摘要：為分析心理潛在變量對自駕游客高鐵出行轉(zhuǎn)移意向的影響機(jī)理，文章基于計(jì)劃行為理論構(gòu)建以態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、自駕出行滿意度為外生潛在變量，以高鐵出行轉(zhuǎn)移意向?yàn)閮?nèi)生變量的結(jié)構(gòu)方程模型，通過720份“十一”黃金周自駕游客的調(diào)查問卷進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：主觀規(guī)范、知覺行為控制、態(tài)度對自駕游客的高鐵出行轉(zhuǎn)移意向具有顯著正向影響，影響值分別為0.310、0.232和0.163，主觀規(guī)范和知覺行為控制是主要影響因素，其中，身邊重要人群的建議和引導(dǎo)信息的主觀規(guī)范作用以及高鐵班次和自身寬裕出行時(shí)段的行為控制作用最強(qiáng)；而自駕出行滿意度對自駕游客的高鐵出行轉(zhuǎn)移意向具有顯著負(fù)向影響，影響值為-0.113，黃金周擁堵的自駕出行環(huán)境會(huì)在一定程度上促使自駕游客出行方式向高鐵轉(zhuǎn)移。

關(guān)鍵詞：綜合交通運(yùn)輸；出行轉(zhuǎn)移意向；結(jié)構(gòu)方程模型；自駕游；黃金周

中圖分類號：F59文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號：1005-6432（2024）30-0143-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.30.036

1引言

重大節(jié)假日免收小型客車通行費(fèi)政策極大地刺激了自駕游發(fā)展，但“十一”等長假出現(xiàn)的短時(shí)高強(qiáng)度自駕旅游流，也使得部分公路路段擁堵加劇，并降低了游客出行的滿意度和幸福感。我國高鐵的快速發(fā)展為游客提供了更為多元的城際出行方式，在極大地拓展游客出行空間范圍的同時(shí)，也加劇了同一旅游運(yùn)輸通道不同出行方式之間的競爭。面對節(jié)假日自駕游大幅增長造成的區(qū)域高速公路網(wǎng)嚴(yán)重?fù)矶聠栴}，準(zhǔn)確掌握自駕游客旅游交通出行方式轉(zhuǎn)移規(guī)律，成為區(qū)域旅游交通組織工作的重點(diǎn)和難點(diǎn)。

早期對于城際旅游交通出行方式選擇的研究主要通過出行方式屬性和個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性等解釋出行行為的內(nèi)在機(jī)理，忽略了旅游交通出行作為非慣常環(huán)境下一種非完全理性的消費(fèi)選擇行為，不可直接觀測的心理潛在因素對游客旅游出行決策過程同樣具有重要影響。近年來的研究開始逐步關(guān)注到心理因素對旅游交通出行行為的影響，并形成以計(jì)劃行為理論為主體框架的較為完備的定量研究方法體系[1]，但是仍缺乏對于特定出行環(huán)境、出行群體以及不同潛在變量組合的具體討論[2-4]。針對節(jié)假日游客出行特點(diǎn)，王博彬等（2015）揭示了在多方式交通信息作用下節(jié)假日活動(dòng)鏈在一定程度上依賴于過去的行為習(xí)慣與體驗(yàn)[5]；林小梅等（2019）研究了節(jié)假日公路免費(fèi)政策下的城際交通行為特性[6]；朱海燕等（2019）分析了心理因素對游客節(jié)假日錯(cuò)峰旅游出行行為意愿的作用機(jī)制[7]。相關(guān)研究雖然從個(gè)體出行習(xí)慣與體驗(yàn)、宏觀交通政策、錯(cuò)峰出行意愿等多個(gè)角度分析了心理因素對節(jié)假日游客出行行為的作用機(jī)理，但尚未指出面對出行方式多元化的新決策環(huán)境和節(jié)假日自駕旅游流擁堵的現(xiàn)實(shí)問題，自駕游客的主觀感知差異會(huì)促使游客產(chǎn)生認(rèn)知調(diào)整，從而產(chǎn)生向其他出行方式轉(zhuǎn)移的決策傾向和出行意愿。顯然，關(guān)于考慮主觀評價(jià)的自駕游客出行方式轉(zhuǎn)移行為的定量討論有助于進(jìn)一步豐富解析節(jié)假日旅游交通城際出行行為影響機(jī)理的研究視角，并且管理者可據(jù)此提供更有針對性的旅游交通服務(wù)，提高區(qū)域旅游交通服務(wù)水平和旅游吸引力。

