外生激勵和價值認同對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目意愿的影響*

朱愛琴 顧 蕾,2,3 朱瑋強 馮貽勇 陳 偉 周國模

(1.浙江農(nóng)林大學經(jīng)濟管理學院 杭州 311300； 2.浙江省鄉(xiāng)村振興研究院 杭州 311300； 3.浙江省森林生態(tài)系統(tǒng)碳循環(huán)與固碳減排重點實驗室 杭州 311300； 4.南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院 南京 210095； 5.浙江省臨海市涌泉鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)綜合服務(wù)中心 臨海 317021； 6.浙江農(nóng)林大學環(huán)境與資源學院 杭州 311300)

溫室氣體排放過多導致全球氣候變化，各國積極尋求緩解溫室效應的有效方式并開展國際合作。森林作為陸地生態(tài)系統(tǒng)的主體，是目前世界上公認的最具經(jīng)濟效益的“碳吸收”手段，不僅成本低，還能產(chǎn)生諸多正向外部效應(李怒云等， 2006)。森林碳匯是通過造林、森林保護和管理，吸收并固定二氧化碳從而降低大氣中二氧化碳濃度的過程。在我國爭取“2030年碳達峰”“2060年碳中和”目標的背景下，森林碳匯項目的實施和推廣顯得尤為重要。農(nóng)戶作為森林碳匯項目的執(zhí)行者和利益相關(guān)者，受限于自身文化水平和信息不完全，對森林碳匯項目的認知程度并不高，參與首期碳匯項目的農(nóng)戶主要依靠政府引導。但隨著項目的不斷推進，農(nóng)戶的認知程度逐漸提高，容易受到國內(nèi)外碳匯政策、碳匯交易價格、林地經(jīng)營轉(zhuǎn)換等內(nèi)、外部因素的影響而改變參與意愿和行為(黃宰勝等， 2017； Markowski-Lindsayetal.， 2011)。因此，對于為期20年以上的森林碳匯項目，研究已參與農(nóng)戶持續(xù)參與碳匯項目的內(nèi)、外部影響因素，對項目持續(xù)推進進而對緩解全球氣候變化具有重要意義。

目前，國內(nèi)外學者對農(nóng)戶參與森林碳匯項目的影響因素進行了大量研究。一方面，農(nóng)戶作為碳匯供給者，在參與森林碳匯項目中容易受到自身因素影響，主要包括農(nóng)戶個體特征、家庭特征、林地特征等(朱臻等， 2013； 明輝等， 2015； 王昭琪等， 2015)； 另一方面，外生因素也會對農(nóng)戶參與產(chǎn)生影響，如國際形勢、國內(nèi)政策、碳匯價格、他人態(tài)度、增匯技能、經(jīng)營措施等(陳瑤等， 2018)。但以往研究并未就這些影響因素的程度和方向達成一致。如在農(nóng)戶自身因素方面，一般而言，勞動力數(shù)量、林地面積等可以通過增加碳匯林經(jīng)營的要素投入促進農(nóng)戶參與碳匯項目(楊帆等， 2016)，但朱瑋強(2019)研究發(fā)現(xiàn)，家庭勞動力中非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)越多，參與碳匯項目的可能性會降低； 王昭琪等(2015)卻表示勞動人口、林地面積對農(nóng)戶參與森林碳匯項目的影響并不顯著。在外生因素方面，多數(shù)學者認為合理的碳匯價格能夠促進農(nóng)戶參與森林碳匯項目(簡蓋元等， 2012)，然而Charnley 等(2010)研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟回報對林農(nóng)參與森林碳匯項目意愿的影響并不顯著。

