• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    公眾愿意為碳排放付費(fèi)嗎?

    2019-12-16 08:13:30齊紹洲柳典李鍇劉樹鄧哲
    中國人口·資源與環(huán)境 2019年10期
    關(guān)鍵詞:支付意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)中介效應(yīng)

    齊紹洲?柳典 李鍇?劉樹?鄧哲

    摘要 我國碳市場CCER供給過剩,有效需求嚴(yán)重不足。以公眾對(duì)于碳中和支付意愿為著眼點(diǎn)來研究公眾是否愿意為碳排放付費(fèi),對(duì)于設(shè)計(jì)碳中和激勵(lì)機(jī)制以增加節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)和清潔項(xiàng)目投資產(chǎn)生的CCER的有效需求具有一定的指導(dǎo)作用。本文基于四個(gè)維度設(shè)計(jì)公眾碳中和支付意愿調(diào)查問卷,通過網(wǎng)上發(fā)布在線調(diào)查的信息技術(shù),覆蓋了中國不同層級(jí)的城市和不同特征的人群,獲得了1 328份有效問卷的數(shù)據(jù),對(duì)于碳中和支付意愿的影響因素、中介效應(yīng)以及調(diào)節(jié)效應(yīng)分別進(jìn)行了研究。結(jié)果表明,學(xué)歷與個(gè)性變量與支付意愿之間是反向變動(dòng)關(guān)系,而月收入以及人際影響對(duì)支付意愿是正向作用。月收入、人際影響以及個(gè)性變量對(duì)于支付意愿的作用是部分通過購買意圖的中介作用產(chǎn)生的。對(duì)于調(diào)節(jié)效應(yīng),則發(fā)現(xiàn)性別、學(xué)歷以及常住城市對(duì)于人際影響與支付意愿之間的關(guān)系沒有調(diào)節(jié)作用。因此,為了激勵(lì)公眾進(jìn)行自愿碳中和,一方面需要根據(jù)月收入和學(xué)歷設(shè)計(jì)不同類別的碳中和產(chǎn)品,另一方面應(yīng)當(dāng)增加公眾的購買意圖,從而達(dá)到提高支付意愿的作用。

    關(guān)鍵詞 碳中和;支付意愿;中介效應(yīng);調(diào)節(jié)效應(yīng)

    中圖分類號(hào) F713.55 ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A ?文章編號(hào) 1002-2104(2019)10-0124-11 ?DOI:10.12062/cpre.20190614

    2015年6月30日,中國向《聯(lián)合國氣候變化框架公約》秘書處提交了應(yīng)對(duì)氣候變化國家自主貢獻(xiàn)文件《強(qiáng)化應(yīng)對(duì)氣候變化行動(dòng)——中國國家自主貢獻(xiàn)》(Nationally Determined Contributions,NDCs)。在文件中,基于2009年向國際社會(huì)宣布的2020年目標(biāo),中國提出了新的到2030年的自主行動(dòng)目標(biāo)。主要包括:2030年單位GDP二氧化碳排放比2005年下降60%~65%;二氧化碳排放在2030年左右達(dá)到峰值,并爭取盡早達(dá)峰;2030年,非化石能源占一次能源消費(fèi)比重達(dá)到20%左右。為完成上述目標(biāo),作為市場化的氣候政策,全國碳市場已經(jīng)啟動(dòng),而碳市場抵消機(jī)制(Carbon Offsets)的重要組成部分——中國核證減排量(CCER),一直以來存在著供大于求的問題。如何提高CCER的需求是當(dāng)前面臨的重要的問題,而個(gè)人碳中和可以提供越來越多的CCER的有效需求。為此,分析和了解公眾的支付意愿及其影響因素,以便為碳中和相關(guān)政策機(jī)制的設(shè)計(jì)提供客觀依據(jù)和指導(dǎo),就顯得尤為重要和迫切。

    量化抵消碳排放的(邊際)經(jīng)濟(jì)價(jià)值并讓居民支付其部分費(fèi)用一直是環(huán)境經(jīng)濟(jì)研究中的一個(gè)熱門話題[1]。支付意愿(Willing To Pay, WTP)是指分配給產(chǎn)品的假設(shè)值[2],作為一種廣泛采用的估值方法,WTP通常用于估算非市場商品價(jià)格。目前已有部分學(xué)者調(diào)研了中國居民的減排WTP??梢苑譃閮深悾阂活愂歉爬ㄐ缘?,即詢問居民愿意支付多少錢用于減少溫室氣體排放[3]。另一類是針對(duì)某些特定行業(yè)或產(chǎn)品的減排,例如針對(duì)清潔電力生產(chǎn)的支付意愿、針對(duì)低碳技術(shù)產(chǎn)品如電動(dòng)汽車的支付意愿等[4-8]。

    上述兩種研究中第一類對(duì)居民來說可能太籠統(tǒng),使得居民在缺乏足夠信息的情景下進(jìn)行判斷;第二類則主要是用于某些特定政策或者技術(shù)的調(diào)研,例如清潔能源補(bǔ)貼政策、低碳技術(shù)補(bǔ)貼政策等,缺乏對(duì)居民一般性減排支付意愿的探討,也很少將支付意愿與減排量對(duì)應(yīng)起來。因此建立一個(gè)相對(duì)中立的政策場景,既能給居民提供充足的信息,又能一定程度上避免不同環(huán)境政策本身造成的支付意愿偏差,可以更好地評(píng)估WTP[9]。

    本文通過調(diào)研居民對(duì)碳中和產(chǎn)品的支付意愿,一方面可以有效構(gòu)建一個(gè)可供想象的政策環(huán)境,促進(jìn)居民在選擇時(shí)有更多的直觀感受;另一方面可以調(diào)研更一般性的針對(duì)多種減排的支付意愿,相對(duì)于調(diào)研某一特定行業(yè)或產(chǎn)品可能存在的除環(huán)境外部性外的其它考慮因素,詢問居民對(duì)碳中和的支付意愿能夠更好地衡量居民對(duì)溫室氣體減排產(chǎn)生的環(huán)境正外部性的支付意愿。因此,本文試圖通過分析居民對(duì)碳中和產(chǎn)品的支付意愿來一定程度上顯示中國居民對(duì)溫室氣體減排的支付意愿,并分析不同支付意愿的影響因素。

    1 文獻(xiàn)綜述

    1.1 條件價(jià)值評(píng)估法

    根據(jù)問題的數(shù)量,CVM可以分為單邊界(SB)或雙邊界(DB)。與雙邊界相比,在單邊界選擇法中只提出一個(gè)問題,這種方法更簡單,更容易采用。單邊界選擇方法的主要優(yōu)點(diǎn)是它支持受訪者完成整個(gè)評(píng)估過程。此外,由于該方法被認(rèn)為是激勵(lì)兼容的,因此它具有較低的戰(zhàn)略偏見風(fēng)險(xiǎn)[10]。已有多項(xiàng)研究采用單邊界法來對(duì)WTP進(jìn)行評(píng)估。例如,John C. Whitehead等[11]采用單邊界選擇法來估計(jì)與北卡羅來納州綠色能源計(jì)劃相關(guān)的支付意愿,發(fā)現(xiàn)每年的支付意愿是51美元。André Hansla等[12]運(yùn)用單邊界選擇法對(duì)855名瑞典家庭消費(fèi)者的郵件調(diào)查結(jié)果顯示,綠色電力支付意愿增加與對(duì)綠色電力采取積極態(tài)度以及電力成本下降有關(guān)。對(duì)綠色電力的態(tài)度反過來與對(duì)自身、他人和生物圈的環(huán)境問題后果的認(rèn)識(shí)、對(duì)這些后果的關(guān)注以及自我超越的價(jià)值類型有關(guān)。Kostakis I和Sardianou E[13]對(duì)影響旅行者對(duì)可再生能源酒店的支付意愿的影響因素進(jìn)行了研究,通過CVM中的單邊界選擇法發(fā)現(xiàn),中年人可能更愿意為使用可再生能源的酒店支付費(fèi)用?;橐鰻顩r和教育水平不是支付更多意愿的統(tǒng)計(jì)顯著因素。相反,環(huán)保意識(shí)和充分知情的游客比其他人更愿意為可再生能源付費(fèi)。Aldy等[14]為了評(píng)估公眾對(duì)國家清潔能源標(biāo)準(zhǔn)(NCES)的支持,運(yùn)用單邊界法進(jìn)行了具有全國代表性的調(diào)查,結(jié)果顯示美國人支付意愿為每年162美元的高額電費(fèi)。

    1.2 碳中和支付意愿

    碳中和最初是由環(huán)保人士倡導(dǎo)的一個(gè)概念,指通過計(jì)算個(gè)人生活、工作或某項(xiàng)活動(dòng)中的二氧化碳排放量,通過自愿購買森林碳匯或清潔項(xiàng)目產(chǎn)生的核證減排量把這些碳排放量抵消掉,以使自己成為氣候無害者或?qū)夂虻挠绊懯侵行缘摹?/p>

