信任危機背景下公眾乘坐高鐵旅行的意向研究:經(jīng)歷熟悉的調(diào)節(jié)作用

劉春濟

(1.上海師范大學商學院，上海200234;2.華東師范大學商學院，上海200241)

一、問題的提出

從1997年至2007年，中國鐵路歷經(jīng)6次大提速，全國列車平均速度從1993的48.1公里/小時提升到了2007年的70.18公里/小時［1］。隨后，京津高鐵于2008年開通，武廣高鐵于2009年開通，鄭西、福夏、滬寧、昌九、滬杭、寧杭等多條高鐵于2010年開通，京滬高鐵于2011年6月開通，在短短的幾年時間里，中國即跨越式地邁入了高鐵時代。在快速發(fā)展過程中，高鐵旅行的舒適、快捷和準時一時成為公眾津津樂道的話題，但與此同時，關于中國高鐵發(fā)展的相關爭議也開始頻頻見諸媒體。2011年7月23日甬溫線動車追尾事故(“7·23事故”)發(fā)生，此后，關于中國高鐵發(fā)展的爭議逐漸演變成了一場公共信任危機，相關事件也相繼被曝光、發(fā)酵和放大(表1)，進而對中國高鐵的發(fā)展產(chǎn)生了深遠影響。

表1 “7·23事故”及以后，與中國高鐵發(fā)展相關的主要公共事件(2011.7-2012.8)

而為了了解公眾對中國高鐵發(fā)展的看法，環(huán)球輿情調(diào)查中心曾于“7·23事故”發(fā)生前(2011年7月8日-17日)對3406名環(huán)球網(wǎng)網(wǎng)民進行過調(diào)查，當時的調(diào)查既已凸顯出公眾對中國高鐵發(fā)展的擔心與信任:對安全性信心不足、票價太貴、發(fā)展速度“激進”、擔心“被高鐵”…;當然，也有半數(shù)受訪者感覺高鐵開通后出行“更加便捷”，有七成多的受訪者更是表示選擇高鐵出行的可能性很大［2］。在“7·23事故”發(fā)生后的第三天，同樣由環(huán)球輿情中心發(fā)起的調(diào)查則發(fā)現(xiàn)公眾對中國高鐵的信任感急劇下降，特別是在安全管理方面。

“7·23事故”發(fā)生近 9個月后①具體檢索時間為2012年4月16日18:05-18:30。，筆者以Baidu為搜索平臺，分別以“高鐵＆事故”、“高鐵＆故障”為表達式進行了檢索，發(fā)現(xiàn)與“高鐵＆事故”相關的網(wǎng)頁多達378萬，相當于與高鐵有關網(wǎng)頁總數(shù)的15.62%②計算與高鐵相關網(wǎng)頁的總數(shù)時，剔除了涉及時刻表或預訂的網(wǎng)頁。;與“高鐵＆故障”相關的網(wǎng)頁多達279萬，相關的網(wǎng)頁相當于與高鐵相關網(wǎng)頁總數(shù)的11.53%。又分別以“高鐵＆危機”、“高鐵＆擔心”、“高鐵 ＆‘不愿意’”、“高鐵 ＆‘不合格’”、“高鐵 ＆‘不安全’”、“高鐵 ＆‘不信任’”、“高鐵 ＆昂貴”、“‘被高鐵’”為表達式進行了檢索，這些檢索詞分別占與高鐵相關網(wǎng)頁總數(shù)的11.61%、8.06%、7.81%、5.79%、3.96%、1.31%、5.58%、1.81%?？梢?，公眾的評價是不容樂觀的。