同時，文獻梳理還發(fā)現(xiàn)，已有研究或是基于項目外生激勵，或是基于自身特征探討農(nóng)戶參與森林碳匯項目的影響因素，忽視了個體行為的關(guān)鍵在于自發(fā)性(Raubetal.， 2012)，而這種自發(fā)性很大程度上是內(nèi)生激勵的結(jié)果。內(nèi)、外生激勵理論指出個體行為的產(chǎn)生可能是受到內(nèi)生激勵和外生激勵的共同驅(qū)動(Deci， 1971； 1975)。在內(nèi)生激勵方面，價值認同是農(nóng)戶通過對碳匯項目的了解、認可并接受價值觀念，再內(nèi)化于心、外化于行的動態(tài)發(fā)展過程。價值認同的強弱與農(nóng)戶的價值體驗和價值判斷密切相關(guān)，價值認同越強，農(nóng)戶接受碳匯項目并踐行的可能性越高。森林碳匯項目實施過程中能實現(xiàn)林地價值最大化、保護森林資源、減緩氣候變化等，農(nóng)戶對碳匯項目的價值認同度越高，持續(xù)參與的可能性越大。但以往研究主要將農(nóng)戶的碳匯認知作為個體特征研究，未上升到價值認同的高度，且大都基于情景模擬的未參與農(nóng)戶展開，這與項目實際參與農(nóng)戶會有不同的響應。

鑒于此，本文擬對影響農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的內(nèi)、外生激勵因素展開系統(tǒng)研究，探究二者對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿的影響，并在此基礎(chǔ)上分析二者之間的內(nèi)在邏輯和作用機理，最后基于浙江省遂昌縣、景寧縣已參與首期碳匯項目農(nóng)戶的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，運用二元Probit模型、中介效應模型等計量模型進行實證檢驗，以期為農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目提供參考和建議。

1 理論分析與研究假說

激勵是誘發(fā)個體行為及意愿的各種誘因的統(tǒng)稱，研究發(fā)現(xiàn)激勵既可以來自外界，也可以來自個體自身。Porter和Lawler(1968)提出的綜合激勵理論，首次鮮明地將激勵劃分為外生激勵和內(nèi)生激勵。Deci(1971)則明確了對內(nèi)生激勵的界定，即當個體發(fā)生某項行為是源自于行為本身而非處于外界的物質(zhì)獎勵時，個體行為就受到內(nèi)生激勵影響，而外生激勵是指人們工作目的在于獲得外部的獎賞，工作只是獲得獎賞的工具。

1.1 外生激勵與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目

外生激勵表現(xiàn)為個體對行為本身并不感興趣，更加看重行為所帶來的物質(zhì)回報。外生激勵對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的促進作用主要體現(xiàn)在政策激勵、經(jīng)濟收益、社會環(huán)境、技術(shù)補償4個方面(陳瑤等， 2018； 余威震等， 2020)。同樣，外生激勵對農(nóng)戶參與森林碳匯項目也具有重要影響。政策方面，政府進行合理的碳匯宣傳和政策關(guān)注可以降低營林風險，穩(wěn)定收入預期，促進農(nóng)戶參與碳匯項目。經(jīng)濟方面，學者認為農(nóng)戶出于理性角度，以增加貨幣性收入為目的參與碳匯項目。簡蓋元等(2012)指出，在能夠獲得預期碳價格給付的情況下，農(nóng)戶會更關(guān)注森林碳生產(chǎn)，從而能參與碳匯項目。社會方面，就農(nóng)村而言，村干部、村黨員行為舉止具有明顯的示范作用，農(nóng)戶“見賢思齊”，會主動參與森林碳匯項目。技術(shù)方面，政府或第三方組織開展的碳匯項目技術(shù)培訓對農(nóng)戶參與碳匯項目存在顯著促進作用。然而，參與森林碳匯項目的成本需要農(nóng)戶自行承擔(李怒云等， 2006)，只有在森林碳匯產(chǎn)生的外部效益能夠同時得到相應物質(zhì)給付時，即外部效益內(nèi)化為農(nóng)戶收益時，才能夠促進農(nóng)戶參與森林碳匯項目。基于以上分析，本文提出如下假說：

