波兰蓝色煤炭的市场潜力感知：燃料经销商视角下监管信号与消费需求的作用

《Energy Policy》：Perceived market potential of blue coal in Poland: the role of regulatory signals and consumer demand as seen by fuel distributors

　　

波兰煤炭经销商认为蓝煤替代硬煤的潜力有限；感知到的客户对生态燃料的兴趣是潜力的最稳健相关因素；报告的客户价格响应性也能预测潜力评估；预期支持在中等怀疑的经销商中达到峰值（探索性发现）；已验证的燃料信息值得测试，数据不支持优先青睐蓝煤。

1. 引言

欧盟到2050年实现气候中立的雄心给那些能源体系仍依赖煤炭的成员国带来了巨大压力。波兰在能源生产中国际能源署成员国中煤炭占比最高，面临尤为复杂的脱碳路径（IEA, 2022a）。在住宅供暖领域——该领域对当地空气污染的贡献不成比例地巨大——传统燃煤替代的推进缓慢，主要原因在于燃料惯性以及替代燃料的成本（Baborska-Naro?ny 等, 2020；Kubiczek 等, 2023；Soko?owski 和 Bouzarovski, 2022）。

蓝煤是一种经过热处理的动力煤，以较低的水分含量和较高的热值为特征（Niesler 等, 2017）。它在研发项目中开发而成，被视为市政和住宅部门的过渡性解决方案，是家庭财务约束与日益严格的反雾霾法规所要求的空气质量之间的一种潜在折中（Kubiczek 等, 2023）。鉴于波兰家庭对固体燃料的高度依赖以及低碳技术的资本成本高企，能源决策在很大程度上受经济因素驱动，这阻碍了可再生能源的快速推广（Adamczyk 等, 2017）。在此背景下，蓝煤等燃料所声称的一项关键优势在于其与现有供暖基础设施的兼容性，这降低了采用的技术壁垒，使得在不立即更换热源的情况下逐步减少当地污染物排放成为可能（Stelmach 和 Matuszek, 2018；Soko?owski 和 Bouzarovski, 2022）。

这些优势存在局限。蓝煤仍然是化石燃料，局部污染物排放降低并不意味着全生命周期温室气体排放降低。在34台家庭供暖设备中对蓝煤进行的试点测试（包括结构老旧的锅炉）显示，氮氧化物、二氧化硫、总有机碳、多环芳烃和颗粒物排放显著下降（Lasek 等, 2019）。本研究既未将蓝煤与热泵、区域供热或生物质进行比较，也未主张其应优先于上述方案获得政策支持（见第5.4节）。

蓝煤的商业成功一直有限。2025年1月，在调查正在进行期间，波兰矿业集团在其在线商店对其蓝燃料的报价为每吨2000兹罗提（含税），而其其他煤炭的价格为1400兹罗提或更低，比1400兹罗提的比较价高出约43%的溢价（Polska Grupa Górnicza, 2025）。这是一家生产商的报价，而非市场整体价格或零售加价。根据同一公告，该燃料在波兰由单一公司制造，生产能力和物流限制制约了其更广泛的分销。研究表明，波兰消费者为低碳能源产品支付价格溢价的意愿较低，经济因素——而非环保态度——是其首要决定因素（Kowalska-Pyzalska, 2019；Kowalska-Pyzalska 和 Ramsey, 2018）。

除2022年能源危机期间的临时措施外，公共支持并未针对该燃料本身。《清洁空气计划》于2022年1月1日起停止资助燃煤锅炉（气候与环境部, 2021）。3000兹罗提煤炭补贴（气候与环境部, 2022）是2022年针对符合条件家庭的一次性危机救济金，而非每吨固定补贴或针对特定燃料支持的先例；该补贴在调查之前已经到期，生产商公告中提到的蓝煤购买支持尚在考虑中，并未生效。因此，影响蓝煤的措施主要是监管性的（见第2.3节）。理解这一采用壁垒的决定因素——以及确定它们主要是经济性的还是制度性的——对负责空气质量和家庭供暖的政策制定者（包括清洁空气计划（NFO?iGW, 2025））以及关于煤炭依赖型经济体公正且有管理的能源转型的更广泛文献而言都具有直接相关性（Brauers 和 Oei, 2020；Szpor 和 Zió?kowska, 2018）。

本文通过呈现一项覆盖波兰全部五个宏观区域208家固体燃料经销商的横截面调查结果来填补这一空白。经销商在固体燃料供应链中占据着核心却研究不足的位置：他们构成燃料生产者和终端用户之间的直接接口，拥有对当地需求条件的隐性知识，并且是第一个观察到消费者偏好或监管压力变化的人。因此，他们对蓝煤市场潜力的看法能够反映该燃料的扩散前景，尽管这是具有商业利益行为者的观点，而非家庭需求的直接度量（见第5.5节）。

本研究追求三个相互关联的目标。首先，我们检验企业结构性特征——沿城乡连续体的位置和企业的规模——是否解释了替代潜力感知的方差（H1）。其次，我们考察监管背景和消费者环保意识是否构成比价格相关变量更强的市场再定义预测因素（H2）。第三，我们调查对蓝煤的怀疑是否产生了更多来自国家或生产商的全面支持需求，假设单调升级关系（H3）。

本文余下部分组织如下：第2节回顾文献，第3节描述数据和方法，第4节呈现各假设的结果。第5节讨论研究发现、蓝煤相对于其他供暖选择的位置以及经销商作为利益相关方的立场。第6节提出结论和政策启示。

2. 文献回顾

2.1 煤炭依赖型经济体的固体燃料转型

自欧洲绿色协议采纳以来，中东欧经济体的住宅供暖脱碳问题日益引起学术关注。这一文献的一个显著特征是其强调煤炭淘汰的社会和分配维度。研究者记录下了农村和低收入家庭所承担的不成比例的负担，他们依赖固体燃料不仅是一种能源选择，更是一种社会经济发展存活的策略（Sovacool 等, 2017）。在此背景下，逐步过渡路径——在保持对可负担固体燃料获取的同时降低其环境影响——被提倡为公正转型的工具（Newell 和 Mulvaney, 2013；Heffron 和 McCauley, 2018）。