當然，上述簡單分析并不能全面地反映公眾對高鐵的評價，但卻提出了這樣一個課題:信任危機背景下公眾乘坐高鐵旅行的意向如何?為了闡述這一問題，本文擬構(gòu)建一個公眾乘坐高鐵旅行意向機理的概念模型，并以上海為案例地進行實證研究。根據(jù)網(wǎng)絡調(diào)查資料和相關文獻回顧，模型將重點探討感知價值、信任、參照群體影響與乘坐高鐵旅行意向的關系以及經(jīng)歷熟悉在其中的調(diào)節(jié)作用，其目的在于從公眾認知視角為中國高鐵的持續(xù)健康發(fā)展提供依據(jù)和參考。

二、文獻回顧與研究假設

(一)感知價值及其前因與后果

Zeithaml認為感知價值是顧客基于得失比較而對某一產(chǎn)品效用作出的總體評價，具體說，感知價值是顧客在感知利得(perceived benefits)與感知利失(perceived sacrifices)之間做出的權(quán)衡取舍(trade-off)［3］。其中，利得是指顧客從購買的產(chǎn)品中獲得的各種價值的集合，利失則是指顧客所有付出的集合。同時，感知價值不僅是個性化的，不同學者對其構(gòu)成維度的劃分也有所不同，典型的劃分方法包括:Voss等人將感知價值劃分為實用和享樂兩個維度［4］;Sweeney和Soutar將感知價值劃分為情感價值、社會價值和兩種功能價值——質(zhì)量價值和價格價值四個維度［5］;Petrick和James則將感知價值劃分為行為價格、貨幣價格、情感反應、質(zhì)量和聲譽五個維度［6］，等。此外，近期研究認為，若從單一維度角度認知感知價值是有失偏頗的［7］。關于感知價值的前因，早期研究多把產(chǎn)品質(zhì)量作為利得因素、把產(chǎn)品價格作為利失因素，且認為利得因素對結(jié)果變量的影響是正向的，利失因素的影響則相反［3，8-9］。隨著研究的發(fā)展，服務質(zhì)量［10］、體驗質(zhì)量［7］等利得因素，感知風險［11］等利失因素也逐漸被納入了研究范圍。在關于高鐵旅行的研究中，迄今為止僅服務質(zhì)量［12］、期望與感知實績［13］等前因獲得了驗證。參考相關文獻與環(huán)球輿情調(diào)查中心的調(diào)查，本文擬確定安全風險、感知費用為感知價值的利失前因，把感知質(zhì)量作為感知價值的利得前因。所以，本文提出:

H1:安全風險對乘坐高鐵旅行的感知價值有顯著的負向影響。

H2:感知費用對乘坐高鐵旅行的感知價值有顯著的負向影響。

H3:感知質(zhì)量對乘坐高鐵旅行的感知價值有顯著的正向影響。

關于感知價值的后果，研究認為感知價值會直接影響行為意向［7，13-14］，此外，滿意度、忠誠度［12］等后果也獲得過驗證。所以，本文提出:

H4:感知價值對乘坐高鐵旅行的意向有顯著的正向影響。

(二)信任及其前因與后果

Sirdeshmukh等人認為信任是顧客持有的期望，即期望服務提供者是可靠的并且能夠履行其承諾［15］。顧客必須相信被信任者有能力和動機可靠地提供符合其期望的產(chǎn)品或服務，否則二者之間的信任關系將很難維持［16］。同時，研究多認為信任包括可靠性和善意兩個維度［17］，Sichtmann認為信任包括可靠性和能力兩個維度［18］，Lee和Turban［19］及 Park 等人［20］則認為信任包括能力、善意和正直三個維度，其中能力是指被信任者在某一領域具有一定的影響力，善意是指被信任者會善待信任者，正直是指信任者接受被信任者的行為規(guī)則。事實上，Lee和 Turban［19］的觀點根源于Mayer等人［21］的研究歸納，但在Mayer等人的研究中，是把能力、善意和正直作為信任的前因而非維度處理的，且其觀點在近期研究中已經(jīng)獲得了多次驗證［22］。除上述前因外，在不同研究領域信任的前因有較大差異，但其中，信任與感知風險、信任與感知價值的關系值得進一步探討，主要原因在于在既有研究中兩對變量的關系是不確定的。其中，關于信任與感知風險的關系，部分研究認為信任是感知風險的前因［20，22］，部分研究則認為感知風險是信任的前因［23-24］;同樣，關于信任和感知價值的關系，部分研究認為信任是感知價值的前因［15，25］，部分研究則認為感知價值是信任的前因［26-27］。在本文中，中國高鐵面臨的信任危機，其原因主要是由中國高鐵發(fā)生的系列事故、發(fā)展速度及其高昂的票價導致的，因此在本文中把感知風險作為信任的前因;而信任又進一步影響著公眾對乘坐高鐵旅行的價值判斷，因此在本文中把信任作為感知價值的前因。同時，在本文中安全保障、感知質(zhì)量及票價等因素也直接和能力、善意和正直等前因相對應。所以，本文提出:

H5:安全風險對乘坐高鐵旅行的信任感有顯著的負向影響。

H6:感知費用對乘坐高鐵旅行的信任感有顯著的負向影響。

H7:感知質(zhì)量對乘坐高鐵旅行的信任感有顯著的正向影響。

H8:信任對乘坐高鐵旅行的感知價值有顯著的正向影響。

此外，關于顧客信任的后果，Sichtmann認為既有研究對忠誠度和滿意度關注較多，對行為意向關注較少，但信任在減少顧客不確定性方面的作用是顯而易見的［18］。所以，本文提出:

H9:信任對乘坐高鐵旅行的意向有顯著的正向影響。

(三)參照群體及其后果

參照群體是會對消費者產(chǎn)生重要影響的社會群體［28］，研究表明該要素對中國消費者的影響尤為深遠［29］。而這種影響主要是通過信息性影響、功利性影響和價值表現(xiàn)性影響三條途徑實現(xiàn)的［30］，并通過內(nèi)部化、順從、認同的過程對消費者行為產(chǎn)生作用［31］。其中，信息性影響是指消費者從參照群體獲取決策信息，功利性影響是指消費者通過與他人的期望保持一致獲得獎賞或避免懲罰，價值表達性影響是指消費者接受參照群體的價值觀，覺得自己是參照群體的一員、喜歡該群體或希望成為其成員［32］。Corritore等人在研究在線消費時認為，購物體驗等信息會減少消費者的感知風險，進而增加消費者的信任感［33］。在公眾乘坐高鐵旅行的行為意向中，參照群體的信息性影響會減少公眾的不確定性感知，功利性影響可提高其社會認同度，因此參照群體的影響越強，公眾對高鐵旅行的感知價值越高、信任感越強。此外，在后果方面，參照群體還會對消費者的行為意向產(chǎn)生重要影響［34］。所以，本文提出:

