丁昱杰、張凱、張齡允、盧海鵬

（南京信息工程大學自動化學院，江蘇 南京 210044）

0 引言

隨著我國城市化發(fā)展速度的不斷加快，私家車保有量迅速增加，城市道路擁堵的問題也日益加重。在這種背景下，汽車合乘應運而生。私家車相比于公共交通出行，在舒適性、靈活性方面具有優(yōu)勢。但是小汽車出行占據(jù)大量的道路通行空間，使得空載率過高。國內(nèi)關于單位員工間的私家車合乘研究較少。大多數(shù)集中于利用算法解決路徑、定價、車輛調(diào)度方面的問題，魏軍奎[1]通過使用聚類算法和生成算法對OD 數(shù)據(jù)進行分析處理，研究其有效性。李金洋[2]通過對比不同算法，分析了模型與算法的有效性和求解效率，總結出合乘出行具有明顯優(yōu)勢。很少從合乘者的角度出發(fā)，挖掘內(nèi)在影響因素。針對以上問題，提出單位小汽車通勤合乘是一種基于常規(guī)合乘的新型合乘方式，通過該出行模式降低一人一車模式的空駛率，基于顧客滿意度模型，實現(xiàn)長期穩(wěn)定的合乘關系模式。

1 數(shù)據(jù)獲取

1.1 問卷設計

為了全面地對單位小汽車通勤合乘意向行為進行分析，問卷共設置了23 個觀測變量。采用網(wǎng)上問卷調(diào)查的方式，最終得到了413 份有效的問卷樣本。所有量表均使用李克特五級量表，范圍從“非常不同意”至“非常同意”，最大值為5，最小值為1。變量定義和描述見表1。

表1 變量定義及描述

1.2 研究假設

計劃行為理論（TRB）是由Icek Ajzen 提出的用于社會心理學解釋態(tài)度與行為之間關系的理論，從態(tài)度行為論，引入中介行為意圖、自變量主觀規(guī)范，形成理性行為理論，再引入自變量認知行為控制，形成計劃行為理論。該理論認為人的行為是經(jīng)過深思熟慮計劃的結果。

引入了顧客滿意度指數(shù)模型中的變量，顧客滿意度指數(shù)模型（ACSI）處于一個相互影響相互關聯(lián)的因果互動系統(tǒng)中，顧客即為有意向參與合乘的合乘者，該模型解釋整個合乘過程與整體滿意度之間的關系。主要選取感知價值、感知質(zhì)量、顧客抱怨這幾個變量。

2 數(shù)據(jù)分析

2.1 問卷的信效度檢驗

2.1.1 信度分析

采用Cronbach's α 測量問卷的內(nèi)在信度，以檢驗問卷的可靠性和可信性，反映被測數(shù)據(jù)真實程度的指標。

經(jīng)計算，感知價值的Cronbach's α 值最低，為0.798＞0.7，滿足條件。說明該問卷的內(nèi)部一致性比較高、數(shù)據(jù)可靠性較高，問卷具有良好的信度，可以作為研究工具。

2.1.2 效度分析

通過探索性因子分析（EFA)、驗證性因子分析（CFA)、收斂效度和區(qū)分效度多維度檢驗問卷，綜合判斷量表是否具有較好的建構效度。

通過KMO 值和Bartlett 球形檢驗判斷量表是否滿足因子分析的條件，以檢驗相關矩陣中各變量間的相關性。結果表明：調(diào)查數(shù)據(jù)的KMO 值為0.905＞0.7（標準），Bartlett 球形檢驗值為6324.209，數(shù)值比較大，Bartlett P 值為0.000＜0.01，說明該問卷適合進行因子分析。

接著進行因子分析采取的是主成分分析法，結果顯示：旋轉累計平方和是79.51%，大于60%，各變量的因子載荷均高于0.6，說明提取的7 個因子包含的信息較全面，且未出現(xiàn)雙重因子負荷均高的情況，各觀測變量按照理論預設聚合到各維度下。綜合以上分析說明，選取的變量比較科學、合理。

接著使用AMOS 軟件對量表進行驗證性因子分析（CFA)，首先根據(jù)上面探索性因子分析結果建立驗證性因子模型。

結果見表2，AMOS 輸出指標卡方與自由度之比χ2/df=1.428＜3，說明模型擬合較好。適配度指數(shù)（GFI)=0.941，調(diào)整的適配度指數(shù)（AGFI)=0.923，基準適配指數(shù)（NFI)=0.954、非規(guī)范擬合指數(shù)（TLI)=0.983和比較適配指數(shù)（CFI)=0.986，以上數(shù)值越接近1，模型適配度越好。近似誤差均方根（RMSEA）數(shù)值越小，說明模型擬合程度越佳，RMSEA 為0.032＜0.05。綜上分析，驗證性因子分析各項指標均已達標，模型總體擬合度較好（見表2）。

