李 橋

(1.中國鐵道科學(xué)研究院集團有限公司 運輸及經(jīng)濟研究所， 北京 100081；2.京滬高速鐵路股份有限公司 運輸管理部， 北京 100038)

在乘坐高速鐵路(以下簡稱“高鐵”)出行全過程中(如購票、到達離開高鐵車站、候車換乘等)，旅客所感知到的便利性是影響其服務(wù)體驗評價及是否再次選擇高鐵服務(wù)的重要因素[1]。旅客感知便利性(以下簡稱“便利性”)與旅客在出行過程中感知到所耗費的時間和精力密切相關(guān)[2]。例如，當(dāng)旅客遭遇“離站打車難”或退改簽排隊過長時，即使列車準(zhǔn)點到達，也可能會感覺耗費了超出預(yù)期的時間和精力，便利性感知下降，從而引起抱怨和不滿。相關(guān)實證研究已表明，便利性是提升旅客滿意度的一個重要方面[3]，且提出國內(nèi)高鐵應(yīng)更多聚焦于從便利性的視角提升服務(wù)質(zhì)量[4]。因此，探索高鐵旅客如何感知、看待、評價當(dāng)前的高鐵服務(wù)便利性對有針對性地提升旅客滿意度和忠誠度具有重要價值。

感知便利性是指顧客對購買產(chǎn)品或者服務(wù)時所耗費的客觀時間和精力的認知；所耗費的時間和精力越少，便利性越高[5]。對服務(wù)而言，這種感知的時間和精力評價集中體現(xiàn)在5個維度，即決策便利、可達便利、交易便利、受益便利、售后便利，并直接影響顧客對服務(wù)的評價(如服務(wù)質(zhì)量、滿意度、公平性)[2]。在客運服務(wù)中，旅客感知便利性也體現(xiàn)在多個維度[6-7]。例如，就鐵路客運服務(wù)而言，旅客的感知便利性可體現(xiàn)在到達便利、車站設(shè)施和環(huán)境、列車開行頻率和換乘便利[8]。

便利性是影響旅客出行方式選擇的主要因素之一。在公共交通領(lǐng)域，Zhang等[9]的實證研究表明感知便利性與旅客滿意度和忠誠度均呈正相關(guān)。Liou等[10]通過建模得出公共交通的便利性是服務(wù)質(zhì)量最重要的一個構(gòu)面。在鐵路客運服務(wù)領(lǐng)域，感知便利性影響到旅客的出行方式選擇[11]、對整個旅行的評價[12]及其滿意度[13]。在我國高鐵客運服務(wù)領(lǐng)域，“乘車方便性”也被認為是服務(wù)質(zhì)量的一個構(gòu)成要素[14]。滬杭經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的旅客對高鐵的便捷性有較高的要求[15]；換乘便捷對旅客的出行選擇有較大影響[16]；乘車過程中的便利性可提升旅客的滿意度[17]；到達、離開車站和購票環(huán)節(jié)的便利性與旅客滿意度有相關(guān)性[18]，因此高鐵運輸企業(yè)可通過增加靈活的服務(wù)措施滿足旅客對便利性的期望，進而提升旅客滿意度[19]。新近的一項基于京滬高鐵管理實踐的研究將感知便利性作為服務(wù)感知質(zhì)量評價的一個重要指標(biāo)，并提出了高鐵服務(wù)感知便利性的維度框架[20]。

基于Berry等[2]和Seiders等[21]所提出服務(wù)便利5維度模型，結(jié)合我國高鐵客運在旅客服務(wù)管理方面的實踐[20]，本研究提出高鐵旅客感知便利性主要包括5個維度：決策便利、交易便利、到達便利、乘車便利、售后便利。各維度的定義與管理實踐示例見表1。

表1 高鐵旅客感知服務(wù)便利性定義與管理實踐實例

綜上，高鐵客運的研究人員與管理者已經(jīng)開始將感知便利性作為提升服務(wù)質(zhì)量和旅客滿意的一個重要途徑，但仍缺乏對高鐵旅客感知便利性的維度與測量，及其對旅客滿意和旅客忠誠的影響的實證研究。本研究將首先剖析高鐵旅客感知便利性的構(gòu)成維度及其對旅客滿意和忠誠影響，并基于高鐵旅客的調(diào)研數(shù)據(jù)對這種影響機制和效應(yīng)進行實證檢驗。

1 研究假設(shè)