H10:參照群體對乘坐高鐵旅行的感知價值有顯著的正向影響。

H11:參照群體對乘坐高鐵旅行的信任感有顯著的正向影響。

H12:參照群體對乘坐高鐵旅行的意向有顯著的正向影響。

(四)經(jīng)歷熟悉及其調(diào)節(jié)作用

Alba和Hutchinson認為消費者知識包括熟悉度和專業(yè)知識兩類，其中熟悉度指消費者所累積的與產(chǎn)品相關的經(jīng)驗，包括廣告展露、信息搜尋、人員交流及產(chǎn)品使用經(jīng)驗等［34］。此后，熟悉度作為一個影響消費者決策行為的重要變量受到了較多關注［35］。Baloglu在評估游客對目的地熟悉度時首次將熟悉度歸納為經(jīng)歷熟悉和信息熟悉等維度并受到了廣泛認可，其中，經(jīng)歷熟悉是通過過去行為度量的，信息熟悉則多是通過信息搜尋、廣告接觸獲得的［36］。在熟悉度評估方面，則主要包括建立在消費者自主評估尺度上的主觀評價和建立在消費者經(jīng)歷基礎上的客觀評價兩種方式［37］，但是Johnson和Russo認為主觀評價很容易受動機、興趣等潛在變量的干擾［38］。同時，結(jié)合中國高鐵事故影響的廣泛性，如果以信息熟悉作為熟悉度的維度，或者以主觀評價方式分析公眾對中國高鐵的熟悉度可能會大大降低實證調(diào)查中樣本的區(qū)分度，因此本文擬以經(jīng)歷熟悉作為熟悉度的維度，并相應地采取客觀評價方法作為熟悉度的評價方法。關于熟悉度的調(diào)節(jié)作用，Ha和Jang研究了熟悉度對感知價值與行為意向關系的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)熟悉度對享樂價值的調(diào)節(jié)作用明顯，但對使用價值的調(diào)節(jié)作用并不顯著［35］;Sichtmann研究了熟悉度對信任與購買意向(包括現(xiàn)在的購買意向、產(chǎn)品改進后的購買意向、口碑傳播意向)的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)信任僅對現(xiàn)在的購買意向有顯著性影響，但對產(chǎn)品改進后的購買意向、對口碑傳播意向的調(diào)節(jié)作用均不顯著［18］。此外，Sun和Zhang在歸納大量文獻的基礎上，也提出了經(jīng)歷熟悉對參考群體與行為意向之間的關系有調(diào)節(jié)作用的假設，并認為無經(jīng)歷者受參照群體的影響要大于有經(jīng)歷者［39］。所以，本文提出:

H13:參照群體對H1-H12各個路徑關系具有調(diào)節(jié)作用。

根據(jù)上述假設，本文擬設的概念模型如圖1所示:

圖1 概念模型

三、問卷設計、數(shù)據(jù)收集與質(zhì)量檢驗

(一)問卷設計

為了保證測量量表的信度和效度，本文的初始問卷大部分是在文獻回顧的基礎上，根據(jù)相關研究成果整理而成的，并根據(jù)研究目的進行了調(diào)整與修改。其中，感知價值量表主要參考Sweeney和 Soutar［5］及 Cronin［14］;信任量表主要參考 Sichtmann［18］和 Prashant［22］;參照群體量表主要參考Madden 等人［33］及 Chan 和 Lau［29］;乘坐意向量表主要參考Lai和Chen［12］。但信任危機背景下，乘坐高鐵旅行的安全風險、感知費用和感知質(zhì)量有一定的獨特性，上述三個量表主要是結(jié)合環(huán)球輿情調(diào)查中心開展的網(wǎng)絡調(diào)查以及兩個焦點小組訪談結(jié)果設計①其中一個焦點小組由12名作者所在高校的夜大學學生組成，一個焦點小組為通過滾雪球法組成的9名上海市居民組成，在21人中有14人為女性，在兩年內(nèi)有9人曾經(jīng)乘坐過高鐵。。初始量表共確定了32個題項(附錄)，均采用5點Likert法進行測度，其中“1”表示非常不同意，“5”表示非常同意，隨后于2012年5月中旬進行了預測試。考慮到抽樣的方便性，被試群體均來自上海浦東新區(qū)、普陀區(qū)某兩個小區(qū)，共發(fā)放問卷154份，其中有效問卷143份。使用Varimx正交旋轉(zhuǎn)法進行探索性因子分析，剔除載荷低于0.6以及雙重載荷嚴重的項目以后，正式量表共保留了28個題項(表2)，其中安全風險量表包括5個題項(采用SR1-SR5編碼)、感知費用量表包括4個題項(采用PC1-PC4編碼)、感知質(zhì)量量表包括4個題項(采用PQ1-PQ4編碼)、感知價值量表包括4個題項(采用PV1-PV4編碼)、信任量表包括5個題項(采用TR1-TR5編碼)、參照群體量表包括3個題項(采用RG1-RG3編碼)、乘坐意向量表包括3個題項(采用TI1-TI3編碼)。此外，經(jīng)歷熟悉使用定類尺度——“乘坐過”或“未乘坐過”進行測量。人口學信息則包括性別、年齡與教育程度。

