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ISSN : 1598-5504(Print)
ISSN : 2383-8272(Online)
Journal of Agriculture & Life Science Vol.50 No.2 pp.195-206
DOI : https://doi.org/10.14397/jals.2016.50.2.195

The Analysis on Consumers’ Perceptions about Origin Labeling in Food Service Sector

Jae-Hwan Han1, Sanggon Jeon2, Sounghun Kim3*
1Dept. of Agricultural Economics, Sunchon National University, Sunchon, 57922, Korea
2Dept. of Food & resource Economics(IALS), Gyeongsang National University, Jinju, 52828, Korea
3Dept. of Agricultural Economics, Chungnam National University, Daejeon, 34134, Korea
Corresponding author: Sounghun Kim +82-42-821-6746+82-42-821-7977sounghunkim@hotmail.com
March 16, 2015 December 17, 2015 December 17, 2015

Abstract

Korean government has developed the origin labeling in food service sector, in order to strengthen the linkage between agricultural industry and food industry, and support the food security for Korean consumers. In 2015, 16 foods in restaurant are required to show the origin label. However, few studies focused on the consumers’ perceptions about the origin labeling in food service sector. The purpose of this paper is to analyze consumers’ perceptions about the origin labeling in food service sector through econometric modeling. Analyses through survey and ordered probit model were conducted. The results of studies present that Korean consumers have the positive perceptions about the origin labeling in restaurant. Korean consumers want to increase the numbers of menus with the origin labeling, especially menus which are cooked with agricultural products. Consumers also want the stronger punishing violator of the origin labeling. Consequentially, the origin labeling in Korean food service sector was successful and that Korean consumers really want to strengthen the origin labeling in restaurant.


음식점 원산지 표시제도에 대한 소비자 인식 분석

한 재환1, 전 상곤2, 김 성훈3*
1순천대학교 농업경제학과
2경상대학교 식품자원경제학과(농업생명과학연구원)
3충남대학교 농업경제학과

초록

한국 정부는 그동안 음식점 원산지 제도를 지속적으로 발전시켜왔는데, 2015년 기준 16개 품목에 대 한 원산지 표시지가 시행 중에 있다. 그럼에도 소비자 측면에서의 음식점 원산지 표지제도에 대한 분석 이 부족하여, 연구의 필요성이 제기되고 있다. 본 연구에서는 소비자 설문조사와 계량분석(순위 프로빗 모형)을 통해 음식점 원산지 표시제도에 대한 소비자 인식을 분석하였다. 그 결과, 소비자들은 현지 시 행중인 원산지 표시제에 긍정적인 인식을 가지고 있었고, 향후 대상 품목 확대를 요구하고 있었는데 농 산물에 대한 표시제도 확대에 대한 요구가 더 많았다. 소비자들은 원산지 표시제도 위반자에 대한 처벌 강화도 요구하고 있어 향후 검토가 필요한 것으로 생각된다. 이상의 결과를 바탕으로 한국의 음식점 원 산지 표시제도는 성공적인 성과를 내고 있는 것으로 나타났고, 앞으로 더욱 제도를 강화할 당위성이 제 기되었다.


    Chungnam National University

    서론

    우리나라의 주요 농정 목표 중 하나인 식품산업과 농업 연계 강화는 산지에서 생산되는 농림축수산물 이 식품산업에서 충분하게 소비되어야함을 전제로 하고 있다. 특히 외식산업의 식재료로 사용되고 있 는 국산 농림축산수산물에 대한 소비 확대 문제가 갈수록 중요하게 부각되는데, 이는 식품 소비에서 차지하고 있는 외식 비중이 지속적으로 늘어나고 있 는 시장의 여건 변화에 기인한 결과이다. 한편 자유 무역협정(FTA: Free Trade Agreement) 등을 통한 수입 농식품의 국내 시장 진입이 증가함에 따라 수 입산 식재료로 조리된 외식 상품에 대한 소비자들의 불안감이 지속적으로 고조되고 있기도 하다.

