多因素联动对公众碳交易参与意愿的影响

摘要：运用模糊集定性比较分析（fsQCA）方法，分析公众碳交易参与意愿的影响因素及组态效应。共分析了参与者因素（个人环保意识和个人碳排放水平）、碳交易方案自身因素（减排有效性、公平性和可行性）、替代方案因素（公众对碳税的认可度）3个因素。结果表明，单个因素均不是促进参与意愿产生的必要条件，促进参与意愿产生的组态有3个，根据核心条件的分布可一同归纳为“高环保意识公众偏好碳交易方案”主导促进型；抑制参与意愿产生的组态也有3个，且与促进参与意愿产生的组态呈现非对称关系；个人环保意识和公众对碳税的认可度是促进/抑制参与意愿产生的重要条件。研究有助于理解公众碳交易参与意愿产生的机理。

关键词：个人碳交易；公众参与意愿；多因素；组态效应；模糊集定性比较分析（fsQCA）

基金项目：国家级大学生创新创业训练计划项目（202210536029）；国家社科基金项目一般项目“‘双碳’目标下电力工业低碳转型的协同机制研究”（22BJY215）；湖南省教育科学规划“十三五”课题“新时代会计教师专业发展及支持机制研究”（XJK20BGD010）

引言

党的二十大报告提出，“完善碳排放统计核算制度，健全碳排放权市场交易制度”。有序建设碳排放权交易市场，利用市场机制来限制温室气体排放，是实现碳达峰碳中和的重要手段。2020年12月25日，生态环境部部务会议审议通过《碳排放权交易管理办法（试行）》鼓励公众积极参与个人碳交易，如今我国个人碳账户平台近20个，个人碳账户用户近6亿，占我国人口数量的42.86%，蚂蚁森林是我国目前最大的个人碳账户平台，已种植的树木数量突破2亿棵。国际实践方面，芬兰拉赫蒂市（2021年“欧洲绿色之都”）于2019年9月推行个人碳交易制度，旨在鼓励市民选择绿色出行方式、探寻节能减碳环保新思路，成为世界上首个试行“个人（居民交通）碳交易市场”的城市。可见国内外都对个人碳交易的建设和发展进行了积极有益的探索，且在实践的过程中取得了一定成果。实施个人碳交易，有助于引导公众转变消费理念，并将绿色发展的理念融入日常生活，促进经济低碳转型。

学术界对于个人碳交易也持有较高的研究热度[1]，有关个人碳交易的研究主要集中在低碳能源应用领域。李文博等[2]认为个人碳交易会对消费者的电动汽车选择行为产生显著正向影响；刘琦铀等[3]发现个人碳交易实施相比于碳税能实现更好的减排效果；刘自敏等[4]探讨了在个人碳交易视角下如何对递增阶梯电价的分档电量进行优化设计；RAUX C等[5]的研究说明个人碳交易可以有效改变居民的出行行为，从个人角度降低交通碳排量；JIN FAN等[6]发现个人碳交易计划在能源价格与总能源价格之间提供了缓冲，能够稳定能源市场，保证经济发展顺利。但从公众角度进行的行为分析还相对较少，而公众作为个人碳交易重要的参与主体，其对于个人碳交易政策的态度决定着该项政策的合法性及合理性[7]，因此研究公众对个人碳交易的参与意愿十分必要。

目前，国内仅有候芳名[7]采用的“自变量-因变量”因果分析方法研究影响公众参与碳交易态度的相关因素。但各因素之间的联动作用尚不明确，传统的定量回归分析方法难以解释相互依赖构成的组态对结果的影响[8]；而定性比较分析方法基于组态研究，可以解释复杂因果机制的形成。因此，本文通过模糊集定性比较分析（fsQCA）方法探究影响因素之间的多重并发因果关系和组态，总结公众碳交易参与意愿形成的多因素组合。

