考慮心理潛變量的共享電動汽車選擇意向

孫小慧，王飛燕

(新疆大學(xué) 建筑工程學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830017)

0 引言

近年來，生活質(zhì)量的提高導(dǎo)致公眾對能源的需求不斷加大，過度開采導(dǎo)致煤炭、石油等不可再生能源逐漸枯竭，過量碳排放引發(fā)全球氣溫不斷上升和空氣質(zhì)量急劇下降。國際能源署數(shù)據(jù)顯示，交通領(lǐng)域碳排放占由能源消耗所造成碳排放的1/3，預(yù)計2030年將超過50%，交通領(lǐng)域的碳減排刻不容緩。共享電動汽車作為一種特殊的公共交通，不僅具有低碳節(jié)能的特點，還能滿足居民靈活便捷的出行需求，相關(guān)研究表明，共享電動汽車增長速度越快，交通領(lǐng)域碳排放的下降速度越快[1]。據(jù)統(tǒng)計，截止2019年，共享汽車行業(yè)的市場規(guī)模從2016年的4.28億元上升到53.89億元，已進駐許多一二線城市；同時中國的汽車千人保有量僅為173 veh/千人[2]，公眾對小汽車的需求還很大，因此共享電動汽車行業(yè)有巨大的發(fā)展?jié)摿?。但現(xiàn)有共享電動汽車存在“無車可取、無位可?！钡痊F(xiàn)象，導(dǎo)致公眾對共享電動汽車的滿意度和忠誠度較低。在交通運輸?shù)吞蓟俺鲂行枨蠖鄻踊臅r代背景下，探究共享電動汽車出行行為的內(nèi)在形成機理，為政府制定碳減排政策和發(fā)展共享電動汽車提供依據(jù)，對加快國家低碳交通進程具有重大意義。

既有研究通常多考慮可觀測變量對共享電動汽車選擇行為的影響，如性別、職業(yè)、出行目的、出行距離等[3-4]。近年來，學(xué)者開始考慮不可觀測的心理潛變量的作用機理，且多以計劃行為理論為基礎(chǔ)探究其對共享電動汽車行為意向的影響。計劃行為理論是一種有效解釋行為的理論，其認為行為意向受到主觀規(guī)范、知覺行為控制及態(tài)度的影響，加入其它的影響變量可以提高對行為意向的解釋力度[5-7]。趙敏等[8]加入感知風(fēng)險和感知價值作為態(tài)度的前置變量，發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范對共享電動汽車行為意向的影響最大，其次為知覺行為控制，態(tài)度的影響最??；MATTIA等[9]考慮環(huán)境、社會及經(jīng)濟對態(tài)度的影響，發(fā)現(xiàn)態(tài)度對自由浮點式共享電動汽車再使用意向的影響最顯著，其次為主觀規(guī)范，知覺行為控制的影響最??；張余杰等[10]將政策支持作為主觀規(guī)范和態(tài)度的前置變量，發(fā)現(xiàn)態(tài)度對共享電動汽車行為意向的影響并不顯著，知覺行為控制比主觀規(guī)范更容易影響行為意向。鞠鵬等[11]引入感知有用性和感知易用性作為態(tài)度的前置變量，發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范對行為意向的影響并不顯著，知覺行為控制對行為意向的影響最大，態(tài)度的影響最小。

上述研究表明，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于心理潛變量對共享電動汽車選擇意向的影響并沒有統(tǒng)一的定論，且隨著碳達峰、碳中和目標的提出，一些新的可能影響行為意向的心理潛變量(如個人碳交易)，還未得到充分的討論，而已有研究發(fā)現(xiàn)個人碳交易將促使公眾從高碳出行轉(zhuǎn)為低碳出行[12-13]。故本文在計劃行為理論框架下，通過引入個人碳交易，并結(jié)合習(xí)慣、風(fēng)險等可能影響選擇意向的心理潛變量，建立結(jié)構(gòu)方程模型探究共享電動汽車選擇意向的內(nèi)在形成機理。

1 數(shù)據(jù)收集及檢驗

為探究共享電動汽車的出行選擇意向，本文選取共享電動汽車用戶較為活躍的北京市，以問卷調(diào)查的形式收集相關(guān)數(shù)據(jù)，并對樣本進行描述性統(tǒng)計及信效度檢驗，為共享電動汽車的建模分析提供有效的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