过渡性固体燃料——包括生物质颗粒、型煤和热升级煤炭变体——在这一文献中占据着模糊的位置。一方面，它们无需更换现有燃烧设备即可实现减排（Lasek 等, 2019），从而绕过了限制可再生热能采用的资本支出壁垒（Baborska-Naro?ny 等, 2020）。另一方面，其环境效益存在争议：全生命周期分析表明，整个生产链的总体环境影响在很大程度上取决于生产方法和物流（Junginger 等, 2011），以及终端用户的燃烧行为（Lasek 等, 2019）。

2.2 住宅能源市场中的消费者行为和环境偏好

住宅能源消费者行为文献越来越多地超越以价格为中心的模式，将价值观、规范和社会影响纳入解释变量（Steg 等, 2015；Abrahamse 和 Steg, 2011）。基于价值-信念-规范理论和计划行为理论的研究表明，环境意识和环保个人规范是采用清洁能源选项意愿的显著预测因素（Stern, 2000；Bamberg 和 M?ser, 2007），尽管这种关系的强度受收入（Kowalska-Pyzalska, 2019）、感知行为控制（Bamberg 和 M?ser, 2007）以及所需生活方式改变程度（Baborska-Naro?ny 等, 2020）的调节。

在固体燃料的具体情境中，支付价格溢价的意愿受到收入的强烈限制：收入较低与家庭预算中能源支出占比更高以及对价格变化更加敏感相关联（Meier 等, 2013）。生态认证可能会增加富裕市场细分对溢价产品的接受度，但在低收入家庭中这一效应大幅减弱（Sundt 和 Rehdanz, 2015；Kowalska-Pyzalska, 2019）。这一发现对波兰案例尤为相关，因为固体燃料供暖主要集中在较低收入群体中（Baborska-Naro?ny 等, 2020），消费者对价格的敏感性构成商业化更昂贵低碳燃料的关键制约因素。

中介行为者——经销商、零售商和能源顾问——在塑造消费者选择中的作用在社会技术转型文献中已得到充分确立（Geels, 2004；Wüstenhagen 等, 2007）。经销商不仅回应消费者偏好，还通过产品选择、定价策略和非正式顾问角色主动塑造偏好。他们也是依赖煤炭销售为生的在位者：波兰煤炭供应链与矿业公司和长期保护该行业的政策制度相关联（Brauers 和 Oei, 2020；Szpor 和 Zió?kowska, 2018），这可能会影响中介行为者如何评估其核心产品的替代品。因此，了解他们自身的感知和信念是理解市场转型速度和特征的前提。

2.3 监管框架与市场再定义

监管严格程度与更清洁技术扩散之间的关系在创新文献中得到了充分理论化，波特假说（Porter 和 van der Linde, 1995）与更怀疑性的关于合规成本和监管不确定性的论述提出了相互竞争的观点（Jaffe 等, 2002）。在能源市场中，经验证据大体支持促进性监管框架与低碳替代方案采用之间的正相关，特别是当监管信号明确、稳定并辅以财政工具时（IEA, 2022b；Bürer 和 Wüstenhagen, 2009）。

对于过渡性燃料而言，证据基础较为薄弱。波兰16个省中有14个通过的防雾霾决议缩小了合法允许的固体燃料范围，为低碳煤炭替代品（包括蓝煤）创造了有利的监管条件（Kubiczek 等, 2023）。然而，这些条件能否转化为商业采用，取决于经销商是感知监管框架为一致且可执行的，还是将其视为本地差异化的限制之不稳定马赛克。

本研究将监管感知视为由市场中介维持的认知构念——它可能与正式监管架构存在很大差异，并可能影响过渡性燃料的商业采用——从而为这场辩论做出贡献。

3. 数据与方法

3.1 研究总体与样本选择

目标总体包括在波兰注册的所有活跃固体燃料经销商（煤场）。采用目的性抽样策略：向cieplo.gov.pl门户网站数据库和波兰硬煤矿固体燃料经销商注册表中识别出的3238家企业发送了调查问卷（Google Forms）的参与邀请。数据收集于2025年1月至2月进行，使用以电子形式分发的结构化自填问卷。最终分析样本包括来自波兰五个宏观区域（中部、北部、南部、东部和西部）分销企业代表的208份问卷（响应率为6.4%）。所有208份问卷在分析中使用的所有项目上均为完整。

所获样本中小微企业的主导地位（88.0%）与波兰企业部门的一般结构相似，其中微型企业占所有实体的97.2%（PARP, 2024）。然而，一般企业统计数据无法显示样本能否代表燃料经销商这一专业化总体，而在采用目的性抽样且响应率仅为6.4%的情况下，不能排除非响应偏差。由于只有3家中型企业和没有大型企业，结果不应推广到商业规模的燃料分销。

区域分布（表1）显示中部和南部波兰的代表性更高。由于调查未收集销售数据，该分布描述的是受访者，而非固体燃料需求的区域分布。

表1. 样本特征（n = 208）

| 特征 | N (%) / n = 208 |
|---|---|
| 企业规模：微型企业（1–9人） | 183 (88.0%) |
| 企业规模：小型企业（10–49人） | 22 (10.6%) |
| 企业规模：中型企业（50–249人） | 3 (1.4%) |
| 区域：波兰中部 | 66 (31.7%) |
| 区域：波兰南部 | 57 (27.4%) |
| 区域：波兰西部 | 35 (16.8%) |
| 区域：波兰东部 | 31 (14.9%) |
| 区域：波兰北部 | 19 (9.1%) |
| 位置类型：农村地区 | 110 (52.9%) |
| 位置类型：2万人以下城镇 | 76 (36.5%) |
| 位置类型：2万–10万人城镇 | 12 (5.8%) |
| 位置类型：10万–50万人城镇 | 7 (3.4%) |
| 位置类型：50万人以上城市 | 3 (1.4%) |

