自愿机制下森林旅游地经营者碳补偿意愿的影响因素研究——基于江西省10个森林公园464份样本的调查分析

丁晨希， 王立国，4*

(1.江西农业大学国土资源与环境学院， 南昌 330045； 2.江西农业大学乡村旅游发展研究中心， 南昌 330045；3.南昌市乡村旅游发展研究中心， 南昌 330045； 4.江西省鄱阳湖流域农业资源与生态重点实验室， 南昌 330045)

近几十年来，全球生态环境保护与社会经济发展的矛盾日益突出，国际社会为谋求实现低碳可持续发展做出了一系列努力：《京都议定书》、哥本哈根会议、《巴黎协定》等一系列重要会议及协定都以节能减排，遏制气候变暖为重点，而如何实现节能减排、低碳发展也就成为了关键所在.碳补偿是生态补偿的一种形式，是实现节能减排、低碳发展的一种新形式，即对各种活动所产生的二氧化碳排放量进行计量并通过折算得出抵消这些排放量所需要耗费的经济成本，而后由产生排放的个人或团体向专门的机构支付成本，以通过这些机构的环保行为(如植树、改造升级设备)抵消产生的碳排放.从宏观层面看，发展碳补偿，碳市场是我国向国际社会承诺采取的政策，具有重要的战略意义.基于区域间碳排放/碳汇差异的碳排放交易也逐步开展.从微观层面看，碳足迹记录已经进入居民的生活，许多产品会记录其从生产到出售所产生的碳排放，碳补偿的概念也更为人所知，行为作为个人环保行为的碳补偿活动也日益增多.

面对环境问题，国内学者对生态补偿、碳补偿领域有着多视角的研究.主要有生态补偿、碳补偿效益估算和评估框架的探讨[1-2]，区域生态补偿、碳补偿机制与模式研究[3-4]，碳排放权市场[5]等方面的研究，而基于利益相关者理论碳补偿行为意愿研究多侧重于游客视角、农户视角[6-7]；此外，国外学者对森林业主的碳补偿意愿[8-9]、地主对森林碳补偿的态度和意愿[10]进行了研究.由此看来，基于旅游地经营者视角的碳补偿研究是有必要开展的.森林旅游地经营者的生产经营行为会产生相当的碳排放，并对森林资源的保护产生影响[11]，经营者也是旅游活动中主要的参与者，以此视角进行碳补偿行为意愿研究可以有效地填补旅游经营者碳补偿领域的研究空白，对思考如何使不同环境条件下的旅游经营者更加积极的参与碳补偿有一定启发意义，利用PLS-SEM结构方程模型综合分析各个影响因素之间的关系，这也丰富了碳补偿研究的视角和方法.

1 理论基础与研究假设

碳补偿行为是一种保护环境、恢复生态的行为，属于环境行为的一种.国内外关于环境行为影响因素的实证研究较多，学者们运用实地调查、数理统计分析等方法取得了丰富成果.通过学习消化前人的经验成果，并根据研究的实际情况，结合计划行为理论、人际行为理论、动机-机会-能力理论以及负责任的环境模型理论等理论模型.在自愿机制下，森林经营者是自愿选择参与碳补偿，其森林旅游经营者的碳补偿意愿的影响因素受到外界干扰的程度较低，可以较为真实的反映影响因素对碳补偿意愿的影响力，因此尝试构建自愿机制下森林旅游地经营者碳补偿行为意愿模型，包含环境焦虑、参与动机、参与态度、行为意愿、个人特征5个构念.