    目前對(duì)于碳中和支付意愿的研究主要集中在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征對(duì)航空旅行者的碳抵消項(xiàng)目的支付意愿或者旅游者的碳補(bǔ)償支付意愿[15-19],對(duì)于其他方面碳中和支付意愿的研究較少涉及。人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征具體包括性別、年齡、受教育水平、所在城市、收入等指標(biāo)。①大部分文獻(xiàn)的研究結(jié)果表明性別會(huì)對(duì)碳中和支付意愿產(chǎn)生影響:Choi A.S和BW Ritchie[1]對(duì)于澳大利亞消費(fèi)者的飛行碳補(bǔ)償?shù)闹Ц兑庠秆芯恐斜砻髋灾Ц兑庠父哂谀行?。Mackerron G J等[20]采用網(wǎng)上的開源軟件來調(diào)研英國年輕旅行者的碳補(bǔ)償支付意愿,結(jié)果顯示女性支付意愿更高。而Judith[21]對(duì)澳大利亞和英國的502名受訪者進(jìn)行在線調(diào)查,結(jié)果卻表明男性對(duì)于旅行碳補(bǔ)償?shù)闹Ц兑庠该黠@高于女性。謝曉文[22]的研究結(jié)果與Judith[21]一致,通過實(shí)地調(diào)研對(duì)江西省國家森林公園周圍的餐飲經(jīng)營者碳補(bǔ)償意愿進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)男性的支付意愿更高。王玉芳、曹娟娟[23]和Neelu S等[24]則僅僅證明性別對(duì)WTP有明顯的影響。Nakamura H 和 Kato T[25]利用日本兩個(gè)大城市的實(shí)驗(yàn)性社會(huì)調(diào)查,得出的結(jié)論確定性別對(duì)于碳補(bǔ)償支付意愿沒有影響。②也有文獻(xiàn)研究了年齡對(duì)WTP的影響:王玉芳、曹娟娟[23]以哈爾濱為例,從公眾的角度對(duì)森林碳匯服務(wù)的認(rèn)知與支付意愿進(jìn)行調(diào)查,發(fā)現(xiàn)調(diào)查樣本的年齡與其購買意愿呈負(fù)相關(guān)性。Judith等[21]、Cheung J和Kragt M等[26]、Neelu S等[24]、謝曉文[22]以及Lu等[27]的研究結(jié)果也表明年輕人的支付意愿更高。Gupta[28]利用從印度三個(gè)不同大城市(德里、孟買和班加羅爾)收集的原始數(shù)據(jù),對(duì)碳稅支付意愿的研究結(jié)果表明年齡對(duì)于確定WTP具有重要作用。③關(guān)于收入對(duì)于支付意愿的影響,不同的文獻(xiàn)觀點(diǎn)差異較大:王玉芳、曹娟娟[23]以及Mackerron G J等[20]認(rèn)為月收入水平對(duì)于碳補(bǔ)償支付意愿沒有明顯的影響。而謝曉文[22]則通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)收入與碳補(bǔ)償意愿呈正相關(guān)關(guān)系。得出同樣結(jié)論的有Cheung J和Kragt M等[26]以及Nakamura H 和 Kato T[25]。④對(duì)于教育程度的影響觀點(diǎn)基本一致:Judith等[21]、謝曉文[22]、Cheung J和Kragt M等[26]都認(rèn)為受教育程度與支付意愿之間成正相關(guān)的關(guān)系。⑤對(duì)于所在城市與支付意愿之間關(guān)系的研究現(xiàn)有文獻(xiàn)中基本沒有涉及,所以無法明確它們之間的關(guān)系。

    本節(jié)內(nèi)容主要集中于研究文獻(xiàn)中影響支付意愿的人口統(tǒng)計(jì)特征,大多數(shù)的人口統(tǒng)計(jì)特征變量都會(huì)對(duì)支付意愿產(chǎn)生影響,比如性別、年齡、學(xué)歷、收入水平等。但是不同的文獻(xiàn)中對(duì)于人口統(tǒng)計(jì)特征對(duì)于支付意愿的影響情況卻大有不同。所以本文依據(jù)以上文獻(xiàn),在研究變量中加入人口統(tǒng)計(jì)特征變量,從而更好地對(duì)碳中和支付意愿進(jìn)行研究。

    1.3 計(jì)劃行為理論和規(guī)范激活理論

    根據(jù)Ajzen和Madden提出的計(jì)劃行為理論(Theory of Planned Behavior,TPB),包含行為態(tài)度、主觀規(guī)范以及感知到的行為控制三個(gè)變量。Schwartz提出的以個(gè)人規(guī)范為核心因素的規(guī)范激活理論(Norm Activation Model,NAM),環(huán)境責(zé)任意識(shí)、個(gè)人規(guī)范等變量構(gòu)成了該理論模型的核心變量?,F(xiàn)有文獻(xiàn)基本圍繞這兩個(gè)理論來研究環(huán)境責(zé)任意識(shí)、個(gè)人規(guī)范、行為態(tài)度等變量對(duì)支付意愿的影響。Choi A.S和BW Ritchie[1]則研究了道德責(zé)任、對(duì)環(huán)境和子孫后代的關(guān)注以及對(duì)災(zāi)害的恐懼等心理因素對(duì)支付意愿的影響。McKercher等[29]研究發(fā)現(xiàn),行為態(tài)度對(duì)碳補(bǔ)償行為具有正向顯著影響。Choi和Ritchie[30]通過網(wǎng)上200份問卷預(yù)評(píng)估居民購買航空碳抵消的意圖,表明一般性環(huán)境態(tài)度會(huì)直接影響支付意愿。費(fèi)芩芳[31]將杭州西湖風(fēng)景區(qū)作為研究區(qū)域,對(duì)西湖旅游者的碳補(bǔ)償支付意愿進(jìn)行了問卷調(diào)查,結(jié)果顯示人們的環(huán)保意識(shí)越來越強(qiáng),并且游客對(duì)全球氣候變化了解程度越高,愿意支付的碳補(bǔ)償額越高。Nakamura H 和 Kato T[25]以日本公民為例,來探索對(duì)于自愿碳補(bǔ)償?shù)倪x擇偏好,研究結(jié)果表明消費(fèi)者對(duì)于碳補(bǔ)償?shù)牧私獬潭葧?huì)影響其對(duì)碳補(bǔ)償?shù)膮⑴c程度,不了解碳補(bǔ)償會(huì)使得他們不參與到碳補(bǔ)償中,對(duì)碳補(bǔ)償機(jī)制的不了解也會(huì)使得他們忽略碳補(bǔ)償。謝曉文[22]發(fā)現(xiàn)旅游生態(tài)環(huán)境的好壞與碳補(bǔ)償意愿呈正相關(guān)關(guān)系,經(jīng)營者的碳補(bǔ)償動(dòng)機(jī)與碳補(bǔ)償意愿呈正相關(guān)關(guān)系,關(guān)于碳排放對(duì)氣候變化產(chǎn)生的不利影響的認(rèn)知與碳補(bǔ)償意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。謝彥彥[32]以認(rèn)知-情感-意動(dòng)(C-A-C)范式為基礎(chǔ),建立碳補(bǔ)償回報(bào)計(jì)劃行為意向的關(guān)系模型,結(jié)果表明消費(fèi)者知識(shí)掌握程度的高低影響著對(duì)碳補(bǔ)償?shù)膽B(tài)度,繼而促進(jìn)消費(fèi)者對(duì)于碳補(bǔ)償回報(bào)計(jì)劃的接受意向。同時(shí),碳補(bǔ)償態(tài)度在環(huán)保知識(shí)和碳補(bǔ)償回報(bào)計(jì)劃行為意向,以及碳補(bǔ)償知識(shí)和碳補(bǔ)償回報(bào)計(jì)劃行為意向之間發(fā)揮著中介作用;消費(fèi)者的碳補(bǔ)償知識(shí)對(duì)于碳補(bǔ)償回報(bào)計(jì)劃行為意向有正向影響;消費(fèi)者碳補(bǔ)償知識(shí)對(duì)于碳補(bǔ)償態(tài)度有正向影響。張琰等[33]基于上海浦東國際機(jī)場乘客的一手調(diào)查數(shù)據(jù),構(gòu)建了研究模型,行為態(tài)度、社會(huì)規(guī)范、個(gè)人規(guī)范和行為控制的提升均會(huì)促進(jìn)航空旅行者的碳補(bǔ)償支付意愿,但是行為態(tài)度和社會(huì)規(guī)范的作用普遍強(qiáng)于個(gè)人規(guī)范和行為控制。而社會(huì)規(guī)范還進(jìn)一步通過行為態(tài)度的中介作用影響碳補(bǔ)償支付意愿。責(zé)任意識(shí)、社會(huì)規(guī)范對(duì)行為態(tài)度、行為控制、個(gè)人規(guī)范具有正向影響。Gupta[28]通過研究則發(fā)現(xiàn)積極WTP的最重要原因是人們關(guān)心并希望為下一代保護(hù)環(huán)境。以上的文獻(xiàn)均表明了環(huán)境責(zé)任意識(shí)、個(gè)人規(guī)范、行為態(tài)度等變量會(huì)對(duì)支付意愿產(chǎn)生影響。但Nakamura H 和 Kato T[25]通過對(duì)日本兩個(gè)大城市的實(shí)驗(yàn)性社會(huì)調(diào)查,探討公民對(duì)國際自愿碳抵消的態(tài)度,發(fā)現(xiàn)對(duì)氣候變化和日常生活中氣候保護(hù)行動(dòng)的數(shù)量的關(guān)注與碳抵消的選擇無關(guān)。

    在本節(jié)中主要是集中于歸納總結(jié)研究人口統(tǒng)計(jì)特征變量的文獻(xiàn),但是僅僅研究人口統(tǒng)計(jì)特征變量是不足以得出相關(guān)的結(jié)論的。按照計(jì)劃行為理論以及規(guī)范激活理論,環(huán)境責(zé)任意識(shí)、個(gè)人規(guī)范、行為態(tài)度等變量也會(huì)對(duì)支付意愿產(chǎn)生影響。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中大部分都考慮了相關(guān)的研究變量,不同文獻(xiàn)的研究目的不一樣,所以研究變量也有所差別。因此本文會(huì)綜合考慮從而選取適當(dāng)?shù)难芯孔兞俊?/p>