(二)數(shù)據(jù)收集

調(diào)查以上海市居民為對象，實施時間為2012年7月15日 -8月10日。為了兼顧取樣的便利性，調(diào)查主要在城市公園和公共綠地區(qū)域內(nèi)實施。通過甄選，最終確定的調(diào)查地點為徐家匯公園、靜安公園、中山公園、延安中路綠地、閔行體育公園和世紀公園，其中前四處場所位于市區(qū)，后兩處位于郊區(qū)。事實上，上述公園及綠地多是近些年來上海市當?shù)鼐用褫^為集聚的休閑場所，且具有高品質(zhì)，人流量大、老少皆宜的特點。

為提高調(diào)查質(zhì)量，全部問卷均由兩名經(jīng)過培訓的調(diào)查人員使用現(xiàn)場填答的方式完成。問卷預計發(fā)放450份，實際發(fā)放420，回收有效問卷396份，有效率為94.3%。在有效樣本中，共有163份樣本在近兩年內(nèi)有過乘坐高鐵的經(jīng)歷，由于該樣本數(shù)低于結(jié)構(gòu)方程模型分析對樣本數(shù)量的要求，調(diào)查人員隨后在虹橋高鐵站針對有乘坐高鐵經(jīng)歷的上海旅客進行了補充調(diào)研，共獲得41份有效樣本。至此，在 437份全部有效樣本中，女性占50.3%稍多于男性，年齡為24-45歲者最多占50.3%，教育程度為本科及以上學歷者最多占54.2%，收入為3001-5000者最多占43.5%，近兩年內(nèi)有乘坐高鐵經(jīng)歷的被訪者占46.7%。

(三)信度與效度

利用SPSS16.0對正式調(diào)研數(shù)據(jù)進行信度分析，結(jié)果表明整個量表的Cronbach's α值為0.82，安全風險量表、感知費用量表、感知質(zhì)量量表、感知價值量表、信任量表、參照群體量表、乘坐意向量表的 Cronbach's α 值分別為:0.82、0.83、0.81、0.82、0.81、0.90、0.90，均大于 0.80，所以量表具有良好的內(nèi)部一致性信度。

利用LISREL8.70進行驗證性因子分析，投入矩陣為相關系數(shù)矩陣，模型估計方法為最大似然法(多元正態(tài)分布檢驗顯示，雖然大部分變量為非正態(tài)分布，但峰度和偏度的絕對值均小于2，適合最大似然估計法［40］)。由表2可知各個觀測變量在相應潛變量上的標準化載荷系數(shù)絕大部分都超過了0.70，因子載荷t值的區(qū)間為13.64至24.12，且均在p＜0.001水平上顯著，聚斂程度指標(Average Variance Extracted，AVE)均大于或非常接近0.5，組合信度(Composite Reliability，CR)均大于0.8，說明量表有較充分的收斂效度。從表3看，各潛變量平均變異萃取量的平方根均大于各潛變量之間的相關系數(shù)，因此各因子之間有具有良好的區(qū)別效度［41］。

此外，模型的絕對擬合度指數(shù)為:χ2/df=3.60、RMSEA=0.077、GFI=0.84、SRMR=0.054;增量擬合指數(shù)為:NFI=0.91、NNFI=0.92、CFI=0.93、IFI=0.93;簡約擬合指數(shù)為:PNFI=0.79、PGFI=0.68。在其中，雖然GFI值沒有達到理想配適水平，但綜合其他指數(shù)看模型的擬合度可以接受。