1.1 环境焦虑

环境焦虑构念包含两个因子：生态环境感知与气候变化感知，这两点都属于环境敏感度的范畴.环境敏感度是个体对环境所抱有的发现、担忧、同情等情感的程度 ，对此概念国内外学者均有所研究.针对环境敏感度对行为意愿的影响，武春友、孙岩认为环境敏感度可以有效地预测环境行为意愿，在一定情境下，积极的环境态度会提高环境行为意愿[12]；岳婷通过实证研究得出环境敏感度对城市居民的节能行为意愿具有显著影响[13]；Yang & Long的实证研究发现江苏省城市居民的环境危机意识对其参与城市公共交通项目的意愿具有正向显著影响[14].Poortinga等采用VBN模型对个体低碳行为研究发现，个体对环境问题的关心和气候变化的关注对其个体行为意愿具有正向显著影响[15].由此可提出以下假设：

H1：环境焦虑对碳补偿行为意愿具有正向影响.

1.2 碳补偿参与态度

碳补偿参与态度包括3个因子：前景认知态度、成效认知态度、个人投入态度.态度作为一种心理现象，其形成的信息基础是认知[16].Ajzen提出的计划行为理论[17]认为，个人态度包含对结果的信念和对结果的评估.而个人态度会直接对行为意向产生影响，个体对特定行为的态度越正向，则执行的意愿愈强.Hines等[18]提出的负责任的环境行为模型认为个体的环境态度会对其行为意愿产生影响.由此可提出以下假设：

H2：碳补偿参与态度对碳补偿行为意愿具有正向影响.

1.3 碳补偿参与动机

碳补偿参与动机包括两个部分：个人情感和社会责任.参与动机的强弱程度在此可以理解成环境责任感的大小.应用VBN理论[19]和规范激活理论[20]的亲环境研究多有指出个体的责任感对行为意愿的产生有重要影响.Hines等通过总结发现道德责任感是影响环境行为的重要变量[18].孙岩等[21]指出个体环境道德感与居民环境行为显著相关.由此可提出以下假设：

H3：碳补偿参与动机对碳补偿行为意愿具有正向影响.

1.4 个人特征

个人特征包括性别、年龄、受教育水平、年营业收入.目前有关人口统计学因素对环境行为意愿影响的研究较多，许多学者的研究结果表明其对环境行为意愿具有显著影响.但也有相当部分的研究表明两者的关系并不稳定.鉴于此，提出以下假设以待验证.

H4：个人特征对于碳补偿行为意愿具有显著影响.

1.5 构念的相关关系

除了以上4个主要路径假设，环境焦虑、参与动机、参与态度之间也存在一定的相关关系.动机-机会-能力模型[22]认为个人信念会对自身的行为态度产生影响进而影响行为意愿.郑时宜[20]对台湾环保团体成员的环保行为的实证研究发现对环境的感知显著影响环境态度.经营者对自身周围环境问题的担忧会促使其产生改变现状的想法，并进一步转变对待环境问题的态度，由此提出以下假设：

H5：环境焦虑对碳补偿参与动机具有正向影响；

H6：环境焦虑对碳补偿参与态度具有正向影响；

H7：碳补偿参与动机对碳补偿参与态度具有正向影响.

1.6 研究假设模型构建

根据以上假设，建立碳补偿行为意愿PLS结构方程模型，如图1.

由所建立的模型可得出以下中介作用假设：

H8：碳补偿参与动机对环境焦虑与碳补偿行为意愿之间的关系起中介作用；

H9：碳补偿参与态度对环境焦虑与碳补偿行为意愿之间的关系起中介作用；

H10：碳补偿参与态度对碳补偿参与动机与碳补偿行为意愿间的关系起中介作用.