    上述文獻(xiàn)盡管取得了豐富的研究成果,但仍存在著進(jìn)一步研究的空間和不足,一是僅僅聚焦于一個(gè)具體的項(xiàng)目或地點(diǎn),缺乏系統(tǒng)的調(diào)查,僅僅圍繞某一方面的影響因素進(jìn)行分析,并未全國層面的調(diào)查分析;二是與政策結(jié)合不夠緊密,缺乏對(duì)政策關(guān)鍵問題的對(duì)接和分析,因而不足以支撐系統(tǒng)性的政策設(shè)計(jì)和集成。本文在以上研究的基礎(chǔ)上,緊扣中國碳市場抵消機(jī)制中CCER 需求嚴(yán)重不足這一關(guān)鍵問題,從公眾碳中和的獨(dú)特角度,在性別、年齡、月收入以及受教育程度的個(gè)人統(tǒng)計(jì)特征的基礎(chǔ)上,加入所在城市這個(gè)研究變量,同時(shí)結(jié)合計(jì)劃行為理論和規(guī)范激活理論,運(yùn)用CVM方法對(duì)中國居民碳中和的支付意愿進(jìn)行考察。本文的邊際貢獻(xiàn)在于:①本文設(shè)計(jì)了公眾碳中和支付意愿調(diào)查問卷,通過網(wǎng)上發(fā)布在線調(diào)查的信息技術(shù),覆蓋了中國不同層級(jí)的城市和不同特征的人群,獲得了1 328份有效問卷數(shù)據(jù),是第一份覆蓋較為全面的中國公眾碳中和支付意愿的一手調(diào)查數(shù)據(jù)。②本文研究的是中國公眾碳中和的支付意愿,不僅僅局限于某一個(gè)特殊行業(yè)或項(xiàng)目,而是更全面地對(duì)于碳中和支付意愿影響因素進(jìn)行了分析,拓寬了研究的視野。③緊扣中國碳市場建設(shè)中CCER有效需求不足這一制約清潔項(xiàng)目技術(shù)研發(fā)和投資的牛鼻子,深度挖掘和分析了公眾碳中和支付意愿的影響因素這一核心問題,增強(qiáng)了政策的針對(duì)性。④加入了中介效應(yīng)檢驗(yàn)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn),以進(jìn)一步對(duì)各因素影響碳中和支付意愿的機(jī)制進(jìn)行分析。

    2 數(shù)據(jù)收集與處理

    2.1 問卷調(diào)查

    2.1.1 四個(gè)維度的調(diào)查變量

    本文的問卷設(shè)計(jì)主要包括以下幾個(gè)部分:①被調(diào)查者的基本信息,包括性別、年齡、常住城市、受教育程度、職業(yè)以及收入。②對(duì)全球變暖的認(rèn)知和行為選擇,比如對(duì)全球變暖真實(shí)性的判斷、全球變暖原因的判斷、全球變暖危害和責(zé)任的判斷以及對(duì)碳市場、碳中和等市場工具的認(rèn)知和參與情況等。③在對(duì)碳中和很了解、聽說過或者沒聽說過但是愿意了解的被調(diào)查者中,每年計(jì)劃用于個(gè)人碳中和的預(yù)算。④對(duì)于“碳中和”的購買意圖、與“碳中和”相關(guān)的激勵(lì)機(jī)制以及人際影響、認(rèn)知變量、態(tài)度變量以及個(gè)性變量等相關(guān)量表。

    2.1.2 五個(gè)級(jí)別的支付意愿

    根據(jù)每人年均碳排放為7~10 t,全部中和所需費(fèi)用約為500元,將被調(diào)查者的支付意愿分為五個(gè)級(jí)別:“我不愿意自費(fèi)進(jìn)行碳中和”“<100元”“100~299元”“300~499元”,以及“≥500元”,據(jù)此來衡量被調(diào)查者的支付意愿。

    2.1.3 網(wǎng)上發(fā)放、在線調(diào)查

    本文采用網(wǎng)上發(fā)放調(diào)查問卷的方式對(duì)中國居民進(jìn)行問卷調(diào)查。本問卷是在2018年7月到9月聯(lián)合湖北碳排放權(quán)交易中心,由在線調(diào)查系統(tǒng)收集調(diào)查數(shù)據(jù)的。本次調(diào)研共收集了1 516份問卷,其中有效問卷1 433份,無效問卷83份。本次問卷是針對(duì)支付意愿來進(jìn)行的設(shè)計(jì),所以經(jīng)過問卷問題的篩選以及人工檢查,最終選用的有效問卷為1 328份。

    2.1.4 問卷的信度和效度檢驗(yàn)

    為了增加問卷信度,增加可靠性,本文問卷題目設(shè)計(jì)依據(jù)了理論依據(jù)和合理論證,并且選取了一定數(shù)量的樣本容量,最終問卷信度Cronbach的α為0.818,超過了0.7,表明問卷可靠性相當(dāng)好[34]。同時(shí)我們也對(duì)問卷的效度進(jìn)行了檢驗(yàn),效度測試通常采用主成分分析,并通過KMO測試和Bartlett測試進(jìn)行評(píng)估,利用SPSS計(jì)算出全變量KMO統(tǒng)計(jì)量為 0.724,大于 0.7,巴特利特球形度檢驗(yàn)值為0.05,小于 0.1,表明變量可以進(jìn)行因子分析。對(duì)全變量進(jìn)行因子分析的結(jié)果表明成分分類結(jié)果與問卷設(shè)計(jì)結(jié)構(gòu)一致。

    2.2 數(shù)據(jù)處理與特征分析

    樣本的基本特征如表1所示。在1 328份問卷中,男性占比為41.5%,女性占比為58.5%。樣本涉及的城市中基本涵蓋了中國的主要城市層級(jí),其中縣級(jí)城市占比為34.8%,鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村占比為29.1%,各省會(huì)城市占比為10.7%,北上廣深占比為4.7%。年齡構(gòu)成以中青年為主,30歲以下的占比為63.9%,31~40歲占比為24.5%,40歲以上占比為11.6%。總體文化程度較高,大學(xué)本科學(xué)歷占比為71.6%,碩士及以上占比為18.6%,高中及以下占比為9.8%。月收入以3 000元及以下為主,其中3 001~5 000元和5 001~8 000元占比相近,8 001~10 000元為11.7%,10 001及以上占比為16.1%。

    根據(jù)環(huán)境行為經(jīng)濟(jì)學(xué),在問卷中設(shè)置了認(rèn)知變量、個(gè)性變量、人際影響、態(tài)度變量、激勵(lì)機(jī)制五個(gè)變量來研究被調(diào)查者對(duì)于碳中和的行為態(tài)度,如圖1(a)~圖1(e)所示。其中態(tài)度變量由問卷量表中三個(gè)題目數(shù)值之和加總得到,并按照“非常不同意、不同意、中立、同意、非常同意”依次進(jìn)行分類。圖1(a)說明了被調(diào)查者對(duì)于碳中和的認(rèn)知,其中調(diào)查者們普遍認(rèn)為全球變暖是真的。圖1(b)則顯示了被調(diào)查者對(duì)于碳中和支付意愿的個(gè)性變量,34%的被調(diào)查者表示“非常同意”,“同意”的比例占36%,接下來依次是中立占18%,不同意占9%,非常不同意占3%。結(jié)果表明大部分人是愿意用實(shí)際行動(dòng)參與到環(huán)境保護(hù)活動(dòng)中的。圖1(c)反映了人際影響對(duì)碳中和支付意愿的影響,非常同意占15%,同意占41%,中立占21%,不同意占19%,非常不同意則占4%,說明朋友或家人對(duì)于碳中和的態(tài)度對(duì)被調(diào)查者們有一定的影響。圖1(d)則是態(tài)度變量,非常同意所占比例接近一半,為49%。依次是同意23%,中立10%,不同意13%,非常不同意5%。接近一半的人表明了對(duì)于碳中和的態(tài)度,說明大部分人是對(duì)碳中和持支持態(tài)度的。圖1(e)激勵(lì)機(jī)制則說明對(duì)于被調(diào)查者采取一定的激勵(lì)措施對(duì)于其支付意愿的影響,非常同意和同意比例依次是32%和35%,中立是20%,不同意和非常不同意的比例則是9%和4%。在一定程度上表明對(duì)于被調(diào)查者給予一定的激勵(lì)措施是可以促進(jìn)其進(jìn)行碳中和的。

    2.3 變量的描述統(tǒng)計(jì)

    表2報(bào)告了樣本中6個(gè)人口特征統(tǒng)計(jì)變量、5個(gè)行為態(tài)度變量、中介變量以及被解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。受訪者中年齡主要集中在26~40歲之間,學(xué)歷普遍是大學(xué)本科和碩士水平,居住城市主要分布在各省會(huì)城市以及地級(jí)城市。月收入的范圍集中在3 000~8 000之間。對(duì)于行為態(tài)度變量,個(gè)性變量的均值為3.89,說明被訪者對(duì)于參與到環(huán)保行動(dòng)中的態(tài)度介于“同意”和“非常同意”之間。認(rèn)知變量的均值則為2.80,對(duì)于“全球氣候變暖是真的嗎?”的看法基本是認(rèn)為“是真的”。激勵(lì)機(jī)制變量的均值是3.83,意味著參與碳中和項(xiàng)目帶來的激勵(lì)對(duì)于被訪者而言是中立的或者有一定的作用。對(duì)于態(tài)度變量,可以看出其均值為10.97,因?yàn)樵擃}目是由三個(gè)小題目的答案加總得到的,最小值是3,最大值是15,所以表明被訪者參與碳中和項(xiàng)目的態(tài)度是介于中立和同意之間。人際影響是由兩個(gè)小題目答案加總求和得到的,同樣的可以知道被訪者對(duì)待“身邊的家人或朋友會(huì)影響我對(duì)碳中和產(chǎn)品的購買”的看法是介于中立和同樣之間的。