注：由于四舍五入，百分比之和可能不等于100%。

3.2.仪器设计
该问卷分三个阶段制定：（i）对衡量中小企业生态转型感知的现有工具进行文献综述；（ii）与三位能源经济学家和一位行业从业者进行专家咨询；以及（iii）对八位分销商代表进行认知预测试。最终工具包含四个部分。就本文而言，使用了以下内容：企业特征（规模、地区、地点类型）；关于产品范围和当前蓝煤销售的项目（样本描述）；六个李克特量表项目（1–5），如下所列；关于客户价格响应性和客户支付价格溢价的意愿的项目；以及一个关于国家或生产者支持形式的多项选择题（H3中的因变量）。问卷的波兰语措辞、英文翻译、响应代码以及项目与变量的对应关系见附录A。
六个关键构念被操作化为单项李克特量表：（1）替代潜力——“蓝煤有潜力取代波兰市场上的硬煤”；（2）客户对生态燃料的兴趣——“客户对生态供暖燃料越来越感兴趣”；（3）监管感知——“法律法规有利于引入生态燃料”；（4）价格作为障碍——“蓝煤的价格是其主要销售障碍”；（5）支付意愿——“煤场的客户愿意为生态燃料支付更多”；以及（6）环境意识——“客户越来越关注燃料的生态方面。”每个项目记录对某一具体陈述的同意程度，项目（2）、（5）和（6）记录的是分销商对客户的感知，而非客户自己的报告。这些项目被视为观察到的判断，而非经过验证的潜变量量表。单项测量对于狭义定义的具体判断是可以辩护的（Bergkvist和Rossiter, 2007），尽管其充分性不能跨构念假设（Diamantopoulos等人, 2012）。单项的Cronbach's α无法定义，每个构念只有一个指标无法识别因子模型，将实质不同的项目合并仅仅为了获得信度系数并不能解决测量问题。
关于支持的问题是这样写的：“国家或生产者的哪些支持可能鼓励您的公司销售蓝煤？”，提供了三个具名工具（税收减免、产品推广活动、员工培训）和一个开放的“其他”字段，允许多选。预期支持的范围被操作化为所选具名工具的数量（范围0–3）。作为敏感性检验，还检查了一个扩展了开放式“其他”响应的计数（范围0–4）。另一个进一步扩展的计数（范围0–5），在补充材料中报告，也纳入了编码为支持价格的响应：“优惠价格”不是印刷选项，而是“其他”下的常见填写答案，在数据处理过程中被编码为单独类别。该计数衡量的是预期支持的广度，而非其强度，并且不仅限于国家支持。
另外两个与价格相关的变量以分类量表记录。报告的客户价格响应性（项目9，问卷中以弹性措辞）有四个类别，从1 = 非常响应到4 = 无影响；这是分销商对客户行为的描述，而非估计的价格弹性。支付价格溢价的意愿既通过上述李克特项目（项目12a）测量，也通过一个分类项目（项目10）测量，编码从1 = 接受显著更高的价格（高于20%），经过10–20%和高达10%，到4 = 无溢价（价格必须保持竞争力）。因此，对于项目9和10，较高的代码表示较低的价格响应性和较低的支付溢价意愿，这对其系数的符号很重要。
3.3. 分析策略
为所有变量计算了描述性统计（均值、标准差、频率分布）。序数变量之间的双变量关联使用Spearman秩相关系数评估，p值使用Holm-Bonferroni逐步方法（Holm, 1979）在明确定义的检验族内进行多重比较校正（H1下两个相关性；H2下七个相关性和七个omnibus检验）。对于H3，因变量可近似视为区间水平，额外应用了Pearson's r。
为了在多变量框架中检验H1和H2，估计了具有比例优势的有序逻辑回归模型（McCullagh, 1980），以替代潜力为因变量。该模型假设预测变量的效应在序数变量的所有阈值上恒定，允许系数解释为对数累积优势比。地点和企业规模作为分类因子进入H1模型，因此未对其类别施加线性趋势。H2模型包括七个分类预测变量（除替代潜力外的五个李克特项目，以及项目9和10），每个都以最低代码为参考类别。由于具有多个类别的预测变量不能从个别对比中判断，每个都通过其所有水平的omnibus似然比（LR）检验进行评估。为了解决可能的遗漏变量偏差，H2模型以地区（五个类别）和企业规模作为协变量重新估计。
补充材料（第S2–S8节）中完整报告了额外分析，考察了结果的稳定性。H2预测变量之间的多重共线性通过其相关矩阵、方差膨胀因子（VIF）和分类模型的广义VIF进行评估（Fox和Monette, 1992）。稳健性检验，列于第4.3节，改变了预测变量集、编码、协变量和链接函数；比例优势假设通过Brant（1990）检验进行了检验。对于H1，我们检验了地点（农村对城市）和企业规模（微型对较大型）之间的交互作用，这是一个没有空单元格的布局。由于使用潜变量的结构方程建模在单项测量下不可行，我们估计了一个探索性的观测分数路径模型，将监管感知和环境意识通过三个价格相关变量（价格障碍、支付意愿、价格响应性）与替代潜力联系起来，并调整了客户兴趣、地区和企业规模。间接关联使用5000次bootstrap重采样和百分位95%置信区间估计，也针对检验的六个路径进行了调整。使用横截面数据，它们分解关联，但不能识别因果中介效应（Maxwell和Cole, 2007）。
对于H3，怀疑态度被编码为6减去替代潜力，因变量是三工具支持计数。以怀疑态度为分类预测变量的有序逻辑回归辅以Pearson相关性。非线性形式的正式检验在均值中心化的怀疑态度的线性序数模型中加入二次项（LR检验）；敏感性检验在第4.4节报告。所有分析均在R中进行。
4. 结果
4.1. 样本特征和描述性统计
表1呈现了样本的结构特征。波兰的固体燃料分销市场由微型企业主导：88.0%的受访者雇用1至9人，小型企业（10–49名员工）占另外10.6%。中型和大型企业几乎不存在（分别为1.4%和0.0%）。地理上，分销商最集中的地区是波兰中部（31.7%），其次是波兰南部（27.4%）。超过一半的分销商在农村地区经营（52.9%），另有36.5%位于人口少于20,000的城镇。这种结构表明市场主要是本地化、社区嵌入的，对大都市消费者趋势的暴露有限。
蓝煤几乎完全不在受访者的当前产品范围内。208家公司中有206家将硬煤列入产品范围，一家列有蓝煤。直接询问时，三家公司报告他们目前销售蓝煤，87家计划引入，118家没有此类计划；列出蓝煤的公司并不在报告当前销售的三家之中，两个项目均按记录报告。这些计数描述的是样本，而非市场。问卷未收集营业额、利润、销售量、购买价格或按燃料划分的利润率，因此无法估计蓝煤的市场份额、地区价格差异和利润率，也无法绘制两种燃料的需求图；表2给出了按宏观区域划分的可用细分。

