多因素聯動對公眾碳交易參與意愿的影響

摘要：運用模糊集定性比較分析（fsQCA）方法，分析公眾碳交易參與意愿的影響因素及組態效應。共分析了參與者因素（個人環保意識和個人碳排放水平）、碳交易方案自身因素（減排有效性、公平性和可行性）、替代方案因素（公眾對碳稅的認可度）3個因素。結果表明，單個因素均不是促進參與意愿產生的必要條件，促進參與意愿產生的組態有3個，根據核心條件的分布可一同歸納為“高環保意識公眾偏好碳交易方案”主導促進型；抑制參與意愿產生的組態也有3個，且與促進參與意愿產生的組態呈現非對稱關系；個人環保意識和公眾對碳稅的認可度是促進/抑制參與意愿產生的重要條件。研究有助于理解公眾碳交易參與意愿產生的機理。

關鍵詞：個人碳交易；公眾參與意愿；多因素；組態效應；模糊集定性比較分析（fsQCA）

基金項目：國家級大學生創新創業訓練計劃項目（202210536029）；國家社科基金項目一般項目“‘雙碳’目標下電力工業低碳轉型的協同機制研究”（22BJY215）；湖南省教育科學規劃“十三五”課題“新時代會計教師專業發展及支持機制研究”（XJK20BGD010）

引言

黨的二十大報告提出，“完善碳排放統計核算制度，健全碳排放權市場交易制度”。有序建設碳排放權交易市場，利用市場機制來限制溫室氣體排放，是實現碳達峰碳中和的重要手段。2020年12月25日，生態環境部部務會議審議通過《碳排放權交易管理辦法（試行）》鼓勵公眾積極參與個人碳交易，如今我國個人碳賬戶平臺近20個，個人碳賬戶用戶近6億，占我國人口數量的42.86%，螞蟻森林是我國目前最大的個人碳賬戶平臺，已種植的樹木數量突破2億棵。國際實踐方面，芬蘭拉赫蒂市（2021年“歐洲綠色之都”）于2019年9月推行個人碳交易制度，旨在鼓勵市民選擇綠色出行方式、探尋節能減碳環保新思路，成為世界上首個試行“個人（居民交通）碳交易市場”的城市?？梢妵鴥韧舛紝€人碳交易的建設和發展進行了積極有益的探索，且在實踐的過程中取得了一定成果。實施個人碳交易，有助于引導公眾轉變消費理念，并將綠色發展的理念融入日常生活，促進經濟低碳轉型。

學術界對于個人碳交易也持有較高的研究熱度[1]，有關個人碳交易的研究主要集中在低碳能源應用領域。李文博等[2]認為個人碳交易會對消費者的電動汽車選擇行為產生顯著正向影響；劉琦鈾等[3]發現個人碳交易實施相比于碳稅能實現更好的減排效果；劉自敏等[4]探討了在個人碳交易視角下如何對遞增階梯電價的分檔電量進行優化設計；RAUX C等[5]的研究說明個人碳交易可以有效改變居民的出行行為，從個人角度降低交通碳排量；JIN FAN等[6]發現個人碳交易計劃在能源價格與總能源價格之間提供了緩沖，能夠穩定能源市場，保證經濟發展順利。但從公眾角度進行的行為分析還相對較少，而公眾作為個人碳交易重要的參與主體，其對于個人碳交易政策的態度決定著該項政策的合法性及合理性[7]，因此研究公眾對個人碳交易的參與意愿十分必要。

目前，國內僅有候芳名[7]采用的“自變量-因變量”因果分析方法研究影響公眾參與碳交易態度的相關因素。但各因素之間的聯動作用尚不明確，傳統的定量回歸分析方法難以解釋相互依賴構成的組態對結果的影響[8]；而定性比較分析方法基于組態研究，可以解釋復雜因果機制的形成。因此，本文通過模糊集定性比較分析（fsQCA）方法探究影響因素之間的多重并發因果關系和組態，總結公眾碳交易參與意愿形成的多因素組合。

