許 冰， 邵春福， 錢劍培， 李 軍

(1.北京交通大學(xué) 城市交通復(fù)雜系統(tǒng)理論與技術(shù)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室， 北京 100044;

0 引言

經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的迅速發(fā)展帶來了城際間交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的較大變化，這種變化引導(dǎo)人們的出行需求在不同出行方式之間的分布趨向于新的平衡，人們對(duì)出行的便捷、安全、快速和舒適等要求也愈來愈高. 目前，研究者多從出行目的、方式、出行者社會(huì)經(jīng)濟(jì)特性等角度研究城際間各種交通方式的出行規(guī)律，采用集計(jì)或非集計(jì)的模型方法，探尋出行影響因素對(duì)出行行為的影響機(jī)理，忽略了出行決策過程的內(nèi)在機(jī)理及個(gè)體出行者心理決策層面存在的“黑箱”問題. 出行者的行為決策未必完全理性或完全由個(gè)人控制和決定，其決策過程由許多難以直接觀測的變量共同產(chǎn)生作用.

計(jì)劃行為理論(Theoryof planning behavior，TPB)基于期望價(jià)值理論分析個(gè)體行為的一般決策過程. 研究結(jié)果表明，TPB的應(yīng)用能幫助提高對(duì)行為的預(yù)測效度和解釋能力[1]. TPB在駕駛安全、違規(guī)行為、出行行為等很多交通領(lǐng)域問題均有較好的解釋效果，如張磊[2]以TPB為基礎(chǔ)，構(gòu)建自行車騎行者不安全騎行行為模型；林威成[3]利用TPB框架，對(duì)出行者行為態(tài)度、群體影響力等心理因素與出行方式選擇行為間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行分析；陳堅(jiān)[4]對(duì)居民公共交通出行心理進(jìn)行解析，提出出行者特征會(huì)通過TPB的心理潛變量間接影響出行行為；景鵬[5]在原始TPB基礎(chǔ)上引入描述性規(guī)范等潛變量，通過建立回歸模型探究都市圈城際出行方式選擇過程中心理因素對(duì)行為和意向的影響.

本文通過引入擴(kuò)展的TPB搭建城際出行方式?jīng)Q策過程理論框架，通過構(gòu)建四種城際出行方式的多指標(biāo)多因果模型(Multiple Indicators and Multiple Causes, MIMIC)，探索各出行方式下心理變量對(duì)選擇行為的解釋程度，并分析人口統(tǒng)計(jì)特征與心理變量的內(nèi)在聯(lián)系，為解析城際間交通需求管理政策與出行行為的互動(dòng)響應(yīng)，優(yōu)化交通系統(tǒng)提供理論支撐.

1 理論與假設(shè)

1.1 計(jì)劃行為理論

計(jì)劃行為理論主張，態(tài)度、主觀規(guī)范及感知行為控制受到其對(duì)事物的行為信念、規(guī)范信念和控制信念等外部因素影響，又能協(xié)同作用解釋個(gè)體的全部或大部分行為意向，行為意向控制個(gè)人實(shí)際行為. 計(jì)劃行為理論框架如圖1所示. 該框架中，“行為態(tài)度(Attitude)”指個(gè)體對(duì)執(zhí)行某特定行為的正面或負(fù)面的總體評(píng)價(jià)；“主觀規(guī)范(SN)”指個(gè)體在計(jì)劃執(zhí)行某特定行為時(shí)所感知到的社會(huì)壓力；“感知行為控制(PBC)”指個(gè)體對(duì)執(zhí)行某特定行為所具備能力的認(rèn)知；“行為意向(Intention)”指個(gè)體對(duì)于采取某項(xiàng)特定行為的主觀概率的判定.

圖1 計(jì)劃行為理論結(jié)構(gòu)模型

1.2 計(jì)劃行為理論的擴(kuò)展變量

TPB假定行為意向完全由態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制決定，但研究表明，某些意圖和行為受到TPB模型中未包含的特定領(lǐng)域因素的影響(如Armitage&Conner,2001; Conner&Armitage,1998)[1,6]. 在城際出行方式選擇這一具體問題中，人格特質(zhì)的差異將使不同人群在出行關(guān)注焦點(diǎn)、情緒傳達(dá)、實(shí)際行為表征及評(píng)估反饋等方面有所區(qū)別，進(jìn)而產(chǎn)生不同行為結(jié)果. Ajzen提出，計(jì)劃行為理論是較為開放的理論框架，通過增添新的影響變量能提高模型的解釋能力[7]. 為此根據(jù)我國城際間出行行為的特征，以及綜合考慮出行行為決策的影響因素，引入2個(gè)外部價(jià)值觀念變量和“行為習(xí)慣”變量.