表2. 按宏观区域划分的受访者、硬煤供应、蓝煤供应和销售情况（n = 208）。
宏观区域 | 公司（n） | 供应硬煤 | 供应蓝煤（项目4） | 目前销售蓝煤（项目5）
中部波兰 | 66 | 66 | 0 | 1
南部波兰 | 57 | 56 | 0 | 1
西部波兰 | 35 | 35 | 1 | 0
东部波兰 | 31 | 30 | 1 | 0
北部波兰 | 19 | 19 | 0 | 0
总计 | 208 | 206 | 1 | 3
注：计数为受访者人数，而非销售量或需求。项目4和5按记录报告；问卷措辞见附录A。

表3呈现了使用李克特量表测量的六个关键构念的描述性统计。所有均值均低于量表中间值3，除了价格障碍（M = 3.73；Mdn = 4），它获得了受访者最明确的评估。最大比例的受访者（39.9%）给出了5分，另外10.6%给出了4分，38.0%给出了中性评分3，因此50.5%认为价格是蓝煤市场发展的显著障碍。替代潜力变量（M = 2.68；Mdn = 3）表明观点主要是中性的或怀疑的：36.0%将潜力评为低（1或2分），而只有18.3%评为高（4或5分）。客户对生态燃料的兴趣、法律法规、支付意愿和环境意识也观察到类似的不确定信心模式（表3）。

表3. 关键李克特量表变量的描述性统计（n = 208）。
变量 | N | 均值 | 标准差 | 中位数 | 最小值 | 最大值
替代潜力（potential） | 208 | 2.68 | 1.17 | 3 | 1 | 5
客户对生态燃料的兴趣（interest） | 208 | 2.70 | 1.21 | 3 | 1 | 5
监管感知（regulations） | 208 | 2.85 | 1.24 | 3 | 1 | 5
价格作为障碍（price_barrier） | 208 | 3.73 | 1.21 | 4 | 1 | 5
支付意愿（willingness） | 208 | 2.22 | 1.04 | 2 | 1 | 5
客户环境意识（ecology） | 208 | 2.58 | 1.18 | 3 | 1 | 5
注：所有变量均按5点李克特量表评分（1 = 强烈不同意；5 = 强烈同意）。

关于价格敏感性，45.7%的分销商将他们的客户描述为对价格变化非常敏感，另有40.4%描述为中等敏感（合计86.1%）。当直接询问客户是否愿意为生态燃料支付更多时，62.0%表示价格必须保持竞争力，而只有9.7%表示愿意支付比常规煤价高出10%以上。综合来看，这些发现指向一个市场环境，在分销商看来，即使环境考虑发挥边际影响，价格也构成消费者选择的关键制约因素。
4.2. H1：感知替代潜力的结构性预测因素
替代潜力与两个结构变量——地点城市化和企业规模——之间的Spearman相关分析分别产生r = ?0.005和r = 0.002的系数（Holm-Bonferroni校正后均p > 0.999），置信区间包含正值和负值。地点与规模之间的相互相关性也小到可以忽略（r = 0.05）。这些结果表明分析变量之间缺乏任何系统性单调关系。
有序逻辑回归模型（表4）确认并详细阐述了这一情况。地点或规模系数均未达到常规统计显著性水平。最接近显著性的系数是位于50万以上城市的分销商（b = ?2.25；SE = 1.18；p = 0.057）。然而，鉴于该类别规模极小（n = 3），这一结果不支持关于地点类型差异的可靠结论。企业规模参数对于小型和中型企业类别也均不显著。总体而言，地点和规模并未比仅含截距模型有所改进（LR χ2(6) = 9.77；p = 0.134）。

表4. 有序逻辑回归：替代潜力的结构性预测因素（H1）。
参数 | 系数 | SE | 95% CI | z | p
地点：20,000人以下城镇 | 0.16 | 0.28 | (?0.40; 0.71) | 0.55 | 0.585
地点：20,000–100,000人城镇 | ?0.60 | 0.60 | (?1.78; 0.58) | ?1.00 | 0.317
地点：100,000–500,000人城镇 | 0.49 | 0.66 | (?0.80; 1.77) | 0.74 | 0.458
地点：50万以上城市 | ?2.25 | 1.18 | (?4.56; 0.07) | ?1.90 | 0.057
规模：小型企业 | ?0.36 | 0.42 | (?1.19; 0.47) | ?0.86 | 0.391
规模：中型企业 | 1.42 | 0.93 | (?0.40; 3.25) | 1.53 | 0.127
注：参考类别：农村地区（地点）；微型企业（规模）。阈值参数省略以便清晰。

由于主效应可能掩盖地点和规模组合之间的差异，我们还检验了它们的交互作用。完整的5 × 3交互作用无法估计：十五个单元格中有七个是空的，样本中没有小型或中型企业在人口20,000或以上的城镇经营。在可估计的农村/城市按微型/较大型企业的规格中（单元格大小100、10、83和15），交互作用优势比为3.44，置信区间很宽（95% CI: 0.71; 16.68; LR χ2(1) = 2.37; p = 0.123）。替代编码给出的p值在0.056和0.190之间（补充材料，第S6节）。Brant检验表明H1模型偏离比例优势（p = 0.017），这是谨慎解读其系数的另一个原因。
因此，假设H1未被确认：我们未发现感知替代潜力随城市化程度或企业规模出现系统性变化。这并非结构不变性的证据。交互作用的置信区间既与无交互作用相容，也与实质性交互作用相容，且样本中大型企业和城市企业数量较少，因此未检测到效应并不能确立等价性。
4.3. 假设2：生态与监管预测变量对价格预测变量
表5展示了替代潜力与假设2中所检验的候选预测变量之间的斯皮尔曼相关系数。最强的关联出现在客户对生态燃料的兴趣上（r = 0.44），其次是支付意愿（r = 0.34）、环境意识（r = 0.32）和监管认知（r = 0.27；均p < 0.001）。在价格变量中，客户支付溢价的意愿（项目10）显示出显著的负相关（r = ?0.23；p = 0.002）。由于该项目的编码为从1 = 溢价超过20%到4 = 无溢价，负号意味着在经销商感知客户支付溢价意愿较低的地方，替代潜力评估值也较低。相比之下，价格作为障碍（r = ?0.02；p = 0.731）和价格敏感度（r = ?0.15；Holm校正后p = 0.063；校正前p = 0.031）均未达到显著性水平。