因此，文章聚焦于節(jié)假日自駕游客的高鐵出行轉(zhuǎn)移意向問題，基于計(jì)劃行為理論并考慮自駕出行滿意度，構(gòu)建高鐵出行轉(zhuǎn)移意向關(guān)系模型，揭示不同心理因素對自駕游客高鐵出行轉(zhuǎn)移意向的影響機(jī)理，以期為節(jié)假日自駕旅游交通組織疏散策略的制定提供參考，從而推動(dòng)區(qū)域旅游健康持續(xù)發(fā)展。

2研究設(shè)計(jì)

計(jì)劃行為理論被認(rèn)為是有效的關(guān)于解釋行為內(nèi)生影響因素及個(gè)體行為一般決策過程的理論模型，該理論認(rèn)為行為意向受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的影響，而行為意向直接影響個(gè)體行為。相關(guān)研究表明出行滿意度對行為意向同樣具有重要影響作用，擁擠的交通和較差的旅游體驗(yàn)促使游客產(chǎn)生認(rèn)知調(diào)適，改變出行意向，進(jìn)而采取出行時(shí)間調(diào)整、出行方式替代、目的地變更等行為方式進(jìn)行應(yīng)對。因此，文章在上述三個(gè)影響出行意向變量的基礎(chǔ)上加入自駕出行滿意度，構(gòu)建各心理因素對行為意向影響的理論關(guān)系模型，對自駕游客高鐵出行轉(zhuǎn)移意向開展研究。

文章涉及變量及信效度檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，并根據(jù)研究設(shè)計(jì)提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：自駕游客高鐵出行態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、自駕出行滿意度直接影響高鐵出行轉(zhuǎn)移意向。

假設(shè)2：自駕游客對高鐵出行的態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制三者間兩兩相互影響。

為了定量研究態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制及自駕出行滿意度對高鐵出行轉(zhuǎn)移意向的影響關(guān)系，文章采用結(jié)構(gòu)方程模型（structural equation modeling，SEM）進(jìn)行分析，建立測量模型和結(jié)構(gòu)模型分別為：

3數(shù)據(jù)收集與檢驗(yàn)

3.1問卷調(diào)查

文章采用網(wǎng)絡(luò)問卷調(diào)查方法獲得實(shí)證數(shù)據(jù)，為確保問卷數(shù)據(jù)質(zhì)量，于2020年10月中旬開展預(yù)調(diào)查，在完善初始問卷后于10月底開展正式調(diào)查，以2020年10月1日至8日“國慶—中秋雙節(jié)”黃金周跨城自駕出行為調(diào)查背景，以在此期間具有自駕出行經(jīng)歷的出游者以及過往具有黃金周自駕出行經(jīng)歷的出游者作為調(diào)查對象，剔除明顯矛盾、答題無效及不完整答卷后，得到有效問卷720份。樣本數(shù)為變量數(shù)的10倍以上，符合利用結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行多變量研究時(shí)的樣本量原則。

3.2探索性因子分析與信效度檢驗(yàn)

對問卷中的17個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，采用KMO（kaiser-meyer-olkin）、Bartlett球形檢驗(yàn)對原數(shù)據(jù)進(jìn)行判斷。結(jié)果顯示，KMO值為0.855，大于0.800，Bartlett球形檢驗(yàn)近似卡方值為7417.838（df=136），且其顯著水平值為0，小于臨界顯著水平（Sig.<0.010），說明問卷各變量適合做因子分析。采用主成分分析法進(jìn)行公因子提取，并進(jìn)行方差最大化旋轉(zhuǎn)處理，選取特征值大于1的因子作為公因子。通過計(jì)算，得到的5個(gè)公因子分別對應(yīng)BA、SN、PBC、HSDS、HTI 5個(gè)潛在變量，且各因子對應(yīng)載荷量均大于0.500，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到了76.684%。

信度檢驗(yàn)采用克倫巴赫α系數(shù)（Cronbach’s Alpha）對量表中各維度變量進(jìn)行檢驗(yàn)，各變量的α系數(shù)值均大于0.800，如表1所示。

說明測量結(jié)果具有良好的可靠性。效度檢驗(yàn)采用變量的組合信度（composite reliability，CR）和平均方差抽取量（average variance extracted，AVE）進(jìn)行分析，各變量的CR值和AVE值分別在0.600和0.500以上，表明變量具有良好的內(nèi)部一致性和聚合效度，模型的觀測變量能較好地被潛在變量所解釋。