    농림축산식품부는 2007년 구이용 쇠고기를 대상 으로 음식점 원산지 표시제도를 제한적으로 시도하 였고, 2008년 7월 쇠고기, 돼지고기, 닭고기, 쌀, 배추김치를 대상으로 한 음식점 원산지 표시제를 본 격적으로 시행한 이후 지속적으로 표시 대상 품목을 늘려오고 있다. 그 결과, 2015년 현재 쇠고기, 돼지 고기, 닭고기, 오리고기, 양(염소)고기, 쌀(밥류), 배 추김치(고춧가루 포함), 넙치, 조피볼락, 참돔, 미꾸 라지, 뱀장어, 낙지, 명태(황태, 북어 등 건조한 것 은 제외), 고등어, 갈치에 대한 음식점 원산지 표시 제도가 운영되고 있어, 외식산업과 농업 연계 강화 및 소비자의 선택권 보장을 위한 정책적 노력이 지 속되고 있다. 이와 같은 음식점 원산지 표시제도의 확대 시행은 정책 대상자중의 하나인 소비자들이 해 당 정책을 어떻게 받아들이고 있는 지에 따라 그 성 패가 갈릴 수 있으므로, 보다 구체적인 소비자 인식 분석을 통한 정책 개선이 필요하다.1)

    음식점 원산지 표시제도에 대한 연구는 2000년 초부터 본격적으로 진행된 것으로 볼 수 있는데, Jeon(2005)는 음식점에서 소비되는 고기의 원산지 표시제도 도입에 대한 소비자의 인식을 분석하기 위 해 서울과 경인지역 소비자들을 대상으로 설문조사 를 진행하였다. 분석결과 소비자들이 고기에 대한 원산지 표시제도에 대한 지지 응답자가 전체의 93.0%로 매우 높게 나타났으며, 5%미만의 원산지 표시를 위한 추가 비용을 부담하겠다는 응답이 74% 로 높게 나타났다. Lee et al.(2009)은 그동안 확대 시행되어온 음식점 원산지 표시 제도의 운영 현황을 종합적으로 파악하여 정책적 시사점을 제공하였는 데, 특히 소비자의 음식점 원산지 표시 이용 실태 평가를 위해 서울 거주 소비자들을 대상으로 설문 조사를 진행하여 원산지 표시제도에 대한 관심을 가 진 응답자가 전체의 75%에 달하는 것으로 주장하였 다. Jeon et al.(2010)는 쇠고기 원산지 표시제도와 쇠고기 이력제의 시행에 따른 사회적 효과를 비교정 태모형을 통해 계측하였는데, 분석 결과 사회 전체 잉여는 1조 365억 원 증가한 것으로 추정되었다. 한 편, Lee et al.(2011)에서는 음식점을 포함한 우리나 라 원산지 표시에 대한 전반적인 소비자 인식과 사 회적 후생효과를 분석하였는데, 음식점 원산지 표시 에 매우 관심이 있다고 응답한 소비자의 비중은 전 체의 16%로 조사되었고 음식점을 포함한 우리나라 원산지 표시제도 시행에 따른 사회적 후생 효과는 비 교정태모형의 분석 결과 4,618억원에서 7,446억원 사이인 것으로 추정되었다. Kim & Han(2011) 은 소비자가 재래시장에 가지는 인식 사항들을 종합적 인 항목으로 나누고 다항로짓 모형을 분석하여 재래 시장 활성화를 위한 시사점을 도출하였는데, 특히 재래시장이 활성화되기 위한 필요 요인을 물리적 요 인과 비물리적인 요인으로 구분함으로서 기존 관련 연구와 차별성을 보였다. Chen & Hamori(2009)는 중국의 건강 및 영양설문 조사 자료(China Health and Nutrition Survey, CHNS)를 이용하여 농업에 종사하는 근로자에 비해 비농업 근로자와 이주자는 어떠한 특성을 보유하고 있는지 다항로짓 모형을 활 용하여 실증 분석을 수행하였다. 한편, Oscar et al.(2012)은 농가가 유기토양관리방안(Organic Soil management Practices, OSMP) 선택 시 영향을 미 치는 요인 규명을 위해 다항로짓 모형을 분석하였는 데, 성별, 연령, 교육수준, 농가 신용 등이 농가의 기술 선택에 영향을 미치지만 무엇보다 전문가 방문 횟수, 농가 및 가계 규모가 가장 통계적으로 유의한 변수임을 보여주었다.

