陳 偉，顧 蕾,2,3，馮貽勇，朱愛琴，朱瑋強

（1. 浙江農(nóng)林大學 經(jīng)濟管理學院，浙江 杭州 311300；2. 浙江農(nóng)林大學 浙江省鄉(xiāng)村振興研究院，浙江 杭州311300；3. 浙江農(nóng)林大學 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，浙江 杭州 311300；4. 浙江省臨海市涌泉鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)綜合服務中心，浙江 臨海 317021；5. 南京農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210095）

全球氣候變化對生態(tài)環(huán)境、經(jīng)濟和社會發(fā)展構成日益嚴重的威脅。2020年9月中國在第75屆聯(lián)合國大會上提出“2030年碳達峰”“2060年碳中和”目標，基于森林碳匯的解決方法是實現(xiàn)上述目標的重要手段。森林碳匯是指森林植物吸收并固定二氧化碳，從而減少該氣體在大氣中的濃度。積極發(fā)展森林碳匯，探索推進森林碳匯進入碳交易市場，不僅能為企業(yè)創(chuàng)造額外排放空間，還能為農(nóng)民獲取碳減排補償，拓展收入多元化，助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和生態(tài)文明建設。但森林碳匯項目經(jīng)營周期長，會受到自然災害、經(jīng)營技術、市場波動、政策變動等各類風險的影響[1]。改變農(nóng)戶持續(xù)參與的意愿和行為，表現(xiàn)為農(nóng)戶已參與碳匯林的轉入及轉出，而風險態(tài)度和風險感知是農(nóng)戶面臨風險時影響行為決策的重要因素。朱臻等[2]通過對農(nóng)戶風險偏好實驗的測度表明：風險厭惡型農(nóng)戶碳匯供給意愿顯著高于風險偏好型農(nóng)戶；婁浩峰等[3]利用多元回歸模型發(fā)現(xiàn)風險偏好型農(nóng)戶更愿意推遲碳匯林的采伐時間，以換取碳匯收益。上述研究表明：風險態(tài)度對農(nóng)戶參與森林碳匯項目意愿有顯著影響，但方向相左，且主要通過未參與碳匯項目的農(nóng)戶基于情景模擬展開，影響了研究結果的可信度。另一方面，在風險感知對農(nóng)戶森林碳匯項目參與的影響方面還鮮有文獻支持，但秦光遠等[4]通過考察豫南農(nóng)戶風險感知對其土地轉入意愿的影響，表明降低市場風險，嚴防自然風險可以提高農(nóng)戶轉入意愿，因此風險感知的差異會影響農(nóng)戶的土地流轉意愿及行為決策。作為全國首批已參與國家核證自愿減排量(CCER)竹林經(jīng)營碳匯項目的農(nóng)戶，不同的風險態(tài)度和風險感知對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿有何影響？風險態(tài)度和風險感知之間是否存在影響？這些問題都將影響森林碳匯項目的可持續(xù)開展和推進，也是學術界迫切需要研究的課題。

1 理論分析與研究假說

1.1 風險態(tài)度與農(nóng)戶碳匯林流轉意愿

行為經(jīng)濟學理論指出：個體風險態(tài)度不同會導致其在認知同一事件時作出不同的行為選擇，分為風險厭惡型、風險中立型和風險偏好型3類[5-6]。一般而言，風險厭惡型農(nóng)戶對新生事物持謹慎態(tài)度，不愿增加更多的要素投入，而風險偏好型農(nóng)戶則相反。竹林經(jīng)營碳匯項目是一項新生事物，有別于傳統(tǒng)的森林經(jīng)營，項目周期長，不確定因素多?；诖?，提出假說H1：風險態(tài)度對農(nóng)戶的碳匯林轉入意愿有顯著正影響，對轉出意愿有顯著負影響，即風險偏好型農(nóng)戶碳匯林轉入意愿更高、轉出意愿更低。