4結(jié)果分析

4.1模型擬合

依據(jù)探索性因子分析結(jié)果，構(gòu)建了以態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、自駕出行滿意度為外生潛在變量，以高鐵出行轉(zhuǎn)移意向作為內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)方程模型，利用AMOS軟件對構(gòu)建模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。模型擬合度評價(jià)結(jié)果顯示：絕對擬合指標(biāo)CMIN/DF為3.456，略大于3，GFI、AGFI分別為0.943、0.920，均達(dá)到0.900以上的標(biāo)準(zhǔn)，RMSEA為0.058，小于0.060；增值擬合指標(biāo)NFI、RFI、IFI、TLI、CFI分別為0.950、0.937、0.964、0.955、0.964，達(dá)到0.900以上的標(biāo)準(zhǔn)；簡約擬合指標(biāo)PNFI、PGFI分別為0.761、0.672，也都達(dá)到了0.500以上的標(biāo)準(zhǔn)，所有擬合指標(biāo)滿足適配良好的標(biāo)準(zhǔn)，說明模型與觀測數(shù)據(jù)的擬合度較高，該模型有較好配適度。

4.2模型結(jié)果解釋

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型，可以得到潛在變量之間以及潛在變量與測量變量之間的路徑關(guān)系，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)反映了各變量之間的直接效應(yīng)大小，計(jì)算結(jié)果如圖1所示。路徑系數(shù)支持文章的研究假設(shè)1和假設(shè)2，四個(gè)外生潛在變量對自駕游客的高鐵出行轉(zhuǎn)移意向的影響均達(dá)到顯著水平，BA、SN和PBC對HTI在0.001的顯著性水平下具有正相關(guān)作用，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.16、0.31和0.23，HSDS對HTI在0.01的顯著性水平下具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.11。圖1結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果注：**，***分別表示p<0.01，p<0.001。

（1）對HTI影響效應(yīng)最大的是SN，說明自駕游客的高鐵出行轉(zhuǎn)移意向會(huì)受其身邊重要人群的建議引導(dǎo)信息和社會(huì)倡導(dǎo)的出行理念影響。其中，SN3、SN2、SN4的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)較高，分別達(dá)到了0.902、0.885、0.804，說明節(jié)假日旅游出行方式?jīng)Q策是“多人、多信息、多活動(dòng)”交互制約下的決策行為，身邊重要人群的建議引導(dǎo)信息以及其選乘高鐵的決策行為對游客的主觀規(guī)范作用較強(qiáng)，會(huì)顯著影響游客的高鐵出行意向，而SN1的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.565，說明倡導(dǎo)低碳環(huán)保出行的主觀規(guī)范作用相對較小。

（2）對HTI影響次之的是PBC，說明自駕游客對選乘高鐵出行的外部約束條件和限制越少，其乘坐高鐵出行的意向越強(qiáng)。其中，高鐵運(yùn)營班次時(shí)間以及游客自身寬裕的出行時(shí)段PBC2的影響最大，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.888；其次是乘坐高鐵流程的便捷性PBC4和高鐵與其他交通方式接駁換乘的便利性PBC3，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.844、0.828，說明自駕游客選擇高鐵出行較為看重的是包括購票、到站、中轉(zhuǎn)換乘、乘車和離站在內(nèi)出行全過程的便捷程度，高鐵出行的整個(gè)流程越簡便快捷以及接駁換乘服務(wù)體驗(yàn)越好，其越有可能選擇高鐵出行；而高鐵出行費(fèi)用承受能力PBC1的影響相對較小，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.755。

（3）BA對HTI的影響相對較小，說明相較于主觀規(guī)范和知覺行為控制，自駕游客對高鐵出行所持有的積極或者消極的評價(jià)對選乘高鐵出行的影響作用相對較弱，但仍起到正向促進(jìn)作用，自駕游客對高鐵出行的態(tài)度越積極，其愿意選乘高鐵出行的意向越強(qiáng)。其中，對應(yīng)測量變量BA2、BA3、BA1的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.893、0.845、0.727，表明對高鐵行程時(shí)間的態(tài)度BA2影響作用最大，乘坐高鐵的安全性與舒適性等服務(wù)感知評價(jià)BA3的影響次之，高鐵出行的經(jīng)濟(jì)性BA1的影響最小。

（4）HSDS對HTI具有顯著的負(fù)向影響，說明自駕游客對自駕出行的滿意度越差，選乘高鐵出行的轉(zhuǎn)移意向越大。其中，高速公路服務(wù)區(qū)和景區(qū)的交通服務(wù)設(shè)施及其服務(wù)水平HSDS3以及道路的擁擠程度HSDS2影響較大，二者的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.861、0.825，說明自駕游客非常重視旅游出行的舒適度，追求更好的出游體驗(yàn)，節(jié)假日公路旅游交通服務(wù)設(shè)施的功能退化顯著影響自駕游客對出行環(huán)境和自駕游體驗(yàn)的滿意度，進(jìn)而會(huì)促使其向高鐵出行的意向轉(zhuǎn)移；自駕“點(diǎn)到點(diǎn)”出行的便捷程度HSDS1對自駕出行滿意度的影響要稍弱一些，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.652。

