陳英姿，胡亞琪

（吉林大學(xué) 東北亞研究中心，吉林 長春 130012）

一、引言

氣候變暖是全世界關(guān)注的焦點(diǎn)問題，我國提出的雙碳目標(biāo)和“3060計(jì)劃”表明了我國控制碳排放的信心和決心。隨著我國人民生活水平的不斷提高，雙循環(huán)戰(zhàn)略的提出以及擴(kuò)大內(nèi)需政策的驅(qū)動(dòng)，我國家庭生活消費(fèi)產(chǎn)生的碳排放越來越多，在碳排放總量中占比過半。［1］消費(fèi)端產(chǎn)生的碳排放超過生產(chǎn)端并呈不斷上升的趨勢，所以家庭將成為碳減排中的重要一環(huán)。全國第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示我國家庭規(guī)模下降，家庭戶數(shù)量增加，有老家庭比重上升。因此，以家庭為研究主體分析人口老齡化對(duì)家庭碳排放的影響對(duì)減少我國碳排放，實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰”承諾與“碳中和”愿景具有重要意義。

人口是影響碳排放的重要因素之一。［2-3］學(xué)者們從人口規(guī)模、［4］人口城鎮(zhèn)化、［5］人口分布［6］與人口年齡結(jié)構(gòu)等角度分析人口因素對(duì)碳排放的影響，其中人口老齡化對(duì)碳排放的影響越來越顯著。［7］學(xué)者們初期研究更多關(guān)注的是宏觀層面，即由于人口老齡化導(dǎo)致的勞動(dòng)力短缺、技術(shù)創(chuàng)新受阻等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、［8］產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面產(chǎn)生影響，［9］進(jìn)而影響碳排放。隨著研究的深入以及消費(fèi)領(lǐng)域碳排放占比的增加，學(xué)者們開始關(guān)注家庭微觀層面的碳排放，研究發(fā)現(xiàn)家庭特征對(duì)碳排放影響較大。

根據(jù)社會(huì)學(xué)理論，家庭是社會(huì)生活的基本單位，消費(fèi)領(lǐng)域的碳排放主要是以家庭為單位進(jìn)行的，體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面，一是家庭規(guī)模、家庭戶數(shù)量等指標(biāo)對(duì)碳排放的影響。通常家庭規(guī)模越大其碳排放量越多。［10-11］家庭用電設(shè)施使用過程中存在很強(qiáng)的互補(bǔ)性和共享性特點(diǎn)，隨著家庭成員增多，人均碳排放會(huì)下降。［12-13］家庭規(guī)模對(duì)家庭碳排放的影響是非線性的，隨著家庭成員的增加，家庭碳排放波動(dòng)上升，人均家庭碳排放波動(dòng)下降。［14］二是家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征對(duì)碳排放的影響。如家庭收入水平會(huì)對(duì)家庭能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)強(qiáng)度產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響碳排放。能源階梯理論（Energy ladder theory）認(rèn)為隨著收入的增加，家庭能源類型會(huì)由傳統(tǒng)能源（如煤炭、秸稈等）轉(zhuǎn)向更環(huán)保、健康且較貴的清潔能源。［15］提高家庭收入對(duì)于促進(jìn)清潔能源消費(fèi)和減少碳排放有一定作用。［16-17］但是，隨著家庭收入的增加，家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)由“生存型”轉(zhuǎn)向“享受型”，相對(duì)于收入較低的家庭，高收入家庭在電力等能源消費(fèi)上的支出更多，相應(yīng)產(chǎn)生更多碳排放。［18-19］三是家庭內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳排放的影響。如家庭碳排放與人口老齡化緊密相關(guān)。學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化通過家庭的消費(fèi)行為變化對(duì)家庭碳排放產(chǎn)生直接影響。［20］與年輕人相比，老年人的消費(fèi)行為有明顯的差異，［21］會(huì)受到其生理需求與心理需求等因素的影響。已有研究多集中于人口老齡化對(duì)家庭碳排放的直接影響，［22-23］少有考慮人口老齡化對(duì)家庭碳排放的間接影響路徑，這種變量間的多重影響路徑有待深入研究。

