王瀚森 尚猛 李彤 周娟娟

（安陽(yáng)工學(xué)院飛行學(xué)院，河南安陽(yáng) 455000）

1 引言

居民作為交通出行的微觀主體，其出行意愿對(duì)城市的綠色發(fā)展造成影響。通過(guò)借鑒前期學(xué)者研究成果可知，提倡居民綠色出行是解決城市環(huán)境污染等問(wèn)題的有效途徑。目前已有研究主要圍繞綠色消費(fèi)、城市綠色交通等方面展開(kāi)，龐旭方研究了節(jié)約能源對(duì)交通節(jié)能系統(tǒng)建設(shè)的影響，認(rèn)為交通節(jié)能與可持續(xù)綠色發(fā)展存在相關(guān)性［1］。Sharaby 和Shiftan 通過(guò)研究證明，公共交通票價(jià)的降低對(duì)使用公共交通工具進(jìn)行日常出行的居民人數(shù)具有正面影響［2］。顧康康等研究發(fā)現(xiàn)，解決節(jié)約能源、減少環(huán)境污染問(wèn)題可通過(guò)發(fā)展綠色、環(huán)保的出行方式，如綠色交通［3］。廖纮億認(rèn)為低碳出行是在滿足基本出行需求的前提下確保剛性出行，可以減少污染、節(jié)約能源，而不是指具體的某類(lèi)出行工具［4］。

本文通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行深入探討發(fā)現(xiàn)值得繼續(xù)研究的問(wèn)題，如前期研究側(cè)重考慮社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征和出行環(huán)境，缺乏對(duì)其他重要情景因素的思考。鑒于此，本文從內(nèi)部心理因素和外部情景因素2個(gè)角度出發(fā)，運(yùn)用實(shí)證分析方法，得出影響居民綠色出行意愿的因素，并進(jìn)行影響力分析，希冀通過(guò)此項(xiàng)研究助力政府制定有效的政策，提高居民參與綠色出行的積極性。

2 理論模型與研究假設(shè)

綠色出行是指居民通過(guò)步行、騎自行車(chē)或乘坐綠色交通工具等進(jìn)行日常出行的方式，通過(guò)該方式以達(dá)到減污降碳、節(jié)約能源和保護(hù)環(huán)境的目的［5］。

研究居民出行行為的重要理論之一是計(jì)劃行為理論（TPB），其依據(jù)感知行為控制、綠色出行態(tài)度和主觀規(guī)范3 個(gè)因素進(jìn)行研究。李華強(qiáng)等發(fā)現(xiàn)TPB 系統(tǒng)的3 個(gè)因子均會(huì)影響居民綠色出行［6］。但理論局限于心理學(xué)范疇，缺少對(duì)其他因素的思考。本文在TPB 模型基礎(chǔ)上，參考拓嬌嬌綠色出行意愿模型［7］，引入“公共宣傳”和“綠色出行政策”2 個(gè)預(yù)測(cè)變量，以更加全面地研究居民綠色出行意愿。

綠色出行態(tài)度（GTA）是指居民對(duì)綠色出行及環(huán)境保護(hù)的認(rèn)知；主觀規(guī)范（SN）是指周?chē)氖挛飼?huì)影響居民綠色出行的意愿；感知行為控制（PBC）是指居民能夠完成綠色出行行為的難易度；公共宣傳（GPP）包括政府和媒體對(duì)綠色出行的導(dǎo)向等；綠色出行政策（GTP）是指政府實(shí)行的惠民政策。

基于上述理論基礎(chǔ)，本文構(gòu)建了居民綠色出行意愿模型，如圖1 所示。

圖1 居民綠色出行意愿模型

基于圖1，提出以下假設(shè)：

H1：綠色出行態(tài)度與綠色出行意愿正相關(guān)；

H2：主觀規(guī)范與綠色出行意愿正相關(guān)；

H3：感知行為控制與綠色出行意愿正相關(guān)；

H4：公共宣傳與綠色出行意愿正相關(guān)；

H5：綠色出行政策與綠色出行意愿正相關(guān)。

3 實(shí)證分析

3.1 信度與效度分析

本文采用問(wèn)卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)，問(wèn)卷調(diào)查對(duì)象主要為安陽(yáng)市內(nèi)的城市居民。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷280 份，回收有效問(wèn)卷198 份，有效率為71%。