1)環(huán)保態(tài)度

Whitmarsh和O’Neil研究了環(huán)境親和行為，在TPB框架中增加自我認(rèn)同變量發(fā)掘該變量與模型其他因素的聯(lián)系[8]. Harland等[9]表明，加入道德變量能更全面地解釋各種促進(jìn)環(huán)境的行為，包括出行者使用公共交通工具而非小汽車的原因. 本文認(rèn)為，環(huán)保態(tài)度的加入不一定能提高模型預(yù)測能力，但有一定實(shí)際應(yīng)用意義. 如Verplanken等[10]表明交通方式選擇時(shí)個(gè)人習(xí)慣比環(huán)境問題更為重要，但環(huán)境態(tài)度提供了額外的信念解釋，能改善計(jì)劃行為理論模型的預(yù)測準(zhǔn)確性.

2)安全態(tài)度

程龍[11]在大城市低收入通勤者出行方式選擇研究中，將安全意識(shí)作為出行者主觀感知態(tài)度的指標(biāo)變量，得出社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)特征與安全意識(shí)間的相關(guān)關(guān)系. 以往的出行行為研究中，安全態(tài)度一般作為出行者行為態(tài)度的具體指標(biāo)變量，反應(yīng)其對(duì)某特定交通方式的評(píng)價(jià). 但本文認(rèn)為，出行者的安全意識(shí)應(yīng)作為外部價(jià)值觀念獨(dú)立于出行方式進(jìn)行衡量，直接對(duì)“行為意向”產(chǎn)生作用.

3)行為習(xí)慣

在出行者面臨全新的選擇問題時(shí)，并無以往經(jīng)驗(yàn)作為參照，出行者通過深思熟慮的比較形成以目標(biāo)為導(dǎo)向的行為意向，并在其指導(dǎo)下開展后續(xù)行為[12]. 然而在積累了一定出行經(jīng)驗(yàn)的城際出行中，出行者采用某一方式選擇的頻率愈高，其將選擇環(huán)境和行為直接聯(lián)系起來形成慣性行為的可能性愈高. 穩(wěn)定的決策環(huán)境中，“行為意向”與“行為習(xí)慣”對(duì)“實(shí)際行為”的作用方向保持一致[13]，共同對(duì)出行者的行為起到更有效的解釋.

1.3 基本假設(shè)

Ajzen認(rèn)為所有影響行為的因素都是通過“行為意向”間接影響“實(shí)際行為”，而“行為意向”受到“行為態(tài)度”、“主觀規(guī)范”和“感知行為控制”3項(xiàng)因素的影響. 具體而言，個(gè)體對(duì)某行為的“主觀規(guī)范”、“感知行為控制”和態(tài)度愈正向，個(gè)體的行為意向愈強(qiáng)[14]. Wu等[15]就認(rèn)為“主觀規(guī)范”對(duì)“行為態(tài)度”有正向影響. Yu和Tsai[16-17]通過典型實(shí)例分析論證了“感知行為控制”對(duì)“行為態(tài)度”的偏好有影響. 根據(jù)以上計(jì)劃行為理論中各變量間關(guān)系的描述，可以對(duì)城際交通出行方式?jīng)Q策理論模型做出如下基本假設(shè)：(1)安全態(tài)度、環(huán)保態(tài)度、主觀規(guī)范、行為態(tài)度、感知行為控制對(duì)個(gè)體的出行行為意向均有正向影響. (2)主觀規(guī)范、感知行為控制對(duì)居民的行為態(tài)度均有正向影響. (3)行為習(xí)慣對(duì)個(gè)體的主觀規(guī)范、行為態(tài)度和感知行為控制有正向影響，行為習(xí)慣在行為意向和實(shí)際行為的關(guān)系間起到中介作用.

2 問卷實(shí)施及檢驗(yàn)

2.1 調(diào)查方案設(shè)計(jì)

本文采用網(wǎng)絡(luò)發(fā)放問卷的形式，獲取居民城際出行方式選擇行為的數(shù)據(jù). 問卷要求受訪者2017年城際出行中使用頻次最高的一項(xiàng)出行方式，回憶采用該方式出行且最經(jīng)常往返的城際起終點(diǎn)間一次印象深刻的出行經(jīng)歷，并回答問題. 回收問卷2 678份，剔除無效問卷后，共計(jì)2 304份有效問卷. 調(diào)查問卷的主要內(nèi)容為影響城際出行方式?jīng)Q策的出行者屬性、出行方式信息及擴(kuò)展計(jì)劃行為理論中的潛變量因素. 潛變量部分的問卷題項(xiàng)如表1所示. 該部分的測量采用Likert五級(jí)量表，要求被調(diào)查者對(duì)影響其某次特定城際出行行為的因素進(jìn)行打分.