    이상의 선행 연구들을 통해서도 알 수 있듯이, 그 동안의 음식점 원산지 표시제도 관련 연구는 제도 자체를 분석하거나 일부 품목을 대상으로 하는 사회 적 후생 효과를 추정하는 등에 집중하고 있어, 음식 점 원산지 표시제도에 대한 소비자 인식 분석을 통 한 정책적 시사점 제시에는 한계를 지니고 있는 것 으로 볼 수 있다.

    본 연구의 목적은 음식점에서 실제 외식 상품을 소비하고 있는 소비자들이 음식점 원산지 표시제도 를 어떻게 생각하고 있는지를 구체적으로 분석하여, 정책적 시사점을 제시하는 데 있다. 특히, 설문 조 사 결과를 기반으로 한 빈도 분석 및 모형 분석을 병행하여 전반적인 외식 소비자들이 기본 현황과 정 량적인 인식 분석을 진행하여 보다 실증적인 결과 도출을 도모하기 위해 노력하였다.

    재료 및 방법

    음식점 원산지 표시제도에 대한 소비자 인식을 분 석하기 위해 크게 두 가지 방법이 적용되었다. 먼저 설문조사가 실시되었는데, 전문조사업체에 의뢰하여 전국에 거주하는 소비자 600명을 대상으로 진행하 였다.2) 이에 앞서, 설문내용의 신뢰성과 적절성 확 보를 위해 소비자 8명을 상대로 예비 테스트 (pretest)를 수행하고, 설문결과를 바탕으로 설문내 용을 수정·보완하는 과정을 거쳤다.

    설문 결과를 가지고, 빈도 분석 및 모형 분석을 진행하였다. 먼저 음식점 원산지 표시제도 대상품목 과 연관된 소비자 효용함수를 설정하였는데, 구체적 으로는 음식점 원산지 표시대상 품목 수의 변경 측 면에서 상정하여 보았다. 소비자는 음식점 원산지 표시제도 대상품목 확대 여부에 대한 소비자의 선호 가 발생하고, 이에 따른 효용은 각각 관찰되지 않는 (latent) Uy (대상품목 변경 찬성)와 Un (대상품목 변 경 반대)라고 가정하자. 소비자 i의 효용은 식 (1)과 같다.

    U a i = Q a i + ε a i , a = y , n
    (1)

    식 (1)에서 Uai는 관찰되지 않은 효용이며, QaiϵaiUai의 각각 설명가능하고 확률적(random)인 부문을 나타낸다. 소비자 i의 음식점원산지 표시제 도 대상품목 변경 여부 수준은 다양한 요인들에 영 향을 받는다.

    S i = ( Q y i + ε y i ) ( Q n i + ε n i ) = ( ε y i ε n i ) ( Q n i Q y i )
    (2)

    식 (2)의 S i는 음식점표시제도 대상 품목 변경 시 소비자 i가 획득하는 추가적인 효용을 의미한다. 예 를 들어, 소비자 i가 음식점원산지 표시제도 대상품 목 수의 대폭 확대를 통해 추가적인 효용을 얻는다 면 S i > μ(μ는 임계변수(threshold parameter))로 표현할 수 있다.

    한편, 원산지 표시대상 품목 변경 여부는 관련제 도에 대한 소비자 인식, 정부정책, 사회·경제 및 인구학적 요소 등의 (x)에 의해 영향을 받는다고 가 정한다. 효용함수(yi*)는 관찰되지 않지만 음식점원산 지 표지제도 대상품목 변경에 대한 관찰된 벡터 yi 의 근간이 된다. 본 연구에서 yi는 범주변수 (categorical variable)로 대상 품목 대폭 축소, 대 상 품목 일부 축소, 현재 수준 유지, 대상 품목 일 부 확대, 대상 품목 대폭 확대 등 5가지로 구성된 다. 벡터 yi는 서수(ordinal)식으로 구성되며 음식점 원산지 표시제도 대상품목 변경에 대한 벡터 xi의 영향 분석을 위해 순위프로빗 모형(ordered probit model)이 활용되었다(Maddala, 1983).