1.1 數(shù)據(jù)收集

本次問卷調(diào)查內(nèi)容包括被調(diào)查者的個人社會經(jīng)濟屬性和心理屬性，其中心理屬性包括個人碳交易、習(xí)慣、風(fēng)險、知覺行為控制、主觀規(guī)范、態(tài)度，以及行為意向，采用Likert五級量表進行測量，要求被調(diào)查者對所列題項的贊同程度打分，1～5表示從非常不贊同到非常贊同。于2022年2月，通過網(wǎng)上問卷調(diào)查收集北京市居民共享電動汽車選擇意向的數(shù)據(jù)，發(fā)放并回收問卷784份，其中有效問卷768份，有效率達97%。

1.2 描述性統(tǒng)計分析

樣本統(tǒng)計結(jié)果如表1所示，調(diào)查樣本男女比例分別為51.6%、48.4%，與北京市實際情況相符；本地人口與外來人口比例分別為39.2%、60.8%，與北京市實際人口來源相比，外來人口的樣本量較多，鑒于已有研究表明北京本地人口購買私家車較為容易，故不傾向使用共享電動汽車[14]，樣本符合共享電動汽車用戶的特征；60.2%的被調(diào)查者無私家車，與已有研究結(jié)論，即無車人群更傾向使用共享電動汽車[15-16]相符，同時該結(jié)果也印證了外來人口的車輛擁有率較低[17]的研究結(jié)論；常用出行方式中地鐵占比最大為38%，其次為公交占24.9%，私家車僅占15.1%，相關(guān)研究表明使用公共交通出行的人群更傾向于使用共享電動汽車[18]，表明樣本符合共享電動汽車用戶的特征；65.8%的被調(diào)查者收入為10 000元以下，18～40歲人群占樣本總量的77.1%，與共享電動汽車用戶多為中低收入的年輕人[15-16]的研究結(jié)論一致；駕齡超過1 a的樣本占79.7%；樣本學(xué)歷比實際學(xué)歷水平高，本科/大專及以上的樣本量占76.6%，主要由于樣本年齡較低，受教育水平也會相應(yīng)提升；企業(yè)人員占比最多為40.2%，與企業(yè)人員使用共享電動汽車的頻率最高[19]的研究結(jié)論一致。綜上所述，本次調(diào)查樣本與北京市實際人口分布特征基本相符，也與共享電動汽車的用戶特征相符。

表1 樣本分布與實際人口分布對比

1.3 數(shù)據(jù)檢驗

為了確保后續(xù)建模分析的有效性，需要對數(shù)據(jù)的準確性和穩(wěn)定性進行檢驗。數(shù)據(jù)檢驗主要從兩個方面展開，一方面是檢驗樣本數(shù)據(jù)的可靠性，多采用信效度分析；另一方面是檢驗問卷設(shè)置的合理性，尤其是不可直接觀測心理潛變量的測量題項，多通過驗證性因子分析進行檢驗。

信效度分析包括信度分析和效度分析，信度分析多以Cronbach’s alpha系數(shù)檢驗量表數(shù)據(jù)的內(nèi)部一致性，該系數(shù)大于0.7說明信度較高；0.6～0.7說明信度尚佳。由表2所示的信度檢驗結(jié)果可知，除知覺行為控制以外的其他所有潛變量的Cronbach’s alpha系數(shù)均大于0.7，且知覺行為控制的Cronbach’s alpha系數(shù)為0.67，信度尚佳也可用于分析。效度分析多以KMO值檢驗各潛變量是否被準確真實地度量，該系數(shù)大于0.5即表明效度較好，由表2所示的KMO結(jié)果可知，各潛變量的KMO值均大于0.6。由上可知信效度檢驗均符合要求。

表2 數(shù)據(jù)檢驗指標結(jié)果

驗證性因子分析通常以組合信度(Composite Reliability，CR)和平均方差抽取量(Average Variance Extracted，AVE)為檢驗指標。其中，CR用來檢驗潛變量的測量變量間的內(nèi)部一致性，通常大于0.6即認為一致性較高；AVE表示潛變量所能解釋指標變異量的程度，通常大于0.5即認為測量指標可以有效反映潛變量，0.35～0.5為最低范圍，由表2所示的CR和AVE結(jié)果可知，所有潛變量的CR和AVE均滿足要求。綜上所述，本次問卷調(diào)查數(shù)據(jù)通過檢驗，可進行建模分析。