H1： 外生激勵對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目具有正向影響。

1.2 價值認同與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目

價值認同是內(nèi)生激勵外化于形的表現(xiàn)形式，是某一群體對某一特定事物的價值和意義的共同理解，個體價值認同會影響行為。以環(huán)境認同為例，農(nóng)戶對于生態(tài)環(huán)境價值的認同度越高，越愿意保護和改善生態(tài)環(huán)境(鄧正華等， 2013； 徐志剛等， 2016)。農(nóng)戶參與森林碳匯項目作為親環(huán)境行為，農(nóng)戶的碳匯認知在生態(tài)環(huán)境惡化與“兩山理論”發(fā)展理念的共同作用下，形成“綠色優(yōu)先、環(huán)境先行”的綠色發(fā)展觀，對個體行為決策起到內(nèi)生激勵作用。表現(xiàn)為農(nóng)戶參與森林碳匯項目不僅有對行為結(jié)果的期望，更是對碳匯產(chǎn)業(yè)的認可和減緩氣候變化的自豪感和榮譽感的期望。當農(nóng)戶參與森林碳匯項目所獲得的收益(包括林地價值最大化的期望、對碳匯產(chǎn)業(yè)的認可和減緩氣候變化的責任感)大于參與成本(包括營林投入和其他機會成本)時，會傾向于選擇參與森林碳匯項目?；诖?，本文提出如下假說：

H2： 價值認同對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目具有正向影響。

1.3 外生激勵對價值認同的影響

外生激勵和內(nèi)生激勵存在著復雜的擁擠效應，即外生激勵既有可能強化內(nèi)生激勵(擠入效應)，也有可能弱化內(nèi)生激勵(擠出效應)(Decietal.， 2008)。如何實現(xiàn)外生激勵內(nèi)化從而達到內(nèi)外激勵協(xié)同的激勵機制，需要進一步探討。價值認同作為內(nèi)生激勵的外在表現(xiàn)形式，是以個體主觀價值感受為核心，從服從到同化再到內(nèi)化的動態(tài)心理過程，是個體對所處共同文化的遵從、認同和共享，容易受到外生激勵的影響。陳趙陽(2011)指出，榜樣有助于引導個體的價值認同； 余威震等(2020)基于湖北省1 086個農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，價值認同在政策法規(guī)與農(nóng)戶個體行為之間具有中介作用。因此，本研究認為在農(nóng)戶參與森林碳匯項目方面，外生激勵可能強化價值認同，即外生激勵對價值認同具有擠入效應。若碳匯項目的政策宣傳等深入農(nóng)戶的思想觀念，則農(nóng)戶會逐漸認可碳匯項目產(chǎn)生的價值。為了使得林地價值最大化，更好地減緩氣候變化，農(nóng)戶會帶動周圍鄰里一起參與森林碳匯項目。反之，若農(nóng)戶對碳匯價值和減緩氣候變化反感或者沒有認同感，農(nóng)戶就不會參與碳匯項目，也不會號召周圍鄰居參與?；谏鲜龇治觯馍顚r值認同具有一定影響，且價值認同又是影響農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的重要因素，因此，外生激勵可通過影響價值認同進而影響農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目。基于此，提出如下假說：

H3： 外生激勵對價值認同具有正向影響，且價值認同在外生激勵與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目之間具有中介效應。

1.4 分析框架

在外生激勵方面，盡管影響農(nóng)戶持續(xù)參與的因素較多，但總體可以從政治、經(jīng)濟、社會、技術(shù)4個維度概括?！罢哧P(guān)注”是指政府對森林碳匯項目的宣傳、支持及政策變化。目前在中國已開展的森林碳匯項目中，政府的鼓勵和引導起了重要作用，但近年來由于國際氣候變化政策博弈、國內(nèi)統(tǒng)一碳市場建立等因素，森林碳匯政策時有變化，因此政策關(guān)注是影響農(nóng)戶持續(xù)參與的重要因素?！绊椖垦a貼”是指優(yōu)先獲得碳匯項目及其他項目的補助和優(yōu)惠。各地為鼓勵森林碳匯項目的開展，會發(fā)放一些專項補貼、收益提前預付或其他支農(nóng)項目優(yōu)先支持等?！鞍駱有笔侵冈谵r(nóng)戶間存在的示范效應和群體效應，反映同村人碳匯項目的態(tài)度和參與積極性對農(nóng)戶持續(xù)參與的影響?！霸鰠R培訓”是指項目組織方或第三方機構(gòu)開展的增匯技術(shù)培訓。竹林經(jīng)營碳匯項目作為一項新生事物，異于傳統(tǒng)竹林經(jīng)營方式，需要對農(nóng)戶進行相應技術(shù)培訓才能保證目標減排量的完成。