    순위프로빗 모형은 식 (3)과 같이 표현된다.

    y i = x i β + ε i , ε N ( 0 , 1 ) y i = 0  if  y i 0 ,    1  if  0     < y i μ 1    2  if  μ 1 < y i μ 2    J  if  μ j 1 y i
    (3)

    식 (3)에서 β는 추정계수, μ는 임계변수이며, ϵ는 에러항, J는 종속변수의 범주 수를 의미 한다 (J = 0 ∼ 4). Fig 1은 관찰되지 않은 변수 yi*와 관찰 되는 변수 yi의 대응관계를 보여준다.

    소비자가 음식점원산지 표시대상 품목 확대 및 축 소 여부를 선택하는 확률은 식 (4)와 같다.

    p ( y i = 0 ) = Φ ( x i β ) p ( y i = 1 ) = Φ ( μ 1 x i β ) Φ ( x i β ) p ( y i = 2 ) = Φ ( μ 2 x i β ) Φ ( μ 1 x i β ) p ( y i = J ) = 1 Φ ( μ J 1 x i β )
    (4)

    식 (4)에서 Φ는 표준정규분포(standard normal distribution)의 누적분포함수(cumulative distribution function)를 나타내며, 벡터 βμ는 최대우도추정 법(maximum likelihood estimation)으로 추정된 다. 순위프로빗 모형의 로그우도함수(log-likelihood function)는 아래 식 (5)와 같다.

    L = i = 1 n J = 1 4 ( y i = j ) · log [ Φ ( μ j + 1 x i β β i ) Φ ( μ j x i β β i ) ]
    (5)

    순위프로빗 모형에서 추정계수를 이용하여 분석결 과를 해석하는데 어려움이 있기 때문에 연구에서는 식 (6)을 이용하여 한계효과(marginal effects)를 계측한다.3)

    Pr [ c a t e g o r y j ] / x i = [ f ( μ j 1 x i β ) f ( μ j 1 x i β ) ] × β
    (6)

    식 (6)에서 f(·)는 표준정규분포의 밀도함수 (probability density function)이다. 한편, 모든 확률이 양(+)의 부호를 갖기 위해서는 식 (7)의 조 건이 충족되어야 한다.

    0 < μ 1 μ 2 μ 3 ....... < μ J 1
    (7)

    한계효과는 아래 식 (8)에서 식 (9)로 변화한다.

    Pr [ c a t e g o r y j ] / x i = f ( μ j x i β ) × β ,  for  j = 1
    (8)

    Pr [ c a t e g o r y j ] / x i = f ( μ j 1 x i β ) × β ,  for  j = J
    (9)

    음식점 원산지표시제도 대상품목 변경 여부에 대 한 극값(extreme value)의 부호는 상호간에 불명확 하고 상반되며, 중간범주의 한계효과 부호는 jJ - 1에 대한 밀도에 달려있다.

    결과 및 고찰

    1기본 현황

    음식점 원산지 표시제도에 대한 소비자 인식 분 석을 위한 설문 조사를 실시한 결과, 600건의 표 본을 확보하였다. 설문 조사 응답자에 대한 인구학 적 분포는 Table 1과 같은데, 설문에 참여한‘남 자’와‘여자’비중은 각각 51.0%, 49.0%로 비슷하 였다. 응답자의 2명중 1명은‘40대’이상이며,‘기 혼자’의 비중이 63.8%로 높게 나타났다. 설문 참 여자의 학력은‘대학교 졸업이상’이 제일 높았으 며, 월평균‘500만원 이상’의 소득수준을 보유한 응답자가 많았다.

    먼저 소비자들의 음식점 이용 빈도수를 조사한 결 과가 Fig. 2와 같이 제시되었는데, 일주일에 1번 이 상 음식점을 이용하는 응답자의 비중이 전체의 77% 로 나타나 우리나라 식품 소비자 대다수가 음식점을 1주일에 한 번 이상 방문하고 있는 것으로 추정할 수 있었다. 반면, 한 달에 1번 미만 음식점을 이용 하는 응답자의 비중은 0.8%로 매우 적은 수치를 보 였기에 음식점 원산지 표시제도에 대한 사회적 파급 력이 작지 않을 것으로 볼 수 있다.