2 模型構(gòu)建及結(jié)果分析

數(shù)據(jù)檢驗滿足分析要求后，通過建立結(jié)構(gòu)方程模型來研究各潛變量對行為意向的影響路徑、各潛變量之間的相互作用機理及個人社會經(jīng)濟屬性對潛變量的影響機制，進而全面剖析共享電動汽車選擇意向的內(nèi)在形成機理，并對模型結(jié)果進行合理解釋。

2.1 模型假設(shè)及構(gòu)建

結(jié)構(gòu)方程模型包括測量模型和結(jié)構(gòu)模型，其中測量模型是為了探究觀測變量對潛變量的解釋程度，結(jié)構(gòu)模型是為了探究潛變量之間的作用關(guān)系。實質(zhì)上，結(jié)構(gòu)方程模型是一種驗證性的分析方法，用來對已提出的相關(guān)假設(shè)路徑進行驗證。故本文總結(jié)梳理了共享電動汽車選擇意向的已有研究成果，進而提出各潛變量間的影響路徑假設(shè)。

AJZEN[20]認為個體對某行為的知覺行為控制、態(tài)度和主觀規(guī)范越積極，個體的行為意向越強。此外，學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)知覺行為控制和主觀規(guī)范均對態(tài)度有顯著的正向影響[21-24]。結(jié)合計劃行為理論各潛變量的經(jīng)典測量題項及共享電動汽車特點，可將知覺行為控制、態(tài)度、主觀規(guī)范和行為意向的測量變量設(shè)為“我認為駕駛共享電動汽車很容易、很方便”、“親朋好友認為我應(yīng)該使用共享電動汽車”、“我認為共享電動汽車可以提高出行質(zhì)量”、“我愿意經(jīng)常使用共享電動汽車出行”等(詳見表2)，并提出如下假設(shè)：

H1：知覺行為控制對行為意向存在顯著的正影響。

H2：態(tài)度對行為意向存在顯著的正影響。

H3：主觀規(guī)范對行為意向存在顯著的正影響。

H4a：知覺行為控制對態(tài)度存在顯著的正影響。

H4b：主觀規(guī)范對態(tài)度存在顯著的正影響。

個人碳交易可被視為一項尚未全面執(zhí)行的國家政策，張余杰等[10]將政策支持引入計劃行為理論，研究結(jié)果表明政策通過顯著影響主觀規(guī)范和態(tài)度間接影響共享電動汽車的接受意向；鞠鵬等[11]研究發(fā)現(xiàn)國家政策對共享電動汽車的行為意向存在顯著的正向影響。本文結(jié)合個人碳交易政策的內(nèi)涵及共享電動汽車的特點，將個人碳交易的測量題項設(shè)為“我支持國家實行個人碳交易政策”、“實行個人碳交易會使我從燃油汽車出行轉(zhuǎn)變?yōu)楣蚕黼妱悠嚦鲂小?、“我認為個人碳交易對國家實現(xiàn)雙碳目標是有意義的”，并提出如下假設(shè)：

H5：個人碳交易對行為意向存在顯著的正影響。

H6a：個人碳交易對主觀規(guī)范存在顯著的正影響。

H6b：個人碳交易對態(tài)度存在顯著的正影響。

共享電動汽車選擇意向的相關(guān)研究少有考慮共享電動汽車的里程焦慮，通常假設(shè)用戶使用車輛時的初始狀態(tài)為滿電，或者認為使用共享汽車的出行距離不超過50 km，剩余電量足以完成出行，然而，既有研究發(fā)現(xiàn)公眾對共享電動汽車的續(xù)航里程和電量補充仍有較大的焦慮[25]。有學(xué)者將風(fēng)險作為態(tài)度的前置變量來分析其對行為意向的間接作用，得到風(fēng)險對態(tài)度有顯著的負向影響這一結(jié)論[8]。本文結(jié)合共享電動汽車的使用體驗，將風(fēng)險的測量題項設(shè)為“我認為共享電動汽車的續(xù)航里程可以完成出行”、“我認為共享電動汽車的剩余電量顯示準確”、“我認為共享電動汽車的違章/意外事故處理容易”，鑒于本文設(shè)定的風(fēng)險觀測題項為正向，故認為風(fēng)險對態(tài)度存在正向影響。此外，對風(fēng)險觀測題項的贊同程度越高，則對駕駛共享電動汽車難易程度的感知越強，故可認為公眾對共享電動汽車的知覺行為控制越強，而現(xiàn)有研究并未深入探討風(fēng)險對知覺行為控制的影響?；谏鲜龇治鎏岢鋈缦录僭O(shè)：