本文使用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）測算家庭碳排放，深入探討人口老齡化對(duì)家庭碳排放的多重影響路徑，包括人口老齡化對(duì)家庭碳排放的直接影響以及中介效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑等，從而更為全面分析人口老齡化與碳排放的關(guān)系。其次，考慮收入水平在人口老齡化對(duì)家庭碳排放影響路徑的調(diào)節(jié)效應(yīng)，衡量在不同收入情形下的人口老齡化對(duì)家庭碳排放影響的異質(zhì)性。最后，探索和揭示不同住房區(qū)位和不同家庭類型對(duì)家庭碳排放的影響。

二、研究假設(shè)

（一）人口老齡化、消費(fèi)行為與家庭碳排放

消費(fèi)者行為學(xué)認(rèn)為個(gè)體受到刺激會(huì)產(chǎn)生消費(fèi)動(dòng)機(jī)，這種消費(fèi)刺激受到內(nèi)部和外部因素的共同影響。內(nèi)部因素不僅包括個(gè)體生理需求，還包括環(huán)境意識(shí)、態(tài)度、習(xí)慣等心理因素；外部因素包括產(chǎn)品特點(diǎn)、質(zhì)量、促銷等。滿足家庭成員的需求是家庭的消費(fèi)動(dòng)機(jī)，不同老化程度的家庭在能源需求方面存在差異。［24］相對(duì)于其他年齡群體，老年人的生理需求更高。老年人占比較高的家庭會(huì)促進(jìn)家庭生存消費(fèi)，降低享受消費(fèi)，老人對(duì)于電器的更新?lián)Q代需求降低，電力使用量減少。［25］但是由于身體機(jī)能下降，對(duì)采暖或制冷的要求更高，老年人會(huì)提高這方面的能源消耗。［26］

環(huán)境意識(shí)是影響個(gè)體行為的重要心理因素之一。［27］環(huán)境意識(shí)是指主體對(duì)環(huán)境問題和自身社會(huì)活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生的環(huán)境影響的內(nèi)在感知。［28］根據(jù)態(tài)度-行為理論，個(gè)體環(huán)境意識(shí)越強(qiáng)、越關(guān)注環(huán)境問題，其對(duì)低碳產(chǎn)品感知價(jià)值越高，越容易產(chǎn)生低碳環(huán)保行為。［29］不同年代個(gè)體有不同的環(huán)境意識(shí)。［30］年輕人更有可能進(jìn)行低碳消費(fèi)，購買節(jié)能電器和節(jié)能改造，降低碳排放。［31］

消費(fèi)者習(xí)慣養(yǎng)成理論指出在日常生活中行為選擇受到消費(fèi)習(xí)慣的影響明顯。［32］相比年輕人，老年人占比較高的家庭消費(fèi)慣性更強(qiáng)，消費(fèi)習(xí)慣一旦養(yǎng)成就不容易改變。家庭老年人占比不同會(huì)具有不同的消費(fèi)習(xí)慣，導(dǎo)致家庭能源消耗和碳排放可能存在一定的差異，為此本文提出研究假設(shè)H1。

H1：人口老齡化會(huì)直接影響家庭人均碳排放。

（二）住房選擇的中介效應(yīng)

住房選擇研究源于消費(fèi)行為理論，即在消費(fèi)過程中，消費(fèi)者購買的不僅是產(chǎn)品或服務(wù)，還是一種價(jià)值和效果。［33］由于我們研究對(duì)象為家庭活動(dòng)產(chǎn)生的碳排放，因此我們不考慮住房的投資性消費(fèi)，僅考慮住房的居住性消費(fèi)，此時(shí)消費(fèi)者對(duì)住房選擇最基本的動(dòng)機(jī)來自居住需求，因此住房面積和房屋質(zhì)量必然是主要考慮要素，而不同面積和質(zhì)量的住房對(duì)家庭碳排放的影響存在差異。通常住房面積與家庭能源消耗成正比，從而影響家庭碳排放，使得人均碳排放隨住房面積增加而增加。此外，不同年代建造的住房質(zhì)量不同。一般而言，同等建筑結(jié)構(gòu)下，時(shí)間越久，房屋質(zhì)量越差，因此可以用房齡表征房屋質(zhì)量。住房是耐用品，大多數(shù)老舊小區(qū)的房齡較長，能源效率較低，從而家庭人均碳排放較高。［34-35］

