中國消費(fèi)者低碳產(chǎn)品支付意愿的差異分析——基于碳標(biāo)簽的情景實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)

帥傳敏，張鈺坤

(中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430074)

中國消費(fèi)者低碳產(chǎn)品支付意愿的差異分析
——基于碳標(biāo)簽的情景實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)

帥傳敏，張鈺坤

(中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430074)

為了引導(dǎo)低碳消費(fèi)和施行低碳經(jīng)濟(jì)，碳標(biāo)簽應(yīng)運(yùn)而生。作為一種產(chǎn)品全生命周期內(nèi)溫室氣體排放量的標(biāo)識(shí)方法，它必將對不同類型的消費(fèi)者對貼有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品的消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。本文根據(jù)課題組在我國四省六市開展的碳標(biāo)簽情景實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)，首先采用單因素方差分析的 Dunnett＇s T3檢驗(yàn)方法，對不同地區(qū)、不同年齡段、不同學(xué)歷層次、不同收入水平和不同性別的消費(fèi)者對貼有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品支付意愿的差異分別進(jìn)行了檢驗(yàn)，以期發(fā)現(xiàn)各樣本組之間差異的顯著性;然后，采用Logistic回歸模型對購買貼有碳標(biāo)簽農(nóng)產(chǎn)品意愿與人口變量之間的關(guān)系進(jìn)行了回歸分析。結(jié)果顯示:(1)不同類型的消費(fèi)者對貼有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品的支付意愿具有顯著差異;(2)學(xué)歷層次和月收入水平等變量對消費(fèi)者低碳產(chǎn)品的支付意愿具有顯著影響。最后，本文基于以上研究結(jié)論，提出了相應(yīng)的政策建議。

碳標(biāo)簽;低碳產(chǎn)品;支付意愿;單因素方差分析;Logistic回歸

一、引言

碳標(biāo)簽(Carbon Labeling)，是指把產(chǎn)品在生命周期(即從原料、制造、儲(chǔ)運(yùn)、廢棄到回收的全過程)中的溫室氣體(GHG)排放(即碳足跡)用可量化的指數(shù)標(biāo)示出來，以產(chǎn)品標(biāo)簽的形式告知消費(fèi)者有關(guān)產(chǎn)品碳排放量的信息［1］。利用在商品上加注碳標(biāo)簽的方式，既可以促使碳排放來源透明化、促進(jìn)企業(yè)采取相關(guān)措施減少對環(huán)境的不良影響，又可以引導(dǎo)消費(fèi)者選擇低碳商品，從而達(dá)到減少溫室氣體的排放、緩解氣候變化的目的［2］。由于碳認(rèn)證成本和生產(chǎn)過程的不同，貼有碳標(biāo)簽的低碳農(nóng)產(chǎn)品的成本較高，零售價(jià)格也相對高一些。無論從對碳標(biāo)簽的認(rèn)知還是對貼有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品的價(jià)格上漲，不同人口特征的消費(fèi)者對購買此類產(chǎn)品的支付意愿一定有所差異。因此，采用實(shí)驗(yàn)研究和統(tǒng)計(jì)分析方法，探索不同類型消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品的支付意愿的差異性，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國內(nèi)外學(xué)者對碳標(biāo)簽的研究主要集中在碳標(biāo)簽對國際貿(mào)易的影響上。碳標(biāo)簽已成為國際貿(mào)易的新熱點(diǎn)問題之一［3］。歐美、日本等發(fā)達(dá)國家已相繼推出碳標(biāo)簽認(rèn)證，在普通產(chǎn)品上加注碳標(biāo)簽，這很可能成為一種新型的技術(shù)貿(mào)易壁壘［4］。因此，借鑒發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)建立中國的碳標(biāo)簽體系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。近年來，國內(nèi)學(xué)者對碳標(biāo)簽的研發(fā)和對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究進(jìn)展［5］、不同減排措施對貿(mào)易的不同影響［6］、英國 PAS2050產(chǎn)品碳足跡核算標(biāo)準(zhǔn)［7］、中國碳標(biāo)識(shí)制度發(fā)展趨勢［8］以及中國的應(yīng)對策略［2］等進(jìn)行了定性分析和闡述。國外學(xué)者也開始研究碳標(biāo)簽對國際貿(mào)易的影響。Simon Bolwig 和 Peter Gibbon(2009)［9］指出，碳足跡認(rèn)證的國際標(biāo)準(zhǔn)(ISO 14067)即將推出，進(jìn)入歐盟市場的生物燃料已開始了碳標(biāo)簽認(rèn)證，其它產(chǎn)品也將在未來10-15年內(nèi)需碳標(biāo)簽認(rèn)證。這意味著碳標(biāo)簽將成為市場準(zhǔn)入的壁壘，如果發(fā)展中國家出口商的產(chǎn)品沒有通過碳標(biāo)簽認(rèn)證，將面臨退出國際市場的危險(xiǎn)。O.Nartova(2009)［10］從全球政治和經(jīng)濟(jì)角度分析了碳標(biāo)簽在世界貿(mào)易環(huán)境下可能帶來的道德、經(jīng)濟(jì)和法律方面的影響，認(rèn)為:現(xiàn)行WTO政策中有關(guān)技術(shù)壁壘的條款對碳標(biāo)簽在全球的推行仍留有一定空間。Paul Brenton等(2009)［11］分析了碳足跡和碳標(biāo)簽對氣候變化和國際貿(mào)易的影響，尤其是對小業(yè)主和低收入國家的潛在影響。指出:碳標(biāo)簽是對其它環(huán)保措施的有益補(bǔ)充，將在碳減排方面發(fā)揮重要作用。碳標(biāo)簽可能會(huì)影響公平貿(mào)易，尤其是對低收入國家。G.Edwards-Jones等(2009)［12］分析了碳標(biāo)簽的引入對發(fā)展中國家出口到英國園藝產(chǎn)品脆弱性的影響。發(fā)現(xiàn):距離英國遙遠(yuǎn)的可替代程度高的產(chǎn)品受到的影響最大，如肯尼亞的四季豆、以色列的西紅柿和辣椒、危地馬拉的豌豆等;而出口熱帶產(chǎn)品或在英國缺乏替代品的產(chǎn)品受到的影響較小，如印度的茶葉和葡萄、菲律賓的芒果、中國的茶葉等。許多學(xué)者認(rèn)為，碳標(biāo)簽對食品貿(mào)易將產(chǎn)生重要影響［13］，很可能成為非關(guān)稅壁壘［14］，對發(fā)展中國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易不公平［15］，值得關(guān)注和深入研究。