1理论分析与模型构建

已有诸多学者对公众参与个人碳交易的影响因素进行了深入的研究，如LANE C等[9]和JAGERS S C等[10]从不同角度研究公众参与个人碳交易的影响因素；侯芳名[7]将影响公众碳交易态度的影响因素分成3组，一是公众自身的特点，二是个人碳交易方案本身的性质，三是碳税税率和技术支持等社会性因素。本文从公众参与意愿的角度出发，以侯芳名对影响因素的划分为基础，并借鉴LANE C等[9]JAGERS SC等[10]的研究，选择对公众碳交易参与意愿有重要影响的6个前因变量，揭示不同要素间的组态效应，构建组态模型，如图1所示。

1.1 参与者因素

个人的碳排放水平越低，其碳交易参与意愿则越强。个人碳排放水平影响个人碳交易参与意愿，低排放量的个体更容易接受个人碳交易。其原因一是低排量的个体可以减少自己的碳排放，卖出碳排放权获得经济回报；二是低收入群体一般而言消费欲望较低，碳消费状况不佳，个人碳排放量较低。

个人的环保意识越强，其碳交易参与意愿则越积极。公众的环保意识对于个人碳交易的公众参与度有直接影响，若个人环保意识较强，关注气候变化，认为人类活动对于气候变暖有重要影响，那么其对于个人碳交易的态度一般会比较积极。

1.2 碳交易方案自身因素

碳交易方案的减排有效性能够吸引公众参与。若个人碳交易对于减排目标有利，且能够改善公众的环保行为，那么公众会更愿意参与个人碳交易[7]。

碳交易方案的可行性会影响公众碳交易参与意愿。碳交易方案的可行性主要包括碳交易方案技术与管理上的可行性和经济上的可行性2个方面。技术与管理方面，包括个人碳交易系统中碳卡系统、清算系统、节能监控器的设计和安装[9]，以及参与碳交易过程中存在的管理问题。若技术或管理过于复杂，亦或碳交易系统技术难题难以攻克，那么公众难以参与个人碳交易[9]。经济方面，个人碳交易成本是影响公众参与意愿的重要因素，高昂的成本会影响其经济性，不利于碳交易方案的实施和推行，会降低公众的参与意愿[11]。

在保证碳交易方案公平性前提下，公众会偏好碳交易[12]。公众对于碳交易公平性的认知会极大地影响其对于个人碳交易的参与意愿，公众参与碳交易的态度很大程度上取决于交易方案看起来是否公平，PITKÄNEN A等[13]的研究表明，碳交易方案中碳排放权分配的公平性是影响公众对碳交易方案接受与否的重要因素。

1.3 替代方案因素

个人碳交易和碳税是一对替代性方案[11]，二者的目的均是减少二氧化碳排放，公众对碳税方案的认可度越低，则个人碳交易参与意愿会越强。赵立祥等[14]研究发现，在消费领域碳减排初期，社会减排量不大时，个人碳交易优于碳税；当社会减排量很大时，碳税政策更有效。HOWELL R[15]研究发现，若个人碳交易方案更加公平，则公众会更加认可个人碳交易方案。

2研究设计

2.1 研究方法

本研究采用fsQCA方法主要出于3个原因。一是个人碳交易参与意愿的产生可能不是单个因素导致，而是多种因素联合作用的结果，具有因果复杂性，基于“自变量-因变量”二元关系的传统统计方法不能清楚解释公众参与意愿产生的复杂因果关系。二是fsQCA方法能够通过识别促进/抑制公众参与意愿产生的多种路径，从而更好地解释促进公众参与意愿产生的组态与抑制公众意愿产生的组态之间的因果非对称性。三是本研究选择的变量均为连续变量，相较于清晰集定性比较分析（csQCA）和多值集定性比较分析（mvQCA）只能处理离散变量，fsQCA可以处理程度变化和部分隶属问题，从而识别连续变量在不同程度变化上的细微影响。