問(wèn)卷信效度常被用于分析指標(biāo)體系內(nèi)部的一致性與問(wèn)卷邏輯結(jié)構(gòu)的合理性。其中，變量的Cronbach'sα 為0.919，大于0.7，說(shuō)明本次調(diào)查的數(shù)據(jù)信度高；KMO 值為0.899，Bartlett 球形度檢驗(yàn)值為532.924，p 值為0.000，小于0.01，表明該問(wèn)卷的可靠性很好，適合因子分析。

3.2 因子分析

據(jù)表1 可知，因子分析得到由7 個(gè)因子構(gòu)成的5 個(gè)公因子，因子累積方差百分比為89.214%，各自變量所對(duì)應(yīng)維度的因子負(fù)荷率大于0.50，表明其大部分?jǐn)?shù)據(jù)被FX利用，而FX對(duì)變量的解釋效果較好。

表1 因子分析匯總

調(diào)查結(jié)果顯示，調(diào)查問(wèn)卷設(shè)計(jì)時(shí)符合分類(lèi)的5類(lèi)公因子，顯示因子分析效果更佳。

3.3 逐步回歸分析

為了驗(yàn)證本研究提出的各種因素共同作用情況下對(duì)綠色出行意愿的研究假設(shè)，本文以SN，GPP，PBC，GTA 和GTP 5 個(gè)因素為自變量，以GTI 為因變量進(jìn)行回歸分析，分析結(jié)果見(jiàn)表2。采用逐步回歸分析，避免進(jìn)行線性回歸時(shí)多重共線性對(duì)分析的影響［8］。

表2 逐步回歸分析結(jié)果

D-W 值接近2，表明殘差序列間沒(méi)有關(guān)聯(lián)，回歸模型的擬合效果較好。由表2 可見(jiàn)，回歸分析中變量VIF 值約為1，說(shuō)明回歸模型沒(méi)有共線性。p＝0.000＜0.01，說(shuō)明本次回歸具有統(tǒng)計(jì)意義。根據(jù)表2 得到回歸公式為：

根據(jù)上述回歸公式，在其他變量不變的情況下，GPP 每增加1 單位，GTI 平均提高0.319 單位，即隨著政府加大綠色公共宣傳的力度，居民綠色出行意愿將會(huì)增加；GTP 每增加1 單位，GTI 平均提高0.166 單位，即政府實(shí)施綠色出行惠民政策，可以提高居民綠色出行意愿；SN 每增加1 單位，GTI 平均提高0.327 單位，即隨著綠色出行行為主觀的規(guī)范，居民綠色出行意愿也將提高；PBC 每增加1 單位，GTI 平均提高0.277 單位，即隨著居民感知行為控制力的增強(qiáng)，也可以提高居民綠色出行意愿；GTA 每增加1 單位，GTI 平均提高0.175 單位，即隨著居民對(duì)綠色出行及環(huán)境保護(hù)的認(rèn)知力的提高，也可以提高居民綠色出行意愿。綜上分析得出，假設(shè)H1，H2，H3，H4，H5 成立。

4 結(jié)語(yǔ)

由逐步回歸分析可知，主觀規(guī)范、公共宣傳、感知行為控制、綠色出行態(tài)度和綠色出行政策對(duì)居民綠色出行意愿的正向影響依次增大，因此安陽(yáng)市政府應(yīng)提高城市建設(shè)及居民綠色出行含量，增加居民聯(lián)想到綠色出行的概率，以此推動(dòng)民眾產(chǎn)生綠色出行意愿，政府和媒體在加大對(duì)居民綠色出行行為宣傳力度的同時(shí)，也要加強(qiáng)居民對(duì)綠色出行和環(huán)境保護(hù)的認(rèn)識(shí)，實(shí)施有關(guān)政策可以在某種程度上促進(jìn)居民了解綠色行為，對(duì)環(huán)境保護(hù)產(chǎn)生積極性。進(jìn)而通過(guò)以上行為影響居民的感知行為控制，促使越來(lái)越多的居民主動(dòng)參與綠色出行，為城市環(huán)境保護(hù)貢獻(xiàn)自己的力量。