1.2 風險感知與農(nóng)戶碳匯林流轉意愿

風險感知理論將農(nóng)戶心理因素納入研究。LANGFORD等[7]指出：風險感知是指人對風險造成潛在的負面影響的主觀感受，包括風險發(fā)生的可能性及負面影響的程度[8]。由于風險感知是農(nóng)戶的主觀感受，農(nóng)戶的決策行為易被風險感知所左右[9]。在碳匯林經(jīng)營中，農(nóng)戶會根據(jù)風險發(fā)生的可能性及嚴重性的感知，對碳匯林流轉做出不同的決策。故提出假說H2：風險感知對農(nóng)戶碳匯林轉入意愿產(chǎn)生顯著負向影響，對轉出意愿產(chǎn)生顯著正向影響，即風險感知水平越高，轉入意愿越低，轉出意愿越高。

1.3 風險態(tài)度對風險感知的影響

風險態(tài)度和風險感知作為農(nóng)戶對待風險的個體特征和主觀認知，兩者之間存在一定的關系[10]。已有研究表明：農(nóng)戶風險態(tài)度對風險感知存在影響，進而影響其行為決策[11]。PAN等[12]發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶風險態(tài)度對其食品質(zhì)量風險感知和人類健康風險感知存在負面作用，并影響其農(nóng)藥使用行為；楊衛(wèi)忠[13]以農(nóng)村土地經(jīng)營權流轉為例，證實了農(nóng)戶的風險態(tài)度差異對風險感知存在影響。故提出假說H3：風險態(tài)度負向影響風險感知，且風險感知在風險態(tài)度與農(nóng)戶碳匯林流轉意愿之間具有中介效應。

綜上所述，本研究基于行為經(jīng)濟學理論、風險感知理論及前人研究，構建了風險態(tài)度、風險感知與農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的分析框架(圖1)。

2 數(shù)據(jù)來源與描述性分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

基于全國首批開展CCER竹林經(jīng)營碳匯項目地區(qū)，選取浙江省麗水市遂昌縣和景寧畬族自治縣作為本研究的樣本點。遂昌縣位于浙江省西南部山區(qū)，森林覆蓋率高達82.3%，現(xiàn)有竹林面積2.33 萬 hm2，其中毛竹林2.00 萬 hm2，占比85.71%。景寧畬族自治縣地處浙閩邊界，屬浙南中山區(qū)，現(xiàn)有竹林面積1.18 萬 hm2，其中毛竹林0.83 萬 hm2，占比70.34%。2縣均于2016年1月實施為期30 a的CCER竹林經(jīng)營碳匯項目，經(jīng)營規(guī)模分別為8 636和5 513 hm2，預計在碳匯項目運行期內(nèi)帶來185.557 5萬 和97.165 9萬 t二氧化碳當量(tCO2-e)的減排量。

以遂昌、景寧已參與首期CCER竹林經(jīng)營碳匯項目的農(nóng)戶為對象，采用入戶一對一訪談的方式，調(diào)查農(nóng)戶的基本特征、碳匯項目認知、風險感知以及持續(xù)參與竹林經(jīng)營碳匯項目的影響因素等。采用簡單隨機抽樣的方法，共計調(diào)查2縣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，最終獲得338個樣本(表1)。

表1 樣本基本情況Table 1 Basic information of samples

2.2 描述性統(tǒng)計分析

2.2.1 農(nóng)戶碳匯林流轉意愿總體情況 調(diào)查發(fā)現(xiàn)：已參與項目的農(nóng)戶中有285戶表示愿意轉入更多碳匯林經(jīng)營，占比84.32%；有35戶表示愿意轉出已有碳匯林，占比10.36%；有18戶農(nóng)戶既不轉入也不轉出?？芍F(xiàn)有農(nóng)戶的持續(xù)參與意愿較高，大多數(shù)愿意繼續(xù)經(jīng)營碳匯林。