1理論分析與模型構建

已有諸多學者對公眾參與個人碳交易的影響因素進行了深入的研究，如LANE C等[9]和JAGERS S C等[10]從不同角度研究公眾參與個人碳交易的影響因素；侯芳名[7]將影響公眾碳交易態度的影響因素分成3組，一是公眾自身的特點，二是個人碳交易方案本身的性質，三是碳稅稅率和技術支持等社會性因素。本文從公眾參與意愿的角度出發，以侯芳名對影響因素的劃分為基礎，并借鑒LANE C等[9]JAGERS SC等[10]的研究，選擇對公眾碳交易參與意愿有重要影響的6個前因變量，揭示不同要素間的組態效應，構建組態模型，如圖1所示。

1.1 參與者因素

個人的碳排放水平越低，其碳交易參與意愿則越強。個人碳排放水平影響個人碳交易參與意愿，低排放量的個體更容易接受個人碳交易。其原因一是低排量的個體可以減少自己的碳排放，賣出碳排放權獲得經濟回報；二是低收入群體一般而言消費欲望較低，碳消費狀況不佳，個人碳排放量較低。

個人的環保意識越強，其碳交易參與意愿則越積極。公眾的環保意識對于個人碳交易的公眾參與度有直接影響，若個人環保意識較強，關注氣候變化，認為人類活動對于氣候變暖有重要影響，那么其對于個人碳交易的態度一般會比較積極。

1.2 碳交易方案自身因素

碳交易方案的減排有效性能夠吸引公眾參與。若個人碳交易對于減排目標有利，且能夠改善公眾的環保行為，那么公眾會更愿意參與個人碳交易[7]。

碳交易方案的可行性會影響公眾碳交易參與意愿。碳交易方案的可行性主要包括碳交易方案技術與管理上的可行性和經濟上的可行性2個方面。技術與管理方面，包括個人碳交易系統中碳卡系統、清算系統、節能監控器的設計和安裝[9]，以及參與碳交易過程中存在的管理問題。若技術或管理過于復雜，亦或碳交易系統技術難題難以攻克，那么公眾難以參與個人碳交易[9]。經濟方面，個人碳交易成本是影響公眾參與意愿的重要因素，高昂的成本會影響其經濟性，不利于碳交易方案的實施和推行，會降低公眾的參與意愿[11]。

在保證碳交易方案公平性前提下，公眾會偏好碳交易[12]。公眾對于碳交易公平性的認知會極大地影響其對于個人碳交易的參與意愿，公眾參與碳交易的態度很大程度上取決于交易方案看起來是否公平，PITK?NEN A等[13]的研究表明，碳交易方案中碳排放權分配的公平性是影響公眾對碳交易方案接受與否的重要因素。

1.3 替代方案因素

個人碳交易和碳稅是一對替代性方案[11]，二者的目的均是減少二氧化碳排放，公眾對碳稅方案的認可度越低，則個人碳交易參與意愿會越強。趙立祥等[14]研究發現，在消費領域碳減排初期，社會減排量不大時，個人碳交易優于碳稅；當社會減排量很大時，碳稅政策更有效。HOWELL R[15]研究發現，若個人碳交易方案更加公平，則公眾會更加認可個人碳交易方案。

2研究設計

2.1 研究方法

本研究采用fsQCA方法主要出于3個原因。一是個人碳交易參與意愿的產生可能不是單個因素導致，而是多種因素聯合作用的結果，具有因果復雜性，基于“自變量-因變量”二元關系的傳統統計方法不能清楚解釋公眾參與意愿產生的復雜因果關系。二是fsQCA方法能夠通過識別促進/抑制公眾參與意愿產生的多種路徑，從而更好地解釋促進公眾參與意愿產生的組態與抑制公眾意愿產生的組態之間的因果非對稱性。三是本研究選擇的變量均為連續變量，相較于清晰集定性比較分析（csQCA）和多值集定性比較分析（mvQCA）只能處理離散變量，fsQCA可以處理程度變化和部分隸屬問題，從而識別連續變量在不同程度變化上的細微影響。