表2 模型擬合指標

由驗證性因子分析結果可知，各題項因子載荷值在0.7～0.9，說明收斂效度較高；各維度的組合信度（C.R.）均大于0.7，達到標準，其中感知價值（0.801）最低；平均提取方差值（AVE）均大于0.5，達到標準，其中感知價值（0.574）最低；顯著性概率P＜0.001。說明整體量表中7 個潛變量與各測量指標變量存在顯著的關系，整體量表結構模型構建情況非常好。

3 模型驗證與結果分析

3.1 模型建立

運用SPSS 軟件建立數(shù)據(jù)庫，并以此為基礎導入AMOS 軟件中進行分析。根據(jù)理論模型，以主觀規(guī)范、知覺行為控制、顧客抱怨、感知質(zhì)量為自變量，以主觀態(tài)度、感知價值為中介變量，以合乘意向為因變量，建立結構方程模型，如圖1所示。

圖1 結構方程標準化路徑估計

圖中估計參數(shù)有14 個標準化路徑系數(shù)值、23 個觀測變量的標準化因子載荷值以及26 個觀測誤差方差。通過對一些擬合指標的測算衡量結構方程模型是否成立。由結果可知，各項指標均達標。說明模型的擬合程度較好，模型可以接受。

3.2 路徑分析

由表3可知，模型的擬合指標均達到標準要求，故對模型的路徑進行分析。其中，主觀規(guī)范到感知價值的標準化路徑系數(shù)較小，臨界比值為1.816 小于標準值1.960，顯著性P 值為0.069 大于0.05，顯著性檢驗未通過，表明路徑不顯著，故假設因果關系不成立；感知質(zhì)量到感知價值的標準化路徑系數(shù)較小，臨界比值為1.747 小于標準值1.960，顯著性P 值為0.081 大于0.05，說明感知質(zhì)量對感知價值沒有顯著的正向影響作用，故假設不成立。

表3 結構方程模型擬合指標

3.3 中介效應檢驗

根據(jù)路徑分析的結果，假設檢驗是成立的，為探究這些顯著的路徑里是否具有中介效應，在AMOS21.0 運行Bootstrap 法直接檢驗中介效應的存在性。直接檢驗的假設條件為H0∶ab=0。如果檢驗結果得出的置信區(qū)間包含0，表示不存在中介效應。重復5000 次，置信區(qū)間標準為95%，采用偏差校正法進行檢驗。采用AMOS 軟件自帶的語法將相關路徑全部賦值，分別計算非標準化和標準化的特定中介效應。中介效應檢驗見表4。

表4 中介效應檢驗

結果可知，有8 條中介路徑，其中主觀規(guī)范-感知價值-合乘意向和感知質(zhì)量-感知價值-合乘意向的中介路徑上下區(qū)間均包含0，P 值大于顯著水平0.05，故假設不成立，中介效應不成立。其他中介路徑上下區(qū)間均不包含0，P 值小于顯著水平0.05，故假設成立，中介效應成立。

3.4 模型解釋

結合上述試驗，分析如下：

其一，知覺行為控制是直接影響單位小汽車通勤合乘意向的最主要因素。知覺行為控制與合乘意向的標準化路徑系數(shù)越大，影響關系越強，相關性越高，具有正向的顯著影響。其二，顧客抱怨對合乘意向具有負向影響。其標準化路徑系數(shù)為-0.181(t=-2.839，p=0.000＜0.01)，P 值小于0.05（假設成立），在t 的絕對值大于1.96 的情況下，負向影響關系顯著。

4 結論

提出一種能夠同時滿足合乘者和司機需求的、長期穩(wěn)定的合乘關系模式——單位小汽車通勤合乘。結果發(fā)現(xiàn)，知覺行為控制是直接影響單位小汽車通勤合乘意向的最主要因素，當出現(xiàn)惡劣天氣、車輛供給不足、相關政策服務完善時，單位小汽車通勤合乘會對通勤者產(chǎn)生一定的吸引力。

顧客抱怨通過感知價值對合乘意向的負向影響最大。首先，管理者應重視與政府、企業(yè)的合作，宣傳合乘具有節(jié)省出行費用、節(jié)約社會公共資源、減少環(huán)境污染等優(yōu)點；其次，通過算法優(yōu)化合乘路徑，較少繞行距離，提高準時性、高效性；最后，還可以設定評價管理系統(tǒng)，針對司機服務、車內(nèi)整潔度，方便后續(xù)合乘者參考。