2.2.2 不同風險態(tài)度、風險感知的農(nóng)戶碳匯林流轉意愿 在風險態(tài)度方面，風險偏好型農(nóng)戶碳匯林轉入意愿比例最高，為96.67%，風險厭惡型農(nóng)戶碳匯林轉出意愿最高，為15.95%。說明不同風險態(tài)度的農(nóng)戶碳匯林流轉意愿存在差異。風險感知分為經(jīng)營風險、市場風險、政策風險和自然風險4個類型[14]。經(jīng)營風險是指碳匯林經(jīng)營不同于傳統(tǒng)竹林經(jīng)營，農(nóng)戶需要嚴格按照項目設計的增匯技術進行，否則要承擔不能保證目標減排量的完成所形成的風險；市場風險是指碳匯項目進行中因碳匯價格變動不能達到預期收益而產(chǎn)生的風險；政策風險是指由于國內(nèi)外應對氣候變化形勢的不確定性而導致的政策變化；自然風險是指自然災害和病蟲災害的影響。通過表達對上述4類風險發(fā)生的可能性及影響大小的主觀感受，可將農(nóng)戶分為高風險感知水平和低風險感知水平，進而分析對碳匯林流轉意愿的影響。由表2可知：4類不同風險感知水平的農(nóng)戶其碳匯林流轉意愿存在差異，其中感知低風險的農(nóng)戶碳匯林轉入意愿均高于88.00%、轉出意愿均低于8.00%，風險偏好型和風險感知低的農(nóng)戶碳匯林轉入意愿較高，轉出意愿較低。為綜合農(nóng)戶風險態(tài)度和風險感知對碳匯林流轉意愿的影響程度和方向，需進一步開展實證檢驗。

表2 風險態(tài)度、風險感知與農(nóng)戶碳匯林流轉意愿Table 2 Risk attitude, risk perception and farmers’ willingness to transfer carbon sequestration forests

3 實證分析

3.1 模型建立

為評估風險態(tài)度及風險感知對參與碳匯項目農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的影響，同時考慮到流轉意愿屬于典型的二分變量，本研究利用二元Logistic回歸模型進行實證分析。模型如下：

式(1)中：Yi表示第i個農(nóng)戶碳匯林流轉(轉入/轉出)的概率；Yi=1表示農(nóng)戶愿意流轉(轉入/轉出)碳匯林，Yi=0則表示不愿意。Fi為風險態(tài)度變量；Gji為風險感知變量，包括經(jīng)營風險(j=1)、市場風險(j=2)、政策風險(j=3)、自然風險(j=4)；Ci為控制變量，包括農(nóng)戶個人特征、家庭特征及林地特征，α是常數(shù)項，β、γ、δ分別是以上解釋變量的回歸系數(shù)，εi是隨機擾動項。

3.2 變量設置及說明

被解釋變量為碳匯林流轉意愿，分為轉入及轉出意愿，考察農(nóng)戶“是否愿意轉入已參與碳匯項目的竹林?”“是否愿意轉出已參與碳匯項目的竹林?”。其中“是”賦值為1，“否”賦值為0。

關鍵解釋變量包括風險態(tài)度及風險感知。風險態(tài)度包括“不喜歡風險，即便收入少只求穩(wěn)”“只要風險與收益成正比就愿意嘗試”“不怕風險，只要收益高”3類問題，分別代表風險厭惡型、風險中立型和風險偏好型的農(nóng)戶。風險感知包括農(nóng)戶對經(jīng)營風險、市場風險、政策風險以及自然風險的感知，根據(jù)問題“未掌握增匯技術，未達到目標減排量的風險”“碳匯交易價格變動帶來的風險”“政府森林碳匯政策變化的風險”“碳匯林出現(xiàn)自然災害、病蟲災害的風險”，其中受訪者回答“低風險”賦值1，“高風險”賦值為0。

控制變量從個體特征、家庭特征、林地特征等3個方面選取與碳匯林流轉相關的指標[15-18]，其中個體特征包括年齡、受教育程度以及兼業(yè)情況；家庭特征包括家庭年收入、勞動人口數(shù)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情況。具體變量設置及說明見表3。