    3 支付意愿影響因素實(shí)證分析

    3.1 實(shí)證模型

    3.1.1 碳中和支付意愿影響因素分析模型

    本文采用SPSS 20.0分析軟件,對(duì)被調(diào)查者基本信息和行為態(tài)度變量進(jìn)行回歸分析。本文運(yùn)用中介模型檢驗(yàn)方法來分析人口特征統(tǒng)計(jì)變量、認(rèn)知變量、個(gè)性變量、激勵(lì)機(jī)制、態(tài)度變量以及人際影響與支付意愿的關(guān)系,同時(shí)驗(yàn)證相關(guān)變量是否可以通過購買意圖來影響支付意愿。劉紅云等[35]的模擬研究表明,隨著因變量的類別數(shù)增多(5及以上),Logistic回歸和線性回歸的差別越來越小。本文中因變量都是五種分類,所以使用線性回歸分析。

    YWTP=ε+α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+α5X5+

    α6X6+α7X7+α8X8+α9X9+α10X10+α11X11

    (1)

    模型(1)用來檢驗(yàn)人口特征統(tǒng)計(jì)變量、認(rèn)知變量、個(gè)性變量、激勵(lì)機(jī)制、態(tài)度變量以及人際影響與支付意愿的關(guān)系。其中:YWTP表示支付意愿;X1表示性別;X2表示年齡;X3表示學(xué)歷;X4表示常住城市;X5表示常住城市地理位置;X6表示月收入;X7表示認(rèn)知變量;X8表示個(gè)性變量;X9表示人際影響;X10表示態(tài)度變量;X11表示激勵(lì)機(jī)制。模型(2)和模型(3)中自變量與模型(1)含義相同。

    3.1.2 購買意圖中介效應(yīng)分析模型

    根據(jù)計(jì)劃行為理論[36],導(dǎo)致行為的意圖有三個(gè)前因:行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制[37]。所以運(yùn)用中介效應(yīng)模型對(duì)購買意圖中介效應(yīng)進(jìn)行分析。

    YWTPP=ε0+ρ1X1+ρ2X2+ρ3X3+ρ4X4+ρ5X5+

    ρ6X6+ρ7X7+ρ8X8+ρ9X9+ρ10X10+ρ11X11

    (2)

    YWTP=ε1+γXWTPP+γ1X1+γ2X2+γ3X3+γ4X4+

    γ5X5+γ6X6+γ7X7+γ8X8+γ9X9+γ10X10+γ11X11

    (3)

    模型(1)為中介效應(yīng)檢驗(yàn)的步驟一。模型(2)用來檢驗(yàn)購買意圖與人口變量、認(rèn)知變量、個(gè)性變量、激勵(lì)機(jī)制、態(tài)度變量以及人際影響的關(guān)系,為中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟二。其中YWTPP表示購買意圖。模型(3)為中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟三。

    系數(shù)αi(i=1,2,3,…,11)為中介效應(yīng)模型中的總效應(yīng),若αi顯著,則支付意愿與各自變量之間存在相關(guān)關(guān)系,這是中介效應(yīng)檢驗(yàn)的前提條件。若αi不顯著,則說明方程(1)中的回歸系數(shù)不顯著,不符合中介效應(yīng)產(chǎn)生的前提條件。模型(2)中若ρi(i=1,2,3,…,11)顯著,則說明模型(2)中的回歸系數(shù)顯著,可以繼續(xù)檢驗(yàn)系數(shù)γ的顯著性。此時(shí)若ρi顯著且大于0,則自變量對(duì)購買意圖具有正向誘導(dǎo)效應(yīng);反之,則具有負(fù)向擠出效應(yīng)。模型(3)中若γ顯著且ρi也顯著,則說明可以進(jìn)行完全中介效應(yīng)檢驗(yàn),即通過判斷系數(shù)γ的顯著性,確定自變量對(duì)支付意愿的影響是否完全是通過中介變量購買意圖實(shí)現(xiàn)的。

    3.1.3 性別、學(xué)歷和常住城市的調(diào)節(jié)效應(yīng)

    一個(gè)變量要想成為中介變量,要求其與自變量和因變量相關(guān)較大,如果相關(guān)都不大則可能成為理想的調(diào)節(jié)變量[38]。 依據(jù)對(duì)變量之間相關(guān)性的分析,發(fā)現(xiàn)人際影響變量與性別、學(xué)歷以及常住城市相關(guān)性分別為0.018、0.023和0.027,相關(guān)系數(shù)較低而且不顯著。因此符合調(diào)節(jié)變量的檢驗(yàn)要求 。并且在模型(1)的結(jié)果中可以得知人際影響對(duì)碳中和支付意愿有著顯著的影響,所以下面將分析性別、學(xué)歷以及常住城市對(duì)于人際影響與碳中和支付意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

    參照溫忠麟等[38]的檢驗(yàn)步驟,將性別、學(xué)歷、常住城市以及人際影響進(jìn)行中心化處理,并獲得中心化處理后的性別與人際影響、學(xué)歷與人際影響以及常住城市與人際影響的交互項(xiàng),進(jìn)行層次回歸分析,得到表4、表5和表6的結(jié)果。

    3.2 實(shí)證結(jié)果

    3.2.1 影響因素以及中介效應(yīng)實(shí)證結(jié)果

    根據(jù)回歸得到的結(jié)果如表3所示。

    對(duì)于模型(1),由結(jié)果可以知道,學(xué)歷與支付意愿之間存在較為顯著的負(fù)向關(guān)系,說明學(xué)歷并不是影響被調(diào)查者愿意為碳中和付費(fèi)的主要原因,而且學(xué)歷高的被調(diào)查者支付意愿不是最高的。這個(gè)結(jié)果與Judith等[21]、謝曉文[22]、Cheung J和Kragt M等[26]都認(rèn)為受教育程度與支付意愿之間成正相關(guān)的關(guān)系的結(jié)論不一致??赡艿慕忉屖乾F(xiàn)在信息社會(huì)較為發(fā)達(dá),學(xué)歷不作為被調(diào)查者了解碳中并獲得相關(guān)信息的必要條件。月收入則與支付意愿之間存在著顯著的正相關(guān)性,說明收入高的被調(diào)查者愿意為碳中和支付更多的費(fèi)用,該結(jié)論與謝曉文[22]、Cheung J和Kragt M等[26]以及Nakamura H 和 Kato T[25]的研究結(jié)論一致。“被調(diào)查者會(huì)用實(shí)際行動(dòng)參與到環(huán)境保護(hù)中”與支付意愿之間有較為顯著的負(fù)相關(guān)性,可以理解為被調(diào)查者更傾向于用碳中和這種方式來表明自己愿意參與到環(huán)境保護(hù)中。人際影響與支付意愿存在著顯著的正向關(guān)系,也即被調(diào)查者會(huì)受到朋友或家人環(huán)保行動(dòng)或者環(huán)保意識(shí)的影響,謝曉文[22]、謝彥彥[32]以及張琰等[33]均得出了相同的結(jié)論。性別與支付意愿之間沒有顯著的關(guān)系,在Nakamura H 和 Kato T[25]利用日本兩個(gè)大城市的實(shí)驗(yàn)性社會(huì)調(diào)查得出的結(jié)論中也認(rèn)為性別對(duì)于碳補(bǔ)償支付意愿沒有影響。年齡對(duì)于支付意愿同樣沒有影響,在現(xiàn)有的文獻(xiàn)中大多數(shù)認(rèn)為年齡對(duì)于支付意愿有一定的影響。

    對(duì)于模型(2),可以得知,購買意圖與年齡存在較為顯著的正向關(guān)系,年齡越大越會(huì)購買碳中和產(chǎn)品。而常住城市地理位置則與購買意圖之間為顯著的負(fù)向關(guān)系,說明沿海城市或者沿邊城市的被調(diào)查者們相對(duì)于內(nèi)陸城市而言更會(huì)購買碳中和產(chǎn)品,因?yàn)閷?duì)于沿?;蛘呤茄剡叧鞘械木用穸?,他們對(duì)于氣候變化的感受更深刻和敏感。月收入也是影響購買意圖的重要因素,兩者呈正相關(guān)性,高收入才可以保證被調(diào)查者愿意購買碳中和的相關(guān)產(chǎn)品。同時(shí)“被調(diào)查者會(huì)用實(shí)際行動(dòng)參與到環(huán)境保護(hù)中”與購買意圖之間存在較為顯著的正向關(guān)系。人際影響、態(tài)度變量以及激勵(lì)機(jī)制與購買意圖之間都存在著顯著的正相關(guān)性,說明除了認(rèn)知變量以外的行為態(tài)度變量都對(duì)購買意圖有一定的正向影響。

    根據(jù)模型(3)的回歸結(jié)果,中介變量購買意圖的系數(shù)估計(jì)值為-0.095,且在1%的條件下顯著,模型(1)和模型(2)中自變量月收入系數(shù)在1%的條件下是顯著的,且模型(3)中月收入的系數(shù)也是顯著的,說明中介變量起到部分中介的作用。即自變量月收入對(duì)支付意愿的影響是部分通過購買意圖實(shí)現(xiàn)的。同理,對(duì)于人際影響,模型(1)和模型(2)中的系數(shù)分別是0.054和0.187,且在1%的條件下是顯著的,且模型(3)中的系數(shù)也是顯著的,說明人際影響對(duì)支付意愿的影響是部分通過購買意圖實(shí)現(xiàn)的。個(gè)性變量對(duì)于支付意愿的影響也是部分通過購買意圖實(shí)現(xiàn)的。

    3.2.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)實(shí)證結(jié)果

    調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表4、表5和表6所示。

    表4表示的是性別對(duì)于人際影響和碳中和支付意愿之間的調(diào)節(jié)作用的結(jié)果。若 R2 的變化是顯著的,則調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著[36]。由表4可知,性別在人際影響與碳中和支付意愿之間是沒有調(diào)節(jié)作用的。因?yàn)槿穗H影響和支付意愿之間的相關(guān)系數(shù)是 0.01。性別(X1)的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著,說明在固定了性別(X1)后,人際影響每增加(或減少 )一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,支付意愿就增加 (或減少 )0.01個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,不論性別如何都是這樣。