H7：風(fēng)險對態(tài)度存在顯著的正影響。

H8：風(fēng)險對知覺行為控制存在顯著的正影響。

公眾在日常出行中會形成習(xí)慣性的出行模式，這種歷史行為會對行為意向產(chǎn)生直接影響[20-22]。NORDFJAERN等[26]將私家車出行習(xí)慣加入計劃行為理論探究公眾選擇公共交通出行的意向，結(jié)果表明此模型比單獨使用計劃行為理論的模型具有更好的解釋力度。郭明瓚[27]和許冰等[28]將習(xí)慣引入計劃行為理論分析居民的城際出行方式選擇行為，研究發(fā)現(xiàn)習(xí)慣對主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為意向均有顯著的正向影響。景鵬等[29]在探究通勤出行方式的選擇時，發(fā)現(xiàn)習(xí)慣對主觀規(guī)范和知覺行為控制均存在顯著的正向影響，但少有學(xué)者考慮個人出行習(xí)慣對共享電動汽車選擇意向的影響。本文根據(jù)相關(guān)研究成果，將習(xí)慣的測量題項設(shè)為“我一般不會考慮該方式以外的其他方式出行”、“選擇該方式出行已經(jīng)成為我的固有習(xí)慣”、“出行時我會毫不猶豫的選擇該方式出行”，并提出如下假設(shè)：

H9：習(xí)慣對行為意向存在顯著的正影響。

H10a：習(xí)慣對主觀規(guī)范存在顯著的正影響。

H10b：習(xí)慣對知覺行為控制存在顯著的正影響。

2.2 模型擬合檢驗

在分析共享電動汽車使用意向的內(nèi)在機理之前，需要驗證假設(shè)模型與觀測數(shù)據(jù)之間的適配度是否符合要求，若不符則說明假設(shè)模型不適用，對結(jié)果的分析及解釋毫無意義。檢驗擬合度的常用指標可分為絕對適配統(tǒng)計量、增值適配統(tǒng)計量及簡約適配統(tǒng)計量3類，其擬合值和標準值見表3，通過比較擬合值和標準值可知所建模型擬合效果良好。

表3 模型擬合指標結(jié)果

2.3 潛變量之間的關(guān)系分析

模型擬合通過檢驗后，對上文提出的假設(shè)進行驗證，發(fā)現(xiàn)除假設(shè)H5、H7不成立外其余假設(shè)均成立，所得潛變量之間的路徑關(guān)系如圖1所示，模型結(jié)果可從以下兩個方面進行分析。

圖1 潛變量間的路徑關(guān)系(***表示p<0.01)

一方面，各潛變量均對共享電動汽車的使用意向存在顯著影響，具體影響機制如下：知覺行為控制(0.327)、主觀規(guī)范(0.192)及態(tài)度(0.154)均直接影響共享電動汽車的使用意向，且知覺行為控制的影響最大，表明公眾對使用共享電動汽車的感知越強、越容易受到外界壓力的影響、對共享電動汽車的評價越積極，則使用共享電動汽車的意向越強，與已有結(jié)論一致[10-11]；習(xí)慣不僅直接影響行為意向，還通過知覺行為控制和主觀規(guī)范間接影響行為意向，習(xí)慣會通過影響公眾對使用共享電動汽車難易程度的感知和外界期望進而影響使用意向；風(fēng)險通過知覺行為控制間接影響行為意向，表明公眾對共享電動汽車所存在風(fēng)險的接受度越高，則認為使用共享電動汽車出行越容易，進而具有越強的行為意向；個人碳交易通過主觀規(guī)范間接影響行為意向，表明個人碳交易政策的實施會帶來一定的社會壓力與期望進而影響公眾選擇共享電動汽車的意向。