表5. 替代潜力与候选预测变量之间的斯皮尔曼秩相关（假设2；n = 208）。
预测变量 r（斯皮尔曼） p（Holm校正） 显著性
客户对生态燃料的兴趣 0.44 < 0.001 ***
支付更多意愿（项目12a） 0.34 < 0.001 ***
客户环境意识 0.32 < 0.001 ***
监管认知 0.27 < 0.001 ***
支付溢价意愿（项目10） ?0.23 0.002 **
价格敏感度（项目9） ?0.15 0.063 ns
价格作为障碍 ?0.02 0.731 ns
注：p值采用Holm-Bonferroni方法在所示七个相关的族内进行调整。项目9和项目10的编码方式为：数值越高分别表示价格敏感度越低和支付溢价意愿越低。***p < 0.001；**p < 0.01；*p < 0.05；ns = 不显著。

候选预测变量本身也相互关联。客户兴趣与监管认知的相关性为r = 0.477（bootstrap 95% CI: 0.350; 0.597），预测变量中最高的相关性——支付意愿与环境意识之间——为r = 0.614（完整矩阵见补充材料，第S3节）。然而，方差膨胀处于中等水平：数值编码预测变量的VIF值范围为1.023至1.820，分类模型的调整广义VIF值GVIF^(1/(2df))范围为1.063至1.304（第S2节）。这些值并不表明存在严重的多重共线性，尽管低VIF值并不排除共享方差、共同方法效应或遗漏变量的可能性。

在多元有序回归模型中（表6），客户对生态燃料的兴趣与替代潜力呈现明确关联（omnibus LR检验：p < 0.001）：从水平2到水平5的所有类别均产生统计显著的正系数，效应范围从b = 1.23（p = 0.019）到b = 2.08（p = 0.011），即相对于最低类别的比值比为3.431至8.014。加入地区和公司规模作为协变量并未改善模型拟合（LR χ2(6) = 2.24；p = 0.896），且该结果保持不变（Holm校正p = 0.003）。

表6. 有序逻辑回归中假设2预测变量的omnibus似然比检验，无协变量和含协变量（n = 208）。
预测变量 df 无协变量p 含协变量p 含协变量Holm校正p
客户对生态燃料的兴趣 4 < 0.001 < 0.001 0.003
监管认知 4 0.053 0.053 0.266
价格作为障碍 4 0.624 0.640 > 0.999
支付更多意愿（项目12a） 4 0.509 0.545 > 0.999
价格敏感度（项目9） 3 0.007 0.006 0.038
客户环境意识 4 0.834 0.851 > 0.999
支付溢价意愿（项目10） 3 0.194 0.143 0.571
注：每个分类预测变量所有水平的omnibus似然比检验；因变量：替代潜力。协变量：地区（五个类别）和公司规模。加入协变量并未改善模型拟合（LR χ2(6) = 2.24；p = 0.896）。Holm校正跨七项检验。类别水平的比值比报告于补充材料（第S5节）。

监管认知的证据较弱。类别4的对比在名义上显著（b = 1.57；p = 0.016；OR = 4.810；95% CI: 1.338; 17.291），但最高类别与参考类别无差异（OR = 1.293；95% CI: 0.408; 4.097），因此该模式是一个孤立的对比，既非阈值效应也非梯度效应。该因子的omnibus检验在无协变量和含协变量情况下均略低于常规显著性水平（p = 0.053；Holm校正p = 0.266）。

在价格相关变量中，情况较为复杂。尽管经销商普遍将蓝煤价格视为显著的销售障碍（表3），但价格作为障碍项目在相关分析和多元模型中均与替代潜力无关（omnibus p = 0.624）。相比之下，所报告的客户价格敏感度保留了显著关联（omnibus p = 0.007；含协变量p = 0.006；Holm校正p = 0.038）。相对于将其客户描述为对价格变化非常敏感的经销商，在每一个敏感度较低的类别中，获得更高潜力评分的比值比较低（OR = 0.596、0.222和0.127）。水平3的系数（b = ?1.51；p = 0.003；OR = 0.222；95% CI: 0.081; 0.603）不应被孤立解读，因为该因子在omnibus检验中整体显著，尽管很少有受访者选择两个最不敏感的类别（86.1%选择了前两个类别之一）。支付意愿项目和环境意识在多元模型中均不显著（表6）；考虑到它们与客户兴趣的相关性，它们的双变量关联似乎与兴趣变量的关联重叠。

这些结论在替代规格下仍然成立（补充材料，第S7节）：不含项目10的六预测变量模型、二元公司规模控制、加入地点类型、probit链接、线性评分编码，以及不含比例优势假设的多分类模型。客户兴趣在每个规格中均保持显著（p < 0.001），价格敏感度亦如此（p ≤ 0.011）。监管认知则不然：其omnibus p值在分类规格中介于0.048至0.097之间，在线性评分编码下介于0.501至0.588之间。支付意愿（项目12a）仅在线性评分编码下显著（p ≤ 0.008）；在六预测变量模型中，线性评分编码与分类编码存在可检测差异（LR p = 0.042）。

探索性路径模型对间接路径的支持有限（补充材料，第S8节）。在检验的六条路径中，只有从环境意识经由支付意愿到替代潜力的路径的95%置信区间不包括零（a·b = 0.102；95% CI: 0.006; 0.211），而经六条路径调整后的区间包括零（?0.033; 0.261）。来自监管认知的任何路径均未接近显著性。

因此，就假设2而言，结果支持与感知的客户对生态燃料兴趣的稳健关联，而非生态和监管驱动因素总体上高于价格相关考量的排序：所报告的价格敏感度在每个规格中均保持显著，监管认知对规格敏感，环境意识无独立关联。这些是有条件的统计关联，而非因果效应。