根據(jù)家庭生命周期理論，不同家庭年齡階段有不同的住房選擇。［36］Mankiw 和Wei 認(rèn)為在生命周期的不同階段，住房選擇呈現(xiàn)“駝峰狀”的變化趨勢，在20-30歲住房需求快速增加并達(dá)到頂峰，考慮未來家庭成員的進(jìn)入，會(huì)選擇更大住房面積，40 歲以后則進(jìn)入遞減區(qū)間。［37］陳斌開研究發(fā)現(xiàn)年齡超過一定閾值，住房面積需求隨著年齡增加遞減。［38］而有的學(xué)者則認(rèn)為隨著財(cái)富的積累，老年人傾向于選擇舒適型的住房，并且隨著成年子女的離開，老年人可能還有相對(duì)較好的住房選擇。郭新宇和薛建良研究發(fā)現(xiàn)隨著年齡增長，人們對(duì)住房質(zhì)量要求逐漸提高。［39］

可見人口老齡化會(huì)顯著影響住房選擇，進(jìn)而影響家庭碳排放，因此，住房選擇是人口老齡化對(duì)家庭人均碳排放的中介因素，據(jù)此提出本文的假設(shè)H2。

H2：人口老齡化會(huì)通過影響住房選擇進(jìn)而影響家庭人均碳排放。

（三）家庭收入的調(diào)節(jié)作用

人口老齡化固然會(huì)影響住房選擇，但是家庭對(duì)住房的選擇還依賴于自身的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。［40］家庭的住房選擇是在考慮家庭經(jīng)濟(jì)條件下，根據(jù)家庭住房偏好、生活方式等做出決策，以期實(shí)現(xiàn)家庭效用最大化。［41］家庭收入會(huì)影響人口老齡化程度不同的家庭對(duì)住房選擇的偏好。對(duì)于較低收入家庭，住房選擇會(huì)考慮家庭成員的基本活動(dòng)空間需求。老年人占比不同的家庭對(duì)住房面積的需求不同，［42］與其他家庭相比，年輕家庭會(huì)考慮未來家庭成員的進(jìn)入，選擇更大的活動(dòng)空間。因此，人口老齡化對(duì)低收入家庭的住房選擇的影響會(huì)更明顯。隨著家庭收入的提高，家庭的住房選擇更多，家庭對(duì)住房選擇受年齡結(jié)構(gòu)的影響越不明顯，因此提出假設(shè)H3。

H3：家庭收入會(huì)調(diào)節(jié)人口老齡化與住房選擇的關(guān)系。

綜上所述，由于生理需求、環(huán)境意識(shí)和消費(fèi)習(xí)慣的不同，人口老齡化不僅會(huì)直接影響家庭碳排放，還會(huì)通過住房面積和住房質(zhì)量對(duì)家庭碳排放產(chǎn)生影響，家庭收入會(huì)在其中起到調(diào)節(jié)作用。

三、模型構(gòu)建

（一）模型構(gòu)建

中介模型可以分為簡單中介模型和多重中介模型。模型中若中介變量超過一個(gè)則稱為多重中介模型。［43］與簡單中介模型相比，多重中介模型可以在控制其他中介變量的情況下得出不同路徑的中介效應(yīng)，減少簡單中介模型因?yàn)檫z漏其他中介變量導(dǎo)致的參數(shù)估計(jì)偏差。根據(jù)中介變量之間是否存在順序關(guān)系分為并行多重中介模型和鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?。?4］如前文所述，人口老齡化與家庭碳排放具有多重關(guān)系，住房選擇作為模型的中介變量，重點(diǎn)考察住房面積和房齡在其中的作用，住房面積與房齡相互獨(dú)立，因此適用于并行多重中介模型，我們基于結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行模型構(gòu)建。與傳統(tǒng)的回歸方法相比，結(jié)構(gòu)方程更適用于處理多變量間復(fù)雜關(guān)系，被廣泛應(yīng)用在教育學(xué)、管理學(xué)、心理學(xué)和社會(huì)學(xué)等領(lǐng)域。［45］我們選用最大似然法進(jìn)行系數(shù)估計(jì)，并使用Mplus8.0進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程分析。另外，為了結(jié)果的穩(wěn)健性，使用Bootstrap（Bootstrap=2000）對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。［46］Taylor 等提出的Bootstrap 檢驗(yàn)方法，在結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)中介效應(yīng)中具有獨(dú)特的優(yōu)勢。［47］

為了驗(yàn)證人口老齡化對(duì)家庭碳排放的多重影響路徑，本文根據(jù)圖2 構(gòu)建并行多重中介效應(yīng)模型。具體模型設(shè)置如下：