2.2 問卷開發

本研究選取的被解釋變量是公眾參與碳交易的意愿，選取問卷中碳交易意愿對應的3個題項的均值作為該變量的反映值。其中，個人碳排放水平與個人收入有關，參考國家統計局發布的《中華人民共和國2022年國民經濟和社會發展統計公報》中的全國居民5等份收入分組，以每組收入水平反映個人碳排放水平；其余變量的問卷題目根據實際調查并結合先前已有量表[7]進行設計。研究中對于包含多題項的變量，要求各變量相應題項的均值作為該變量的反映值；對于只含一個題項的變量，以所選值作為該變量的反映值。

2.3 數據搜集與樣本特征

本研究問卷調查搜集到完整問卷共249份，為保證搜集到的問卷能夠反映事實情況，剔除填寫時間小于40s和前后邏輯矛盾的問卷，最終得到有效問卷202份。研究運用Harman單因素檢驗法進行同源偏差檢驗，結果顯示，被抽取的第一個公因子解釋了總方差的43.9%，小于50%的臨界值，表明不存在顯著的共同方法偏差。

本研究的調查對象為湖南省長沙市市民，男、女（48.59%、51.41%）比例基本均衡；年齡段越高占比越高（45歲38.15%、35～45歲22.89%、25～35歲22.49%、18～25歲12.85%、18歲以下3.61%）。在被調查者的背景方面，本研究選取了職業和學歷2個指標，問卷數據表明，被調查者的職業主要集中分布在辦公室/寫字樓工作人員（16.6%），工廠工人/體力勞動者（19.68%），醫生/律師等專業人員（10.04%）和自由職業者（14.46%）；被調查者的學歷各層次均有占比，其中占比最多的為本科及以上（35.34%），其次是大專/中專（30.92%）。

2.4 信效度分析與變量測度

本研究采用SPSS25對量表進行信效度分析。個人碳排放水平由個人年均收入衡量，屬于人口學變量，不參與信效度檢驗。其余變量的Cronbach’s α系數均高于0.7的檢驗標準，表明測量題項量表內部一致性信度較高；CR值最小為0.800，大于0.7的檢驗標準，表明組合信度較高；因子載荷值最低為0.615，AVE最小值為0.519，均高于0.5的檢驗標準，表明測量量表收斂效度較高。

在進行fsQCA的組態分析之前，需對問卷數據進行校準處理，將解釋變量和被解釋變量的問卷數值轉化為便于軟件計算的隸屬分數。為反映樣本實際分布情況，本研究把各變量數據中的最大值、平均值和最小值作為全隸屬閾值、交叉點閾值和完全不隸屬閾值以進行數據校準[16]，并利用Excel計算出各變量校準值。

3實證分析

3.1 必要條件分析

組態分析之前對6個前因變量的必要性進行檢驗，以判別每個前因變量是否為構成特定結果變量的必要條件。檢驗結果用一致性進行判斷，一致性的數值反映單個前因變量對結果變量的解釋程度，利用fsQCA 3.0軟件分析校準后的數據，發現所有前因變量對促進公眾碳交易參與意愿產生和抑制公眾碳交易參與意愿產生的必要性都未超過0.9[17]。說明所有前因變量都不能單獨構成促進/抑制公眾參與意愿實現的必要條件；公眾碳交易參與意愿產生的前因具有復雜性，需要進行組態分析。

3.2 組態分析

參考已有研究對組合中樣本個數出現頻數閾值設置的方法，本研究將頻數閾值設置為3[17]。根據數據的實際分布情況，在對促進參與意愿產生的分析和對抑制參與意愿產生的分析時分別選取自然截斷的一致性閾值[18]為0.83和0.85，PRI一致性閾值設置均為 0.7[19]。促進參與意愿產生的組態和抑制參與意愿產生的組態均有3個，且總體的一致性和路徑的一致性均高于0.8，說明3個組態均為抑制參與意愿產生的充分條件。FISS P C[20]認為具有相同核心條件的組態為二階等價組態，則A1a、A1b和A1c構成二階等價組態，表明具有高環保意識的公眾和公眾對碳交易方案的高認可度對于促進參與意愿的產生具有核心作用。促進/抑制參與意愿產生的條件組態如表1所示。