2.2 问卷开发

本研究选取的被解释变量是公众参与碳交易的意愿，选取问卷中碳交易意愿对应的3个题项的均值作为该变量的反映值。其中，个人碳排放水平与个人收入有关，参考国家统计局发布的《中华人民共和国2022年国民经济和社会发展统计公报》中的全国居民5等份收入分组，以每组收入水平反映个人碳排放水平；其余变量的问卷题目根据实际调查并结合先前已有量表[7]进行设计。研究中对于包含多题项的变量，要求各变量相应题项的均值作为该变量的反映值；对于只含一个题项的变量，以所选值作为该变量的反映值。

2.3 数据搜集与样本特征

本研究问卷调查搜集到完整问卷共249份，为保证搜集到的问卷能够反映事实情况，剔除填写时间小于40s和前后逻辑矛盾的问卷，最终得到有效问卷202份。研究运用Harman单因素检验法进行同源偏差检验，结果显示，被抽取的第一个公因子解释了总方差的43.9%，小于50%的临界值，表明不存在显著的共同方法偏差。

本研究的调查对象为湖南省长沙市市民，男、女（48.59%、51.41%）比例基本均衡；年龄段越高占比越高（45岁38.15%、35～45岁22.89%、25～35岁22.49%、18～25岁12.85%、18岁以下3.61%）。在被调查者的背景方面，本研究选取了职业和学历2个指标，问卷数据表明，被调查者的职业主要集中分布在办公室/写字楼工作人员（16.6%），工厂工人/体力劳动者（19.68%），医生/律师等专业人员（10.04%）和自由职业者（14.46%）；被调查者的学历各层次均有占比，其中占比最多的为本科及以上（35.34%），其次是大专/中专（30.92%）。

2.4 信效度分析与变量测度

本研究采用SPSS25对量表进行信效度分析。个人碳排放水平由个人年均收入衡量，属于人口学变量，不参与信效度检验。其余变量的Cronbach’s α系数均高于0.7的检验标准，表明测量题项量表内部一致性信度较高；CR值最小为0.800，大于0.7的检验标准，表明组合信度较高；因子载荷值最低为0.615，AVE最小值为0.519，均高于0.5的检验标准，表明测量量表收敛效度较高。

在进行fsQCA的组态分析之前，需对问卷数据进行校准处理，将解释变量和被解释变量的问卷数值转化为便于软件计算的隶属分数。为反映样本实际分布情况，本研究把各变量数据中的最大值、平均值和最小值作为全隶属阈值、交叉点阈值和完全不隶属阈值以进行数据校准[16]，并利用Excel计算出各变量校准值。

3实证分析

3.1 必要条件分析

组态分析之前对6个前因变量的必要性进行检验，以判别每个前因变量是否为构成特定结果变量的必要条件。检验结果用一致性进行判断，一致性的数值反映单个前因变量对结果变量的解释程度，利用fsQCA 3.0软件分析校准后的数据，发现所有前因变量对促进公众碳交易参与意愿产生和抑制公众碳交易参与意愿产生的必要性都未超过0.9[17]。说明所有前因变量都不能单独构成促进/抑制公众参与意愿实现的必要条件；公众碳交易参与意愿产生的前因具有复杂性，需要进行组态分析。

3.2 组态分析

参考已有研究对组合中样本个数出现频数阈值设置的方法，本研究将频数阈值设置为3[17]。根据数据的实际分布情况，在对促进参与意愿产生的分析和对抑制参与意愿产生的分析时分别选取自然截断的一致性阈值[18]为0.83和0.85，PRI一致性阈值设置均为 0.7[19]。促进参与意愿产生的组态和抑制参与意愿产生的组态均有3个，且总体的一致性和路径的一致性均高于0.8，说明3个组态均为抑制参与意愿产生的充分条件。FISS P C[20]认为具有相同核心条件的组态为二阶等价组态，则A1a、A1b和A1c构成二阶等价组态，表明具有高环保意识的公众和公众对碳交易方案的高认可度对于促进参与意愿的产生具有核心作用。促进/抑制参与意愿产生的条件组态如表1所示。