并行多重中介模型由三個(gè)方程組成。模型（1）是家庭老年人占比、住房選擇與其他控制變量對(duì)家庭碳排放的回歸方程。模型（2）與模型（3）分別考慮家庭老年人占比對(duì)住房面積與住房房齡的影響。我們將家庭碳排放Ci作為因變量，家庭老年人占比asti為自變量，住房面積areai與住房房齡?agei作為中介變量。同時(shí)，我們將家庭收入incomei視為調(diào)節(jié)變量，放入模型（2）和模型（3）中。最后，控制家庭收入（incomei）、家庭教育（edui）、家庭規(guī)模（fsizei）、住房區(qū)位（sitei）以及所在省份能源結(jié)構(gòu)（esi）的影響。其中，i表示第i個(gè)家庭，αj、βj、γj分別為模型（1）至模型（3）的回歸系數(shù)。

（二）變量選取

1.因變量

家庭碳排放是指家庭消費(fèi)能源產(chǎn)品所產(chǎn)生的碳排放。家庭碳排放主要來源為電器的使用、燃料燃燒和取暖，采用排放系數(shù)法測算得來。

其中，ZC為年均家庭碳排放量，Qelec、Qgas、Qheat分別為家庭年消耗電量、家庭年消耗燃料以及家庭采暖能源消耗量。γ、δ、φ分別為排放因子。其中電力與熱力是二次能源，使用過程中不直接產(chǎn)生二氧化碳，電力、熱力排放系數(shù)需要重新估計(jì)。

根據(jù)CFPS問卷中“平均每月電費(fèi)支出”和各省階梯式電價(jià)計(jì)算家庭每年用電量。由于不同地區(qū)的發(fā)電廠所用能源技術(shù)和使用發(fā)電能源結(jié)構(gòu)有所不同，地區(qū)間單位電力碳排放量有所不同。因此，本文的電力排放系數(shù)使用2012年中國區(qū)域電網(wǎng)平均二氧化碳排放因子。［48］

本文對(duì)家庭燃料進(jìn)行如下處理。首先，根據(jù)問卷中的“平均每月燃料費(fèi)支出”和“做飯主要使用的燃料”，使用家庭燃料消費(fèi)金額與所在地燃料價(jià)格之比計(jì)算家庭的燃料消耗量。其次，由于秸稈主要來自農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程，秸稈購買費(fèi)用為0，難以測算秸稈燃燒過程中的碳排放。根據(jù)馬銘婧等、李飛躍和汪建飛的研究可知我國秸稈燃燒產(chǎn)生的碳排放存在省域差異。［49-50］居民秸稈燃燒率約占14.27%，秸稈碳排放系數(shù)為1.39kg/kg。［51］我們使用各省市主要糧食產(chǎn)量，通過谷物比計(jì)算各省市人均秸稈燃燒利用量，進(jìn)而計(jì)算出家庭秸稈碳排放量。對(duì)于以煤炭為主要燃料的家庭，2018 年我國煤炭價(jià)格較為平穩(wěn)，散煤價(jià)格難以獲得，我們使用環(huán)渤海動(dòng)力煤價(jià)指數(shù)（BSPI）作為全國煤炭價(jià)格，取值570 元/噸。［52］液化氣使用全國平均液化氣2018 年4 月13 日價(jià)格，為3.884 元/kg。各項(xiàng)燃料排放系數(shù)參照《IPCC Guideline for National Greenhouse Gas Inventories》。［53］

我國70%的居民采暖采用集中供暖方式，其他居民采暖使用電力、煤炭、地?zé)岬确稚⑹焦┡姆绞?，這部分碳排放將體現(xiàn)在Qelec、Qgas中。對(duì)于集中供熱建筑，根據(jù)能源平衡表中城鎮(zhèn)居民生活的熱力數(shù)據(jù)、各省采暖費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)和CFPS中“采暖費(fèi)”，可得出家庭碳排放量。

2.自變量

人口老齡化使用家庭老年人口占比ast表示，即家庭60 歲以上老人占家庭總?cè)藬?shù)的比例。根據(jù)家庭老年人口占比的不同可以劃分不同的家庭類型，青年型家庭ast1（ast=0）、中年型家庭ast2（0 ＜ast＜1）以及老年型家庭ast3（ast=1）。

