 생산자 가격 증가량이 상대적으로 줄고 소매가격의 증가분이 늘어나는 것으로 나타났는데, 이는 사회적 후생 증가에도 부정적인 영향을 주게 된다. 이에 따라, 음식점 원산지 표시제도 도입으로 인해 발생하는 유통비용을 최소화할 필요성이 제기된다.
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Table 7. Results of simulation: scenario 1 & 0.25 percent change of marketing margin. Unit: % 
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η, own price elasticity of demand; ε, own price elasticity of supply. |
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시나리오 2를 가정하되 음식점 원산지 표시제도 도입에 따른 유통비용의 추가 발생 유무 가정을 각각 적용한 Table 8과 Table 9도 유사한 결과를 보였다. 따라서 음식점 주인이 메뉴 원료로 사용되는 쇠고기에 대한 원산지 정보를 제공하거나 그렇지 않더라도 음식점 원산지 표시제도 도입으로 인해 국산 쇠고기 거래량과 가격이 증가함을 알 수 있고, 이를 통해 음식점 원산지 도입이 국내 한우 산업에 긍정적인 영향을 주고 있음을 알 수 있다. 다만, 시나리오 2에서의 변화량이 더 크게 나타났는데, 이는 음식점 원산지에 대한 정보가 전혀 없는 경우 소비자가 음식점 원산지 표시제도 도입에 대한 추가 지불의향이 더 높은 특성이 반영된 결과이다.
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Table 8. Results of simulation: scenario 2 & 0 percent change of marketing margin. Unit: % 
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η, own price elasticity of demand; ε, own price elasticity of supply. |
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Table 9. Results of simulation: scenario 2 & 0.25 percent change of marketing margin. Unit: % 
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η, own price elasticity of demand; ε, own price elasticity of supply. |
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마지막으로 음식점 원산지 표시제도 도입이 소비자 잉여(consumer surplus)와 생산자 잉여(producer surplus)에 미치는 영향을 분석하여 전체 사회 후생에 미치는 영향을 분석한 결과가 Table 10 – Table 13에 제시되었다. Table 10은 시나리오 1을 적용하되 음식점 원산지 표시제도 도입에 다른 유통마진 변화가 발생하지 않는 상황을 가정하여 분석한 결과로, 쇠고기에 대한 음식점 원산지 표시제도를 도입한 결과 소비자 잉여는 3,556억 – 1조 139억 원 증가하였고 생산자 잉여는 4,098억 – 1조 2,032억 원 증가한 것으로 나타나 사회 후생(총 잉여)는 1조 3,864억 – 1조 7,846억 원 증가하는 것으로 최종 도출되었다.
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Table 10. Social effects: scenario 1 & 0 percent change of marketing margin. Unit: hundred million won 
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η, own price elasticity of demand; ε, own price elasticity of supply. |
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Table 11은 시나리오 1을 적용하지만 이전과 달리 음식점 원산지 표시제도 도입에 다른 유통마진 변화가 0.25% 발생하는 것을 가정하여 분석을 진행한 결과로, 생산자 잉여(3,515억 – 1조 16억 원)와 소비자 잉여 증가분(4,042억 – 1조 1,876억 원)이 Table 10에 비해 줄어든 것으로 나타났으며 그에 따라 사회 후생의 증가분(1조 3,783억 – 1조 7,626억 원)도 소폭 감소한 것으로 나타났다.
시나리오 2를 가정하되 음식점 원산지 표시제도 도입에 따른 유통 비용의 추가 발생 유무 가정을 각각 적용한 Table 12와 Table 13도 유사한 결과를 보였다. 다만 앞에서 제시된 바와 같이 사회 후생 변화를 분석한 결과에서도 시나리오 2에서의 변화량이 더 크게 나타났는데, 이는 음식점 원산지에 대한 정보를 소비자가 전혀 얻을 수 없는 경우에 음식점 원산지 표시제도 도입을 위한 추가 지불의향이 더 높은 특성이 반영된 것이다.
Conclusion
국내 음식점은 국산과 수입산 식재료를 혼용하고 있는데, 국산과 수입산 식재료의 가격 및 품질 격차가 커서 소비자는 국산 식재료로 요리한 외식상품을 선호한다. 그러나 일부 음식점은 비용 절감을 위해 수입산 식재료를 사용하는데, 간혹 원산지 관련 정보를 알리지 않거나 속이는 사례가 발생하고 있다. 이로 인해 소비자가 자신이 소비하는 외식상품에 대한 정보를 정확하게 파악하지 못하고 필요 이상의 비싼 가격을 지불하는 사례가 발생하고, 국산 식재료를 생산하는 농업이 위축되는 문제가 야기된다. 이에 따라 정부는 음식점 원산지 표시제도를 도입하여 운영하고 있는데, 이러한 제도가 실질적으로 어떠한 영향을 미치는 지를 정량적으로 분석할 필요성이 제기된다.
이 연구에서는 설문조사와 계량모형을 통해 쇠고기를 대상으로 음식점 원산지 표시제도 도입에 따른 파급 효과를 분석하였다. 분석 결과, 우리나라 소비자들은 음식점 원산지 표시제도 도입에 따른 추가 비용을 지불할 의향이 있는 것으로 확인되었고, 이로 인해 해당 상품의 가격과 거래량에 변화가 발생함을 볼 수 있었다. 특히, 소비자가 소비하는 외식상품에 대한 원산지 정보를 전혀 알 수 없는 경우에는 원산지 표시제도 도입에 대한 추가 지불의향이 더 높았고, 사회적 후생도 더 크게 증가하는 것으로 나타났다.
이 연구는 원산지 표시문제가 가장 크게 발생하고 있는 쇠고기를 대상으로 연구를 진행하여 다른 식재료에 대한 시사점을 모두 도출하지 못한 한계가 있다. 그럼에도 연구의 결과가 지금까지 진행되어오고 있는 음식점 원산지 표시제도의 사회적 당위성을 보여주는 것에 상당한 기여를 한 것으로 생각되고, 향후 후속 연구의 출발점이 될 수 있을 것으로 기대된다.
Footnotes
1) 원산지표시제도 시행에 따른 대상 품목의 총사회적 후생증가분은 연간 4,715 – 7,543억 원이며, 행정비용은 82억 원, 고정비용은 15억 원으로 분석됨.
2) EDM은 FTA가 국내 농산물 시장에 미치는 영향이나 관세 감축으로 인한 효과를 계측하는데 폭넓게 활용되고 있음(Kim and Ahn, 2008, Ahn and Jo, 2009, Ahn and Im, 2016, Ha and Jeon, 2018). 해외에서도 EDM을 이용하여 신기술이나 외부 변화가 농산물 분야에 미치는 경제적 효과를 분석한 연구가 수행됨(Salhofer and Sinabell, 1999, Lusk and Anderson, 2004).
3) 설문조사는 전문 조사업체에 의뢰하여 2016년 11월 1일 – 11월 15일까지 진행되었음.
4) 추정결과는 Appendix를 참고.