表2 觀測變量收斂效度檢驗

表3 變量的描述性統(tǒng)計、相關系數(shù)矩陣與區(qū)別效度檢驗

四、結(jié)構(gòu)方程模型檢驗

(一)未考慮經(jīng)歷熟悉調(diào)節(jié)作用的模型檢驗

使用LISREL8.70軟件極大似然估計程序，對概念模型中的基本路徑進行檢驗，結(jié)果表明模型擬合程度可以接受(χ2/df=3.57、RMSEA=0.076、GFI=0.84、SRMR=0.054;NFI=0.91、NNFI=0.92、CFI=0.93、IFI=0.93;PNFI=0.80、PGFI=0.69)，具體的路徑分析結(jié)果見圖2。在12條路徑關系中有兩條沒有通過顯著性檢驗，即雖然安全風險對乘坐高鐵旅行的感知價值、感知費用對乘坐高鐵旅行的信任感均有負向影響，但影響沒有達到顯著水平。在其余10條路徑關系中，對乘坐高鐵旅行的感知價值影響最大的前因變量是參照群體(b=0.33，p＜0.001)，其次依次是感知質(zhì)量(b=0.29，p＜0.001)和感知費用(b=-0.28，p＜0.001);對乘坐高鐵旅行的信任感影響最大的前因變量是參照群體(b=0.41，p＜0.001)，其次依次是安全風險(b=-0.24，p＜0.001)和感知質(zhì)量(b=0.21，p＜0.001);對乘坐高鐵旅行意向影響最大的也是參照群體(b=0.36，p＜0.001)，其次依次是感知價值(b=0.31，p＜0.001)、信任(b=21，p＜0.001);此外，信任對乘坐高鐵旅行的感知價值亦有正向的顯著影響(b=0.20，p＜0.001)。至此，假設 H2-H5、H7-H12得到了支持。而從R2看，感知價值、信任與參照群體共解釋了乘坐意向55%的變異量。

圖2 未考慮經(jīng)歷熟悉調(diào)節(jié)作用的路徑分析標準化解

(二)經(jīng)歷熟悉對模型的調(diào)節(jié)作用檢驗

以是否乘坐過高鐵為標準將樣本分為有乘坐經(jīng)歷和無乘坐經(jīng)歷兩類，其中有乘坐經(jīng)歷的樣本共204份，無乘坐經(jīng)歷的樣本共233份，樣本數(shù)基本符合結(jié)構(gòu)模型分析的要求。對兩份樣本分別作路徑檢驗，從擬合優(yōu)度看(表4)，有乘坐經(jīng)歷樣本模型的主要擬合指數(shù)優(yōu)于總樣本模型，尤其是優(yōu)于無乘坐經(jīng)歷樣本模型。進一步比較路徑系數(shù)及其T值發(fā)現(xiàn)，和總樣本模型一樣，在有乘坐經(jīng)歷樣本模型(圖3)和無乘坐經(jīng)歷樣本模型(圖4)中，安全風險到感知價值、感知費用到信任這兩條路徑均沒有通過T檢驗。同時，大致從路徑間的差異看，安全風險對有乘坐經(jīng)歷樣本模型中的直接后果變量的影響較大、感知費用對無乘坐經(jīng)歷模型中的直接后果變量的影響較大、感知質(zhì)量對有乘坐經(jīng)歷樣本模型中的直接后果變量的影響較大、感知價值對無乘坐經(jīng)歷模型中的直接后果變量的影響較大、信任對有乘坐經(jīng)歷模型中的直接后果變量的影響較大，參照群體對對無乘坐經(jīng)歷模型中的直接后果變量的影響較大。但差異是否顯著，尚需要進行組間的恒定性檢驗。