3.中介變量

住房選擇分別使用住房面積和房屋質(zhì)量表示。住房面積使用人均住房面積area表示。選用住房房齡hage代表房屋質(zhì)量。

4.控制變量

考慮家庭碳排放受到多種因素的影響，因此我們引入一組控制變量，包括家庭收入、家庭教育、家庭規(guī)模、住房區(qū)位以及能源結(jié)構(gòu)。

家庭收入income：使用家庭人均年收入表示。家庭的能源消費(fèi)行為在社會(huì)經(jīng)濟(jì)群體之間存在系統(tǒng)性差異。［54］家庭收入會(huì)通過影響家庭電器使用量和使用頻率影響家庭的能源消費(fèi)，進(jìn)而影響家庭碳排放。

家庭教育edu：采用家庭成員的平均受教育年限表示。家庭的平均受教育年限會(huì)影響家庭成員對(duì)低碳技術(shù)的接受程度和環(huán)保意識(shí)水平，進(jìn)而影響家庭碳排放。［55］

家庭規(guī)模fsize：使用家庭總?cè)丝诒硎?。一般來說，隨著家庭規(guī)模的縮小，人均能源消耗增加，人均碳排放量增加。因?yàn)榧彝ヒ?guī)模越小，分?jǐn)偟降募彝ミ\(yùn)行“固定成本”越高。因此，隨著社會(huì)家庭規(guī)模小型化，家庭領(lǐng)域的碳排放會(huì)增加。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

住房區(qū)位site：以秦嶺-淮河為界，家庭所在省份劃分南北方。其中0 為南方地區(qū)，1 為北方地區(qū)。區(qū)域氣候?qū)彝ヌ寂欧糯嬖谟绊?。中國南方與北方氣候差異較大，北方冬季采暖對(duì)家庭碳排放貢獻(xiàn)較大，而南方夏季家庭分散式空調(diào)的使用增加了家庭碳排放。［56］此外，南北方的建筑結(jié)構(gòu)、建筑用材、建筑工藝等都有差異，因此住房區(qū)位會(huì)顯著影響家庭碳排放。

能源結(jié)構(gòu)es：我們使用家庭所在省份煤炭消費(fèi)占能源消費(fèi)的比重測度。能源結(jié)構(gòu)影響碳排放是毋庸置疑的。一次能源中清潔能源占比越高，單位碳排放量越低。該指標(biāo)被作為當(dāng)?shù)氐吞技夹g(shù)水平納入模型中。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文使用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）中的家庭成員與家庭經(jīng)濟(jì)樣本，該調(diào)查涵蓋15萬個(gè)家庭，包括161 個(gè)區(qū)/縣，刪除無效樣本，共得到7 634 個(gè)有效樣本。其中城市家庭3 964 個(gè)，農(nóng)村家庭3 670 個(gè)。從區(qū)域看，南方家庭有3 145 個(gè)，北方家庭有4 489 個(gè)。能源結(jié)構(gòu)來自能源統(tǒng)計(jì)年鑒。為消除量綱差異，本文對(duì)家庭人均碳排放、家庭人均年收入和住房房齡取對(duì)數(shù)處理。

四、影響路徑的實(shí)證檢驗(yàn)

結(jié)構(gòu)方程通常使用χ2評(píng)價(jià)模型的擬合效果，但是χ2值隨著樣本量增加而增加。［57］樣本的數(shù)量會(huì)影響擬合效果，大樣本下模型可能被拒絕。［58］因此，本研究在表2 中匯報(bào)了其他替代模型擬合指數(shù)。模型的比較擬合指數(shù)（CFI）=1.000＞0.900，非規(guī)范擬合指數(shù)（TLI）=1.000＞0.900，近似均方根誤差（RMSEA）=0.000＜0.080，標(biāo)準(zhǔn)化均方根殘差（SRMR）=0.002＜0.080。模型有較好的擬合指數(shù)驗(yàn)證研究假設(shè)，說明可以用于中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