表1 擴(kuò)展計(jì)劃行為理論相應(yīng)問卷題項(xiàng)

2.2 問卷統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)出行者屬性對(duì)調(diào)查樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表2所示.

表2 調(diào)查樣本的社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)特征

統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，調(diào)查范圍基本覆蓋了各年齡段和職業(yè)的出行群體，具有一定的廣泛性和代表性. 26～35歲的年輕受訪者占比較高，約38%；受教育程度在大學(xué)本科以上的出行者為主要受訪群體；企事業(yè)職員占比最高,為37%，網(wǎng)絡(luò)調(diào)查的局限使工人和離退休人員占比較低；個(gè)人月收入在3 000～6 000元的收入群體占比最高約為32%；近43%左右的受訪者沒有私家車；在已婚的受訪者中，37%的居民有18歲以上的孩子；隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，小汽車的普及率很高，70%以上的家庭均有1輛及以上小汽車.

2.4 信度與效度檢驗(yàn)

1)問卷數(shù)據(jù)的信度分析

Cronbach信度系數(shù)α是測度問卷內(nèi)部一致性的重要指標(biāo). 設(shè)xi，系數(shù)α計(jì)算公式如式(1)～(3)所示.

(1)

(2)

(3)

式中，k為用于構(gòu)建某一潛變量的的題項(xiàng)數(shù)目，si為第i題得分stotal為總得分的方差. Mallery和George認(rèn)為，信度系數(shù)α大于0.9時(shí)表示其可信程度優(yōu)秀，0.8以上表示信度很好，0.7以上表示信度可以接受，大于0.6信度基本認(rèn)可.

2)問卷數(shù)據(jù)的效度分析

效度(Validity)是指所需測量事物能夠被測量工具或其它手段準(zhǔn)確測出的程度. 通過KMO檢驗(yàn)與Bartlett球形檢驗(yàn)對(duì)問卷的因子分析適宜性進(jìn)行初步判斷. 選用平均方差提取值(AVE)評(píng)價(jià)問卷的收斂效度. 信效度分析結(jié)果如表3所示.

表3 潛變量的信效度分析

注：其中“*”表示該數(shù)值為剔除SN1、ATT9、EC1后的計(jì)算結(jié)果.

可以看出，問卷的整體信度為0.901，信度很好. 除“環(huán)保態(tài)度”外，各潛變量信度系數(shù)都大于0.6. ATT9、EC1和SN1題項(xiàng)與潛變量包含的其他題目相關(guān)性較低，表述不太一致，且刪除題項(xiàng)后，潛變量和問卷整體的信度系數(shù)均能有顯著提升. 效度方面，各題項(xiàng)因子載荷值均高于0.6，KMO值均高于0.5，AVE值高于0.6，問卷有較好的收斂效度和結(jié)構(gòu)效度.

3 模型結(jié)果分析

3.1 MIMIC模型框架

為檢驗(yàn)TPB中各潛變量間的內(nèi)在作用機(jī)理，及各潛變量與出行者屬性之間的關(guān)系，建立MIMIC模型. 該模型的主要優(yōu)點(diǎn)是可以通過結(jié)構(gòu)方程清晰的表達(dá)出潛變量的外生原因和內(nèi)生指標(biāo)之間的關(guān)系，并得到各解釋變量與潛變量之間的影響系數(shù). 本質(zhì)上是結(jié)構(gòu)方程模型的一種形式，包含2個(gè)結(jié)構(gòu)方程和2個(gè)測量方程，矩陣形式如式(4)和式(5)所示.

結(jié)構(gòu)方程：

η=Γx+ξ

(4)

測量方程：

y=Λη+ε

(5)

其中，η為潛變量的組成的(1×1)向量；x為和潛變量η有因果關(guān)系的外生可觀測變量的向量；y為η的可觀測的指標(biāo)變量向量.Γ和Λ為待估計(jì)的參數(shù)矩陣；ξ和ε為測量誤差. MIMIC模型的整體架構(gòu)如圖2所示.