图1 碳补偿意愿模型Fig.1 Carbon compensation willingness model

2 研究方法

2.1 问卷设计

问卷根据经营者碳补偿行为意愿的理论背景以李克特量表的形式进行设计，经预调查反馈修改后最终可分为5个部分：环境焦虑程度、碳补偿参与动机、碳补偿参与态度、碳补偿参与行为意愿以及个人特征，具体题项及构念见表1.环境焦虑程度、碳补偿参与动机、碳补偿参与态度部分的题项A01～A06、B01～B10、C01～C06的题项赋值为“1=完全不同意；2=不太同意；3=基本同意；4=同意；5=非常同意”；碳补偿行为意愿部分，题项D01赋值为“0=不参与；1=参与”；题项D0203是连续变量，由小至大表示强度增强，数值为“自愿情况下能够接受的碳补偿每单位价格×能够接受的碳补偿单位数量”；个人特征部分，题项E01赋值为“1=男；2=女”，题项E02赋值为“1=14～20岁；2=21～35岁；3=36～50岁；4=51～60岁；5=61岁以上”，题项E03赋值为“0=小学以下1=小学；2=初、高中或中专；3=大专或大学本科；4=研究生及以上”，题项E04赋值为“1=5万元以下；2=5.0～9.99万元 ；3=10.0～29.99万元；4=30.0～49.99万元；5=50万元以上”.

表1 构念、题项及均值

续表1

2.2 样本数据收集和人口统计学特征

本研究数据来源于2016年7～9月开展的《森林旅游核心利益主体的碳补偿行为意愿及其影响因素——以江西省为例》专项调查，调查在江西省内选取10个具有代表性的国家森林公园：阳岭、三百山、陡水湖、梅岭、柘林湖、三湾、上清、龟峰、明月山、武功山.主调查对象为各国家森林公园周边的旅游经营者，包括餐饮经营者、酒店经营者、商品零售经营者等.主要通过半结构式访谈和问卷调查获得资料.由于森林旅游地经营者群体的特殊性，其数量较少，因此在每个森林公园发放50份问卷，共发放500份调查问卷，收回有效问卷464份.经营者的基本特征由表2可知，有效受访对象以男性居多，占比59.3%，女性占比40.7%；从年龄结构上看，以中壮年居多，36～50岁、51～60岁合计占比72.6%；受教育程度以初中、高中及中专为主，占比62.5%，大专及以上人数占比17.3%，总体受教育程度较低.而受访经营者年营业收入在5万元～29.99万元区间的人数占92%，其中收入10万元以下的占总人数的58.4%.

表2 样本经营者基本特征

续表2

3.3 统计分析方法

本研究所建立的结构方程模型为二阶模型，包含15个构念，其中环境关心(包括2个一阶构念)、参与态度(包括3个一阶构念)、参与动机(包括2个一阶构念)为二阶构念，这表明模型有相当的复杂度， HAIR认为使用偏最小二乘法的结构方程模型处理复杂模型时具有优势[24]，且PLS结构方程可以有效处理非正态分布的数据，因此采用SmartPLS v.3.2.7软件进行模型分析.PLS结构方程与一般结构方程原理不同.PIS结构方程模型是通过测量模型与结构模型的方程按照一定方式进行循环迭代，使得在一定条件下所有参数的估计达到收敛状态且此时所有方程的残差方差最小，而不需要进行适配度调整，模型解释效果则可通过R2的大小进行判断.而AMOS、LISREL等软件建构的模型是通过估计拟合模型的协方差来估计模型参数，通过使拟合函数值达到最优，来实现最优解.所以这类结构方程会由于拟合函数不同而参数值不同.

3 数据分析与讨论

3.1 测量模型

在SEM模型中，观察变量与构念(潜变量)之间的关系称作测量模型.本研究样本数与题项数之比大于10：1达到了建立PLS-SEM模型的标准.

3.1.1 信度和效度检验 信度和效度检验通过SmartPLS软件进行分析.信度检验主要包含有Cronbach’s Alpha值和Composite Reliability(CR)值两个指标，表3显示各变量路径系数在0.680～0.823之间，在PLS结构方程中，路径系数的平方等于其因子载荷，所以各变量的因子载荷在0.462～0.678，均大于0.45的拟合标准[25]；各构念的Cronbach’s Alpha值和CR值均大于0.7的拟合标准[26]，由此可判断问卷信度良好.效度包含内容效度以及结构效度.表2中各构念的AVE值在0.552～0.697，均大于0.5的限制性水平[26]，表明结构效度中的收敛效度良好；表4中对角线的值为对应变量的AVE的算术平方根，对角线下方数值为该变量与其他变量的相关系数，对角线上的值较其下方的值大则表明具有良好的的区别效度.

