葛曉鵬，王慶云*，張 藝

(1.北京交通大學經濟管理學院，北京100044；2.交通運輸部規(guī)劃研究院，北京100028)

0 引言

農村客運服務是促進農村地區(qū)經濟社會發(fā)展的重要基礎，承擔著我國6億農村居民的基本出行服務供給，對于支撐鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施具有積極意義.但是，長期以來我國農村居民很難享受到與城市居民同等水平的基本運輸服務，出行難仍然是農村地區(qū)特別是貧困地區(qū)最亟待解決的問題.系統(tǒng)分析我國農村客運服務滿意度影響因素，有利于構建適應新常態(tài)下農村居民出行需求變化的農村客運服務供給體系.

目前，國內外已有研究從不同角度對公路客運、道路客運、城鄉(xiāng)客運的服務質量、服務效率及乘客滿意度等方面進行了研究.付巧峰[1]應用馬斯洛需求層次理論，從客觀性、經濟性、服務性、快捷性、舒適性和方便性等6個方面構建了公路客運服務質量評價指標體系.程龍生等[2]基于ACSI構建了公路長途客運顧客滿意度(LHPT-CSI)初始概念模型，并從總體感知、服務態(tài)度等方面提出了改進建議.Kamruzzaman[3]提出一種復合指數PI(包括出行距離、出行范圍、出行頻率、出行類型等6類指標)識別在時間和空間上現(xiàn)有交通模式的不足.Eboli等[4]研究發(fā)現(xiàn)公共交通的便捷性、舒適性和安全性是影響公共服務有效供給的主要因素.

盡管Zakiah[5]曾指出地域性差異和乘客異質性將會影響乘客對于滿意度的評價，但是從研究范圍上，即使有部分研究對不同運輸方式進行了對比[6]，但已有研究注重以某個特定區(qū)域為主，缺少對不同區(qū)域的橫向對比，忽視了不同區(qū)域、乘客之間異質性的影響.此外，從主要影響因素識別上，已有研究對影響因素的選取過于龐雜，部分影響因素更是難以客觀量化.在當前深入推進供給側結構性改革和實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的大背景下，對農村客運服務中不同區(qū)域的異質性給予重點關注，從異質性出發(fā)研究農村客運服務的滿意度問題，聚焦主要制約因素，可以不斷提高供給政策的精準性，對于逐步擴大有效供給具有重要意義.

1 數據采集與預處理

1.1 調研問卷

通過對相關研究的綜述，本文梳理了由24個影響因素組成的滿意度指標集合.有關研究提出，選擇具有關鍵意義影響因素開展的研究比使用大量影響因素開展的研究更有效[7].在此基礎上，通過專家訪談、典型地區(qū)調研等方式，對相關影響因素進行了篩選，最終選取的影響因素主要包括以下3個方面：

(1)居民基本特征，體現(xiàn)了農村客運服務對象的個體特征.選擇年齡(x1)、性別(x2)、家庭總收入(x3)、受教育程度(x4)等4個影響因素.

(2)出行行為特征，是農村居民出行需求的最直接體現(xiàn).選擇乘坐農村客運班車的頻率(x5)和出行目的(x6)等2個影響因素.

(3)服務供給特征，主要考察農村客運服務的供給特征，即班線密度、站點設置、運行效率和出行費用等對滿意度的影響.選擇候車時間(x7)、步行距離(x8)、出行時間(x9)、票價(x10)等4個影響因素.

1.2 數據來源

為了盡可能體現(xiàn)區(qū)域差異化和乘客異質性，使研究能反映出我國農村客運服務的實際情況，本文選擇了在經濟社會發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平等方面均存在一定差異的北京市昌平區(qū)和貴州省黔南州作為分析樣本.其中，北京市昌平區(qū)臨近北京市中心城區(qū)，經濟社會發(fā)展基礎較好，與中心城區(qū)一體化趨勢明顯；貴州省黔南州屬于我國14個集中連片特困地區(qū)中的滇桂黔石漠化區(qū)，經濟社會發(fā)展相對滯后，但隨著新農村建設的不斷推進，農村地區(qū)與外部資源交流也日益頻繁.

表1 樣本地區(qū)2016年主要經濟社會發(fā)展指標Table 1 Major economic and social development indicators in the sample area in 2016

由于農村客運服務對象在空間和時間上的分布較為分散，不易在一定空間和較短時間內獲得大量的樣本數據.因此，為保證問卷的質量和數據的代表性，采用現(xiàn)場訪談的方式在昌平區(qū)和黔南州16個縣級行政單元開展調查，向受訪者詳細說明調查目的和指標含義.本次調查共發(fā)放問卷1 000份，收回有效問卷973份.