1.1 便利性與旅客滿意

高鐵服務(wù)便利性的改進能提升旅客對客運服務(wù)的滿意度[2]。旅客滿意是旅客對所接受到的高鐵客運服務(wù)的價格、績效和期望的綜合性評價[22]。一方面，旅客在選擇高鐵出行時，對高鐵服務(wù)過程中的便利性存在一定的期望；對這種期望的滿足程度越高，則旅客的滿意度越高。例如，從旅客高鐵出行的各環(huán)節(jié)來看，無論是在選擇出行方式和車票信息查詢、到達或離開高鐵站的環(huán)節(jié)、乘車全過程、購票交易環(huán)節(jié)，還是在售后環(huán)節(jié)，旅客都會期望耗費較少的時間和精力完成出行。其所耗費的越少，則感知到的便利性越高，對旅行的滿意度就越高。再如，假設(shè)某旅客期望便利的換乘服務(wù)，那么，如果高鐵服務(wù)能恰當(dāng)?shù)靥峁┍憷某鲂胁樵兣c規(guī)劃(決策便利)、換乘引導(dǎo)(乘車便利)、服務(wù)問詢(售后便利)等服務(wù)，那么該旅客對高鐵客運服務(wù)的期望則能得到很好的滿足，滿意度也會提升。

另一方面，便利性能給旅客帶來基本服務(wù)預(yù)期之外的卓越服務(wù)體驗。旅客對高鐵客運的基本預(yù)期是實現(xiàn)安全準(zhǔn)點的運輸服務(wù)。在保障基本運輸服務(wù)的基礎(chǔ)上，在信息查詢(決策便利)、購買支付方式(交易便利)、到達離開車站(到達便利)、安檢候車(乘車便利)、意見反饋(售后便利)等方面提升便利性能給旅客創(chuàng)造超出預(yù)期的服務(wù)體驗，提升旅客對高鐵客運服務(wù)的整體滿意度[19]。此外，便利性實質(zhì)上能幫助降低旅客在高鐵出行過程中所感知耗費的時間和精力，這可在既定票價成本條件下，提升旅客對于高鐵出行的感知價值，從而提升旅客的滿意度。由此，提出假設(shè)：

H1：a.決策便利、b.到達便利、c.乘車便利、d.交易便利、e.售后便利對高鐵旅客滿意有正向影響。

1.2 旅客滿意與旅客忠誠

旅客忠誠是指旅客對再次選擇高鐵出行的意愿和承諾[23]。旅客對本次高鐵出行的滿意度越高，則在下次出行時，重新耗費精力和時間去適應(yīng)其他交通方式的可能性越低，且再次選擇乘坐高鐵出行的意愿則越強[24]。航空客運服務(wù)的相關(guān)研究表明旅客滿意度對忠誠有正向促進作用，且在服務(wù)質(zhì)量與旅客忠誠中起到中介作用[25]。高鐵旅客滿意度對旅客忠誠意愿與行為的正向促進作用也得到了其他相關(guān)實證研究的支持[26]。由此提出以下假設(shè)：

H2：高鐵旅客滿意對旅客忠誠有正向影響。

上述研究假設(shè)見圖1，即旅客感知便利性的5個維度影響旅客滿意，進而影響旅客忠誠。

圖1 研究模型圖

1.3 旅客特征與感知便利性

具有不同出行特征的旅客對高鐵便利性的感知會有一定差異。例如，高頻次出行的旅客更加頻繁地接觸高鐵服務(wù)，對高鐵服務(wù)的認知更加深刻，因而他們與低頻次出行的旅客對便利性的感知可能存在差異。再如，商務(wù)出行的旅客在出行需求方面與非商務(wù)出行的旅客會不同，調(diào)查發(fā)現(xiàn)45%左右的一等座和商務(wù)座的旅客選擇自駕或公務(wù)車前往高鐵站[4]，他們對服務(wù)便利性可能有更高的期望。由此，提出以下假設(shè)：

H3：高頻次出行的高鐵旅客與低頻次出行的旅客在便利性各維度上的感知存在差異。

H4：以商務(wù)(公務(wù))出行目的為主的旅客與非商務(wù)目的出行的旅客在高鐵便利性各維度上的感知存在差異。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)收集

本文采用在線調(diào)查的方式對高鐵旅客的出行體驗進行調(diào)查，為確保被調(diào)查的旅客都有乘坐高鐵出行的經(jīng)歷，問卷開篇設(shè)置了篩選問項“您是否有乘坐中國高鐵出行的經(jīng)歷？”，并要求旅客針對其高鐵出行經(jīng)歷完成后續(xù)調(diào)查。采用便利抽樣，共收集有效問卷648份。調(diào)查樣本中，男性旅客占57%，女性占43%；30歲以下的旅客占47%，30歲以上的旅客占53%；稅前月收入5 000元及以下的旅客占39%，5 000元以上占61%；71%的旅客有乘坐高鐵干線(如京滬高鐵)出行的經(jīng)歷。