表3 變量設置及說明Table 3 Variable settings and descriptions

3.3 模型估計結果

根據(jù)Stata15.0軟件得出了回歸結果(表4)。

表4 農(nóng)戶碳匯林流轉意愿回歸結果Table 4 Regression results of farmer’s willingness to transfer carbon sequestration forests

3.3.1 風險態(tài)度對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的結果分析 在碳匯林轉入意愿方面。當未考慮風險感知時，風險偏好型農(nóng)戶轉入意愿顯著高于風險厭惡型，在5%的水平下顯著正向影響(模型1)；與考慮風險感知時結論一致(模型3)。在碳匯林轉出意愿方面。未考慮風險感知時，風險中立型、風險偏好型農(nóng)戶轉出意愿顯著低于風險厭惡型，均在5%的水平下顯著負向影響(模型4)；考慮風險感知時，風險中立型、風險偏好型農(nóng)戶轉出意愿也顯著低于風險厭惡型，分別在1%、10%的水平下顯著負向影響(模型6)。表明風險態(tài)度對農(nóng)戶轉入意愿存在顯著正向影響，轉出意愿存在顯著負向影響，即假說H1成立。

3.3.2 風險感知對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的結果分析 在碳匯林轉入意愿方面。未考慮風險態(tài)度時，經(jīng)營風險、市場風險和政策風險感知分別在10%、1%、5%的水平下顯著負向影響(模型2)，即較高的經(jīng)營、市場、政策風險感知水平會抑制農(nóng)戶碳匯林轉入意愿；與考慮風險態(tài)度結論一致(模型3)。在碳匯林轉出意愿方面。未考慮風險態(tài)度時，市場風險和政策風險感知均在1%的水平下顯著正向影響(模型5)；考慮風險態(tài)度時，經(jīng)營風險感知在10%的水平下顯著正向影響(模型6)，即當農(nóng)戶感知經(jīng)營風險高時，其轉出的可能性更高，市場風險、政策風險感知均在1%的水平下顯著正向影響，即市場風險、政策風險感知越高，會減弱農(nóng)戶繼續(xù)參與森林碳匯項目的積極性，從而選擇轉出碳匯林?？梢娊?jīng)營風險、市場風險、政策風險感知對農(nóng)戶碳匯林轉入意愿存在顯著負向影響，對轉出意愿存在顯著正向影響，自然風險不顯著，即假說H2部分成立。

3.3.3 控制變量對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的結果分析 家庭年收入在5～10萬元的農(nóng)戶相較于收入低于5萬元的農(nóng)戶其轉入意愿更高，轉出意愿更低，分別在5%、1%的水平下通過了顯著性檢驗；家與村委會距離對農(nóng)戶轉入意愿顯著負影響，對轉出意愿顯著正影響，即距離遠的農(nóng)戶轉入意愿越低，轉出意愿越強。兼業(yè)情況在10%的顯著性水平下負向影響農(nóng)戶轉出意愿，即兼業(yè)的農(nóng)戶轉出意愿更低。

3.4 風險感知的中介效應分析

實證分析表明：綜合考慮風險態(tài)度與風險感知與否會對結論產(chǎn)生差異，風險態(tài)度對風險感知可能存在影響。PAN等[12]證實：風險感知在風險態(tài)度與農(nóng)戶行為關系中存在中介效應，即風險態(tài)度會通過減弱農(nóng)戶的風險感知水平，影響農(nóng)戶行為。為驗證風險感知在風險態(tài)度與碳匯林流轉意愿之間的中介效應，參照溫忠麟等[19]的研究方法進行檢驗。公式為：