在碳標(biāo)簽對減排的影響方面，Geoffrey Beattie(2009)［16］研究發(fā)現(xiàn):消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品的內(nèi)隱態(tài)度和外顯態(tài)度都是積極的，且同一樣本的內(nèi)隱態(tài)度高于外顯態(tài)度。這表明，消費(fèi)者對碳標(biāo)簽的認(rèn)知度較高，對碳標(biāo)簽引領(lǐng)低碳消費(fèi)非常有利。Paul Upham等(2010)［17］開展的英國公眾對碳標(biāo)簽認(rèn)知的實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn):一年內(nèi)每周采購40件低碳產(chǎn)品，將可降低個(gè)人碳排放量的10%。Jerome K.等(2010)［18］的一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn):消費(fèi)者傾向于購買帶有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品，尤其是價(jià)格也較低的低碳產(chǎn)品。

我國也有學(xué)者對消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品支付意愿進(jìn)行過研究。應(yīng)瑞瑤等(2012)［19］基于條件評估法與對照法，以豬肉為例探究了消費(fèi)者對食品低碳屬性的支付意愿水平，重點(diǎn)評估了消費(fèi)者對食品低碳屬性的支付意愿是源自于利己動(dòng)機(jī)還是利他動(dòng)機(jī)，研究結(jié)果表明，消費(fèi)者為食品低碳屬性支付溢價(jià)的動(dòng)機(jī)源于利他和利己動(dòng)機(jī)兩部分，如果消費(fèi)者確信消費(fèi)低碳食品只對環(huán)境有利而沒有增加自身的效用，會(huì)顯著地降低支付意愿。周應(yīng)恒和吳麗芬(2012)［20］運(yùn)用條件價(jià)值評估法估算消費(fèi)者對低碳豬肉的意愿支付水平，并進(jìn)一步分析了影響消費(fèi)者對低碳豬肉支付意愿的因素。結(jié)果表明:消費(fèi)者對低碳豬肉的平均支付意愿為3.95元，消費(fèi)者低碳農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)知度、家庭收入、家庭人口、受教育程度等對消費(fèi)者支付意愿均有顯著影響。劉海鳳等(2011)［21］應(yīng)用條件價(jià)值評價(jià)法，采用單邊界兩分式調(diào)查方法，分別采用強(qiáng)制支付和自愿支付方式估算北京市居民對低碳電力的支付意愿，分析表明影響居民支付意愿的主要因素有家庭收入、家庭人口數(shù)、用電量、投標(biāo)值、是否參與慈善活動(dòng)及支付方式等。