表2 結(jié)果顯示：模型（1）中，家庭老年人占比對(duì)家庭人均碳排放在5%的顯著性水平下有正向促進(jìn)作用，驗(yàn)證了研究假設(shè)H1。住房選擇這一中介變量由住房面積和住房房齡兩個(gè)變量表征。研究結(jié)果顯示人均住房面積在1%的顯著性水平下對(duì)家庭人均碳排放有正向促進(jìn)作用。住房房齡的估計(jì)參數(shù)不顯著。模型（2）中，家庭老年人占比對(duì)人均住房面積也有正向促進(jìn)作用，但是隨著家庭收入的增加，家庭老年人占比變動(dòng)對(duì)住房面積的影響逐漸降低（β=-2.269），驗(yàn)證了研究假設(shè)H3。模型（3）中，家庭老年人占比變動(dòng)對(duì)住房房齡有正向促進(jìn)作用，說明家庭中老年人占比越高，住房房齡越久。綜合模型（1）-（3）可知，研究假設(shè)H2部分成立。

表2 人口老齡化、住房選擇與家庭碳排放的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)估計(jì)

由于非標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果難以對(duì)比各個(gè)路徑所占總效應(yīng)的比例，所以我們在圖3中繪制了標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果。表3 為人口老齡化對(duì)家庭碳排放影響的直接與間接效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。

表3 人口老齡化、住房選擇與家庭碳排放的影響路徑

我們發(fā)現(xiàn)人口老齡化對(duì)家庭碳排放影響路徑如下：

路徑一：人口老齡化對(duì)家庭人均碳排放存在正向直接效應(yīng)，路徑系數(shù)為0.020，即家庭中60 歲以上老年人占比每增加1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，家庭人均碳排放增加2%標(biāo)準(zhǔn)差。

路徑二：人口老齡化會(huì)通過人均住房面積對(duì)家庭人均碳排放產(chǎn)生正向影響。同時(shí)，家庭收入對(duì)這一路徑存在調(diào)節(jié)作用。為進(jìn)一步討論不同路徑對(duì)比的情況，本文將調(diào)節(jié)變量取三種情況討論人口老齡化對(duì)家庭碳排放的間接效應(yīng)。當(dāng)調(diào)節(jié)變量取“均值-標(biāo)準(zhǔn)差”時(shí)，家庭老年人占比每變動(dòng)1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將會(huì)通過住房面積的中介路徑對(duì)家庭人均碳排放造成1.2%標(biāo)準(zhǔn)差的變動(dòng)。人口老齡化的間接效應(yīng)占總效應(yīng)的37.50%。這也說明了如果忽略人口老齡化的間接效應(yīng)將遠(yuǎn)遠(yuǎn)低估其對(duì)家庭碳排放的影響。當(dāng)調(diào)節(jié)變量為“均值”時(shí)，人口老齡化的間接效應(yīng)減少為0.008，間接效應(yīng)在總效應(yīng)的比例將下降為28.57%。當(dāng)調(diào)節(jié)變量為“均值+標(biāo)準(zhǔn)差”時(shí)，條件間接效應(yīng)為0.004，間接效應(yīng)在總效應(yīng)的比例將下降為16.67%。隨著調(diào)節(jié)變量增加，間接效應(yīng)不斷減小，人口老齡化對(duì)家庭碳排放的總效應(yīng)進(jìn)一步下降。

路徑三：原假設(shè)人口老齡化可通過住房房齡影響家庭人均碳排放，但是由于住房房齡對(duì)家庭人均碳排放的影響并不顯著，說明這一路徑無法在本文中得到驗(yàn)證。所以在計(jì)算總效應(yīng)與間接效應(yīng)時(shí)，我們將該路徑排除在外。

五、異質(zhì)性分析

（一）住房區(qū)位與家庭碳排放

我們將樣本進(jìn)行分組驗(yàn)證，進(jìn)一步探討不同區(qū)位條件下人口老齡化變化對(duì)家庭碳排放的影響路徑。各項(xiàng)擬合指數(shù)均通過檢驗(yàn)，可以用于檢驗(yàn)中介效應(yīng)。表4結(jié)果顯示不同住房區(qū)位條件下人口老齡化對(duì)家庭碳排放的影響存在差異。在南方人口老齡化對(duì)家庭碳排放以直接影響為主；而北方家庭以間接影響為主。北方的人均住房面積（β=0.435）對(duì)碳排放影響效應(yīng)要大于南方（β=0.082）。北方家庭碳排放的重要來源之一是冬季采暖，住房采暖碳排放與住房面積息息相關(guān)，這使得北方的住房面積對(duì)家庭碳排放的影響高于南方。人口老齡化變動(dòng)對(duì)南方家庭面積變動(dòng)的影響顯著為正，對(duì)北方家庭住房面積無影響。人口老齡化對(duì)與南北方住房房齡選擇都顯著為正，也就意味著家庭老年人占比越高，住房房齡越大。同時(shí)，家庭收入水平在南方會(huì)抑制人口老齡化對(duì)住房房齡選擇的影響，但是其對(duì)北方家庭影響不顯著。