    表5是學(xué)歷的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果??梢钥吹诫m然R2發(fā)生了變化但是并不顯著,所以學(xué)歷也沒有調(diào)節(jié)作用。人際影響與支付意愿之間的相關(guān)系數(shù)為0.006。學(xué)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著,說明在學(xué)歷(X3)固定不變的情況下,人際影響每增加(或減少 )一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,支付意愿就增加 (或減少 )0.006個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,不論學(xué)歷如何。

    表6是城市的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果。常住城市的結(jié)果也表明常住城市對(duì)于人際影響與碳中和支付意愿沒有調(diào)節(jié)作用。人際影響與支付意愿之間的相關(guān)系數(shù)為-0.10,常住城市的調(diào)節(jié)作用并不顯著。所以在常住城市固定不變的條件下,人際影響每增加(或減少 )一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,支付意愿就減少 (或增加 )0.10個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,不論常住城市在哪里。

    表7為穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。在研究支付意愿影響因素以及中介效應(yīng)時(shí),通過劉紅云等[35]的文章結(jié)論使用了線性回歸進(jìn)行分析。為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性,本節(jié)采用有序概率回歸模型對(duì)影響因素和中介效應(yīng)進(jìn)行分析。

    從上述結(jié)果中可以看出,采用有序概率模型得到的結(jié)果和上節(jié)中用線性回歸模型得到的結(jié)果是一致。學(xué)歷、月收入、個(gè)性變量以及人際影響對(duì)支付意愿都有影響。購買意圖對(duì)月收入、人際影響以及個(gè)性變量起到部分中介的作用。即個(gè)性變量、月收入以及人際影響對(duì)于支付意愿的影響部分是通過購買意圖來實(shí)現(xiàn)的,而其他人口特征變量以及行為態(tài)度變量則不能通過購買意圖來實(shí)現(xiàn)對(duì)支付意愿的影響。

    4 結(jié)論與政策建議

    4.1 結(jié)論

    本文通過1 328份有效問卷,運(yùn)用條件價(jià)值評(píng)估方法對(duì)中國公眾碳中和的支付意愿和中介變量購買意圖進(jìn)行了分析,可以得到如下結(jié)論。

    第一,支付意愿的影響因素主要是學(xué)歷、月收入、個(gè)性變量以及人際影響四個(gè)方面。其中學(xué)歷、個(gè)性變量與支付意愿之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系,而月收入和人際影響之間是正向關(guān)系。對(duì)于性別、年齡、常住城市以及常住城市地理位置與支付意愿沒有關(guān)系,同時(shí)行為態(tài)度變量中的認(rèn)知變量、態(tài)度變量以及激勵(lì)機(jī)制對(duì)于支付意愿同樣沒有影響。

    第二,購買意圖則是受到年齡、常住城市地理位置、月收入、個(gè)性變量、人際影響、態(tài)度變量以及激勵(lì)機(jī)制的影響。年齡越大越會(huì)購買碳中和產(chǎn)品。同理月收入越高購買意圖也越強(qiáng)。行為態(tài)度中的個(gè)性變量、人際影響、態(tài)度變量以及激勵(lì)機(jī)制里面都與購買意圖存在著正向關(guān)系。常住城市地理位置則對(duì)購買意圖存在著負(fù)相關(guān)性。

    第三,購買意圖對(duì)月收入、人際影響以及個(gè)性變量起到部分中介的作用。即個(gè)性變量、月收入以及人際影響對(duì)于支付意愿的影響部分是通過購買意圖來實(shí)現(xiàn)的,而其他人口特征變量以及行為態(tài)度變量則不能通過購買意圖來實(shí)現(xiàn)對(duì)支付意愿的影響。

    第四,性別、學(xué)歷以及常住城市對(duì)于人際影響與碳中和支付意愿之間的關(guān)系沒有調(diào)節(jié)作用。也就說明人際影響對(duì)于碳中和支付意愿的影響不受性別、學(xué)歷以及常住城市的影響。人際影響直接影響了碳中和的支付意愿。

    4.2 政策建議

    基于以上的研究結(jié)論,提出以下建議。

    第一,對(duì)于不同月收入層次的消費(fèi)者有針對(duì)性地設(shè)計(jì)不同的“碳中和”產(chǎn)品,不同的收入層次的消費(fèi)水平是不同的,所以應(yīng)當(dāng)首先提高他們的購買意圖,從而來提高支付意愿。

    第二,對(duì)于不同學(xué)歷的消費(fèi)者,支付意愿呈反向關(guān)系。應(yīng)當(dāng)針對(duì)不同的學(xué)歷進(jìn)行環(huán)保知識(shí)的宣傳,從而提高支付意愿。由于在本文研究中本科學(xué)歷的比重較大,根據(jù)結(jié)果可以針對(duì)本科學(xué)歷的大學(xué)生進(jìn)行碳中和知識(shí)的宣傳,以及與大學(xué)學(xué)校進(jìn)行合作,舉辦相關(guān)的宣傳活動(dòng)、低碳宣傳周或者與社團(tuán)活動(dòng)、學(xué)生會(huì)活動(dòng)結(jié)合在一起。

    第三,個(gè)性變量對(duì)支付意愿有較大影響,所以應(yīng)當(dāng)增強(qiáng)公眾參與環(huán)境保護(hù)活動(dòng)的意識(shí)。具體而言就是加強(qiáng)低碳知識(shí)和環(huán)保意識(shí)的宣傳和教育,讓公眾對(duì)環(huán)境變化有一定的了解。同時(shí)政府和各種新聞媒體應(yīng)加大宣傳力度,普及低碳理念,倡導(dǎo)低碳生活,提升公眾自愿參與意識(shí)。只有使盡可能多的人了解并接受碳中和的理念,理解碳中和對(duì)生態(tài)、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的重要性,才可能更好的保護(hù)環(huán)境,共建碳中和社會(huì)。

    第四,人際影響也是影響支付意愿的關(guān)鍵因素,同時(shí)也會(huì)通過購買意圖來影響支付意愿。所以在促使一部分消費(fèi)者購買碳中和產(chǎn)品后,會(huì)帶來更多的消費(fèi)者購買產(chǎn)品。關(guān)鍵是提高部分消費(fèi)者的購買意圖和支付意愿。

    第五,購買意圖對(duì)于支付意愿有一定的中介作用,所以提高公眾的購買意圖至關(guān)重要。首先應(yīng)當(dāng)提高碳中和產(chǎn)品的實(shí)用性,讓公眾在對(duì)碳中和產(chǎn)品進(jìn)行購買決策時(shí),產(chǎn)生購買意圖。其次是制定合理的價(jià)格也是提高購買意圖的關(guān)鍵,適當(dāng)?shù)膬r(jià)格會(huì)吸引更多人進(jìn)行購買。最后碳中和產(chǎn)品應(yīng)當(dāng)注重個(gè)性化,因?yàn)閭€(gè)體消費(fèi)者的購買決策一般都是由消費(fèi)者個(gè)人單獨(dú)進(jìn)行的。隨著消費(fèi)者支付水平的提高,購買行為中獨(dú)立決策特點(diǎn)將越來越明顯。

    第六,中國應(yīng)當(dāng)在發(fā)展碳市場的基礎(chǔ)上對(duì)于碳中和發(fā)展的規(guī)劃作出一定的布局,進(jìn)一步對(duì)不同行業(yè)碳減排空間進(jìn)行研究,從而確定相應(yīng)的碳中和目標(biāo)。而碳中和有效的發(fā)展可以促進(jìn)企業(yè)和居民環(huán)保意識(shí)的提升,在一定程度可以加速“雙替代”的實(shí)現(xiàn),達(dá)到了節(jié)能減排的效果,在一定程度上可以推進(jìn)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)工作,從而促進(jìn)碳市場發(fā)展。

    本文有一些不足。首先是研究方法使用的是單邊界選擇法,在之后對(duì)問卷進(jìn)行完善使用雙邊界選擇法得出的結(jié)論可能更恰當(dāng)。其次,如果進(jìn)一步進(jìn)行研究的話可以考慮使用結(jié)構(gòu)方程來研究變量之間的關(guān)系,而不是僅僅局限于中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)。最后因?yàn)樘贾泻湍壳斑€在推廣階段,大多數(shù)人不是很了解,之后推廣到一定階段之后再進(jìn)行研究可能效果會(huì)更好。

    (編輯:王愛萍)

    參考文獻(xiàn)

    [1]CHOI A S, RITCHIE B W. Willingness to pay for flying carbon neutral in Australia: an exploratory study of offsetter profiles[J]. Journal of sustainable tourism, 2014, 22(8):1236-1256.

    [2]FRASH R E, DIPIETRO R, SMITH W. Pay more for McLocal? examining motivators for willingness to pay for local food in a chain restaurant setting[J]. Journal of hospitality marketing & management, 2015, 24(4):411-434.

    [3]曾賢剛. 我國城鎮(zhèn)居民對(duì)CO2減排的支付意愿調(diào)查研究[J]. 中國環(huán)境科學(xué), 2011, 31(2):346-352.

    [4]ZHANG L, WU Y. Market segmentation and willingness to pay for green electricity among urban residents in China: the case of Jiangsu Province[J]. Energy policy, 2012, 51(4):514-523.

    [5]GUO X, LIU H, MAO X, et al. Willingness to pay for renewable electricity: a contingent valuation study in Beijing, China[J]. Energy policy, 2014, 68(2):340-347.