文獻(xiàn)回顧表明，目前國內(nèi)外學(xué)者對碳標(biāo)簽的研究主要集中在它對國際貿(mào)易的影響上，多是定性分析，且缺乏消費(fèi)者對貼有碳標(biāo)簽農(nóng)產(chǎn)品支付意愿的定量研究和實(shí)驗(yàn)研究。

二、研究方法

(1)問卷調(diào)查:本文采取問卷調(diào)查方式對相關(guān)變量進(jìn)行測度，在選定樣本城市的特定地點(diǎn)按照隨機(jī)原則由被調(diào)查者填寫調(diào)查問卷，與隨后進(jìn)行的情景實(shí)驗(yàn)同步進(jìn)行。本文根據(jù)調(diào)查問卷中第10個(gè)題項(xiàng)“您愿為貼有低碳標(biāo)簽的雞蛋支付額外費(fèi)用的具體比例是多少?”所獲得的數(shù)據(jù)，用以衡量消費(fèi)者低碳產(chǎn)品支付意愿的強(qiáng)弱。此變量作為二分變量，其中受訪者回答的比例低于10%為意愿較弱的，賦值為0;大于10%為意愿較強(qiáng)的，賦值為1。

(2)情景實(shí)驗(yàn):在不發(fā)生實(shí)際支付情境下，消費(fèi)者的購買行為可能受道德感或其它類似要素影響，而使得研究信度受損，本文引入情景實(shí)驗(yàn)方式進(jìn)行測度。本實(shí)驗(yàn)在消費(fèi)者完成問卷調(diào)查后采取配對樣本采集，使之與問卷調(diào)查信息一一對應(yīng)。本研究采用的情景實(shí)驗(yàn)方法分為兩個(gè)步驟:

第一步，根據(jù)預(yù)先設(shè)計(jì)的碳標(biāo)簽?zāi)０濉吞紭?biāo)簽(每公斤農(nóng)產(chǎn)品碳排放 ≤0.2kg)和中碳標(biāo)簽(0.2kg＜每公斤農(nóng)產(chǎn)品碳排放 ≤0.4kg)，對研究小組提供實(shí)驗(yàn)的低碳農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行標(biāo)識(shí)，即對假定的高碳、中碳和低碳產(chǎn)品分別粘貼印制精美的不干膠碳標(biāo)簽，并以不同的標(biāo)簽顏色予以區(qū)分:高碳農(nóng)產(chǎn)品－紅色標(biāo)簽、中碳產(chǎn)品－黃色標(biāo)簽、低碳產(chǎn)品－綠色標(biāo)簽。

第二步，情景實(shí)驗(yàn)現(xiàn)場，發(fā)放給每位實(shí)驗(yàn)參與者20元人民幣，用于選購研究小組提供的農(nóng)產(chǎn)品(牛奶、香蕉、雞蛋以及方便面等)。選購?fù)瓿珊?，?shí)驗(yàn)參與者將所選產(chǎn)品交由現(xiàn)場工作人員核對，并填寫結(jié)算清單后，便可獲贈(zèng)選購的全部商品。

本文通過情景實(shí)驗(yàn)，即消費(fèi)者“手持20元產(chǎn)品采購經(jīng)費(fèi)時(shí)，選擇貼有低碳標(biāo)簽產(chǎn)品的花費(fèi)比例為多少”，選取“采購低碳產(chǎn)品的金額比例”作為衡量消費(fèi)者低碳產(chǎn)品支付意愿的變量，并對其進(jìn)行賦值，其中比例在0～12.5%之間的賦值為1，比例在25% ～37.5%之間的賦值為2，比例為50%的賦值為3，比例在62.5% ～75%之間的賦值為4，比例在75% ～1之間的賦值為5。