圖2 MIMIC模型框架圖

MIMIC模型可分解為2部分：第1部分是對(duì)于擴(kuò)展TPB各潛變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析的過程. 以“行為習(xí)慣”潛變量為例，可表示為如式(6)所示.

(6)

上述公式由3個(gè)線性方程組成，每一個(gè)y都是ηHabit的可觀測外生變量，但因均無法完全解釋?duì)荋abit，為此添加對(duì)應(yīng)的殘差項(xiàng)ε. 殘差項(xiàng)ε彼此之間相互獨(dú)立，且假設(shè)與x之間也相互獨(dú)立.

MIMIC模型的第2部分是出行者屬性的外生變量與擴(kuò)展TPB中的內(nèi)生潛變量，及潛變量的指標(biāo)變量之間的結(jié)構(gòu)方程模型. 以“行為習(xí)慣”為例，該部分類似回歸分析，包括一個(gè)構(gòu)成TPB的潛變量因素和多個(gè)外源指標(biāo)變量，可用式(7)表示.

ηki=γk1xi+γk2xi+γk3xi+…γknxi+ξi

(7)

式中，k為“行為習(xí)慣”等潛變量；i為觀測的城際出行行為個(gè)體；γ為待估系數(shù)；x為“受教育程度”等社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性變量.

3.2 模型擬合評(píng)價(jià)

本文選用擬合優(yōu)度的卡方檢驗(yàn)(χ2)、近似誤差平方根(RMSEA)、相對(duì)擬合指數(shù)(CFI)、塔克劉易斯指數(shù)(TLI)等評(píng)價(jià)模型擬合程度. 統(tǒng)計(jì)分析軟件選擇AMOS，在導(dǎo)入樣本數(shù)據(jù)對(duì)1.3提出的理論假設(shè)模型進(jìn)行估計(jì)后，初始模型的部分?jǐn)M合指標(biāo)不符合評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn). 對(duì)模型進(jìn)行逐步修正過程中發(fā)現(xiàn)，對(duì)于各出行方式“行為習(xí)慣”和“環(huán)保態(tài)度“對(duì)“行為意向”均沒有顯著性影響，假設(shè)不成立，且將“環(huán)保態(tài)度”加入模型后使得模型擬合度降低，為此去掉“環(huán)保態(tài)度”變量. 此外，刪除“行為習(xí)慣”和“行為態(tài)度”之間路徑關(guān)系MIMIC模型的擬合結(jié)果如表4所示.

由表4可知，4種城際出行方式MIMIC模型和樣本數(shù)據(jù)間擬合度良好，雖然從TLI和CFI指標(biāo)看，普通列車、長途客車和自駕車3種方式不完全高于0.90，但在可以接受的范圍內(nèi)， RMSEA值均小于0.08，表明模型擬合合理. 長途客車和高鐵/動(dòng)車方式和普通列車的RMSEA均小于0.05，說明擬合效果較好.

表4 MIMIC模型擬合評(píng)價(jià)指標(biāo)

圖3 四種城際出行方式MIMIC模型中的潛變量間標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

3.3 擴(kuò)展計(jì)劃行為理論潛變量間的關(guān)系分析

通過多次修正，得到MIMIC模型潛變量間路徑系數(shù)圖及參數(shù)估計(jì)結(jié)果，如圖3(a～d)所示. 圖中潛變量間指向箭頭上的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，括號(hào)中為C.R.值. 95%置信水平下顯著用“*”表示，99%置信水平下顯著用“**”表示. “行為意向”和“實(shí)際行為”上的數(shù)字為模型對(duì)選擇某種城際交通方式的“行為意向”和“實(shí)際行為”的判定系數(shù).

總體上看，基于擴(kuò)展TPB的MIMIC模型對(duì)于城際出行方式選擇行為有較好的解釋效果，解釋了“實(shí)際行為”的52%～62%的方差，對(duì)“行為意向”的解釋程度更是達(dá)到69%～89%. 根據(jù)圖3中的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)及其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果，可以得出結(jié)論.

1)四種出行方式中，“主觀規(guī)范”對(duì)“行為意向”均有顯著正向影響，說明社會(huì)期望和外界壓力對(duì)于出行者方式選擇的行為意愿有很強(qiáng)的驅(qū)動(dòng)作用. “行為態(tài)度”對(duì)“行為意向”的顯著影響僅體現(xiàn)在高鐵/動(dòng)車方式中，在長途汽車方式上起到負(fù)的顯著性作用. 說明出行者對(duì)于高鐵/動(dòng)車方式的正向態(tài)度促進(jìn)其出行意愿的形成，而對(duì)長途汽車出行的負(fù)面印象則很大程度導(dǎo)致出行意愿較低.