4.4. 假设3：怀疑态度与预期支持的范围
使用皮尔逊相关和有序逻辑回归检验了蓝煤怀疑态度（反向编码的替代潜力）与预期支持范围之间的关系。皮尔逊r = ?0.13（95% CI: ?0.26; 0.01; p = 0.059）表明存在一种与假设方向相反的微弱且统计不显著的趋势：怀疑态度水平较高的受访者——如果有的话——倾向于预期更少而非更多的支持形式。

然而，有序回归模型揭示了一个更为复杂的模式（表7）。中等怀疑态度水平（2和3）的系数为正（p = 0.127和p = 0.157），而最高怀疑态度水平（4和5）的系数接近于零或为负。这种曲线配置——最大的制度预期集中在中等而非最大怀疑态度者中——与简单的单调关系不一致。

表7. 有序逻辑回归：怀疑态度作为预期支持范围的预测变量（假设3；n = 208）。
怀疑态度水平（参照 = 1） 系数 标准误 95% CI z/t(206) p
水平2（低-中等怀疑） 0.93 0.61 (?0.26; 2.12) 1.53 0.127
水平3（中等怀疑） 0.71 0.50 (?0.27; 1.70) 1.41 0.157
水平4（高怀疑） 0.12 0.60 (?1.06; 1.30) 0.19 0.847
水平5（最高怀疑） ?0.39 0.56 (?1.48; 0.69) ?0.71 0.477
皮尔逊r（怀疑态度×支持范围） ?0.13 — (?0.26; 0.01) ?1.90 0.059
注：参考类别：怀疑态度水平1（最低怀疑态度/最高替代支持）。阈值参数省略。第1–4行报告有序逻辑回归模型的z统计量；最后一行报告皮尔逊相关的t(206)统计量。因变量是在税收减免、促销活动和培训中选定的工具数量（0–3）。

该模式经过正式检验。加入均值中心化怀疑态度的二次项改善了线性有序模型（LR χ2(1) = 6.79；p = 0.009），二次项系数为负（β = ?0.215；95% CI: ?0.380; ?0.051），与倒U型一致；与二次形式的剩余偏差不显著（χ2(2) = 1.01；p = 0.603）。该结果在调整地区和公司规模后仍然成立（p = 0.007），在采用异方差一致（HC3）标准误的线性回归中针对三、四和五工具计数也成立（p ≤ 0.004），在置换检验中亦成立（p = 0.0095）（补充材料，第S9节）。在怀疑态度水平1至5上，所选工具的平均数为1.235、1.619、1.568、1.345和1.152（n = 17、21、95、29和46）。

因此，假设3在其原始的单调形式下未获确认；数据反而支持怀疑态度与所指示支持工具数量之间的倒U型关联。二次规格是在检视同一数据后引入的，因此属于探索性。该调查未测量为何怀疑态度最高的受访者指示较少的工具，或任何群体将如何回应实际支持。

5. 讨论
5.1. 公司规模、地点与经销商的评估
假设1的拒绝——即公司规模和地点城市化不能预测替代潜力认知这一零结果——需要谨慎解读。在创新扩散文献中，采纳者的结构特征（特别是公司规模和与城市知识中心的邻近性）通常被认定为采纳的相关因素（Rogers, 2003; Kemp et al., 1998）。此处它们的缺失与以下观点相容：蓝煤评估较少取决于公司结构，而更多取决于关于客户偏好、监管轨迹和价格约束的信念，这些信念在所调查的经销商中分布相当均匀。然而，样本限制了这一解读：样本以微型企业（88.0%）和农村地区（52.9%）或人口少于20,000的城镇（36.5%）为主，且地点与规模的交互作用只能以合并形式检验，其置信区间同时容许无交互作用和强交互作用。因此，零结果描述的是小型本地煤场；它不能推广到商业规模的分销，也不能证明感知对公司结构具有不变性。

部分例外——大都市经销商的接近显著的负系数，仅基于三家企业——与以下假设一致：城市市场创造了独特的竞争环境，其中蓝煤不是与常规煤竞争，而是与燃气锅炉、热泵和区域供热网络竞争——这些选项在农村地区比在城市群中更不易获得（Carrosio and Magnani, 2020）。

5.2. 感知的客户兴趣、监管认知与价格敏感度
假设2的结果对研究开始时持有的预期进行了限定。生态需求信号和监管认知作为一个群体，在预测替代潜力评估方面并不优于价格变量：数据显示两个跨规格保持的关联——与感知的客户对生态燃料兴趣和所报告的价格敏感度——以及与监管认知的不稳定关联。这些结果仍涉及能源转型文献中正在进行的辩论：住宅燃料市场的转变主要是需求拉动还是供给推动性质，以及经济激励还是规范激励构成主要杠杆。

我们的发现表明，对于波兰固体燃料经销商而言，对存在可行生态市场的信念——编码在客户对生态燃料兴趣变量中——是积极市场评估的最强相关因素（表5），且在调整地区、公司规模和其他预测变量后仍保持显著。这一模式与对其他转型能源市场的研究一致，表明供应商提供更清洁替代品的意愿受其对潜在消费者需求信念的强烈制约（Wüstenhagen et al., 2007; Markard et al., 2012）。这与以下预期一致：需求侧沟通策略——在终端用户中信号化和正常化生态偏好的活动——在改变经销商行为方面可能比仅靠供给侧干预更有效，尽管横截面数据无法确立这一点：两个变量由同一受访者报告，相信该产品的经销商可能因此感知到更多客户兴趣。

监管认知的作用比双变量相关（r = 0.27）所暗示的更为不明确。在多元模型中，该因子整体上略低于显著性（p = 0.053），其唯一显著的对比涉及第四类而非最高类别，且部分双变量关联与客户兴趣共享（r = 0.477）。因此，我们不将该模式解读为阈值效应。监管环境的低平均评分（M = 2.85）仍具有信息量。这与技术转型中监管合法化的概念一致（Markard and Truffer, 2008）：市场不是对正式规则本身做出反应，而是对监管框架的感知一致性和可执行性做出反应。