(3)統(tǒng)計(jì)分析:本文運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)分析軟件，采取單因素方差分析(one-way ANOVA)中的Dunnett＇s T3檢驗(yàn)方法對不同類型消費(fèi)者的低碳產(chǎn)品支付意愿的差異分別統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，以比較各樣本組之間差異的顯著性。然后，采用Logistic回歸模型對影響購買貼有碳標(biāo)簽農(nóng)產(chǎn)品意愿的人口變量進(jìn)行回歸分析。

三、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

本文采用的數(shù)據(jù)均來源于承擔(dān)國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目的課題組在黑龍江、河南、湖北、廣東4省6市的實(shí)地調(diào)查問卷和情景實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)采自全國一線城市(深圳)、二線城市(武漢)、三線城市(大慶、襄陽、許昌)、四線城市(谷城)，地理分布有南部、中部和北部，就經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度和人口分布具有廣泛的代表性。問卷數(shù)據(jù)的采集按照隨機(jī)原則，在各城市超市、單位、寫字樓、家屬院等人口密集的地方進(jìn)行隨機(jī)發(fā)放問卷，并考慮農(nóng)民群體的分布。本課題組共計(jì)發(fā)放調(diào)查問卷950份，實(shí)際回收問卷876份，問卷回收率為92.21%。其中，有效問卷873份，有效回收率為99.66%。在873名樣本中，男性 366，占 41.9%;女性 507，占58.1%。樣本涉及的6個(gè)地區(qū)，頻率分布基本均衡:在13%(武漢)－20%(深圳)之間;被調(diào)查者年齡為20-49歲的樣本累計(jì)頻率達(dá)到81.30%;月收入在5000元人民幣以下的樣本累計(jì)頻率達(dá)到86.40%。樣本從地域分布、性別構(gòu)成、年齡特征、收入特征等方面都能反映我國消費(fèi)者的基本特征，具有較好的代表性(見表1)。

表1 調(diào)查問卷的樣本屬性

本文根據(jù)課題組調(diào)研整理的數(shù)據(jù)，采用SPSS 20.0軟件和單因素方差分析的 Dunnett＇s T3檢驗(yàn)方法，對不同地區(qū)、不同年齡段、不同學(xué)歷層次、不同收入水平、不同性別等人口變量對貼有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品支付意愿的差異分別進(jìn)行了檢驗(yàn)，以比較各樣本組之間差異的顯著性。然后，采用Logistic回歸模型對影響低碳產(chǎn)品支付意愿的人口變量進(jìn)行回歸分析。

(一)不同地區(qū)的分析

依據(jù)實(shí)地調(diào)研的6個(gè)地區(qū)，我們首先對其進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)(見表2)，結(jié)果表明樣本不具有齊性方差，因此我們采用了Dunnett＇s T3檢驗(yàn)方法對樣本進(jìn)行分析。分析表明:

表2 不同地區(qū)的方差齊性檢驗(yàn)

(1)不同地區(qū)消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品的支付意愿存在差異，其中谷城、襄陽與大慶、許昌、武漢、深圳之間具有顯著差異。這可能因?yàn)楣瘸呛拖尻柦?jīng)濟(jì)水平較其它城市而言較低，受到經(jīng)濟(jì)水平限制，這兩個(gè)地區(qū)的消費(fèi)者對貼有碳標(biāo)簽農(nóng)產(chǎn)品的支付意愿并不強(qiáng)烈。

(2)各城市消費(fèi)者低碳標(biāo)產(chǎn)品支付意愿的均值由高到低排名如下:武漢、大慶、許昌、深圳、襄陽、谷城。其中武漢、大慶、許昌、深圳差異較小，為支付意愿較強(qiáng)組;襄陽和谷城差異較小，為購買意愿較弱組。均值最低的是谷城，均值最高的是武漢，它們之間相差 0.85，武漢比谷城高出58.75%。武漢居首位可能是武漢作為“兩型”(全國資源節(jié)約型和環(huán)境友好型:武漢城市圈和長株潭城市群)實(shí)驗(yàn)區(qū)城市，消費(fèi)者的低碳意識(shí)比較高(見表3和表4)。

表3 不同地區(qū)的樣本描述

表4 不同地區(qū)的 Dunnett＇s T3檢驗(yàn)