1.3 基本統(tǒng)計特征

整體樣本中，年齡主要分布在16～60歲，占總樣本的85%；家庭年收入10萬元以下的人數占總樣本的83%；受教育程度為初中及以上的人數占91%.樣本基本特征如圖1所示.

兩地樣本特征中存在一定一致性，主要表現(xiàn)在：

(1)非彈性出行(上班、上學、公務)與彈性出行(娛樂、購物、看病、探親等)的比例均大致為1∶2；

(2)乘坐農村客運班車的平均出行時間基本為0.5～2.0 h，均達到65%.

同時，兩地間也存在一定的差異性，主要表現(xiàn)在：

(1)昌平區(qū)經常乘坐(5～10次/周)農村客運班車的乘客比例是黔南州2倍.

(2)昌平區(qū)客運班車的可達性明顯好于黔南州.其中，昌平區(qū)候車時間小于30 min的比例達到55%，步行距離小于500 m的比例達到52%；而黔南州候車時間大于60 min的比例達到15%，步行距離超過1 km的比例高于23%.

(3)昌平區(qū)客運班車票價明顯低于黔南州.昌平區(qū)票價主要集中在5元以下，比例接近90%；黔南州5元以上票價的比例達到55%.

圖1 樣本基本特征Fig.1 Sample characteristic

1.4 相關性分析

為分析自變量構成，本文對各影響因素的相關性做如下假設：①家庭總收入與受教育程度；②出行時間與候車時間；③出行目的和乘車頻率.利用SPSS軟件對這些影響因素做相關性分析.

分析結果表明：在昌平區(qū)，出行目的和乘車頻率相關性較弱，其余2組假設成立；在黔南州，3組假設全部成立；此外，在調查中發(fā)現(xiàn)，年齡、性別的差別對于農村居民對滿意度的評價沒有明顯影響.因此，對昌平區(qū)，本文選取受教育水平、乘車頻率、出行目的、候車時間、步行距離、票價等6個影響因素做重點分析；對黔南州，本文選取受教育水平、出行目的、候車時間、步行距離、票價等5個影響因素做重點分析.

2 理論模型與變量設置

2.1 建立模型

模型的選取與因變量的類型相關.本文的因變量是農村居民對農村客運服務的滿意度，在問卷調查中，被分為：非常滿意、大致滿意、有點不滿意和非常不滿意4個等級，為有序分類變量.通過對比分析，多元有序Logistic回歸模型適合本文因變量類型，且該模型已在公共交通乘客滿意度分析、機場乘客滿意度分析等領域得到應用[8-9]，因此，本文建立多元有序Logistic回歸模型.

式中：pj為πj的估計值；aj為截距參數的估計值；bi為偏回歸系數的估計值.

采用極大似然估計法求解參數，其中，式(1)的假設條件(即樣本數據的應用條件)為：的大小與j()j=1,2,…,k-1 無關.在SPSS統(tǒng)計軟件中，采用“平行線檢驗”來判別該假設的合理性.

2.2 變量賦值

根據基本統(tǒng)計特征，依次對各變量進行賦值，如表2所示.

表2 變量定義Table 2 Variables definition

3 實證分析與研究結論

運用SPSS軟件對調查數據進行多元有序Logistic模型回歸分析，可得出各影響因素的參數估計值，并進行對比分析.

3.1 模型檢驗

模型檢驗的結果顯示，2組數據的平行線檢驗中P值分別為0.196和0.521，均大于0.05，說明選用多元有序Logistic模型是合適的，且模型擬合信息中P值均為0.000＜0.05，說明構建的模型具備統(tǒng)計學意義.

3.2 估值分析

昌平區(qū)模型參數估計結果如表3所示.由表3可知，對于昌平區(qū)，出行目的、候車時間、票價與農村客運服務之間存在著顯著的相互影響關系；而其他影響因素，如受教育程度、乘車頻率和步行距離等相互影響并不十分顯著.具體分析如下：

(1)出行目的.

該因素估計值為正，對滿意度的影響較為顯著，說明當出行目的由彈性需求(購物、娛樂、看病等)轉變?yōu)榉菑椥孕枨?上班、上學等)時，乘客滿意度會上升.這從一定程度上說明，相比于上班和上學，以購物和娛樂為目的的出行需求對農村客運服務的品質要求更高.

(2)候車時間.

該因素估計值為正，對滿意度的影響較為顯著，說明隨著候車時間的增加，乘客滿意度會逐漸降低，但滿意度變化的幅度基本保持一致.這與問卷調查過程中居民普遍反映的希望減少候車時間的意愿相一致.

(3)票 價.