表4 不同住房區(qū)位的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)估計(jì)

將調(diào)節(jié)變量取均值，人口老齡化對(duì)家庭碳排放的各條路徑系數(shù)結(jié)果見表5。結(jié)果顯示南北方的人口老齡化對(duì)家庭碳排放的影響效應(yīng)大小與路徑存在差異。南方人口老齡化對(duì)家庭碳排放的影響總效應(yīng)為0.087，高于北方的總效應(yīng)。

表5 不同住房區(qū)位的影響路徑

在南方，人口老齡化對(duì)家庭碳排放的直接效應(yīng)高于通過住房選擇的間接效應(yīng)。人口老齡化通過住房面積影響家庭碳排放的間接效應(yīng)要高于通過住房房齡的間接效應(yīng)。人口老齡化對(duì)家庭碳排放有三個(gè)影響路徑。首先，人口老齡化會(huì)直接促進(jìn)家庭人均碳排放。家庭老年人占比每變動(dòng)1 標(biāo)準(zhǔn)差，家庭人均碳排放將變動(dòng)7.8%標(biāo)準(zhǔn)差。人口老齡化的直接效應(yīng)是影響家庭碳排放的主要路徑，直接效應(yīng)占總效應(yīng)的89.66%。其次，人口老齡化程度加深會(huì)提高人均住房面積從而提高家庭人均碳排放，該路徑效應(yīng)占總效應(yīng)的6.90%。最后，南方的人口老齡化會(huì)提高住房房齡從而提高家庭人均碳排放，家庭收入則會(huì)降低路徑效用。調(diào)節(jié)變量取均值后，該路徑效應(yīng)為0.003，占總效應(yīng)的3.44%。在北方，人口老齡化對(duì)家庭碳排放的影響主要通過人均住房面積實(shí)現(xiàn)，該路徑效應(yīng)為0.031。

（二）不同家庭類型與家庭碳排放

為進(jìn)一步檢驗(yàn)不同類型的人口老齡化對(duì)家庭碳排放的影響，本文使用家庭60 歲以上老年人占比，將研究樣本劃分為三種家庭類型，設(shè)置兩個(gè)虛擬變量，分為家庭中沒有60 歲以上成員的青年型家庭、家庭中有部分成員超過60 歲的中年型家庭和家庭成員完全超過60 歲的老年型家庭，以青年型家庭為模型參照組。根據(jù)CFI、TLI、RMSEA 和SRMR 指標(biāo)可知，整體模型通過檢驗(yàn)，模型估計(jì)結(jié)果可以用于檢驗(yàn)不同家庭類型對(duì)家庭碳排放的影響。

根據(jù)表6 與表7 可知住房選擇在中年型家庭中為完全中介效應(yīng)，在老年型家庭中為部分中介效應(yīng)。相比于青年型家庭，中年型家庭Bootstrap 未通過檢驗(yàn)，說明中年型家庭對(duì)家庭人均碳排放直接影響并不顯著，中年型家庭對(duì)家庭碳排放的影響通過住房面積實(shí)現(xiàn)，為完全中介效應(yīng)。中年型家庭對(duì)家庭碳排放的總效用為-0.003，即中年型家庭對(duì)碳排放的影響低于青年型家庭。老年型家庭對(duì)碳排放的影響存在兩條路徑。一方面，老年型家庭會(huì)對(duì)家庭人均碳排放有顯著影響，直接效用為0.016，占總效應(yīng)的64%。即老年型家庭對(duì)家庭碳排放的影響高于青年型家庭與中年型家庭。另一方面，老年型家庭會(huì)通過住房面積進(jìn)而影響家庭碳排放。我們忽略不顯著的路徑，重新計(jì)算間接總效應(yīng)與總效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)老年型家庭間接效應(yīng)占老年型家庭對(duì)家庭碳排放的總效應(yīng)為36%，低于直接效應(yīng)。

表6 不同家庭類型的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)估計(jì)