(二)不同年齡段的分析

首先，我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行了方差齊性檢驗(yàn)(見表5)，結(jié)果表明樣本不具有齊性方差。因此我們采用Dunnett＇s T3檢驗(yàn)對樣本進(jìn)行分析。結(jié)果顯示:各年齡段消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品支付意愿的均值由高到低排名如下:40－49歲、20－29歲、30－39歲、50歲及以上、19歲及以下，均值最高(40－49歲)比均值最低(19歲及以下)高出23.16%，其中50歲以上的消費(fèi)者與20－29歲、30－39歲、40－49歲的消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品的支付意愿上有顯著差異，與19歲及以下消費(fèi)者沒有顯著差異。這可能是因?yàn)?9歲以下的消費(fèi)者經(jīng)濟(jì)能力不足，對價(jià)格相對較高的低碳農(nóng)產(chǎn)品比較敏感;而50歲以上的消費(fèi)者對于低碳農(nóng)產(chǎn)品這種較“新鮮”產(chǎn)品存有戒備心理，缺乏一定的認(rèn)知，所以較為保守(見表6和表7)。

表5 不同年齡段的方差齊性檢驗(yàn)

表6 不同年齡段的樣本描述

(三)不同學(xué)歷層次的分析

首先我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)(見表8)，結(jié)果表明樣本不具有齊性方差。因此，我們采用Dunnett＇s T3檢驗(yàn)對樣本進(jìn)行分析。結(jié)果顯示:各學(xué)歷層次消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品支付意愿的均值由高到低排名如下:碩士及以上、本科、專科、中專-職高-高中、初中級(jí)以下，均值最高(碩士及以上)均值最低(初中及以下)高出72.01%，說明不同學(xué)歷消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品的支付意愿具有顯著差異，且呈現(xiàn)學(xué)歷層次越高、支付意愿越強(qiáng)烈的趨勢。原因可能是不同學(xué)歷的消費(fèi)者所具備的學(xué)識(shí)修養(yǎng)不同，學(xué)歷層次較低的消費(fèi)者可能對貼有碳標(biāo)簽農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)值缺乏一定的認(rèn)知，且其自身經(jīng)濟(jì)條件相對較差，不足以承擔(dān)這類農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi);學(xué)歷層次較高的消費(fèi)者具有較好的知識(shí)儲(chǔ)備，對貼有碳標(biāo)簽的農(nóng)產(chǎn)品較為了解，且其擁有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)能力，因此有較大的動(dòng)力去消費(fèi)這類農(nóng)產(chǎn)品(見表9和表10)。

表7 不同年齡段的 Dunnett＇s T3檢驗(yàn)

表8 不同學(xué)歷層次的方差齊性檢驗(yàn)

表9 不同學(xué)歷層次的樣本描述

表10 不同學(xué)歷層次的 Dunnett＇s T3檢驗(yàn)

(四)不同收入水平的分析

首先，我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)(見表11)，結(jié)果表明樣本不具有齊性方差。因此，我們采用Dunnett＇s T3檢驗(yàn)對樣本進(jìn)行分析。結(jié)果顯示:

表11 不同收入水平的方差齊性檢驗(yàn)

(1)各收入水平的消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品支付意愿的均值由高到低排名如下:999元及以下、1000－2999元、3000－4999元、5000－6999元、7000元及以上，均值最高(7000元及以上)比均值最低(999元及以下)高出57.10%。

(2)999元及以下和1000－2999元的消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品的支付意愿上差異較小，為支付意愿較弱組，3000－4999元、5000－6999元、7000元及以上的消費(fèi)者支付意愿相差較小，為支付意愿較強(qiáng)組，兩組之間存在顯著差異，且呈現(xiàn)隨著收入水平的提高，支付意愿增強(qiáng)。從結(jié)果可以看出，以收入水平為研究視角，消費(fèi)者對貼有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品的支付意愿上成兩極劃分，2999元及以下和3000元及以上，前者代表著收入較低的消費(fèi)群體，他們經(jīng)濟(jì)能力有限，對產(chǎn)品價(jià)格比較敏感，因此不愿為貼有碳標(biāo)簽的農(nóng)產(chǎn)品買單。后者代表著收入較高的消費(fèi)群體，他們具有較好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，能夠承擔(dān)起價(jià)格相對較高的貼有碳標(biāo)簽的農(nóng)產(chǎn)品(見表12和表13)。

表12 不同收入水平的樣本描述

表13 不同收入水平的 Dunnett＇s T3檢驗(yàn)