在價值認同方面，主要從經(jīng)營價值觀、產(chǎn)業(yè)認同度和社會責任感3個維度分析?！傲值貎r值最大化”表示能提高林地總經(jīng)濟收入。隨著森林碳匯項目的開展和增匯技術(shù)的使用，不僅會帶來碳匯收益，還會由于竹林胸徑和立竹量增加帶來更大的竹材、竹筍經(jīng)濟收入(朱瑋強等， 2018； 李佳等， 2018； Guetal.， 2019； 計薇等， 2020)?！疤紖R產(chǎn)業(yè)認可”指的是圍繞碳匯生產(chǎn)、開發(fā)和交易形成新產(chǎn)業(yè)的趨勢。在碳匯項目開展區(qū)域，農(nóng)戶在項目開展前已多次集中培訓，按照項目設(shè)計文件和作業(yè)設(shè)計方案進行竹林經(jīng)營，生產(chǎn)和開發(fā)的森林碳匯可以交易，并獲得收入?！皽p緩氣候變化”是指已參與森林碳匯首期項目的農(nóng)戶，隨著對森林吸收二氧化碳、減緩氣候變化認知的提高所體現(xiàn)出的社會責任感，對持續(xù)參與意愿的影響。

綜上所述，本文基于內(nèi)、外生激勵理論，構(gòu)建了外生激勵、價值認同與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的研究假說和邏輯框架(圖1)，分析二者對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿的影響機理，進而探究價值認同的中介作用，以期為農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目提供一個新的視角。

圖1 外生激勵、價值認同與農(nóng)戶持續(xù)參與分析框架Fig. 1 Analysis framework of exogenous incentive, value recognition and farmers’ continuous participation

2 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

2.1.1 研究點概況 在全國首批開展CCER竹林經(jīng)營碳匯交易項目地區(qū)，選擇浙江麗水市下轄的遂昌縣和景寧縣作為樣本點。遂昌縣位于浙江省西南部山區(qū)，森林覆蓋率82.3%，現(xiàn)有竹林面積3 500 hm2，是浙江省著名的竹業(yè)大縣。景寧縣地處浙閩邊界，屬浙南部山區(qū)，現(xiàn)有竹林面積10 500 hm2，占全縣林業(yè)用地面積的50.4%，其中毛竹林8 300 hm2。遂昌縣、景寧縣參與CCER竹林經(jīng)營碳匯項目的鄉(xiāng)鎮(zhèn)分布見表1。

表1 有效樣本的地區(qū)分布Tab.1 The regional distribution of effective samples

2.1.2 問卷設(shè)計與樣本特征 遂昌縣、景寧縣兩地均于2016年1月開始實施CCER竹林經(jīng)營碳匯項目，碳匯項目計入期均為30年，每5年為一個監(jiān)測核證階段。碳匯項目開展前已對參與農(nóng)戶進行了經(jīng)營、技術(shù)、監(jiān)測、收益等內(nèi)容的相關(guān)培訓，以期達到目標減排量。遂昌縣竹林經(jīng)營碳匯項目規(guī)模為8 636 hm2，景寧縣經(jīng)營規(guī)模為5 513 hm2，擬在30年計入期內(nèi)分別產(chǎn)生1 855 575 t二氧化碳當量(t CO2-e)和971 659 t二氧化碳當量(t CO2-e)的減排量。