式(2)～(4)中：Fi為風險態(tài)度變量；Gi為風險感知變量，e1、e2、e3是回歸殘差。根據(jù)公式(2)分析關鍵變量風險態(tài)度對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的影響，系數(shù)c是風險態(tài)度對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的總效應；根據(jù)公式(3)分析風險態(tài)度對中介變量風險感知的影響，系數(shù)a是風險態(tài)度對風險感知的效應；根據(jù)公式(4)分析核心變量風險態(tài)度和中介變量風險感知對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的影響。

由表5可知：市場風險感知在風險態(tài)度與農(nóng)戶碳匯林轉入、轉出意愿之間存在顯著中介作用，中介效應占總效應的比例分別為25.97%、23.34%，即風險態(tài)度會負向影響市場風險感知對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿起到作用，而經(jīng)營風險、政策風險、自然風險感知并未通過中介效應檢驗。假說H3部分成立。

表5 風險感知的中介效應檢驗結果Table 5 Intermediary effects test results of risk perception

4 結論與建議

4.1 結論

農(nóng)戶持續(xù)參與竹林經(jīng)營碳匯項目的積極性較高?？傮w上84.32%的農(nóng)戶愿意轉入更多的碳匯林經(jīng)營，只有10.36%的農(nóng)戶愿意轉出已經(jīng)營的碳匯林，5.33%的農(nóng)戶愿意維持現(xiàn)狀。

風險態(tài)度會影響農(nóng)戶碳匯林流轉意愿。風險態(tài)度對農(nóng)戶碳匯林轉入意愿在5%的水平下顯著正向影響，即風險偏好型農(nóng)戶碳匯林轉入意愿高于風險厭惡型；風險態(tài)度對農(nóng)戶碳匯林轉出意愿在5%的水平下顯著負向影響，即風險偏好型和風險中立型農(nóng)戶轉出意愿低于風險厭惡型農(nóng)戶。

風險感知是影響農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的重要因素。經(jīng)營風險、市場風險、政策風險感知對農(nóng)戶碳匯林轉入意愿分別在10%、1%、5%的水平下顯著負向影響，對轉出意愿分別在10%、1%、1%的水平下顯著正向影響，即風險感知越高的農(nóng)戶碳匯林轉入意愿越弱、轉出意愿更強；市場風險感知在風險態(tài)度與碳匯林轉入、轉出意愿之間存在顯著的部分中介效應；自然風險感知不存在顯著影響。

4.2 建議

提高農(nóng)戶風險承擔能力。經(jīng)濟收入和家庭保障是影響農(nóng)戶風險態(tài)度的重要因素，因此政府應加強城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，健全農(nóng)村的社會保障體系，拓寬農(nóng)民收入來源以提高農(nóng)戶的風險承擔能力，改善風險態(tài)度對農(nóng)戶碳匯林流轉意愿的影響。厭惡損失是農(nóng)戶規(guī)避風險的重要原因，因此可根據(jù)農(nóng)戶在參與森林碳匯項目時各類風險發(fā)生的不同概率，設計不同類型的林業(yè)保險，確保在碳匯項目周期內(nèi)得到全方位保障，并積極探索碳匯林貸款、抵押、繼承、流轉等機制，盤活碳匯林資產(chǎn)。

降低農(nóng)戶風險感知水平。利用當?shù)亓謽I(yè)局、技術推廣站等基層組織，定期對農(nóng)戶進行碳匯林經(jīng)營培訓，確保農(nóng)戶掌握增匯技術，減少經(jīng)營風險，以實現(xiàn)目標減排量；政府應不斷完善碳匯交易市場和機制，設置合適的分階段碳匯項目監(jiān)測核證期，穩(wěn)定農(nóng)戶獲取碳減排補償?shù)恼哳A期；利用網(wǎng)絡及新媒體等宣傳綠色、低碳的社會發(fā)展理念，在支農(nóng)資金扶持、項目補貼等方面向碳匯項目傾斜；結合鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，拓展碳匯林旅游、碳匯林康養(yǎng)等碳匯產(chǎn)業(yè)，增加農(nóng)戶參與森林碳匯項目的收益，提高農(nóng)戶參與森林碳匯項目的積極性。