該因素估計值為正，其對滿意度的影響僅次于候車時間，說明當票價降低時，乘客滿意度會上升；且隨著票價水平的降低，這種變化趨勢愈加明顯.特別是，票價由0～1元轉為免費與票價由10元 以上降到5～10元相比，滿意度會提升2倍以上.

表3 昌平區(qū)模型參數估計結果Table 3 The result of parameter estimation in Changping District

黔南州模型參數估計結果如表4所示.由表4可知，對于黔南州，只有步行距離和農村客運服務之間存在著顯著的相互影響關系；而受教育程度、出行目的、候車時間、票價等因素相互影響并不十分顯著；步行距離是唯一對滿意度影響顯著的因素，估計值為正，說明隨著步行距離的縮短，乘客滿意度會不斷提高.目前黔南州農村客運覆蓋率是當地居民最為關心的問題.

表4 黔南州模型參數估計結果Table 4 The result of parameter estimation in Qiannan State

3.3 結果分析

分析發(fā)現(xiàn)，各種影響因素對農村客運服務滿意度的影響程度和影響方式均存在一定差異，主要表現(xiàn)為：

(1)顯著影響因素存在明顯差異.對于昌平區(qū)，候車時間、票價、出行目的為顯著影響因素，而黔南州只有步行距離為顯著影響因素.對比發(fā)現(xiàn)2個地區(qū)并沒有相同的顯著影響因素，這就說明農村客運服務政策的制定不能一概而論，不同地區(qū)的政策出發(fā)點應有所差異.在黔南州，步行距離是最顯著的影響因素，說明當地居民更希望提升農村客運服務覆蓋范圍和站點密度，以減少步行到達客運站點的距離；而昌平區(qū)，當地居民則更希望進一步縮減候車時間和降低票價.

(2)可達性比經濟性的影響更大.研究中，可達性指標包括時間和空間2個維度，即候車時間和步行距離，經濟性指標則為票價.從昌平區(qū)相關影響因素的參數估值看，候車時間對于滿意度的影響起著決定性作用，縮短候車時間對滿意度的提升效果會比降低票價的效果好4～5倍；而在黔南州，步行距離是唯一顯著影響滿意度的影響因素，即可達性是影響該地區(qū)農村客運滿意度的決定性因素.因此，相比于對票價的補貼，提高農村客運服務的可達性是更優(yōu)先的政策選擇.

(3)供給側影響因素比需求側影響因素的影響更大.本文中的候車時間、步行距離、出行時間和票價等體現(xiàn)了供給側的影響因素；而乘車頻率、出行目的等則是需求側的影響因素.根據相關影響因素的參數估值，出行目的雖然是顯著影響因素，但是影響程度相對較弱，僅為票價的20%；而乘車頻率對滿意度的影響則為不顯著.因此，對于供給側的改革應是提升農村客運服務質量的主要關注點.

(4)乘客個體差異只具有間接影響作用.結合問卷調查情況并考慮影響因素相關性，僅將受教育程度作為影響因素進行了研究，而在2個樣本的相關因素參數估值中，該影響因素均表現(xiàn)為不顯著.

4 結論

本文研究結果表明，農村客運發(fā)展具有地區(qū)差異性，應根據所在地區(qū)影響農村客運服務滿意度的關鍵影響因素，有針對性地制定相關政策，才能解決長期以來我國農村客運領域存在的大量低端供給、同質供給、無效供給問題，進而做好農村客運服務領域的供給側結構性改革.結合本文研究結果，提出以下幾點建議：

(1)科學規(guī)劃線網布局.結合區(qū)域經濟社會發(fā)展情況、自然地理特征和人口分布特點，深入分析客流規(guī)律，合理設置農村客運班線走向和場站布局，提高農村客運服務覆蓋率，減少乘客步行距離；合理確定農村客運班車發(fā)車時間和發(fā)車頻率，縮短乘客候車時間.

(2)創(chuàng)新市場運營模式.從交易成本、服務效率和實際效果看，我國現(xiàn)有農村客運服務的供給結構和供給方式已不能滿足當前日益多樣化、個性化的運輸需求.要加快規(guī)范市場秩序、合理設定準入門檻和準入條件，不斷吸引民營企業(yè)、社會組織等各類市場主體，為農村居民提供更多樣的差異化運輸服務，有效地滿足各類運輸需求.

(3)加大政府投入力度.農村客運服務屬于準公共物品，政府在很大程度上承擔著供給義務.應根據地區(qū)經濟社會發(fā)展情況，在堅持農村客運公益性的前提下，分階段確定政府補貼機制.政府應首先著力于對農村客運場站和運營車輛的投入，以盡快提高農村客運服務的通達率，確保全體居民平等地享受到基本運輸服務；其次才是制定票價補貼機制，降低乘客出行成本.

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