采用項目組2018年在遂昌縣、景寧縣的實地調(diào)查數(shù)據(jù)。調(diào)查對象為兩地已參與CCER竹林經(jīng)營碳匯首期項目的農(nóng)戶； 調(diào)研方式為入戶一對一問卷調(diào)查； 調(diào)研內(nèi)容為農(nóng)戶的基本特征、碳匯項目認知、內(nèi)外部激勵因素以及持續(xù)參與意愿等。樣本覆蓋項目區(qū)域內(nèi)全部鄉(xiāng)鎮(zhèn)，按參與比例確定各鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取樣本的數(shù)量，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選擇2～5個行政村，根據(jù)村委會提供的已參與農(nóng)戶名單，采用簡單隨機抽樣的方法，每個村抽取18～20個農(nóng)戶，共調(diào)查了9個鄉(xiāng)鎮(zhèn)24個村440戶農(nóng)戶，經(jīng)篩選、剔除數(shù)據(jù)不完整和前后矛盾的問卷，最終回收417份問卷，有效率達94.77%。樣本特征見表2。

表2 樣本農(nóng)戶基本特征①Tab.2 Basic characteristics of the sample farmers

2.2 描述性統(tǒng)計分析

基于外生激勵、價值認同與農(nóng)戶持續(xù)參與的分析框架(圖1)，設(shè)置外生激勵和價值認同各影響因素的相關(guān)問題，分析不同因素對農(nóng)戶森林碳匯項目持續(xù)參與意愿的影響。

從單因素分析看，外生激勵方面認為“政策關(guān)注”“項目補貼”“榜樣效應”和“增匯培訓”重要且愿意持續(xù)參與森林碳匯項目的農(nóng)戶占比均高于98%。外生激勵均在5%的顯著性水平下通過了卡方檢驗，說明不同外生激勵因素均對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿具有顯著影響。價值認同方面，對“林地價值最大化”“碳匯產(chǎn)業(yè)”和“減緩氣候變化”認同且愿意持續(xù)參與的農(nóng)戶占比均高于99%。價值認同均在5%的顯著性水平下通過了卡方檢驗，說明不同的價值認同因素均對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿具有顯著影響(表3)。同時分析也發(fā)現(xiàn)，部分農(nóng)戶認為某單一維度的外生激勵、價值認同因素不重要但持續(xù)參與比例也較高，可見農(nóng)戶總體參與意愿較強，但考慮這僅僅是單因素分析的結(jié)果，不能反映綜合情況，且已有研究指出外生激勵和價值認同可能存在相關(guān)性(Decietal.， 2008； 陳趙陽， 2011； 余威震等， 2020)。因此，綜合各因素對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的影響程度和方向仍需進一步實證檢驗。

表3 外生激勵、價值認同與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目Tab.3 Exogenous incentives, value recognition and farmers’ continuous participation in forest carbon sequestration projects

3 農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的實證分析

3.1 模型設(shè)定

基于上述描述性統(tǒng)計分析結(jié)果，不同因素與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目意愿有相關(guān)性，但綜合各因素對農(nóng)戶持續(xù)參與的影響程度和方向仍未可知。因此構(gòu)建了農(nóng)戶持續(xù)參與意愿的影響因素模型以進一步驗證。模型的被解釋變量為農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的意愿，核心解釋變量包括外生激勵和價值認同，控制變量包括農(nóng)戶的個體特征、家庭特征、林地特征等?？紤]到被解釋變量是一個二元選擇變量，因此采用二元Probit模型進行定量分析。模型設(shè)定如下：

Yi=α+βjIncentivesji+γjVRji+θCi+εi。

(1)

式中：Yi表示第i個農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目意愿的概率，如果Yi=1，表示農(nóng)戶愿意持續(xù)參與森林碳匯項目； 如果Yi=0則相反。Incentivesji是外生激勵變量，包括政策關(guān)注(j=1)、項目補貼(j=2)、榜樣效應(j=3)、增匯培訓(j=4)。VRji是價值認同變量，包括林地價值最大化(j=1)、碳匯產(chǎn)業(yè)認可(j=2)、減緩氣候變化(j=3)。Ci是控制變量，包括農(nóng)戶的個體特征、家庭特征、林地特征，α是常數(shù)項，βj、γj、θ分別是以上解釋變量的回歸系數(shù)，εi是隨機擾動項。