3.1.2 数据同源偏差检验 数据同源偏差可通过两种方法进行检验.第一种方法是检验构念间的相关系数，该系数如大于0.9则表明同源偏差较大，由下表4可知，构念间相关系数最大为0.698小于0.9，表明数据通过检验；第二种方法是采用Harman的因子分析，运用Spss 23.0对所有题项进行单因子分析，旋转矩阵结果的第一个因子方差贡献率为23.5%，不超过50%的限制性条件，可以认为数据同源偏差不大，通过检验.

3.1.3 多重共线性检验 多重共线性可通过VIF值进行检验，如果VIF值大于10则表明存在比较严重的多重共线性，由SmartPLS软件验证结果得知各题项VIF值最大为1.488，远未达10的限制性水平，则表明模型多重共线性不严重；另外通过Bootstarpping法抽样5 000次[26]，结果显示所有题项的外部载荷均在α=0.001的显著性水平下显著，也表明模型多重共线性程度较低.由以上两种检验可知模型不存在多重共线性严重的问题，无需删减题项.

表3 信度和收敛效度指标

续表3

表4 区别效度指标

3.2 结构模型

在SEM模型中，构念(潜变量)与构念之间关系称为结构模型.

3.2.1 路径显著性检验 PLS-SEM模型运行结果如下图所示.结构模型检验通过Bootstrapping法抽样5 000次，得到结构方程的显著性检验结果如表5所示.若T值大于1.96则表明该路径在α=0.05置信水平下显著.由表可知，除年龄、性别、受教育水平以及年营业收入对行为意愿影响不显著，环境焦虑对行为意愿、参与动机对行为意愿、参与态度对行为意愿、环境焦虑对参与动机、环境焦虑对参与态度、参与动机对参与态度的影响均在α=0.001的显著性水平下显著.

图2 碳补偿模型路径结果Fig.2 Carbon compensation model path result

路径系数T统计量P值是否显著参与动机-> 参与态度0.451***10.7720显著参与动机-> 行为意愿0.198***5.4200显著参与态度-> 行为意愿0.371***10.4920显著受教育水平-> 行为意愿0.0030.0950.924不显著年营业收入-> 行为意愿0.0160.6200.535不显著年龄-> 行为意愿0.0020.0760.939不显著性别-> 行为意愿-0.0210.7490.454不显著环境焦虑-> 参与动机0.496***13.4910显著环境焦虑-> 参与态度0.264***5.6250显著环境焦虑-> 行为意愿0.418***11.6140显著

注：Bootstrapping抽样检验为双尾检验，显著性水平α=0.05，***表示p值小于0.001

3.2.2 中介效应检验 采用Sobel检验、Aroian检验以及Goodman检验进行中介效应检验，当T统计量大于1.96时，表明中介效应在α=0.05的置信水平下显著；T统计量大于2.58时，表明中介效应在α=0.01的置信水平下显著；T统计量大于3.29时，表明中介效应在α=0.001的置信水平下显著.中介效应检验结果如表6所示，模型所有中介效应皆达显著，与之相关的假设成立.碳补偿参与动机对环境焦虑与碳补偿行为意愿之间的中介效果在α=0.001的显著性水平下显著，因碳补偿参与动机对碳补偿行为意愿具有直接的正向显著影响，所以参与动机对环境焦虑和行为意愿之间起到部分中介效应；碳补偿参与态度对环境焦虑与碳补偿行为意愿之间的中介效果在α=0.001的显著性水平下显著，因环境焦虑对碳补偿行为意愿具有直接的正向显著影响，所以参与态度对环境焦虑和行为意愿之间的关系起到部分中介效果.碳补偿参与态度对碳补偿参与动机与碳补偿行为意愿之间的中介效果在α=0.001的显著性水平下显著，因参与动机与行为意愿具有直接的正向显著影响，所以参与态度对参与动机和行为意愿之间的关系起到部分中介效果.