(五)不同家庭月農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額的分析

首先，我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)(見表14)，結(jié)果表明樣本不具有齊性方差。因此，我們采用Dunnett＇s T3檢驗(yàn)對樣本進(jìn)行分析。結(jié)果顯示:不同家庭月農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品支付意愿的均值由高到低排名如下:499元以下、500－999元、1000－1999元、2000－2999元、3000元以以上，均值最高(3000元及以上)比均值最低(499元及以下)高出55.72%，其中家庭月農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額在499元及以下、500－999元的消費(fèi)者與1000－1999元、2000－2999元、3000元及以上的消費(fèi)者的低碳產(chǎn)品的支付意愿上具有顯著差異。且隨著月農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額的增加，其支付意愿增強(qiáng)。分析結(jié)果可以看出，三種不同的家庭月農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額的消費(fèi)者在貼有碳標(biāo)簽農(nóng)產(chǎn)品的購買意愿上存在顯著差異，月農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額在999元以下的消費(fèi)者為低消費(fèi)群體，每月用于農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)支出較少，所以對于價(jià)格較高的貼有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品支付就較少。月農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額在1000－2999元的消費(fèi)者為中間消費(fèi)群體，每月用于農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)較適中，因此對貼有碳標(biāo)簽低碳產(chǎn)品的支付意愿較為強(qiáng)烈。月農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額在3000元及以上的消費(fèi)者為高消費(fèi)群體，每月在農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)上需要支出較多的費(fèi)用，因此對貼有碳標(biāo)簽的低碳產(chǎn)品具有很強(qiáng)烈的支付意愿(見表15和表16)。

表14 不同月消費(fèi)額的方差齊性檢驗(yàn)

表15 不同月消費(fèi)額的樣本描述

表16 不同月消費(fèi)額的 Dunnett＇s T3檢驗(yàn)

(六)不同性別的分析

我們對該變量進(jìn)行了獨(dú)立樣本檢驗(yàn)，結(jié)果表明:男性均值為2.01，女性均值為1.86，二者相差8.06%，男性購買低碳產(chǎn)品的意愿高于女性，且具有顯著差異。這可能是因?yàn)槟行缘呢?zé)任意識(shí)明顯比女性的責(zé)任意識(shí)強(qiáng)，男性同志更易于接受新生事物，并嘗試消費(fèi)(見表17和表18)。

表17 不同性別組的統(tǒng)計(jì)量

(七)支付意愿的影響因素與回歸分析

為了研究貼有碳標(biāo)簽農(nóng)產(chǎn)品支付意愿的人口影響因素，進(jìn)一步明確其影響程度和顯著性，本研究以支付意愿的強(qiáng)弱為因變量(支付意愿較強(qiáng)為1，支付意愿較弱為0)，以人口變量為自變量，因變量(支付意愿)為二分變量，因此，我們采用Haricmanm(1984)提出的Logistic回歸模型，其基本形式為:

表18 不同性別組的獨(dú)立樣本檢驗(yàn)

其中:Z=β0+β1*(地區(qū))+β2*(年齡段)+β3*(性別)+β4*(學(xué)歷層次)+β5*(月收入)+β6*(月家庭農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額)

式中:β0為常數(shù)項(xiàng);β1…β6為所求的回歸系數(shù)。

根據(jù)模型計(jì)算結(jié)果，從回歸系數(shù)和顯著性水平可以看出:“學(xué)歷層次”和“月收入”對消費(fèi)者低碳產(chǎn)品支付意愿強(qiáng)弱有重要影響?！皩W(xué)歷層次”在10%水平上顯著，系數(shù)為正，說明在其它條件不變情形下，學(xué)歷層次越高，越愿意支付購買低碳產(chǎn)品?！霸率杖搿痹?%水平上顯著，系數(shù)為正，說明在其它條件不變下，月收入越高，支付意愿越強(qiáng)烈。從回歸系數(shù)和顯著性來看，“月收入”對支付意愿的影響最大(見表19)。

表19 回歸模型估計(jì)結(jié)果

四、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

通過上述分析研究，我們得到以下結(jié)論:

(1)不同類型的消費(fèi)者對低碳標(biāo)產(chǎn)品的支付意愿具有顯著差異。其中，學(xué)歷層次、月收入水平、月家庭農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額等人口變量在支付意愿上表現(xiàn)為正向變動(dòng)，即隨著學(xué)歷層次、月收入水平、月家庭農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)額的提高，消費(fèi)者的低碳產(chǎn)品支付意愿將隨之增強(qiáng)。

(2)學(xué)歷層次和月收入水平等人口變量對消費(fèi)者低碳標(biāo)產(chǎn)品的支付意愿具有顯著影響。其中，學(xué)歷層次和月收入正向影響支付意愿，即在其它條件不變的情形下，學(xué)歷層次越高，月收入越高，消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品的支付意愿越強(qiáng)烈。

(二)政策建議

基于以上研究結(jié)論，我們建議:

(1)細(xì)分低碳消費(fèi)市場，挖掘低碳消費(fèi)的關(guān)鍵客戶群。以經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的高收入、高學(xué)歷中青年男性消費(fèi)者為突破口，率先推行低碳產(chǎn)品消費(fèi)策略。依據(jù)不同地區(qū)、不同學(xué)歷、不同年齡、不同收入的消費(fèi)者對“低碳購買行為”的差異，制定不同的低碳產(chǎn)品推廣策略，以少部分具有購買能力的低碳消費(fèi)者帶動(dòng)全體居民對低碳產(chǎn)品消費(fèi)的需求。

(2)加大低碳知識(shí)的宣傳教育，逐步提高消費(fèi)者收入水平。研究表明，良好的教育水平，有助于增強(qiáng)消費(fèi)者對貼有碳標(biāo)簽農(nóng)產(chǎn)品的支付意愿。因此，加大低碳知識(shí)的宣傳教育，可以提高包括學(xué)歷較低消費(fèi)者對碳標(biāo)簽和低碳產(chǎn)品的認(rèn)知，從而提高其購買低碳產(chǎn)品的意愿。收入水平是顯著影響支付意愿的重要因素，即使是消費(fèi)者有足夠的碳認(rèn)知水平，但如果受限于自身經(jīng)濟(jì)條件，也不會(huì)發(fā)生低碳產(chǎn)品的購買行為。因此，逐步提高消費(fèi)者的收入水平是增強(qiáng)消費(fèi)者對低碳產(chǎn)品支付意愿的關(guān)鍵因素之一。

［1］胡瑩菲，王潤，余運(yùn)俊.中國建立碳標(biāo)簽體系的經(jīng)驗(yàn)借鑒與展望［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2010(3):16-19.

［2］吳潔，蔣琪.國際貿(mào)易中的碳標(biāo)簽［J］.國際經(jīng)濟(jì)合作，2009(7):82-85.

［3］陳潔民.碳標(biāo)簽:國際貿(mào)易中的新熱點(diǎn)［J］.對外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)，2010(2):93-95.

［4］陳澤勇.碳標(biāo)簽在全球的發(fā)展［J］.信息技術(shù)與標(biāo)準(zhǔn)化，2010(11):11-14.

［5］帥傳敏，呂婕，陳艷.食物里程和碳標(biāo)簽對世界農(nóng)產(chǎn)品影響的研究動(dòng)態(tài)［J］.對外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)，2011(2):41-43.

［6］Chuanmin Shuai，Wuyuan Peng，Jie Lv.A Comparative Analysis of the Impact of Different Emission Mitigation Measures on International Trade in Developing Countries［C］．International Conference on Energy and Environment(ICEE 2011)，ISBN:978-1-61284-113-7.

［7］馮相昭，賴曉濤，田春秀.關(guān)注低碳標(biāo)準(zhǔn)發(fā)展新動(dòng)向——英國PAS2050碳足跡標(biāo)準(zhǔn)［J］.環(huán)境保護(hù)，2010(2):74-76.

［8］黃進(jìn).碳標(biāo)識(shí)和環(huán)境標(biāo)識(shí)［J］.標(biāo)準(zhǔn)科學(xué)，2010(7):4-8.

［9］Simon Bolwig，Peter Gibbon.Emerging Product Carbon Footprint Standards and Schemes and Their Possible Trade Impacts［R］.National Laboratory for Sustainable Energy，Technical University of Denmark，Riso-R-1719EN，December 2009.

［10］O.Nartova.Carbon Labelling:Moral，Economic and LegalImplications in a World Trade Environment［R］.NCCR Working Paper No.2009/5，F(xiàn)ebruary 2009.