另一方面，各潛變量之間也存在相互影響，具體作用機制如下：風(fēng)險和習(xí)慣均對知覺行為控制存在顯著正影響，表明公眾對可能存在風(fēng)險的接受程度越高，如續(xù)航里程是否可以完成出行、剩余電量是否顯示準確及意外事故是否處理容易，其認為自身完成出行越容易；同時，越習(xí)慣選擇常用的出行方式，也會主觀上認為該出行方式越便利。個人碳交易和習(xí)慣均對主觀規(guī)范存在顯著正影響，表明在是否選擇共享電動汽車出行的決策中，公眾對親朋好友建議及社會期望的接納程度不僅會受到個人碳交易政策頒布的影響，還會受到對常用出行方式習(xí)慣性認知的影響。知覺行為控制、主觀規(guī)范及個人碳交易均對態(tài)度存在顯著正影響，公眾對共享電動汽車易于駕駛、使用便捷的認知，以及親朋好友的建議和社會政府的期望會增強其對共享電動汽車的接受態(tài)度；個人碳交易機制下，公眾為獲得獎勵或減少損失會對共享電動汽車持有更加積極的態(tài)度，同時由于可以切實感受到低碳出行對環(huán)境的貢獻也會增強對共享電動汽車的接受態(tài)度。

2.4 個人社會經(jīng)濟屬性和潛變量的關(guān)系分析

以潛變量間已驗證成立的路徑關(guān)系為基礎(chǔ)，進一步建模探究性別、年齡、學(xué)歷、職業(yè)、月收入等個人社會經(jīng)濟屬性對各潛變量的影響程度，估計結(jié)果如表4所示，可得到如下結(jié)論。

表4 個人社會經(jīng)濟屬性與潛變量之間的標準化路徑系數(shù)及顯著性

性別對知覺行為控制、主觀規(guī)范、習(xí)慣、個人碳交易及行為意向均有顯著影響，可見相較于男性，女性對共享電動汽車的選擇意向更加強烈。女性傾向于按照習(xí)慣選擇出行方式，也易受到他人的影響，對自身是否可以完成出行的認知也更清晰，同時更關(guān)注個人碳交易對促進社會環(huán)保節(jié)能和實現(xiàn)國家雙碳目標所具有的重要意義，與已有結(jié)論相符[30]。

是否為本地人口和個人月收入對各潛變量無顯著影響。已有研究表明，由于大城市高學(xué)歷、高收入的外來人口占比增多，與本地人口的經(jīng)濟差異逐漸變小，外來人口的出行行為正在轉(zhuǎn)變成本地人口的出行行為[17]，因此，是否為本地人口對共享電動汽車的選擇意向無顯著影響，與已有研究結(jié)論相符[31]。

年齡僅對共享電動汽車的選擇意向存在顯著正影響，對其他潛變量無顯著影響，即年齡越大越傾向選擇共享電動汽車出行，王佳雨[32]研究發(fā)現(xiàn)25～35歲比25歲以下的人群更愿意使用共享電動汽車[32]，本研究所得結(jié)果與之相符。

學(xué)歷對知覺行為控制、主觀規(guī)范、習(xí)慣、風(fēng)險、個人碳交易及行為意向均有顯著影響。可能的原因如下：學(xué)歷越高的人群越注重時間價值，通常會選擇習(xí)慣性的出行方式，較少去花費時間嘗試新的出行方式；學(xué)歷越高的人群越傾向接受親朋好友的建議及社會的正確倡導(dǎo)，進而影響其行為意向；學(xué)歷越高的人群對使用共享電動汽車出行中所存在風(fēng)險的接受度越高，同時認為駕駛共享電動汽車越容易；學(xué)歷越高的人群越理解和支持國家政策，意識到個人低碳出行對國家雙碳目標的實現(xiàn)所帶來的重大意義，會傾向從燃油汽車轉(zhuǎn)變?yōu)楣蚕黼妱悠嚦鲂?，與已有研究結(jié)論相符[3]。

是否有私家車對知覺行為控制和態(tài)度均有顯著影響。相較于擁有私家車的群體，沒有私家車的群體有更強的知覺行為控制，可能是其使用共享電動汽車的機會更多；擁有私家車的群體會對共享電動汽車持有更積極的態(tài)度，可能是由于其經(jīng)常駕駛?cè)加托∑?，對出行成本有更清楚的認知，更為認同共享電動汽車的高性價比，即省錢舒適，與已有結(jié)論相符[14]。