    다음으로 음식점 원산지 표시제도에 대한 인지도 를 조사하였는데, 전체 응답자의 89%가 인지를 하 고 있다고 대답하여 소비자의 대부분이 음식점 원산 지 표시 제도를 알고 있는 것으로 나타났다. 이어서 음식점 원산지 표시 제도에 대한 소비자의 관심도를 조사하였는데, Fig. 3에 제시되었듯이 전체 응답자 의 76%가 관심을 가지고 있는 것으로 조사되었다. 이러한 수치는 이전에 진행되었던 Lee et al.(2009) 의 연구 결과의 75%에 비해 소폭 상승하였다고 볼 수 있지만, 의미 있는 변화로 보기에는 다소 무리가 있는 것으로 판단되기에 Lee et al.(2009)의 연구가 진행된 시점과 현재 시점사이에 큰 변화가 우리나라 소비자들에게 발생하지 않은 것으로 추정된다. 그러 나 음식점 원산지 표시에‘매우 관심 있다’비중은 19%로 Lee et al.(2011)의 16%보다 3% 상승하는 차 이를 보였다. 이는 과거에 비해 음식점 원산지 표시 제도에 대해 보다 적극적인 관심을 표명하는 소비자 들이 늘어난 것으로 볼 수 있는데, 정부의 음식점 원산지 표시제도에 대한 홍보와 관련 언론 기사들로 인해 보다 능동적인 태도를 보이는 소비자들의 비중 이 늘어난 것으로 추정된다.

    한편, Fig. 4에 제시된 음식점 원산지 표시제도 대상 품목의 확대 여부에 대한 조사 결과는 전체 응 답자의 88%가 대상 품목의 확대를 요구하고 있음을 보였다. 이는 Lee et al.(2009)의 연구 결과에서 제 시된 수치인 76%보다 높은데, 이를 통해 과거보다 소비자들의 음식점 원산지 표시 대상 품목 확대를 더 원하고 있는 것으로 추정해볼 수 있다. 이처럼 과거보다 늘어난 소비자의 대상 품목 확대 요구는 그동안의 제도 시행에 소비자들이 만족하고 이를 더 욱 확대하기를 원하는 것으로도 해석이 가능하다.

    이를 보다 구체적으로 보기위해 세부 응답자 그룹 별로 음식점 원산지 표시 대상 확대 여부에 대한 응 답을 분석한 결과가 Table 2와 같이 나타났다. 음식 점 원산지 표시 대상 품목 확대에 대한 남자와 여자 의 인식에는 큰 차이가 없는 것으로 분석되었으나, 연령과 학력수준에서는 뚜렷한 차이가 있음을 알 수 있다. 40대와 50대의 경우 20대와 30대에 비해, 그 리고 고학력자는 저학력자에 비해 대상품목 확대의 비중이 높은 것으로 나타났다.

    음식점 원산지 표시 대상으로 추가되어야 할 가장 우선적 품목군을 조사한 결과가 Fig. 5에 제시되었 는데, 농산물이 53%로 대부분을 차지하였다. 다음 으로 수산물(34%)과 축산물(12%) 순으로 나타나, 우 리나라 소비자들이 농산물의 대상 품목 확대를 더 시급하게 생각하고 있는 것으로 판단할 수 있다. 이 러한 결과는 최근까지 농산물에 대한 표시제가 확대 되었음에도 소비자들이 소비하는 농산물 품목 수가 수산물과 축산물에 비해 상대적으로 많기 때문에 농 산물의 대상 품목 확대를 계속해서 더 늘여야한다고 생각하는 것으로 추정할 수 있다.

    Fig. 6에 제시된 응답자들이 음식점 메뉴의 원산 지를 확인하는 이유로는 수입산 사용 제품의 안전성 이나 품질에 대한 불신과 맛에 대한 차이가 각각 69%와 7%로 나타나, 대부분의 소비자들이 수입산과 국산 식재료의 차이를 구분하기 위해 원산지를 확인 하는 것으로 분석되었다. 즉, 우리나라 소비자들은 국산 식재료 사용 음식점 메뉴의 품질이 수입산 식 재료 사용 메뉴보다 뛰어남을 인식하고, 이를 구분 하고 메뉴 선택에 반영하기 위해 원산지를 확인하고 있는 것으로 보인다. 따라서, 저급 식재료의 국산 둔갑 방지를 통해 소비자들의 선택권 보장 및 국내 생산자의 소득 지지라는 원산지 표시제도 도입 취지 가 소비 현장에서 잘 반영되고 있는 것으로 평가할 수 있다.