关于蓝煤，这表明现有防雾霾法规所积累的多层次规制体系尚未产生统一且可信的监管信号。与价格相关的变量表现并不一致。价格被广泛视为蓝煤采用的主要障碍，我们的数据也证实这一点——价格被认为是一项重要的商业障碍（价格作为障碍的均值 M = 3.73；62.0% 的受访者指出需要价格竞争力）。然而，对"价格是主要障碍"的认同与对替代潜力评估之间并无关联。一种解释是，经销商已将价格约束内化为竞争环境的固定特征，因此它不再影响其评估中的差异性判断。在双变量分析中，感知到的愿付溢价意愿与潜力评级相关（r = ?0.23；p = 0.002），但在多变量模型中并不显著，后者中兴趣变量的主导作用更为突出。价格敏感度在各项分析中始终保持显著，且其方向值得讨论：那些将客户描述为对价格变化仅有轻微反应的经销商，对蓝煤潜力的评级低于那些将客户描述为非常敏感的经销商。最不敏感的两个类别的样本量较小。尽管如此，该结果并不排除价格相关因素与经销商评估之间不存在关联的可能性。

5.3 怀疑态度与支持诉求之间的曲线关系

H3 在单调形式下被拒绝，且二次项检验支持的倒U型模式表明：期望获得支持的诉求在评估处于中间水平的经销商中最为广泛，而在量表两端的经销商中则较窄。本调查记录的是经销商所选择的工具数量，而非其选择的原因。因此，该模式并不意味着最持怀疑态度的经销商对支持持无所谓或宿命论态度，也无法确定哪一群体获得支持回报最高。

这一发现与创新扩散理论中"早期多数"的概念相呼应（Rogers, 2003）：该群体的采用行为最依赖风险缓释机制和社会认同。评估处于中间水平的经销商是否确实会比其他群体对支持做出更强反应，这是一个本数据可以提出但无法检验的假设。

受访者对税收减免（71.6% 选择）和促销活动（56.3%）的偏好表明，经销商自身认为哪些支持形式最为有用。税收减免针对的是作为最主要商业障碍的价格差异问题，而促销活动则对应于 H2 中与替代潜力评估关联最密切的需求信号。相比之下，对培训支持的诉求较低（14.4%），表明能力差距并未被视为主要约束。这些偏好来自会从相关工具中受益的企业；它们反映的是经销商欢迎什么，而非什么措施在公共政策上有效或合理。

5.4 蓝煤在低碳供暖选项中的位置

这些发现的政策相关性取决于蓝煤能够和不能实现什么。其已获文献确认的收益是：在不更换热源的情况下，减少现有固体燃料锅炉对当地空气污染的排放，包括颗粒物和多环芳烃（Lasek et al., 2019）。这是空气质量方面的收益，而非脱碳方面的收益。热升级还增加了一个加工环节，其排放需在全生命周期评估中予以计算。热泵、区域供热以及（在燃烧排放和原料来源方面需持保留态度）生物质锅炉能够消除或大幅减少直接二氧化碳排放，而煤基燃料无法做到这一点（IEA, 2022c；EEA, 2023）。此外，成本竞争力也不能仅凭每吨价格来判断：相关比较应是装置全生命周期内有效热量的成本，同时还需考虑建筑适用性以及各选项可获得的政策支持情况。上述各项指标均未在本调查中测量。然而，蓝煤并非旨在与上述选项竞争：它被定位为供燃煤家庭使用的过渡性燃料，特别是在没有燃气管网或区域供热的地区（Polska Grupa Górnicza, 2025），以及那些近期无力更换热源的家庭（Baborska-Naro?ny et al., 2020；Soko?owski and Bouzarovski, 2022）。对这些家庭而言，相关的比较对象是在同一台锅炉中燃烧的传统煤炭，因此本研究中经销商的评估应在此角色定位下加以解读。

5.5 经销商作为利益相关方

本研究中所有与客户相关的变量——对生态燃料的兴趣、支付意愿、环保意识及价格敏感度——均为经销商对其客户的报告，并非家庭需求的直接测量、实际支付意愿或未来购买行为的数据。这些变量可能更多地反映了经销商的产品策略和客户结构，而非家庭自身的偏好。由于预测变量和结果变量由同一受访者在同一份问卷中报告，同源方差也可能放大两者之间的关联。

此外，经销商并非中立的观察者。其业务建立在煤炭销售之上，其评估可能受供应合同、与矿业公司的关联、煤处理设施的投资以及煤炭销售将持续多久的预期所塑造。波兰煤炭政治经济学的文献（Brauers and Oei, 2020；Szpor and Zió?kowska, 2018）提供了理由来预期此类关联会影响对替代品的看法。偏见的方向并不明确：在位者可能对一种使既有贸易复杂化的产品产生怀疑，但蓝煤本身也是煤炭产品，由同一批生产商供应，因此经销商也可能将其视为延长这一贸易的方式。因此，H3 所检验的对蓝煤的怀疑态度和对支持的期望，应被理解为商业利益相关者的立场，而非客观的市场信号。我们未测量合同、供应商关联或沉没投资，因此在位者优势和监管俘获仍然是可行的替代解释，而非本研究的发现。

5.6 政策工具及其他国家经验

经销商偏好的工具——税收减免和促销活动——是通用性的，现有数据无法显示其中哪一种具有成本效益、补贴应达何水平，以及适用于哪些对象。然而，其他国家的经验表明，面向家庭固体燃料的政策可以如何设计（表 8）。我们借鉴的是家庭供暖方面的经验，因为德国淘汰硬煤矿开采和英国淘汰燃煤发电虽更为知名，但涉及的是生产商和发电厂，对燃料经销商和家庭而言可适用的工具较少。英格兰对燃料本身进行了监管：传统家用煤的销售在 2021 至 2023 年间逐步退出，人造固体燃料仅在通过"Ready to Burn"（燃烧就绪）认证方可销售，同时由地方当局执法限制硫含量和烟尘排放（DEFRA, 2023；SI, 2020/1095）。德国则针对供暖系统提供支持：由 KfW 管理的联邦拨款对现有住宅建筑中的高效热源（如热泵和生物质锅炉）及接入供热网络进行共同资助（KfW, 2026）。这些示例说明了工具的设计思路，并非成本效益的证据，也不能不经调整便直接适用于波兰。