3.2 變量設(shè)置

被解釋變量采用“您是否愿意持續(xù)參與森林碳匯項目”這一問題來反映農(nóng)戶持續(xù)參與意愿。作為已參與CCER竹林經(jīng)營碳匯項目(首期5年，項目共30年)的農(nóng)戶，會根據(jù)對碳匯項目的認知和內(nèi)外因素的影響做出獨立判斷。受訪者回答“是”或“否”，“是”賦值為1，“否”賦值為0。

核心解釋變量包括外生激勵和價值認同。外生激勵包括“政策關(guān)注”“項目補貼”“榜樣效應”“增匯培訓”4個維度； 價值認同包括“林地價值最大化”“碳匯產(chǎn)業(yè)認可”“減緩氣候變化”3個維度。根據(jù)受訪者回答“重要”“不重要”或“認可”“不認可”，分別賦值為1和0。

控制變量方面，主要包括與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目相關(guān)的個體特征、家庭特征和林地特征3個方面(朱臻等， 2013； 王昭琪等， 2015； 楊帆等， 2016； 韓雅清等， 2017； 洪明慧等， 2017)。個體特征包括年齡、受教育程度和是否兼業(yè)； 家庭特征包括家庭年收入、勞動人口數(shù)、是否雇工和家與村委會的距離； 林地特征包括毛竹林占家庭林地的比重和林地所有權(quán)。各變量含義和賦值見表4。

表4 變量含義與賦值Tab.4 Variable meaning and assignment

續(xù)表4 Continued

3.3 模型估計結(jié)果

在二元Probit模型設(shè)定下，軟件Stata15.0展示了樣本的回歸結(jié)果(表5)。模型(1)展示了外生激勵、控制變量對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的影響； 模型(2)展示了價值認同、控制變量對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的影響； 模型(3)表明了外生激勵、價值認同和控制變量共同作用對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿的影響。模型(4)旨在對模型(3)的實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，利用因子法對外生激勵和價值認同降維后結(jié)果顯示： 外生激勵的KMO統(tǒng)計量為0.573，Bartlett球形檢驗的P值為0.000； 價值認同的KMO統(tǒng)計量為0.528，Bartlett球形檢驗的P值為0.000，表明樣本適用因子分析。

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示外生激勵、價值認同的系數(shù)方向和顯著性與模型(3)較為一致，說明基準回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。同時，表5報告的參數(shù)結(jié)果均為解釋變量的邊際效應，使得解釋變量的估計系數(shù)有意義。

表5 農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目影響因素模型的回歸結(jié)果①Tab.5 Regression results of the model of influencing factors for farmers’ continuous participation in forest carbon sequestration projects

3.3.1 外生激勵的結(jié)果分析 模型(1)和模型(3)表明，在控制其他變量后，外生激勵4個維度均對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目具有顯著直接影響。模型(3)中，“政策關(guān)注”在10%的顯著性水平下正向影響農(nóng)戶持續(xù)參與意愿，即在同等條件下，農(nóng)戶越重視政策關(guān)注，其持續(xù)參與的可能性上升1.3%； “項目補貼”在5%的顯著性水平下對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿具有正向影響，農(nóng)戶認為項目補貼越重要，其持續(xù)參與的可能性上升2.7%； “榜樣效應”在5%的顯著性水平下對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿具有正向影響，同村人對碳匯項目的態(tài)度和參與積極性越高，農(nóng)戶持續(xù)參與的可能性上升2%； “增匯培訓”在5%的顯著性水平下對農(nóng)戶持續(xù)參與具有正向影響，農(nóng)戶認為增匯培訓越重要，其持續(xù)參與的可能性上升2.6%。H1得到驗證。