    [6]XIE B C, ZHAO W. Willingness to pay for green electricity in Tianjin, China: based on the contingent valuation method[J]. Energy policy,2018,114:98-107.

    [7]吳力波, 周陽, 徐呈雋. 上海市居民綠色電力支付意愿研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境, 2018(2):86-93.

    [8]LIN B, TAN R. Are people willing to pay more for new energy bus fares? [J]. Energy, 2017, 130:365-372.

    [9]LEE J J, CAMERON T A. Popular support for climate change mitigation: evidence from a general population mail survey[J]. Environmental & resource economics, 2008, 41(2):223-248.

    [10]PINUCCIA C, ELISABETTA S. Bias and efficiency of single versus double bound models for contingent valuation studies: a Montecarlo analysis[J]. Applied economics, 2000, 32(10):1329-1336.

    [11]WHITEHEAD J C, CHERRY T L. Willingness to pay for a green energy program: a comparison of exante and expost hypothetical bias mitigation approaches[J]. Resource & energy economics, 2007, 29(4):247-261.

    [12]ANDRE H, AMELIE G, ASGEIR J, et al. Psychological determinants of attitude towards and willingness to pay for green electricity[J]. Energy policy, 2008, 36(2):768-774.

    [13]KOSTAKIS I, SARDIANOU E. Which factors affect the willingness of tourists to pay for renewable energy? [J]. Renewable energy, 2012, 38(1):169-172.

    [14]ALDY J E, KOTCHEN M J, LEISEROWITZ A A. Willingness to pay and political support for a US national clean energy standard[J]. Nature climate change, 2012, 2(8):596-599.

    [15]LUCIA R, ROMEO D.The willingness to pay for a carbon tax in Italy[J]. Transportation research Part D: transport and environment,2019,67:659-673.

    [16]ZHAO R, GENG Y, LIU Y, et al. Consumers perception, purchase intention, and willingness to pay for carbonlabeled products: a case study of Chengdu in China[J]. Journal of cleaner production,2018,171:1664-1671.

    [17]XIE B, ZHAO W. Willingness to pay for green electricity in Tianjin, China: based on the contingent valuation method[J]. Energy policy,2018,114:98-107.

    [18]LI Qi, LONG R, CHEN H. Differences and influencing factors for Chinese urban resident willingness to pay for green housings: evidence from five firsttier cities in China[J]. Applied energy,2018,229:299-313.

    [19]ZHANG L, FUKUDA H, LIU Z. Households willingness to pay for green roof for mitigating heat island effects in Beijing (China)[J]. Building and environment,2019, 150:13-20.

    [20]MACKERRON G J, EGERTON C, GASKELL C, et al. Willingness to pay for carbon offset certification and cobenefits among (high)flying young adults in the UK[J]. Energy policy, 2009, 37(4):1372-1381.

    [21]JUDITH M. Exploring air travellers voluntary carbonoffsetting behaviour[J]. Journal of sustainable tourism, 2011, 19(2):215-230.

    [22]謝曉文. 森林旅游地餐飲經(jīng)營者的碳補(bǔ)償意愿及其影響因素[D]. 南昌:江西農(nóng)業(yè)大學(xué), 2017.

    [23]王玉芳, 曹娟娟. 公眾對(duì)森林碳匯服務(wù)的認(rèn)知與支付意愿的調(diào)查研究——以哈爾濱為例[J]. 生態(tài)經(jīng)濟(jì)(中文版), 2013(7):51-54.

    [24]NEELU S, HAIYAN S, SHUN Y, et al. Estimating willingness to pay air passenger duty[J]. Annals of tourism research, 2018, 72:85-97.

    [25]NAKAMURA H, KATO T. Japanese citizens preferences regarding voluntary carbon offsets: an experimental social survey of Yokohama and Kitakyushu[J]. Environmental science & policy, 2013, 25:1-12.

    [26]CHEUNG J, KRAGT M, BURTON M. The awareness and willingness of air travellers to pay for voluntary carbon offsets and their cobenefits[J]. 2015.

    [27]LU J L, ZHANG Y S. Exploring airline passengers willingness to pay for carbon offsets[J]. Transportation research Part D: transport & environment, 2012, 17(2):124-128.

    [28]GUPTA M. Willingness to pay for carbon tax: a study of Indian road passenger transport[J]. Transport policy, 2016.

    [29]MCKERCHER B, PRIDEAUX B, Cheung C, et al. Achieving voluntary reductions in the carbon footprint of tourism and climate change[J]. Journal of sustainable tourism, 2010, 18(3):297-317.

    [30]CHOIS A S, RITCHIE et al. A mediation model of air travellers carbon offsetting behaviour [J]. Travel Res, 55(6): 709-723.

    [31]費(fèi)芩芳. 旅游者碳補(bǔ)償支付意愿及碳補(bǔ)償模式研究——以杭州西湖風(fēng)景區(qū)為例[J]. 江蘇商論, 2012(12):120-122.

    [32]謝彥彥. 消費(fèi)者知識(shí)、態(tài)度與碳補(bǔ)償回報(bào)計(jì)劃行為意向關(guān)系研究[D]. 北京:北京理工大學(xué), 2015.

    [33]張琰, 崔楓, 吳霜霜, 等. 航空旅行者碳補(bǔ)償支付意愿影響因素研究——基于計(jì)劃行為理論與規(guī)范激活理論的綜合研究框架[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境, 2017, 31(11):12-17.

    [34]CRONBACH L J, SHAVELSON R J. My current thoughts on coefficient alpha and successor procedures[J]. Educational and psychologieal measurement, 2004, 64(3):391-418.

    [35]劉紅云, 駱方. 因變量為等級(jí)變量的中介效應(yīng)分析[J].心理學(xué)報(bào),2013, 45(12):1431-1442.

    [36]AJZEN I. The theory of planned behavior[J]. Organizational behavior & human decision processes, 1991, 50(2):179-211.

    [37]SIGURDARDOTTIR S B, KAPLAN S, MLLER M, et al. Understanding adolescents intentions to commute by car or bicycle as adults[J]. Transportation research Part D: transport and environment, 2013, 24:1-9.

    [38]溫忠麟, 侯杰泰, 張雷. 調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào),2005,37(2):268-274.

    Is the public willing to pay for carbon emissions?? ? ?Based on the factors affecting the willingness to pay for ‘carbon neutrality

    QI Shaozhou1 LIU Dian1 LI Kai1 LIU Shu2 DENG Zhe3

    (1.Economics and Management School, Climate Change and Energy Economics Research Center, Wuhan University,?Wuhan Hubei 430072, China;2.China Hubei Emission Exchange, Wuhan Hubei 430072, China;3.Institute of Energy Environment and Economy, Tsinghua University, Beijing 100084, China)

    Abstract Chinas carbon market has a surplus of CCER supply, and its effective demand is seriously insufficient. The study of whether the public is willing to pay for carbon emissions is based on the publics willingness to pay for carbon neutrality, and it plays a certain guiding role in designing carbon neutral incentives to increase the effective demand for CCERs generated by energysaving and emission reduction technology research and development and clean project investment. This paper designs a questionnaire of the publics willingness to pay carbon neutrality based on four dimensions and publishes online survey information technology to cover different levels of cities and different characteristics of people in China, and 1 328 valid questionnaires for carbon neutrality were obtained. The influencing factors, mediating effects and regulatory effects of the willingness to pay were studied separately. The results show that there was a reverse relationship between willingness to pay and academic qualifications and personality variables, while monthly income and interpersonal influence were positive effects on the willingness to pay. The effects of monthly income, interpersonal influence, and personality variables on the willingness to pay were partly generated by the intermediary role of purchase intentions. For the regulation effects, it is found that gender, education and permanent cities have no adjustment effects on the relationship between interpersonal influence and willingness to pay. Therefore, in order to encourage the public to carry out voluntary carbon neutrality, on the one hand, it is necessary to design different types of carbon neutral products according to monthly income and education, and on the other hand, it should increase the publics purchasing intention, so as to increase the willingness to pay.

    Key words carbon neutrality; willingness to pay; intermediary role; regulation effect