表6 中介效应检验

注：***表示p值小于0.001

3.2.3 解释效果检验 根据HAIR等[26]的建议，当研究消费者行为时被解释方差值(R2)大于0.20说明模型解释能力良好，本研究研究对象为碳补偿行为的消费者，亦符合要求.在本研究建构的模型中，碳补偿行为意愿的被解释方差值(R2)为0.673，参与动机的被解释方差值(R2)为0.246，参与态度的被解释方差值(R2)为0.391，均大于0.20的限制性水平，这表明建构的模型解释能力很好.

3.3 结果分析与讨论

模型结果表明，除了H4个人特征对碳补偿行为意愿假设不成立，其他路径都达到显著.讨论如下：环境焦虑对碳补偿行为意愿具有正向影响.森林旅游地经营者依托景区的森林旅游资源开展经营活动，因此森林公园生态环境的好坏、本地气候的的变化对其经营活动有较大的影响，经营者愿意为生态环境恶化作出补偿行为的可能性也随着环境问题的突出而增大.表明经营者对生态环境的关心程度越强，则其碳补偿意愿越强烈.

参与态度对碳补偿行为意愿具有正向影响.经营者的碳补偿参与态度是影响碳补偿行为意愿的重要因素，对碳补偿成效的信心、对碳补偿改善环境的作用的了解、对提高经营者所在森林旅游地的管理水平、对经营者经营前景的提升等种种因素，在社会、环境、个人诸多方面影响着经营者的碳补偿参与态度，并对其碳补偿行为意愿产生重要影响.

参与动机对碳补偿行为意愿具有正向影响.动机对行为意愿的影响研究由来已久，个人的道德感和责任心会对其意愿形成和行为实施产生显著影响，自我决定理论认为个体的行为动机受驱力、自我需要和情绪影响[27]，表明森林经营者对改变环境恶化状况的情绪和社会责任感越强，碳补偿动机愈强，则其发生碳补偿行为意愿的程度也越高.

环境焦虑对碳补偿参与动机具有正向影响.环境焦虑程度越高则经营者碳补偿参与动机越强.森林旅游地经营者环境焦虑程度越高则其碳补偿参与动机越强.旅游经营者对所在森林旅游地生态环境变化、气候气象变化的感知，环境变化会影响森林旅游地经营者的经营环境，从而导致经营者产生忧虑和不安的情绪，使得经营者产生了维护自身经营环境的需要，并对碳补偿行为意愿产生驱力.对个人，或是为了弥补自身带来的排放，以对环境更加友好的方式去开发家园[28]；对社会，或是因为自身的责任感，为维护自己周围的生态环境出力，实现可持续发展，

环境焦虑对碳补偿参与态度具有正向影响.经营者环境焦虑程度越高，则其参与碳补偿的态度越明显.对自身周围环境问题的忧虑，会推动森林旅游地经营者寻找减轻环境影响的方式方法，碳补偿作为一种优异的环境补偿行为，环境焦虑程度越高，则森林旅游地经营者对碳补偿的成效和前景越可能寄予厚望并加大个人的行动投入.

碳补偿参与动机对碳补偿参与态度具有正向影响.森林旅游地经营者的碳补偿参与动机越强则其碳补偿参与态度越好.森林旅游地经营者的对碳补偿行为的个人情感和社会责任感会影响其对碳补偿行为意愿的个人投入态度，也可能会影响其对碳补偿效果的认识.

个人特征对于碳补偿行为意愿没有显著影响.个人特征部分：性别、年龄、受教育程度以及年收入水平对碳补偿行为意愿的影响未达显著，假设不成立.许多学者的研究表明人口统计学因素是影响环境行为的重要因素[29]，但也有不少学者的研究结论显示人口统计学因素对环境行为的影响并不稳定[30].