组态A1a表明，以高环保意识和公众对碳交易方案的高认可度为核心条件，以碳交易方案的公平性和公众较低的碳排放水平为边缘条件，就会促进参与意愿的产生。组态A1b表明，以高环保意识和公众对碳交易方案的高认可度为核心条件，以公众较低的碳排放水平为边缘条件，就会促进参与意愿的产生。组态A1c表明，以高环保意识和公众对碳交易方案的高认可度为核心条件，以碳交易方案的公平性和可行性存在为边缘条件，就会促进参与意愿的产生。

促进参与意愿产生的3个组态均以高环保意识和公众对碳交易方案的高认可度为核心条件，说明如果公众更认可碳交易方案，那么无论是公众自身的碳排放水平较低且碳交易方案的公平性不足（组态A1a），还是公众自身的碳排放水平较低（组态A1b），亦或是碳交易方案的公平性和可行性都存在（组态A1c），均会产生参与意愿。以上充分体现了高环保意识和公众对碳交易方案的高认可度这2个因素的主导作用，因此可将3个组态归纳为“高环保意识公众偏好碳交易方案”主导促进型。

促进参与意愿产生的3个组态和抑制参与意愿产生的3个组态中都只出现了环保意识和公众对碳交易方案的认可度这2个核心条件，说明公众环保意识和公众对碳交易方案认可度的高低对于公众碳交易参与意愿的产生与否有着重要影响。

3.3 稳健性检验

本研究使用调高案例一致性阈值的方法对结果进行稳健性检验[21]，将促进参与意愿产生和抑制参与意愿产生的组态的案例一致性阈值分别调高至0.85和0.87，使用更严格的阈值再次展开分析，新组态结果与上述分析结果一致，说明结果具有较好的稳健性。

4 结果分析

单个影响因素并不构成参与意愿产生的必要条件，公众碳交易参与意愿产生的前因具有复杂性，需要考虑多因素联动的组合效应。个人环保意识和公众对碳税的认可度在促进/抑制参与意愿产生的过程中具有重要作用，既是促进参与意愿产生的重要条件，也是抑制参与意愿产生的重要条件。

促进公众参与意愿产生的组态与抑制参与意愿产生的组态呈非对称性。具体而言，若公众具备高环保意识且通过方案对比更加认可碳交易方案，则在辅以较低的个人碳排放水平和公平性不足的碳交易方案，或辅以较低的个人碳排放水平和存在减排有效性的碳交易方案，亦或辅以存在减排有效性和可行性的碳交易方案时，均会产生参与意愿。上述结果表明，不能根据促进参与意愿产生的组态反向推导抑制参与意愿产生的组态。

结语

公众碳交易参与意愿的产生是综合作用的结果。我国的试点碳交易所应从整体考虑不同的因素组合对公众碳交易参与意愿的联动效应，碳交易方案的发展和推广思路应从“逐项优化”调整为“组态联动”。上述研究仅以参与者因素、碳交易方案自身因素和替代方案因素3个维度为基础，探讨了6个前因条件对公众碳交易参与意愿产生时的组态效应，事实上公众碳交易参与意愿的产生因素还有很多，未来可从地域、文化及其它方面的因素探究可能存在的组态效应，进而拓展组态模型以丰富对公众碳交易参与意愿产生的内在机理的理解。

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作者简介

唐海洲（2001—），男，汉族，湖南怀化人，大学本科在读，研究方向为会计学。

谢新梅（1972—），女，汉族，湖南娄底人，讲师，博士，研究方向为中日有机农业经济学比较分析。

谢志明（1972—），男，汉族，湖南岳阳人，教授，博士，研究方向为环境会计管理。

加工编辑：王玥

收稿日期：2024-02-29