組態A1a表明，以高環保意識和公眾對碳交易方案的高認可度為核心條件，以碳交易方案的公平性和公眾較低的碳排放水平為邊緣條件，就會促進參與意愿的產生。組態A1b表明，以高環保意識和公眾對碳交易方案的高認可度為核心條件，以公眾較低的碳排放水平為邊緣條件，就會促進參與意愿的產生。組態A1c表明，以高環保意識和公眾對碳交易方案的高認可度為核心條件，以碳交易方案的公平性和可行性存在為邊緣條件，就會促進參與意愿的產生。

促進參與意愿產生的3個組態均以高環保意識和公眾對碳交易方案的高認可度為核心條件，說明如果公眾更認可碳交易方案，那么無論是公眾自身的碳排放水平較低且碳交易方案的公平性不足（組態A1a），還是公眾自身的碳排放水平較低（組態A1b），亦或是碳交易方案的公平性和可行性都存在（組態A1c），均會產生參與意愿。以上充分體現了高環保意識和公眾對碳交易方案的高認可度這2個因素的主導作用，因此可將3個組態歸納為“高環保意識公眾偏好碳交易方案”主導促進型。

促進參與意愿產生的3個組態和抑制參與意愿產生的3個組態中都只出現了環保意識和公眾對碳交易方案的認可度這2個核心條件，說明公眾環保意識和公眾對碳交易方案認可度的高低對于公眾碳交易參與意愿的產生與否有著重要影響。

3.3 穩健性檢驗

本研究使用調高案例一致性閾值的方法對結果進行穩健性檢驗[21]，將促進參與意愿產生和抑制參與意愿產生的組態的案例一致性閾值分別調高至0.85和0.87，使用更嚴格的閾值再次展開分析，新組態結果與上述分析結果一致，說明結果具有較好的穩健性。

4 結果分析

單個影響因素并不構成參與意愿產生的必要條件，公眾碳交易參與意愿產生的前因具有復雜性，需要考慮多因素聯動的組合效應。個人環保意識和公眾對碳稅的認可度在促進/抑制參與意愿產生的過程中具有重要作用，既是促進參與意愿產生的重要條件，也是抑制參與意愿產生的重要條件。

促進公眾參與意愿產生的組態與抑制參與意愿產生的組態呈非對稱性。具體而言，若公眾具備高環保意識且通過方案對比更加認可碳交易方案，則在輔以較低的個人碳排放水平和公平性不足的碳交易方案，或輔以較低的個人碳排放水平和存在減排有效性的碳交易方案，亦或輔以存在減排有效性和可行性的碳交易方案時，均會產生參與意愿。上述結果表明，不能根據促進參與意愿產生的組態反向推導抑制參與意愿產生的組態。

結語

公眾碳交易參與意愿的產生是綜合作用的結果。我國的試點碳交易所應從整體考慮不同的因素組合對公眾碳交易參與意愿的聯動效應，碳交易方案的發展和推廣思路應從“逐項優化”調整為“組態聯動”。上述研究僅以參與者因素、碳交易方案自身因素和替代方案因素3個維度為基礎，探討了6個前因條件對公眾碳交易參與意愿產生時的組態效應，事實上公眾碳交易參與意愿的產生因素還有很多，未來可從地域、文化及其它方面的因素探究可能存在的組態效應，進而拓展組態模型以豐富對公眾碳交易參與意愿產生的內在機理的理解。

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作者簡介

唐海洲（2001—），男，漢族，湖南懷化人，大學本科在讀，研究方向為會計學。

謝新梅（1972—），女，漢族，湖南婁底人，講師，博士，研究方向為中日有機農業經濟學比較分析。

謝志明（1972—），男，漢族，湖南岳陽人，教授，博士，研究方向為環境會計管理。

加工編輯：王玥

收稿日期：2024-02-29