    반면, 원산지를 확인하지 않는 이유로는 해당 음 식점에서 메뉴의 원산지 확인 불가능이라는 응답이 48%로 가장 높았고, 자신의 관심 부족이라는 응답 이 19%로 나타나, 이에 대한 정책적 대안 마련이 요구된다.

    2모형 분석 결과

    설문조사 결과에 기초하여 모형 분석을 진행하였 다. 순위프로빗 모형에 사용된 변수들의 설명과 기 본 통계량은 Table 3과 같은데, 크게 음식점 원산지 표시 제도에 대한 응답자의 행태에 관한 변수군 (concern, inform, noteat, confid, trust)4), 음식 점 원산지 표시제도 자체에 대한 변수군(rightknow, tighten, manage), 응답자의 인구학적 특성에 대한 변수군(fifsix, education, income)으로 구분된다.

    먼저 concern은 음식점 원산지 표시제도에 대한 기본적 관심 여부를 의미하고, inform은 음식점 원 산지 표시 확인을 소비 대상 음식에 대한 정보 확인 을 위해서하는 경우를 대표한다. noteat은 음식점 메뉴의 원산지 확인 후 해당 메뉴를 소비하지 않은 경험의 유무를 의미하고, confid는 음식점 원산지가 표기된 메뉴가 더 믿음이 가는지의 여부를 대표하 며, trust는 음식점 원산지 표시 자체에 대한 신뢰 여부를 의미한다.

    다음으로 rightknow는 음식점 원산지 표시제도 가 소비자의 알 권리 제공에 기여하는 지 여부를 대표하고, tighten는 음식점 원산지 표시 사항 위 반 시 처벌 수위가 더 높아져야하는 지 여부를 의 미하며, manage는 음식점원산지표시제도는 체계 적·효과적으로 실시·관리되고 있는 지에 대한 변 수이다.

    나머지 fifsix, education, income 변수는 각각 응답자의 연령, 교육 수준, 소득 수준을 대표하는 인구학적 특성 관련 변수이다. 변수들 상호간 유사 성 유무를 확인하기 위하여 다중공선성을 체크하였 으나 문제점이 발견되지 않았다.5)

    순위프로빗 모형의 추정결과는 Table 4와 같 다. 변수들의 전반적인 통계적 유의성은 로그우도함 수의 카이스퀘어 분포(chi-squared distribution)를 이용하여 테스트하였는데, β = 0의 귀무가설(null hypothesis)은 99% 신뢰수준에서 기각되었다. 한 편, 추정된 임계변수 μj의 추정치는 식 (5)의 조건을 만족시킨다. μj는 양(+)의 값을 가지며, 99%의 신뢰 수준에서 통계적으로 유의함으로서 μj에 어떠한 표 기에러(specification error)가 존재하지 않음을 암 시해 준다. 음식점원산지 표시대상 품목의 확대에 대한 변수별 한계효과는 ‘현재 수준 유지’,‘대상 품목 일부 확대’, 그리고‘대상 품목 대폭 확대’에 대해 계측되었다.6)7)

    Table 4에서 제시된 결과에서 알 수 있듯이, 음 식점원산지 표시제도에 관심을 갖고 있거나, 메뉴의 원산지 확인 후에도 해당 메뉴를 소비하지 않았던 소비자는 표시 대상품목을 현재 수준에서 유지하거 나 일부 확대하기 보다는 대폭확대를 원할 가능성이 각각 11.8%, 8.0% 높은 것으로 분석되었다. 이는 앞에서 제시되었던 전체 응답자의 88%가 대상 품목 확대를 요구하는 것으로 나타난 빈도분석 결과와 일 치하는 모습이다. 또한 이러한 부류의 응답자들은 품질이 낮은 수입 원재료로 제조한 음식을 회피하는 수단으로 원산지 표시 제도를 활용하고 있는 것으로 추정될 수 있다.