5結(jié)論

文章聚焦節(jié)假日自駕游客的高鐵出行方式轉(zhuǎn)移問題，基于計(jì)劃行為理論構(gòu)建了自駕游客高鐵出行轉(zhuǎn)移意向的結(jié)構(gòu)方程模型，通過實(shí)例分析了游客心理潛在因素對自駕游客高鐵出行轉(zhuǎn)移意向的影響機(jī)理，研究結(jié)論如下：

第一，模型有效解釋了自駕游客高鐵出行轉(zhuǎn)移意向的心理決策形成過程，態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制，自駕出行滿意度對自駕游客的高鐵出行轉(zhuǎn)移意向具有顯著影響，影響作用由大到小依次是：主觀規(guī)范>知覺行為控制>態(tài)度>自駕出行滿意度。主觀規(guī)范是主要的影響因素，身邊重要人群的建議與引導(dǎo)信息起到的主觀規(guī)范作用最強(qiáng)；知覺行為控制和態(tài)度對高鐵出行轉(zhuǎn)移意向的影響次之，對高鐵出行的時(shí)間和費(fèi)用等外部約束性越弱或者對高鐵出行態(tài)度越積極的自駕游客更加傾向選擇高鐵出行；自駕出行滿意度對自駕游客的高鐵出行轉(zhuǎn)移意向具有顯著負(fù)向影響，其中，自駕出行滿意度受交通設(shè)施供給以及旅游交通服務(wù)水平的影響最為明顯。

第二，通過主觀規(guī)范、知覺行為控制、自駕出行滿意度等心理影響因素的干預(yù)作用，合理引導(dǎo)黃金周期游客的出行決策，主要從以下幾方面考慮：通過家庭以及團(tuán)隊(duì)旅行優(yōu)惠套餐刺激和引導(dǎo)游客出行方式轉(zhuǎn)移；適當(dāng)調(diào)整高鐵運(yùn)營班次，同時(shí)優(yōu)化與提升包括購票、到站、中轉(zhuǎn)換乘、乘車和離站等在內(nèi)的城際出行全過程的銜接效率與服務(wù)體驗(yàn)；部分擁堵嚴(yán)重的高速公路路段宜制定分時(shí)段的票價(jià)優(yōu)惠策略，拓展和提升高速公路服務(wù)區(qū)游憩休閑功能，完善高鐵、巴士等在內(nèi)的景區(qū)交通接駁設(shè)施與運(yùn)營體系，加強(qiáng)自駕出行交通信息實(shí)時(shí)查詢與客流擁堵預(yù)警。

參考文獻(xiàn)：

[1]景鵬， 雋志才. 計(jì)劃行為理論框架下城際出行方式選擇分析[J].中國科技論文， 2013（11）：1088-1094.

[2]陳堅(jiān)， 甘蜜. 城市交通出行行為中的潛變量研究綜述[J].交通運(yùn)輸系統(tǒng)工程與信息， 2014（6）：21-29.

[3]李軍， 賈順平， 錢劍培， 等. 習(xí)慣影響下城際出行方式選擇意向形成機(jī)理[J].交通運(yùn)輸系統(tǒng)工程與信息， 2018（2）：7-12，39.

[4]史春云， 孫勇， 張宏磊， 等. 基于結(jié)構(gòu)方程模型的自駕游客滿意度研究[J].地理研究， 2014（4）：751-761.

[5]王博彬， 邵春福， 計(jì)尋， 等. 多方式交通信息下節(jié)假日活動(dòng)鏈重構(gòu)機(jī)理研究[J].交通運(yùn)輸系統(tǒng)工程與信息， 2015（4）：99-105.

[6]林小梅， 邵春福， 董春嬌， 等. 節(jié)假日公路免費(fèi)政策下城際交通行為特性[J].交通運(yùn)輸系統(tǒng)工程與信息， 2019（2）：247-254.

[7]朱海燕， 關(guān)宏志， 韓艷， 等. 心理因素影響下游客節(jié)假日錯(cuò)峰旅游出行行為研究[J].交通運(yùn)輸系統(tǒng)工程與信息， 2019（5）：225-230，250.

[基金項(xiàng)目]國家自然科學(xué)基金“黃金周自駕游時(shí)空行為模式及多尺度集聚效應(yīng)研究：云南省的實(shí)證”（項(xiàng)目編號：42061030）。

［作者簡介］毛潤彩（1995—），男，云南楚雄人，碩士，研究方向：交通運(yùn)輸?shù)乩恚?/p>

陳方（1980—），女，湖北隨州人，碩士，副教授，研究方向：社會(huì)地理與區(qū)域發(fā)展管理。