**表 8. 与家庭固体燃料相关的政策工具示例**

| 国家 | 工具 | 对波兰固体燃料市场的意义 |
|------|------|--------------------------|
| 英格兰 | 2021–2023 年分阶段禁止传统家用煤用于家庭用途；人造固体燃料须强制认证并加注 Ready to Burn 标识（DEFRA, 2023） | 可执行的产品标准与销售点信息相结合；并非补贴有效性的证据 |
| 德国 | KfW 管理的联邦拨款，用于现有住宅建筑中高效供暖系统及接入供热网络（KfW, 2026） | 支持技术与建筑升级，而非针对某种燃料；属于工具设计示例，不可直接迁移的补贴率 |
| 波兰 | "洁净空气计划"：自 2022 年 1 月 1 日起停止为燃煤锅炉提供资金支持（气候与环境部，2021） | 供暖系统升级与特定固体燃料的推广相分离 |
| 波兰 | 2022 年为符合条件的家庭提供一次性 3000 兹罗提煤炭补贴（气候与环境部，2022） | 针对家庭的危机救济；既非常设性每吨补贴，也不是燃料专项支持的政策先例 |

注：这些示例说明工具的设计方式，未对其成本效益进行排序。

6. 结论与政策启示

本研究考察了波兰固体燃料经销商对蓝煤采用的认知、障碍和驱动因素，采用 Spearman 等级相关和序数逻辑回归检验了三个假设，并辅以协变量调整模型、稳健性检验和探索性分析。

企业结构性特征——规模与所在城市化程度——不能预测经销商对蓝煤替代潜力的评估（H1 未获证实）。由于样本中较大企业和城市企业数量较少，且交互作用检验结果不显著，该结果仅适用于小型本地经销商，并不能证明感知不受企业结构影响。

两个预测变量在协变量调整和替代模型设定下均表现出对积极市场评估的稳健预测力：感知到的客户对生态燃料的兴趣（赔率比介于 3.431 至 8.014 之间）以及报告的客户价格敏感度。监管感知与这些评估相关（r = 0.27），但其对多变量模型的贡献取决于模型设定。因此，H2 的结果支持的是与感知客户兴趣的稳健关联，而非对生态和监管驱动因素进行泛化的排序使其凌驾于价格相关因素之上，也不意味着在政策设计中可以搁置价格问题。

怀疑态度与期望支持范围之间的关系呈曲线而非单调形态（H3 在原设定下未获证实）：正式检验支持一种倒U型模式，即评估处于中间水平的受访者所选择的支持工具数量最多。该模式是在数据检查后识别出来的，既未揭示最持怀疑态度者的动机，也未能确定哪一群体获得支持最有效。

对政策的启示比经销商自身的偏好所暗示的要有限得多。本研究测量的是经销商的认知，而非家庭需求、排放、有效热量成本或任何干预措施的效果。因此，它无法为蓝煤提供优惠性财政支持提供正当性，无法确定适当的补贴或税收减免水平，也无法表明针对特定经销商群体的支持会有效。

在上述限定范围内，信息是与本研究结果最直接相关的工具，因为经销商的评估与其感知到的客户兴趣关联最为紧密。我们建议提供经独立验证的产品信息——包括蓝煤、传统煤和非煤替代品的实测排放因子和有效热量成本——并在全国性推广之前，通过一项试点对其进行评估，该试点应随机分配此类信息的获取途径，并记录实际购买行为和热源切换情况。英格兰的经验（表 8）还表明，固体燃料的质量可通过可执行的产品标准、认证和销售点标识进行管理，这种方式通过经销商发挥作用，无需补贴，且不依赖于他们对需求的信念。面向家庭供暖的技术中立过渡支持——如更换热源和建筑升级，如同德国经验和"洁净空气计划"所体现的——同样值得评估；本调查无法确立某种特定燃料应获得优惠性支持。对于近期无力更换热源的家庭，任何对更清洁固体燃料的临时支持，都应采取试点形式，设定明确的反事实基准，进行独立的全生命周期排放评估，按收入分层定向，并设定时限。同时，一套统一且区域协调的防雾霾法规框架将为经销商提供稳定的规划视野，而现有各省份法令的拼凑式格局，根据本样本中对监管环境的低评分（M = 2.85），显然未能做到这一点。以上均为评估与设计的建议，而非调查本身得出的结果。

应指出若干局限性。横断面研究设计排除了因果推断，包括关于中介效应的推断。目的性抽样和 6.4% 的回复率使得无法在总体层面进行概率性推广，非响应偏差无法排除，且缺乏中型和大型企业的近缺席使得研究结论仅限于小型经销商。单项测量指标为观察性判断，其信度无法估计，客户相关条目捕捉的是经销商的认知，而非家庭的偏好或购买行为。调查未收集营业额、销售量、交易价格或利润率等数据，且仅三位受访者销售蓝煤。

对于分类H2模型，比例优势假设无法得到验证；在H1模型中该假设亦不成立，因此结论基于在多种替代设定下均成立的结果。未来研究应采用纵向研究设计、经验证的多项量表、终端消费者调查以及交易数据，交叉验证经销商感知与真实需求，并纳入衡量经销商与供应商关系的指标，同时将比较扩展至其他煤炭依赖型欧盟成员国。研究表明，中间商对更清洁固体燃料的评价更多取决于他们对客户的认知——即客户对更清洁燃料的兴趣及其对价格的反应——而非其自身的结构性特征。对于煤炭依赖型供热市场的能源转型政策而言，这些认知与价格和法规同等值得关注，而它们最好由经过验证的证据来引导，即关于过渡性燃料能提供什么、不能提供什么样的证据。

CRediT作者贡献声明

Kornelia Przedworska：撰写——审阅与编辑，撰写——初稿，资源，项目管理，方法学，调查，正式分析，数据整理，概念化。Izabela Sztangret：撰写——审阅与编辑，撰写——初稿，概念化。

生成式AI及AI辅助技术在写作过程中的声明

在撰写本文过程中，作者使用了AI辅助工具（Claude，Anthropic）将手稿从波兰语翻译为英文。使用该工具后，作者对内容进行了必要的审阅和编辑，并对所发表文章的内容承担全部责任。

资金来源

本研究未获得公共、商业或非营利部门任何机构的专项资助。

Kornelia Przedworska | Izabela Sztangret