    猜你喜歡
    支付意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)中介效應(yīng)
    學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)大學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響:人際互動(dòng)的中介效應(yīng)
    高教探索(2016年12期)2017-01-09 21:55:40
    殘疾人領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)其社交回避及苦惱的影響:自尊的調(diào)節(jié)作用
    職高生家庭教養(yǎng)方式、社會(huì)支持與一般自我效能感的關(guān)系研究
    完美主義、孤獨(dú)與網(wǎng)游成癮的關(guān)系
    制度理論視角下新創(chuàng)企業(yè)商業(yè)模式創(chuàng)新研究
    青少年自我效能感對(duì)現(xiàn)實(shí)—理想自我差異與抑郁間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)
    旅游環(huán)境素養(yǎng)與環(huán)境支付意愿的理論研究
    商(2016年23期)2016-07-23 14:01:09
    服刑人員社會(huì)支持與人際信任的關(guān)系:人格特質(zhì)P的調(diào)節(jié)作用
    誰更愿意購買綠色住宅
    生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)支付意愿及其影響因素分析
    軟科學(xué)(2015年6期)2015-07-10 02:38:40
    精品人妻一区二区三区麻豆| 国产成人freesex在线| 黄色配什么色好看| 欧美日韩国产亚洲二区| 国产精品国产高清国产av| 国产老妇女一区| 欧美不卡视频在线免费观看| 国产午夜福利久久久久久| 亚洲中文字幕一区二区三区有码在线看| 午夜日本视频在线| 黑人高潮一二区| 偷拍熟女少妇极品色| 美女内射精品一级片tv| 99久国产av精品| 天堂影院成人在线观看| 国产综合懂色| 不卡视频在线观看欧美| 久久欧美精品欧美久久欧美| 爱豆传媒免费全集在线观看| 搡老妇女老女人老熟妇| 简卡轻食公司| 男女那种视频在线观看| 两性午夜刺激爽爽歪歪视频在线观看| 国产极品精品免费视频能看的| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 亚洲av男天堂| 久久99热这里只频精品6学生 | 色视频www国产| 久久人人爽人人片av| 又爽又黄无遮挡网站| 精品久久久久久久久久久久久| 国产探花在线观看一区二区| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 汤姆久久久久久久影院中文字幕 | 成人亚洲欧美一区二区av| 日韩av在线免费看完整版不卡| 男人舔女人下体高潮全视频| 丰满乱子伦码专区| 日日干狠狠操夜夜爽| 男人的好看免费观看在线视频| 青春草国产在线视频| 午夜久久久久精精品| 欧美高清成人免费视频www| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 欧美日韩综合久久久久久| 久久欧美精品欧美久久欧美| 国产精品国产三级国产av玫瑰| 国产精品女同一区二区软件| 人妻少妇偷人精品九色| 亚洲国产精品国产精品| 岛国毛片在线播放| 男女啪啪激烈高潮av片| 亚洲国产欧洲综合997久久,| 岛国在线免费视频观看| 男人狂女人下面高潮的视频| 亚洲三级黄色毛片| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 免费av毛片视频| 青青草视频在线视频观看| 精品一区二区三区视频在线| 观看免费一级毛片| 最近中文字幕2019免费版| 2021天堂中文幕一二区在线观| 日日撸夜夜添| 18禁裸乳无遮挡免费网站照片| 国产69精品久久久久777片| 乱码一卡2卡4卡精品| 亚洲最大成人中文| 亚洲精品,欧美精品| 99久久精品热视频| 久久韩国三级中文字幕| 国产精品久久电影中文字幕| 欧美日韩国产亚洲二区| 国产av在哪里看| 床上黄色一级片| 欧美xxxx黑人xx丫x性爽| 韩国高清视频一区二区三区| 国产精品不卡视频一区二区| 国内精品美女久久久久久| 国产精品久久久久久精品电影| 我要搜黄色片| 国产精品国产三级国产专区5o | 国产成人91sexporn| 青青草视频在线视频观看| 熟女人妻精品中文字幕| 国产伦精品一区二区三区四那| av天堂中文字幕网| 久久婷婷人人爽人人干人人爱| 我要看日韩黄色一级片| 少妇熟女欧美另类| 日韩成人伦理影院| 人人妻人人澡欧美一区二区| 18禁在线播放成人免费| 99热这里只有是精品在线观看| 久久久久久久亚洲中文字幕| .国产精品久久| 少妇人妻一区二区三区视频| 免费大片18禁| 久热久热在线精品观看| 久久久久久久久中文| 男人舔奶头视频| 日韩制服骚丝袜av| videossex国产| 久久精品夜色国产| 小蜜桃在线观看免费完整版高清| 国产免费一级a男人的天堂| 我的女老师完整版在线观看| av卡一久久| 美女高潮的动态| 日韩一区二区视频免费看| 欧美激情久久久久久爽电影| 九九久久精品国产亚洲av麻豆| 国产黄色小视频在线观看| 日韩 亚洲 欧美在线| 一级爰片在线观看| 欧美日韩一区二区视频在线观看视频在线 | 亚洲精品乱久久久久久| 99久久无色码亚洲精品果冻| 三级毛片av免费| 天堂网av新在线| 看免费成人av毛片| 亚洲精品成人久久久久久| 男女国产视频网站| 国产视频内射| 久久亚洲国产成人精品v| 日韩精品青青久久久久久| 五月玫瑰六月丁香| 亚洲五月天丁香| 特大巨黑吊av在线直播| 亚洲国产精品合色在线| 国产不卡一卡二| 观看美女的网站| 国产乱来视频区| 美女被艹到高潮喷水动态| 成人毛片60女人毛片免费| av免费在线看不卡| 国产在视频线精品| 亚洲精品一区蜜桃| av天堂中文字幕网| 日韩大片免费观看网站 | 美女高潮的动态| 赤兔流量卡办理| 纵有疾风起免费观看全集完整版 | 国产精品久久久久久久电影| 日韩欧美三级三区| 亚洲最大成人手机在线| 亚洲人成网站高清观看| 永久免费av网站大全| 最近最新中文字幕免费大全7| 两个人视频免费观看高清| 成年免费大片在线观看| 免费看光身美女| 91午夜精品亚洲一区二区三区| 一边亲一边摸免费视频| 一本一本综合久久| 亚洲丝袜综合中文字幕| 成人毛片60女人毛片免费| 亚洲av免费在线观看| 亚洲va在线va天堂va国产| 欧美成人午夜免费资源| 欧美日韩综合久久久久久| 免费av毛片视频| 最近中文字幕高清免费大全6| 又爽又黄无遮挡网站| 免费人成在线观看视频色| 亚洲中文字幕一区二区三区有码在线看| 最近最新中文字幕免费大全7| 成人无遮挡网站| 亚洲美女搞黄在线观看| 人体艺术视频欧美日本| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 国内精品宾馆在线| 国产亚洲av片在线观看秒播厂 | 国产av一区在线观看免费| 国产成人一区二区在线| 在线观看一区二区三区| 18禁在线无遮挡免费观看视频| 成年av动漫网址| 岛国毛片在线播放| 97超视频在线观看视频| 亚洲欧美一区二区三区国产| 中文资源天堂在线| 免费观看a级毛片全部| 亚洲av一区综合| 成人二区视频| 99视频精品全部免费 在线| 免费电影在线观看免费观看| 在线免费十八禁| 大又大粗又爽又黄少妇毛片口| 麻豆久久精品国产亚洲av| 中文精品一卡2卡3卡4更新| 99久久无色码亚洲精品果冻| 男女那种视频在线观看| 波多野结衣高清无吗| 亚洲精品国产成人久久av| 麻豆乱淫一区二区| 一个人看视频在线观看www免费| 亚洲乱码一区二区免费版| 综合色丁香网| 高清在线视频一区二区三区 | 搡女人真爽免费视频火全软件| 一二三四中文在线观看免费高清| 观看免费一级毛片| 午夜福利高清视频| 天美传媒精品一区二区| 亚洲美女搞黄在线观看| 国产成人精品久久久久久| 国产黄a三级三级三级人| 欧美xxxx性猛交bbbb| 久久亚洲国产成人精品v| 亚洲伊人久久精品综合 | 人人妻人人澡人人爽人人夜夜 | 久久精品久久精品一区二区三区| 夜夜爽夜夜爽视频| 少妇被粗大猛烈的视频| 成人性生交大片免费视频hd| 欧美激情久久久久久爽电影| 国产一区亚洲一区在线观看| 国产淫片久久久久久久久| 国产午夜精品一二区理论片| 91午夜精品亚洲一区二区三区| 久久久久久大精品| 美女高潮的动态| 天天一区二区日本电影三级| 国产三级中文精品| 91久久精品国产一区二区三区| 欧美丝袜亚洲另类| 白带黄色成豆腐渣| 久久婷婷人人爽人人干人人爱| 午夜福利视频1000在线观看| 成人欧美大片| av.在线天堂| 久久人人爽人人爽人人片va| 在现免费观看毛片| 青春草视频在线免费观看| 中文字幕av成人在线电影| 国产精品日韩av在线免费观看| 午夜激情福利司机影院| 人妻制服诱惑在线中文字幕| 国产成年人精品一区二区| 亚洲国产色片| 久久久欧美国产精品| 免费看a级黄色片| 噜噜噜噜噜久久久久久91| 日韩一区二区三区影片| 成年版毛片免费区| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 一本久久精品| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 91aial.com中文字幕在线观看| 国产高清有码在线观看视频| 中文字幕av在线有码专区| av播播在线观看一区| 最近视频中文字幕2019在线8| 国产亚洲一区二区精品| av福利片在线观看| 国产精品三级大全| 国产一级毛片在线| 亚洲中文字幕日韩| 视频中文字幕在线观看| 亚洲人成网站高清观看| 亚洲国产精品sss在线观看| 国产一区亚洲一区在线观看| 99久久无色码亚洲精品果冻| 亚洲精品国产av成人精品| 国产成人精品婷婷| 亚洲成人精品中文字幕电影| 国产精品.