3.3.2 價值認同的結(jié)果分析 模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果差異較大。具體來看，在模型(2)中，價值認同的3個維度“林地價值最大化”“碳匯產(chǎn)業(yè)認可”和“減緩氣候變化”分別在1%、5%、5%的水平下正向顯著影響農(nóng)戶持續(xù)參與意愿，但模型(3)結(jié)合外生激勵后，僅“減緩氣候變化”在1%的顯著性水平下對農(nóng)戶持續(xù)參與具有正向影響，即農(nóng)戶對減緩氣候變化越認可，持續(xù)參與的可能性上升2.4%，說明農(nóng)戶愿意為緩解全球氣候變化、保護生態(tài)環(huán)境做出自己力所能及的貢獻。但是“林地價值最大化”“碳匯產(chǎn)業(yè)認可”在模型(3)中并不顯著，其作用機制將在3.4繼續(xù)研究。H2得到部分驗證。

3.3.3 控制變量的結(jié)果分析 從模型(3)來看，農(nóng)戶的兼業(yè)情況在10%的顯著性水平下負向影響其持續(xù)參與意愿，說明兼業(yè)化程度高的農(nóng)戶，外出就業(yè)時間長、非農(nóng)收入高，因而降低了參與碳匯項目的意愿。雇工情況在10%的顯著性水平下正向影響農(nóng)戶持續(xù)參與，表明竹林經(jīng)營面積較大的農(nóng)戶，更傾向于持續(xù)參與森林碳匯項目以獲取碳匯及其他經(jīng)濟收入。

3.4 中介效應分析

實證結(jié)果顯示，價值認同的“林地價值最大化”“碳匯產(chǎn)業(yè)認可”2個變量在模型(2)和模型(3)中存在顯著差異，可能存在外生激勵對價值認同的影響效應。有學者認為外生激勵的榜樣效應有助于引導個體的價值認同，而價值認同在政策法規(guī)與農(nóng)戶個體意愿之間也具有中介作用(陳趙陽， 2011； 余威震等， 2020)。為了驗證H3，將價值認同作為中介變量，借鑒溫忠麟等(2004)提出的中介效應檢驗步驟進行分析。中介效應模型如下：

Y′=cIncentives′+e1；

(2)

VR′=aIncentives′+e2；

(3)

Y′=c′Icentives′+bVR′+e3。

(4)

式中，Incentives′是降維后的外生激勵因子，VR′是降維后的價值認同因子，e1、e2、e3是回歸殘差。公式(2)分析的是關(guān)鍵變量外生激勵因子對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的影響，系數(shù)c是外生激勵因子對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的總效應； 公式(3)分析的是外生激勵因子對中介變量價值認同因子的影響，系數(shù)a是外生激勵因子對價值認同因子的效應； 公式(4)分析的是核心變量外生激勵因子和中介變量價值認同因子對農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目的影響，系數(shù)c′是控制了中介變量后外生激勵因子對農(nóng)戶參與項目的影響。

表6分析了價值認同因子在外生激勵因子與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目之間的中介效應，模型已對控制變量進行控制，因?qū)Y(jié)果不產(chǎn)生影響，考慮到篇幅原因，故略去控制變量的參數(shù)，只保留核心變量的中介效應分析。模型(5)中，外生激勵因子對農(nóng)戶持續(xù)參與通過了顯著性水平檢驗(c顯著)，即直接效應顯著； 模型(6)中外生激勵因子對價值認同因子具有顯著影響(a顯著)； 模型(7)中外生激勵因子、價值認同因子對農(nóng)戶持續(xù)參與具有顯著影響(b、c′顯著)，存在部分中介過程，即外生激勵因子對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿的影響只有一部分通過價值認同因子實現(xiàn)。換言之，價值認同在外生激勵與農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目之間存在顯著的部分中介作用，中介效應在總效應中的占比25.99%，H3得到驗證。