駕齡對知覺行為控制、態(tài)度、風(fēng)險和個人碳交易均存在顯著影響?？赡茉蛉缦拢厚{齡越長的人群對小汽車的性能越熟悉，越傾向于接受共享電動汽車使用過程中存在的風(fēng)險，則會認為共享電動汽車越容易駕駛；駕齡越長的人群對燃油汽車的能源環(huán)境影響的認知越清楚，越會關(guān)注國家相關(guān)政策對出行帶來的影響，則對共享電動汽車的接受態(tài)度也越積極。

職業(yè)對知覺行為控制存在顯著影響。相較于企業(yè)人員，個體經(jīng)營者、公職人員及學(xué)生有較強的知覺行為控制，即可以更清楚地感知到使用共享電動汽車的難易程度，可能是由于企業(yè)人員出行的固定性較強，不太容易使用隨機性較強的共享電動汽車，與已有研究認為非固定工作者比固定工作者更愿意使用共享電動汽車的結(jié)論相符[32]。

常用出行方式對習(xí)慣和行為意向均存在顯著影響。常用私家車、地鐵、出租車出行的群體有較弱的行為意向，并不傾向于使用共享電動汽車，可能是相較于共享電動汽車，私家車或出租車有更高的便捷性；而地鐵由于避免了路面交通的擁堵狀況，有更高的準時性和快捷性。常用公交出行的群體與各潛變量間均無顯著關(guān)系，可能是該類人群對共享電動汽車持中立態(tài)度。此外，整體上來看，常用某一出行方式會逐漸形成出行習(xí)慣，故不傾向選擇共享電動汽車。

3 結(jié)語

鑒于心理潛變量對共享電動汽車選擇意向的重要影響，本文以計劃行為理論為基礎(chǔ)，引入個人碳交易以及習(xí)慣和風(fēng)險等潛變量來探究公眾對共享電動汽車使用意向的內(nèi)在形成機理。通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型分析潛變量與行為意向、各潛變量之間及個人社會經(jīng)濟屬性與各潛變量之間的作用機理，得出如下主要結(jié)論及對政府和企業(yè)提升共享電動汽車競爭力的相關(guān)建議。

a.個人碳交易不會直接影響共享電動汽車的選擇意向，但會通過主觀規(guī)范和態(tài)度間接影響其選擇意向。故政府在推廣共享電動汽車時，可考慮實行個人碳交易政策，通過強制性的低碳出行收益和高碳出行懲罰，鼓勵公眾采用低碳出行工具，形成良好的社會全員碳減排氛圍；同時也要協(xié)助與監(jiān)督企業(yè)提高共享電動汽車的服務(wù)質(zhì)量，如減少出行等待時間、提高可達性、省錢經(jīng)濟等，轉(zhuǎn)變公眾對共享電動汽車的態(tài)度。

b.習(xí)慣不僅通過主觀規(guī)范和知覺行為控制間接影響行為意向，還會直接影響行為意向。政府和社會要著力宣傳共享電動汽車的便捷、環(huán)保等特性，引導(dǎo)公眾養(yǎng)成共享電動汽車等低碳出行的習(xí)慣，從而減少燃油車輛的使用，降低私家車出行頻率。

c.風(fēng)險對知覺行為控制存在顯著正向影響，而知覺行為控制是影響行為意向最重要的因素。故一方面共享汽車企業(yè)要從提升續(xù)航里程、準確顯示電量及便捷處理意外事故等方面提升共享電動汽車的服務(wù)質(zhì)量，另一方面也要引導(dǎo)公眾全面認識共享電動汽車，提高對所存在風(fēng)險的認知和接受程度，進一步影響其選擇意向。此外，相較于其他職業(yè)，企業(yè)人員認為使用共享電動汽車難以完成出行，故政府或共享電動汽車運營商可考慮針對企業(yè)出行特點制定專供企業(yè)內(nèi)部員工的福利套餐，實現(xiàn)互惠雙贏。

盡管本文發(fā)現(xiàn)個人碳交易會增強公眾對共享電動汽車的選擇意向，進而降低交通出行的碳排放，但實施個人碳交易還需關(guān)注更多細節(jié)問題，如碳排放權(quán)的分配方式、碳價的制定等。