2.2 構(gòu)念測量

本研究對旅客的感知便利性、旅客滿意度與旅客忠誠度等的測量問項均改編自現(xiàn)有相關(guān)文獻中的量表。旅客感知便利性的測量采用了基于心理測量技術(shù)的量表[27]，測量問項來源于Berry[2]和Seiders等[21]的研究，依據(jù)選擇高鐵出行的全流程，從決策便利、到達便利、乘車便利、交易便利、售后便利等方面進行了測量。基于文獻[22]，旅客滿意的測量包括旅客的整體出行體驗、服務(wù)體驗、價格體驗等問項?；谖墨I[28]，旅客忠誠的測量包括3個忠誠的行為意向問項。

各構(gòu)念的測量均采用了多指標(biāo)的五級李克特量表，1表示“非常不贊同”，5表示“非常贊同”。在正式數(shù)據(jù)收集之前，研究人員邀請高鐵客運相關(guān)專業(yè)研究人員對問卷的設(shè)計進行評估，并根據(jù)反饋意見對部分問項的表述進行了調(diào)整。各構(gòu)念的測量問項見表2。

3 分析結(jié)果

3.1 構(gòu)念測量的信度與效度分析

本研究采用內(nèi)部一致性系數(shù)檢驗測量的信度，采用驗證性因子分析(CFA)來檢測測量的效度χ2/df=4.379；nCFI=0.967；nTLI=0.960；nRMSEA=0.072。χ2為卡方；df為自由度；nCFI為比較擬合指數(shù)(CFI值)；nTLI為非厄擬合指數(shù)TLI值；nRMSEA為近似誤差均方根。各構(gòu)念的測量均具有較高的信度和效度，見表2。各構(gòu)念的內(nèi)部一致性信度的Cronbach’sα系數(shù)均大于0.70，而且各構(gòu)念的組合信度CCR均大于0.70，這表明各構(gòu)念的測量具有較高的測量信度[29]。本研究從聚合效度和判別效度兩方面檢驗構(gòu)念測量的效度。如表2所示，各構(gòu)念的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均大于0.70，且其平均方差萃取值A(chǔ)AVE均大于0.50，這表明本研究中各構(gòu)念的測量均具有較高的聚合效度。各構(gòu)念的AAVE平方根均大于該構(gòu)念與其他構(gòu)念之間的相關(guān)系數(shù)見表3，這表明本研究中各構(gòu)念的測量具有較好的判別效度[30]。因此，本研究中各構(gòu)念具有較高的測量科學(xué)性。

表2 構(gòu)念測量問項

表3 構(gòu)念相關(guān)系數(shù)

3.2 共同方法變異檢驗

為檢驗測量中可能存在的共同方法變異問題，本研究采用了單因子檢驗法進行檢測。結(jié)果表明，在驗證性因子分析中，只含有1個構(gòu)念的因子模型的擬合度(χ2/df=19.599；nCFI=0.800；nTLI=0.781；nRMSEA=0.170)顯著低于上述包含7個構(gòu)念的因子模型的擬合度(χ2/df=4.379；nCFI=0.967；nTLI=0.960；nRMSEA=0.072)，這表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法變異問題[31]。

表3中對角線下半部分是構(gòu)念的相關(guān)系數(shù)矩陣，對角線上是AAVE的平方根。各相關(guān)系數(shù)均顯著(p<0.01)。

3.3 直接效應(yīng)檢驗

為檢驗3.2節(jié)所述假設(shè)，采用基于極大似然估計法的結(jié)構(gòu)方程模型來估計感知便利性、旅客滿意和旅客忠誠之間的影響路徑系數(shù)。如表4所示，包含各研究假設(shè)的理論模型M0具有較高的擬合度χ2/df處于2～5之間，nCFI、nTLI均大于0.95，nRMSEA小于0.08。此外，旅客滿意與旅客忠誠的平方復(fù)相關(guān)系數(shù)(SMC)nSMC值分別為0.817、0.862，這說明本研究的理論模型對旅客滿意與旅客忠誠具有較強的解釋能力。因此，本研究可基于此模型估計得到的路徑系數(shù)進行研究假設(shè)檢驗。

表4 研究假設(shè)檢驗：理論模型M0結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)

由表4可知，到達便利對旅客滿意存在正向促進作用，因而，H1b得到了本研究的實證支持；同樣，H1d和H1e提出的交易便利和售后便利對旅客滿意的正向促進作用也得到了本研究的實證支持。但是，決策便利對旅客滿意的正向促進作用不顯著，因而，H1a未得到實證支持；H1c提出的乘車便利對旅客滿意的正向促進作用也未得到實證支持。此外，旅客滿意對旅客忠誠的正向促進作用H2得到了實證支持。