表6 價值認同的中介效應分析Tab.6 Analysis of the mediating effect of value recognition

3.5 實證結(jié)果討論

從實證結(jié)果看，模型(3)的“政策關(guān)注”對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿的影響系數(shù)弱于“項目補貼”“榜樣效應”“增匯培訓”。具體而言，“政策關(guān)注”在10%的顯著性水平下影響農(nóng)戶持續(xù)參與意愿，而后者則在5%的水平下對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿具有顯著影響。說明直觀或直接的因素農(nóng)戶的反應更強，而受自身教育程度和市場信息傳播的限制，間接的“政策關(guān)注”會弱化。價值認同中“減緩氣候變化”的顯著性遠高于“林地價值最大化”和“碳匯產(chǎn)業(yè)認可”，體現(xiàn)出農(nóng)民環(huán)境保護的意識和責任感得到提升。

與前人研究比較，模型(3)中外生激勵的“政策關(guān)注”“項目補貼”“榜樣效應”“增匯培訓”對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿的影響與前人研究(余威震等， 2020； 危麗等， 2006； 李明月等， 2020)基本一致，但是“項目補貼”變量與朱瑋強(2019)和Charnley 等(2010)的研究結(jié)論有所不同?？赡艿脑蛟谟贑harnley 等(2010)的研究對象與中國農(nóng)戶思想觀念間的不一致，前者在森林經(jīng)營過程中更注重隱私保護和經(jīng)營自主權(quán)，所以“項目補貼”對其參與森林碳匯項目意愿的影響并不強烈。朱瑋強(2019)研究發(fā)現(xiàn)，由于項目周期長，收益獲得時間滯后，導致經(jīng)濟因素(項目補貼)對農(nóng)戶持續(xù)參與碳匯項目積極性產(chǎn)生了負向影響。因此作為計入期為30年的森林碳匯項目，每5～6年進行1次監(jiān)測、核證、備案和交易，可以激勵農(nóng)戶參與的積極性。

在價值認同方面，本研究結(jié)果與前人的研究部分一致，即環(huán)境導向?qū)r(nóng)戶參與意愿具有正向促進作用(洪明慧， 2016)。但洪明慧(2016)得出的經(jīng)營價值觀即“林地價值最大化”對農(nóng)戶持續(xù)參與意愿具有顯著正向影響的結(jié)論在本文模型(3)中并未得到驗證，可能的原因在于洪明慧(2016)涉及的外生激勵變量較少(如同本文模型2的結(jié)果均顯著)，并且選擇的森林碳匯項目參與的農(nóng)戶較少，共計42戶，未能準確反映農(nóng)戶持續(xù)參與意愿的實際情況。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文利用2018年浙江省遂昌縣、景寧縣CCER竹林經(jīng)營碳匯交易項目的實地調(diào)查數(shù)據(jù)，通過定性和定量分析，得出如下結(jié)論： 1)農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯項目是外生激勵、內(nèi)生價值認同各自作用和共同作用的結(jié)果。2)外生激勵中的“政策關(guān)注”“項目補貼”“榜樣效應”“增匯培訓”和價值認同中的“減緩氣候變化”是影響農(nóng)戶持續(xù)參與的重要因素。3)外生激勵對價值認同具有顯著正向影響，價值認同在外生激勵和農(nóng)戶持續(xù)參與之間存在顯著的部分中介效應。

4.2 建議

為了森林碳匯項目的持續(xù)開展和推廣，本文從外生激勵和價值認同方面提出如下建議： 1)在外生激勵方面，完善林業(yè)碳匯交易制度，提高靈活履約比例，拓寬農(nóng)戶靈活參與森林碳匯項目的通道，設(shè)置時間長度適合的分階段監(jiān)測核證期，穩(wěn)定農(nóng)戶對碳減排補償?shù)念A期。2)在價值認同方面，開發(fā)綠色碳匯生態(tài)產(chǎn)業(yè)鏈，增強碳匯林的旅游、康養(yǎng)等服務(wù)功能和增加碳匯林產(chǎn)品的附加值，使農(nóng)戶獲得更多的碳匯收益和非碳收益。3)廣泛運用網(wǎng)絡(luò)、新媒體等受眾較廣的媒介，普及森林碳匯生態(tài)效益知識，提高農(nóng)戶的生態(tài)觀念和社會責任感，激勵農(nóng)戶持續(xù)參與森林碳匯交易項目。