中介检验的结果表明，经营者的环境焦虑不仅可以直接影响其碳补偿行为意愿，还可以通过影响碳补偿参与动机间接影响到经营者的行为意愿，亦可以通过影响碳补偿参与态度间接影响到经营者的行为意愿.许多环境变量或是心理变量都会影响环境感知与行为意愿的关系.经营者对环境的感知会影响环境态度，也会影响参与动机，而个人的环境态度和参与动机又会直接对行为意向产生正向影响，这两种中介效应的验证也符合了计划行为理论[17]和动机-机会-能力模型[22]的观点.另外，动机-机会-能力模型认为个人信念会对自身的行为态度产生影响进而影响行为意愿.参与态度对参与动机和行为意愿之间的中介效应表明经营者的碳补偿参与动机不仅可以直接影响其碳补偿行为意愿，还可以通过影响碳补偿参与态度间接影响到经营者的行为意愿.

4 结论与建议

4.1 结论

本文基于江西省10个森林公园464份经营者调研数据，建立PLS结构方程模型，分析森林旅游地经营者碳补偿意愿的影响因素作用机制，结果表明：1) 森林旅游地经营者的环境焦虑因素、碳补偿参与动机因素、碳补偿参与态度因素对其碳补偿行为意愿有显著正向影响；2) 性别、年龄、受教育水平以及年营业收入对经营者碳补偿行为意愿没有显著影响；3) 碳补偿参与态度因素、碳补偿参与动机因素都分别对环境焦虑与碳补偿行为意愿之间的关系起到部分中介作用，碳补偿参与态度对碳补偿参与动机与碳补偿行为意愿之间的关系起到部分中介作用.旅游经营者是旅游的直接碳排放者，探讨自愿机制下的碳补偿意愿是生态补偿研究的理论补充，也为低碳旅游研究提供一定的理论支持.

除此之外，本文得到的结果显示森林旅游经营者的个人特征对其碳补偿意愿没有显著影响，这与以游客、农户为研究对象的部分学者的研究成果存在差异，还有待进一步的探讨与研究.

4.2 建议

基于以上研究结果，为了促进森林旅游地经营者提升参与碳补偿意愿和碳补偿事业的可持续发展，提出以下几点建议：1) 加强碳补偿概念宣传普及，提高经营者认知水平.森林旅游地经营者感受到环境变化而产生担忧时，会产生挽回状况的想法和动机，而将碳补偿动机转变为碳补偿行为行动需要相当的碳补偿知识，碳补偿概念的宣传普及就显得尤为重要.政府和社会团体可以通过多渠道多方式如发放相关宣传手册，张贴标语，悬挂横幅或开展集中宣讲，入户科普等宣传活动宣传碳补偿行为的具体内容、目的和意义，激发森林旅游地经营者的碳补偿意愿.2) 推动建立健全碳补偿相关制度，为碳补偿提供制度保障.森林旅游地经营者参与碳补偿需要健全的制度才能够保证碳补偿行为的可持续性.如建立碳排放测算标准和碳补偿计量标准，经营者们对自身产生的碳排放和对自身进行碳补偿做出的贡献心里有数，才能够真切的感受到个人参与碳补偿活动的作用，形成自发性的长期补偿行为，同时建立适当的激励制度，将自愿参与转变为激励机制下的碳补偿参与，从而进一步激发森林旅游地经营者的参与热情.3) 丰富碳补偿方式方法，提供多种选择.森林旅游地经营者所处环境使得他们参与碳补偿有着天然的地理优势，可以更方便的采用种植树木的方式参与碳补偿，或是支付报酬请他人种植，但要使得经营者更便捷地参与碳补偿还需要丰富参与碳补偿的方式方法，如建立互联网线上碳交易市场，尝试利用市场来推动碳补偿交易发展，拓宽现有的碳交易渠道，以实现线下参与和线上参与的多形式补偿模式.