3.4 中介效應(yīng)檢驗

如表5所示，當(dāng)分別增加決策便利模型M1和乘車便利模型M3到旅客忠誠的直接效應(yīng)路徑時，M1和M3相對于理論模型M0的卡方改變值Δχ2分別為32.058、7.034(M0的χ2為1 069.946；M1的χ2為1 037.888；M3的χ2為1 062.912)；且決策便利(γ=0.210；p<0.01)和乘車便利(γ=0.109；p<0.01)對旅客忠誠的直接效應(yīng)都顯著，這說明分別增加直接效應(yīng)路徑是有意義的(α=0.05且df=1時，χ2的臨界值為3.841)。這也表明，決策便利和乘車便利對旅客忠誠具有直接影響，但是旅客滿意在決策便利和乘車便利與旅客忠誠之間并未起到中介作用。

表5 影響機制檢驗：感知便利性對旅客忠誠的直接效應(yīng)結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)

然而，當(dāng)分別增加到達便利(M2,χ2為1 069.233)和售后便利(M5，χ2為1 068.874)到旅客忠誠的直接效應(yīng)路徑時，Δχ2分別為0.713和1.072，且二者對旅客忠誠的直接效應(yīng)都不顯著，這說明分別增加二者的直接效應(yīng)路徑對提高模型的整體擬合度并無實質(zhì)意義。這也表明，旅客滿意在到達便利和售后便利與旅客忠誠之間起到了完全中介的作用。但是，當(dāng)增加交易便利(M4，χ2為1 064.546)到旅客忠誠的直接效應(yīng)路徑時，Δχ2為5.417；且交易便利(γ=0.106；p<0.01)對旅客忠誠的直接效應(yīng)顯著，這說明增加該直接效應(yīng)路徑是有意義的。這表明，交易便利對旅客忠誠具有直接影響，而旅客滿意在交易便利與旅客忠誠之間只是起到了部分中介的作用。

3.5 便利性感知差異分析

本研究采用方差分析檢驗高頻次出行的旅客(年平均出行次數(shù)5次及以上)與低頻次出行的旅客(年平均出行次數(shù)小于5次)，以及商務(wù)(公務(wù))出行目的為主的旅客(一年中商務(wù)和公務(wù)出行次數(shù)占總出行次數(shù)的比例大于50%)與非商務(wù)出行旅客，在便利性各維度上的感知差異。

如表6所示，高頻次出行的旅客在決策、乘車、交易、售后便利的感知上均顯著高于低頻次出行的旅客(p<0.05)；而在到達便利上，二者的沒有顯著差別。因此，不同出行頻次的旅客對便利性的各維度感知存在差異(H3)的假設(shè)只得到了部分實證支持。如表7所示，以商務(wù)(公務(wù))出行目的為主的旅客在感知便利性的五個維度上的感知均顯著高于非商務(wù)旅客。因此，不同出行目的的旅客對便利性的各維度感知存在差異(H4)的假設(shè)得到了實證支持。

表6 出行頻次不同旅客的便利性感知差異檢驗

表7 商務(wù)旅客的便利性感知差異檢驗

綜上，本研究所提出的研究假設(shè)H1b、H1d、H1e、H2、H4均全部得到了實證支持，H3得到了部分支持，H1a和H1c未得到實證支持。

4 結(jié)論

基于上述對旅客感知便利性及其對旅客滿意與旅客忠誠的影響分析，我們可以得出以下結(jié)論：

(1)旅客感知便利性的不同維度對旅客滿意有差異化的影響。到達便利、交易便利和售后便利對旅客滿意有顯著正向影響；決策便利和乘車便利則對旅客滿意沒有顯著正向影響。

(2)旅客感知便利性的不同維度對旅客忠誠的影響機制有差異。到達便利和售后便利是通過正向促進旅客滿意，進而影響旅客忠誠；而決策便利和乘車便利直接對旅客忠誠產(chǎn)生正向影響；交易便利與旅客忠誠之間，旅客滿意僅起到了部分中介的作用，既可通過影響旅客滿意進而影響到忠誠，也可直接正向影響旅客忠誠。

(3)具有不同出行特征的旅客對便利性的感知有差異。高頻次出行的旅客和以商務(wù)(公務(wù))出行目的為主的旅客在出行決策、信息查詢上的便利性感知最高；而在接駁、停車等到達便利性上的感知尚無明顯差異。

我國高鐵客運服務(wù)優(yōu)化應(yīng)將到達便利、交易便利、售后便利作為提升旅客滿意和旅客忠誠的重要途徑。相關(guān)部門應(yīng)著力提升旅客在到達、交易、售后便利方面的體驗。在以激勵旅客再次選擇高鐵出行為目標(biāo)時，不可忽視決策便利和乘車便利積極作用。針對當(dāng)前已實施的鐵路暢行常旅客會員制度，鐵路服務(wù)企業(yè)可針對各等級會員的群體特征和出行特征進一步細分。