    다음으로 응답자가 원산지 표시가 있는 메뉴에 보다 높은 신뢰감을 느낄수록 표시 대상품목의 대 폭적인 확대에 우호적인 것으로 분석되었다. 이들 은 원산지 표시가 소비자의 선택권 확보와 알권리 를 충족시키는 기능을 제공하며, 향후에 이러한 표 시제도의 역할이 확대되기를 원하는 것으로 이해할 수 있다. 현재 음식점원산지 표시제도 위반 시, 형 사 처벌 또는 500만원 이하 30만원 이상의 과태료 가 부과되고 있는데, 이러한 처벌 사항을 더 강화 할 필요가 있다고 느끼는 응답자들은 표시대상 품 목을 현재 보다 대폭적으로 늘리는 것을 선호하는 것으로 분석되었다.

    한편, 음식점원산지 표시제도가 체계적이며 효과 적으로 실시·관리되고 있다고 인식하는 응답자와 50대 이상의 응답자는 대상 품목 확대에 소극적인 태도를 유지하기 보다는 대폭적인 확대를 선택할 확 률이 높게 나타났다. 이는 비록 현재의 음식점원산 지 표시제도에 만족하고 있는 응답자들도 선택권 확 보와 알권리, 그리고 식품의 안전성 차원에서 보다 높은 수준을 요구하고 있는 것으로 해석할 수 있다. 50대 이상은 타 연령층에 비해 상대적으로 건강 및 식품안전 지향적으로 이해할 수 있는데, 이러한 성 향이 분석결과에 반영된 것으로 추측된다. 통계적으 로 유의한 모든 변수들과 대상 품목 확대·축소와의 관계를 살펴보면,‘현재 수준 유지’나‘대상품목 일 부 확대’의 경우 모두 음(-)의 부호를 지니지만, ‘대상 품목 대폭 확대’는 양(+)의 부호를 보여준 다. 이는‘대상 품목 대폭 확대’를 선택할 확률은 증가하는 반면,‘현재 수준 유지’나‘대상품목 일부 확대’를 선택할 확률은 감소함을 의미한다. 추정된 한계효과의 크기를 살펴보면 tighten 변수의 영향력 이‘대상 품목 대폭 확대’에서 27.1%로 가장 높다.

    다만 음식점 원산지 표시제도 위반 행위에 대한 처벌기준 수정은 업계와 관련 법률 간의 형평성을 고려하여 추진해야 할 것이다. 무엇보다 국내 대부 분의 음식점이 영세한 규모라는 것을 감안할 때 법 률을 개정하는데 신중한 접근이 요구된다. 한편 음 식점 원산지 표시대상 품목 확대의 현실화를 위해 업계에 권장하는 형태와 의무적 표시 형태로 이원화 하여 시행하는 것을 검토할 필요가 있다. 또한 품목 의 경중을 따르지 않고 일괄적으로 확대하기보다는 중요도에 따라 구분·확대하는 방안을 모색해야 할 것이다.

    이상의 내용들을 정리하면 우리나라 음식점 원산 지 표시제도에 대한 소비자들의 확대 요구가 명확한 것으로 보여 그동안의 음식점 원산지 표시제도의 필 요성과 성과를 인정하고 있는 것으로 추정할 수 있 다. 특히, 기존의 음식점 원산지 제도를 신뢰하고 관련 정책이 적절하게 시행되고 있는 것으로 평가하 는 응답자들이 제도 확대를 강하게 요구하고 있는 것으로 판단된다.

    감사의 글

    이 연구는 충남대학교 학술연구비에 의해 지원되 었음.

    Figure

    JALS-50-195_F1.gif

    Relationship between unobserved variable and observed variable.

    JALS-50-195_F2.gif

    Frequency of visiting restaurants.

    JALS-50-195_F3.gif

    Concerns about the Origin Labeling in food service sector.

    JALS-50-195_F4.gif

    Numbers of target products.

    JALS-50-195_F5.gif

    First product for the Origin Labeling in food service sector.

    JALS-50-195_F6.gif

    Reasons of checking the Origin Labeling in food service sector.

    Table

    Characteristic of sample

    Basic statistics of consumers’ groups unit: %

    Statistics of samples

    주: Likert-scale(5 score) is used for measuer a), b)

    Results of estimation through Ordered probit model

    주)*, **, *** means confidence level at the 10%, 5%, 1%; Log-Likelihood Function: -526.232; Chi-Square(χ2): 85.21(p=0.000); Pseudo R2; 0.075.
    Source: Kosis

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