久久久| 纵有疾风起免费观看全集完整版 | 毛片一级片免费看久久久久| 能在线免费观看的黄片| 啦啦啦韩国在线观看视频| 亚洲国产高清在线一区二区三| 爱豆传媒免费全集在线观看| 六月丁香七月| 久久精品久久久久久久性| 国产综合懂色| 在线a可以看的网站| 久久久成人免费电影| 中文字幕熟女人妻在线| 亚洲综合精品二区| 级片在线观看| 黄色日韩在线| 搡女人真爽免费视频火全软件| 久久综合国产亚洲精品| 久久国内精品自在自线图片| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 亚洲经典国产精华液单| 亚洲国产精品sss在线观看| 亚洲最大成人av| 国产片特级美女逼逼视频| av线在线观看网站| 伦精品一区二区三区| 国产亚洲5aaaaa淫片| 国产精品精品国产色婷婷| 亚洲四区av| 成人二区视频| 内射极品少妇av片p| 亚洲第一区二区三区不卡| 哪个播放器可以免费观看大片| 最近视频中文字幕2019在线8| 久久精品夜色国产| 一级毛片aaaaaa免费看小| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 91午夜精品亚洲一区二区三区| 久久精品影院6| 亚洲婷婷狠狠爱综合网| 国产真实乱freesex| 成人鲁丝片一二三区免费| 欧美变态另类bdsm刘玥| 少妇熟女aⅴ在线视频| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 3wmmmm亚洲av在线观看| 欧美一区二区亚洲| 久久国内精品自在自线图片| 男人狂女人下面高潮的视频| 99久久成人亚洲精品观看| 内射极品少妇av片p| 国产乱人视频| 高清av免费在线| 国产亚洲av嫩草精品影院| 极品教师在线视频| 欧美潮喷喷水| 亚洲国产高清在线一区二区三| 九九久久精品国产亚洲av麻豆| 丝袜美腿在线中文| 国产v大片淫在线免费观看| 精品久久久久久久人妻蜜臀av| 国语自产精品视频在线第100页| 午夜a级毛片| 国产精品久久久久久精品电影小说 | 99久久人妻综合| 看十八女毛片水多多多| 99久久中文字幕三级久久日本| 99久国产av精品国产电影| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 在线观看66精品国产| av免费在线看不卡| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 久久久a久久爽久久v久久| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 久久婷婷人人爽人人干人人爱| 午夜免费激情av| a级一级毛片免费在线观看| 中文天堂在线官网| 深爱激情五月婷婷| 99热这里只有精品一区| 美女脱内裤让男人舔精品视频| 国产一区亚洲一区在线观看| 国产黄色视频一区二区在线观看 | 国产一级毛片七仙女欲春2| 国产伦精品一区二区三区视频9| 男人和女人高潮做爰伦理| 三级经典国产精品| av视频在线观看入口| 亚洲国产日韩欧美精品在线观看| 亚洲国产欧美人成| 久久这里有精品视频免费| 国产一区亚洲一区在线观看| 国产免费又黄又爽又色| 亚洲av福利一区| 国产一区有黄有色的免费视频 | 亚洲怡红院男人天堂| 99久国产av精品| 日日啪夜夜撸| 精品无人区乱码1区二区| 欧美精品一区二区大全| 男人和女人高潮做爰伦理| 欧美日韩综合久久久久久| 六月丁香七月| 99久久九九国产精品国产免费| 观看美女的网站| 中文资源天堂在线| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 国产精品麻豆人妻色哟哟久久 | 男插女下体视频免费在线播放| 看免费成人av毛片| 国产成人a∨麻豆精品| 黄色一级大片看看| 久久韩国三级中文字幕| 三级经典国产精品| 能在线免费看毛片的网站| 成人亚洲欧美一区二区av| 91精品伊人久久大香线蕉| 大香蕉久久网| 色播亚洲综合网| 国内精品一区二区在线观看| 日日摸夜夜添夜夜爱| 国产成人freesex在线| 欧美一区二区亚洲| 国产免费男女视频| 日本免费a在线| 国产精品不卡视频一区二区| 成人漫画全彩无遮挡| kizo精华| 综合色av麻豆| 免费av观看视频| 日韩强制内射视频| 观看免费一级毛片| 亚洲精品成人久久久久久| 非洲黑人性xxxx精品又粗又长| 欧美三级亚洲精品| 69av精品久久久久久| 国产在线男女| 久久综合国产亚洲精品| 国产精品.久久久| 性插视频无遮挡在线免费观看| 欧美不卡视频在线免费观看| 97热精品久久久久久| 久久精品91蜜桃| 免费观看的影片在线观看| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 一本一本综合久久| 日日啪夜夜撸| 嘟嘟电影网在线观看| 久久精品国产自在天天线| 国产久久久一区二区三区| 欧美bdsm另类| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 精品午夜福利在线看| 午夜精品一区二区三区免费看| 精品午夜福利在线看| 国产淫语在线视频| 偷拍熟女少妇极品色| 日韩国内少妇激情av| av在线播放精品| 国产精品国产高清国产av| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频 | 午夜免费男女啪啪视频观看| 国产精品精品国产色婷婷| 日韩欧美在线乱码| 在线观看美女被高潮喷水网站| 亚洲性久久影院| 一个人免费在线观看电影| 一个人看视频在线观看www免费| 一个人免费在线观看电影| 国产精品乱码一区二三区的特点| 麻豆成人av视频| 男人狂女人下面高潮的视频| 国产精品.久久久| 综合色av麻豆| 精品久久久久久久久久久久久| 欧美一区二区精品小视频在线| 免费大片18禁| 高清在线视频一区二区三区 | 成人毛片60女人毛片免费| 国产精品女同一区二区软件| 国产乱人偷精品视频| 久久久亚洲精品成人影院| av在线播放精品| 夜夜爽夜夜爽视频| 波多野结衣高清无吗| 六月丁香七月| 波多野结衣巨乳人妻| 在线观看一区二区三区| 老司机影院成人| 岛国毛片在线播放| 久久久久久久久大av| 建设人人有责人人尽责人人享有的 | 淫秽高清视频在线观看| 国产精品永久免费网站| 人妻夜夜爽99麻豆av| 久久综合国产亚洲精品| 男女那种视频在线观看| 国内精品美女久久久久久| 成人特级av手机在线观看| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 国内少妇人妻偷人精品xxx网站| 亚洲高清免费不卡视频| 两性午夜刺激爽爽歪歪视频在线观看| 亚洲精品色激情综合| 色视频www国产| 日本-黄色视频高清免费观看| 岛国在线免费视频观看| 精品国内亚洲2022精品成人| 看非洲黑人一级黄片| 午夜激情欧美在线| 九九在线视频观看精品| 亚洲欧洲日产国产| 久久人妻av系列| 26uuu在线亚洲综合色| 在线免费十八禁| 日本免费在线观看一区| 51国产日韩欧美| 日韩av在线免费看完整版不卡| 色视频www国产| 男人舔女人下体高潮全视频| 久久久a久久爽久久v久久| 国产成人福利小说| 不卡视频在线观看欧美| 最近手机中文字幕大全| 2022亚洲国产成人精品| 美女高潮的动态| 男人舔女人下体高潮全视频| 亚洲在线观看片| 最近视频中文字幕2019在线8| www.av在线官网国产| 97热精品久久久久久| 老司机影院毛片| 欧美激情在线99| 国产亚洲av片在线观看秒播厂 | 免费观看人在逋| 又黄又爽又刺激的免费视频.| 在线观看一区二区三区| 国产精品久久久久久久久免| 国产高潮美女av| 中文乱码字字幕精品一区二区三区 | 午夜精品国产一区二区电影 | 日本欧美国产在线视频| h日本视频在线播放| 久久99热这里只频精品6学生 | 亚洲自拍偷在线| 精品无人区乱码1区二区| ponron亚洲| 亚洲精品国产av成人精品| 亚洲av二区三区四区| 久久精品久久精品一区二区三区| 久久久久免费精品人妻一区二区| 一级毛片电影观看 | av在线观看视频网站免费| 欧美另类亚洲清纯唯美| 变态另类丝袜制服| 成人高潮视频无遮挡免费网站| 美女cb高潮喷水在线观看| 亚洲精品自拍成人| 久久久久久久国产电影| 少妇的逼好多水| 久久久久久久久久成人| 午夜精品在线福利| 村上凉子中文字幕在线| 高清在线视频一区二区三区 | 成人美女网站在线观看视频| 超碰av人人做人人爽久久| 最近中文字幕2019免费版| 三级国产精品片| 亚洲av男天堂| 久久亚洲国产成人精品v| 成人无遮挡网站| 日本五十路高清| 精品久久久久久久久久久久久| 久久久久久久午夜电影| 一个人看的www免费观看视频| 国产精品一区www在线观看| 26uuu在线亚洲综合色| 联通29元200g的流量卡| 免费观看性生交大片5| 精品一区二区三区人妻视频| 亚洲av不卡在线观看| 天堂√8在线中文| 伊人久久精品亚洲午夜| 亚洲av免费高清在线观看| 黄片无遮挡物在线观看| 国产高清三级在线| 国产精品精品国产色婷婷| 亚洲成人av在线免费| 一区二区三区乱码不卡18| 国产一级毛片七仙女欲春2| 非洲黑人性xxxx精品又粗又长| 亚洲伊人久久精品综合 | 久久欧美精品欧美久久欧美| 特大巨黑吊av在线直播| 国产成人福利小说| 网址你懂的国产日韩在线| 亚洲成人久久爱视频| 精品一区二区免费观看| 国产精品不卡视频一区二区| 亚洲va在线va天堂va国产| 国产精品福利在线免费观看| 午夜精品一区二区三区免费看| 久久99热这里只频精品6学生 | 午夜老司机福利剧场| 男的添女的下面高潮视频| 国产精品久久电影中文字幕| 久久久久久久午夜电影| 国产高清不卡午夜福利| 国产精品一二三区在线看| 亚洲国产欧美在线一区| 免费看光身美女| 简卡轻食公司| 国产伦精品一区二区三区视频9| 国产成人午夜福利电影在线观看| 能在线免费看毛片的网站| 亚洲精品,欧美精品| 夜夜爽夜夜爽视频| 69av精品久久久久久| 日韩av不卡免费在线播放| 国产大屁股一区二区在线视频| 久久综合国产亚洲精品| 国内精品美女久久久久久| 成人亚洲精品av一区二区| 国产黄a三级三级三级人| 三级经典国产精品| 久久久久性生活片| 亚洲国产欧洲综合997久久,| 黄色一级大片看看| 亚洲欧美一区二区三区国产| 免费av毛片视频| 伊人久久精品亚洲午夜| 2021少妇久久久久久久久久久| 亚洲精品,欧美精品| 大又大粗又爽又黄少妇毛片口| 日韩av在线大香蕉| 久久欧美精品欧美久久欧美| 十八禁国产超污无遮挡网站| 噜噜噜噜噜久久久久久91| 久久精品91蜜桃| 成人亚洲精品av一区二区| 淫秽高清视频在线观看| 亚洲电影在线观看av| 18禁动态无遮挡网站| 国产精品,欧美在线| 中文资源天堂在线| 欧美色视频一区免费| 国产伦精品一区二区三区视频9| 欧美日本视频|