［11］Paul Breton，Gareth Edwards-Jones，Michael Friis Jensen.Carbon Labelling and Low-income Country Exports:A Review of the Development Issues［J］.Development Policy Review，2009，27(3):243-267.

［12］G.Edwards-Jones， K.Plassmann， E.H.York et al.Vulnerability of Exporting Nations to the Development of a Carbon Label in the United Kingdom［J］.Environmental Science and Policy，2009(12):479-490.

［13］Jodie Keane，JamesMacGregor，Sheila Page，et al.Development，Trade and Carbon Reduction － Designing Coexistence to Promote Development［R］.ODI Working Paper 315，F(xiàn)eb.2010.

［14］James MacGreor.Carbon Concerns:How Standards and Labelling Initiatives Must Not Limit Agricultural Trade from DevelopingCountries［R］.ICTSD Issue BriefNo.3，May 2010.

［15］Alexander Kasterine，David Vanzetti.The Effectiveness，Efficiency and Equity of Market-based and Voluntary Measures to Mitigate Greenhouse Gas Emissions from the Agri-food Sector［R］.Trade and Environmental Review 2010，UNCTAD，Geneva.

［16］Geoffrey Beattie.Information of Carbon Labelling and Consumer Response，F(xiàn)inal Project Report［R］.University of Manchester，October 2009.

［17］Paul Upham，Leonie Dendler，Mercedes Bleda.Carbon Labelling of Grocery Products:Public Perceptions and Potential Emissions Reductions ［J］.Journal of Cleaner Production，2010:1-8，doi:10.1016/j.jclepro.2010.05.014.

［18］Jerome K.Vanclay，John Shortiss，et al.Customer Response to Carbon Labelling of Groceries［J］.Journal of Consumer Policy，2010(6)，doi:10.1007/s10603-010-9140-7.

［19］應(yīng)瑞瑤，徐斌，胡浩.城市居民對低碳農(nóng)產(chǎn)品支付意愿與動(dòng)機(jī)研究［J］.中國人口資源與環(huán)境，2012(11):165-171.

［20］周應(yīng)恒，吳麗芬.城市消費(fèi)者對低碳農(nóng)產(chǎn)品的支付意愿研究［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012(8):4-12.

［21］劉海鳳，郭秀銳，毛顯強(qiáng)等.應(yīng)用CVM方法估算城市居民對低碳電力的支付意愿［J］.中國人口資源與環(huán)境(?？?，2011(12):313-316.

Variance Analysis of Consumers＇Willingness to Pay for Low-Carbon Products in China Based on Scenario Experiment with Carbon Labeling

SHUAI Chuan－min，ZHANG Yu－kun

(School of Economics and Management，China University of Geosciences(Wuhan)，Wuhan430074，China)

In order to guide low carbon consumption and implement low carbon economy，carbon labeling came into being.As the identification of the greenhouse gas emissions in the full life cycle of a product，carbon labeling will certainly exert impact on the behavior of different types of consumers for low-carbon products with carbon labels.Based on the data from scenario carbon labeling experiment conducted by the research group in four provinces and six cities in China，we firstly adopt Dunnett＇s T3 test methods for the single factor variance analysis to test the differences of consumers＇willingness to pay for the low-carbon products with carbon labels of consumers at different ages，different educational backgrounds，different income levels and different gender，in an attempt to find their significant differences.Then，we utilize a logistic regression model to analyze the relationship between the willingness to pay for low-carbon products with carbon labels and the demographic variables.The results indicate:(1)the willingness to pay for low-carbon products with carbon labels of different types of consumers is significant;(2)educational and monthly income variables have significant im-pacts on consumers＇willingness to pay for low-carbon products.Finally，we put forward relevant policy recommendations based on the above conclusions.

carbon labeling;low-carbon products;willingness to pay;single factor variance analysis;Logistic regression

C939

A

1002－9753(2013)07－0061－10

2013－03－26

2013－05－20

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“碳關(guān)稅和碳標(biāo)簽對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和減排的影響機(jī)制研究”(編號(hào):71173201)。

帥傳敏(1959－)，男，湖北谷城人，中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，管理學(xué)博士，研究方向:項(xiàng)目管理、國際貿(mào)易與低碳經(jīng)濟(jì)。

(本文責(zé)編:瑞 源)