2)“感知行為控制”在高鐵/動(dòng)車、普通列車和自駕車方式上對(duì)“行為意向”有正向顯著作用，說明出行者在認(rèn)為出行行為易掌控且不具有難度時(shí)，較大程度能促進(jìn)其出行意愿的形成. 在高鐵/動(dòng)車和長途汽車方式中，“行為習(xí)慣”對(duì)“行為意向”有顯著正向影響，說明高鐵/動(dòng)車在鐵路運(yùn)輸中逐步成為出行者下意識(shí)的選擇.

3)在四種出行方式中，“主觀規(guī)范”對(duì)“行為態(tài)度”的影響均不顯著，與理論假設(shè)略有出入；反之“感知行為控制”對(duì)“行為態(tài)度”均有顯著正向影響，說明與受到的社會(huì)期望相比，出行者對(duì)于行為的掌控信念更大程度影響其對(duì)出行方式的喜好.

“行為習(xí)慣”對(duì)于“感知行為控制”和“主觀規(guī)范”均有顯著正向影響，說明城際出行中習(xí)慣會(huì)影響出行者對(duì)于社會(huì)期望的感知和接納程度，同時(shí)出行者對(duì)采用某特定方式出行的掌控水平和信念受到習(xí)慣的驅(qū)動(dòng). “行為意向”和“行為習(xí)慣”對(duì)于“實(shí)際行為”均有正向的顯著性作用.

3.4 社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)特征和潛變量的關(guān)系分析

在MIMIC模型的第二部分中，分析了出行者屬性對(duì)于擴(kuò)展計(jì)劃行為理論各潛變量的影響效應(yīng)，參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表8所示. 可以得出結(jié)論.

表8 MIMIC模型潛變量與人口統(tǒng)計(jì)特征間的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：“*”表示p<0.05,“**”表示p<0.01.

1)高鐵/動(dòng)車方式中，個(gè)人月收入對(duì)“主觀規(guī)范”有顯著負(fù)影響，月收入越高的群體在高鐵/動(dòng)車方式出行的選擇上受他人及外界影響的程度越小，體現(xiàn)出更多主觀性. 年齡大的群體更傾向采用高鐵/動(dòng)車方式出行.

2)普通列車方式中，受教育程度對(duì)出行者的“主觀規(guī)范”有顯著負(fù)的影響，受教育程度越高，越不易受社會(huì)期望及規(guī)范影響而選擇普通列車出行.

3)長途客車方式中，受教育程度對(duì)出行者的“行為意向”“行為習(xí)慣”和“感知行為控制”均有顯著性的作用. 受教育程度高的群體不習(xí)慣于采用長途客車出行，學(xué)歷較高的群體對(duì)采用長途客車出行的“容易性和方便性”呈現(xiàn)相對(duì)負(fù)面的態(tài)度. 年齡較大的出行者對(duì)獨(dú)立乘坐長途客車進(jìn)行城際出行不具有信心.

4)自駕車方式中，小汽車擁有量對(duì)“主觀規(guī)范”“行為意向”等均有顯著正向影響. 說明家庭小汽車擁有量會(huì)強(qiáng)化出行者對(duì)該方式的使用習(xí)慣和滿意度，豐富的駕駛和出行經(jīng)驗(yàn)促進(jìn)出行者對(duì)城際間自駕行為的掌控和信心.

4 結(jié)語

本文將計(jì)劃行為理論引入對(duì)城際間出行方式選擇的研究中，并在原始TPB基礎(chǔ)上添加“行為習(xí)慣”等3個(gè)影響變量，以高鐵/動(dòng)車、普通列車、自駕車、長途汽車4種城際出行方式為研究對(duì)象構(gòu)建MIMIC模型，得出結(jié)論：基于擴(kuò)展計(jì)劃行為理論的MIMIC模型對(duì)于城際出行方式選擇的“行為意向”與“實(shí)際行為”均有較好的解釋效果. 不同的城際出行方式中，計(jì)劃行為理論各潛變量之間的相互作用關(guān)系有所不同，出行者屬性對(duì)各潛變量的影響程度有所差異. 環(huán)境態(tài)度”對(duì)“行為意向”沒有顯著性作用. 但外部價(jià)值觀念變量“安全態(tài)度”的加入符合實(shí)際應(yīng)用意義，并提高了MIMIC模型擬合程度.

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