表7 不同家庭類型的影響路徑

六、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

家庭消費(fèi)領(lǐng)域具有很高的減排潛力，家庭碳排放受到人口因素影響，其中人口老齡化是重要影響因素。本文通過構(gòu)建人口老齡化、住房選擇與家庭碳排放研究框架，使用2018年CFPS 數(shù)據(jù)，分析人口老齡化對(duì)家庭碳排放的不同影響路徑，主要結(jié)論如下：

第一，人口老齡化對(duì)家庭碳排放有正向直接效用。隨著家庭中老年人占比增加，家庭人均碳排放不斷增加。老年人占比增加會(huì)降低能源消費(fèi)中的“享受消費(fèi)”，但會(huì)增加“生存消費(fèi)”。相比于年輕人，老年人對(duì)供暖等能源消費(fèi)更高。同時(shí)，與年輕人相比，老年人家庭能源結(jié)構(gòu)可能更“傳統(tǒng)”。這些因素共同導(dǎo)致老年人占比越高的家庭，家庭人均碳排放越高。

第二，人口老齡化會(huì)通過住房選擇影響家庭碳排放。家庭老年人占比越高，人均住房面積越大，進(jìn)而提高家庭人均碳排放。這是因?yàn)殡S著家庭老年人占比增加，住房分離程度越高，家庭成員不斷減少，人均住房面積不斷增加。而維持住房基本運(yùn)行能源不變，家庭人均碳排放也會(huì)不斷增加。而人口老齡化無法通過住房房齡影響家庭碳排放。

第三，家庭收入會(huì)削弱人口老齡化通過住房面積影響家庭碳排放這一路徑的間接效應(yīng)。高收入家庭的年齡結(jié)構(gòu)對(duì)其選擇偏好影響要低于中低收入家庭。收入越高，家庭收入通過住房面積影響家庭碳排放的效應(yīng)越低。

第四，住房區(qū)位不同，人口老齡化影響家庭碳排放的路徑有所不同。在無集中供暖的南方區(qū)域，人口老齡化對(duì)家庭碳排放有三條影響路徑。首先，人口老齡化直接促進(jìn)南方家庭的家庭人均碳排放。其次，人口老齡化可以通過住房面積促進(jìn)家庭碳排放。最后，住房房齡在人口老齡化對(duì)家庭碳排放的影響中也存在部分中介效應(yīng)。人口老齡化對(duì)北方區(qū)域家庭碳排放無直接影響，其主要通過人均住房面積間接提高家庭人均碳排放。

第五，不同老年人占比的家庭對(duì)家庭碳排放影響路徑不同。本文以青年型家庭為參照組，研究發(fā)現(xiàn)相比于青年型家庭，老年型家庭能夠顯著提高家庭人均碳排放，對(duì)家庭碳排放有直接效用。老年型家庭可以通過影響住房面積進(jìn)一步提高家庭碳排放。與之相反，中年型家庭可通過影響住房面積來降低家庭碳排放。

（二）建議

加強(qiáng)低碳推廣，提高家庭低碳意識(shí)。不同家庭類型環(huán)保意識(shí)和消費(fèi)習(xí)慣有所不同。針對(duì)老年型家庭，考慮老年人主要活動(dòng)場所為社區(qū)，可以通過社區(qū)在活動(dòng)中心開展綠色健康生活宣講，提高老年人環(huán)保意識(shí)，參與社區(qū)節(jié)能減排。

切實(shí)保障有老家庭的收入水平，充分發(fā)揮收入對(duì)家庭碳排放的調(diào)節(jié)作用。政府可以通過增加綠色住房購房補(bǔ)貼，提高有老家庭相對(duì)收入，降低消費(fèi)門檻，擴(kuò)大市場需求，促進(jìn)家庭選擇綠色、低碳的住房。

在實(shí)行住房適老化改造時(shí)，秉承低碳環(huán)保原則。與南方相比，北方應(yīng)投入更大力度進(jìn)行低碳住房適老化改造，促進(jìn)住房領(lǐng)域碳減排?？梢酝ㄟ^對(duì)住房外墻、屋頂更換和增加保溫材料，更新建筑門窗，減少采暖能源消耗。其次，鼓勵(lì)家庭增加可再生能源使用，對(duì)傳統(tǒng)能源進(jìn)行一定替換。最后，選擇節(jié)能產(chǎn)品，提高家庭電器使用能效。