恒定性檢驗是驗證模型在跨樣本中是否具有顯著性差異的方法，完整過程通常包括四個模型的分析與比較:第一，基準模型，即僅假設因素結(jié)構(gòu)相等;第二，因素載荷恒等模型;第三，因素載荷與測量誤差恒等模型;第四，因素載荷、測量誤差與路徑系數(shù)恒等模型。但J?reskog則建議在實際運用時可直接針對研究者所關心的議題加以檢驗［42］，由于本文的目的在于檢驗經(jīng)歷熟悉對路徑系數(shù)的影響，因此采取程序如下:第一，建立基準模型，即允許兩份樣本模型的所有路徑系數(shù)進行自由估計;第二，依次對各條路徑進行恒等限制，并重新估計模型，獲取△χ2和△df，如果△χ2(△df)顯著則說明兩份樣本中的某條路徑系數(shù)存在顯著差異。結(jié)果表明(表5)，在兩份樣本中共有4條路徑系數(shù)在0.05及以上水平上存在顯著差異:感知質(zhì)量→感知價值(p＜0.05)、感知價值→乘坐意向(p＜0.01)、感知質(zhì)量→信任(p＜0.01)、參照群體→乘坐意向(p＜0.001)，即對無乘坐高鐵旅行經(jīng)歷的公眾而言，參照群體對其乘坐高鐵旅行意向的影響更大，該結(jié)論進一步驗證了Sun和Zhang的提出的假設［39］，同時感知價值推動其乘坐高鐵旅行的意向更大;對有乘坐高鐵旅行經(jīng)歷的公眾而言，感知質(zhì)量對公眾感知價值的提高、對信任感的作用更強。上述分析也說明經(jīng)歷熟悉對模型確實起到了一定的調(diào)節(jié)作用，即假設H13獲得了部分支持。

圖3 有乘坐經(jīng)歷樣本模型路徑分析的標準化解

圖4 無乘坐經(jīng)歷樣本模型路徑分析的標準化解

表4 模型擬合優(yōu)度比較表

表5 模型的恒定性檢驗

五、結(jié)論與管理建議

(一)結(jié)論與討論

信任危機背景下公眾乘坐高鐵旅行的意向如何?為探討這一問題，本研究構(gòu)建了一個包含經(jīng)歷熟悉調(diào)節(jié)作用的公眾乘坐高鐵旅行意向機理的概念模型，其目的是為中國高鐵的持續(xù)健康發(fā)展提供一個公眾視角下的分析框架。研究表明:

第一，感知費用、感知質(zhì)量和信任是決定公眾對高鐵的感知價值的主要前因，安全風險和感知質(zhì)量是決定公眾對高鐵的信任的主要前因。其中，從理論層面看，信任與感知價值的關系驗證了Sirdeshmukh 等人［15］和周魯?shù)热耍?5］關于相關前因與后果變量關系的觀點，安全風險與信任的關系驗證了 Corritore等人［23］和潘煜等人［24］的觀點。事實上，在既有研究中上述兩對變量關系的不確定性［15，25-27;20，22-24］，很可能與研究情境有關，因此在構(gòu)建感知價值、感知風險與信任相關的理論模型時，需要結(jié)合特定情境從理論層面確定二者之間的關系，而不能先入為主。同時，就上述前因變量在本研究中對其直接后果的影響看，偏高的感知費用(表3)對公眾的感知價值起到了顯著的抑制作用，偏高的安全風險(表3)也顯著抑制了公眾對高鐵的信任感，但在感知質(zhì)量方面公眾的評價較高(表3)并對感知價值和信任產(chǎn)生了顯著的積極影響。此外，安全風險與感知價值之間的直接關系雖然是負向的，但與既有研究［24-25］不同的是，該影響并不顯著，這說明雖然安全風險對乘坐高鐵旅行的感知價值有負向影響，但安全風險尚未顯著影響到公眾對高鐵感知價值的評價。先前訪談表明在“被高鐵”情況下，公眾替代性出行選擇比較有限，同時在高鐵旅行中雖然安全事件發(fā)生時其結(jié)果極其嚴重，但從目前來看類似惡性事件發(fā)生的概率較低，即公眾承認安全風險確實存在但可以甚至不得不容忍，上述現(xiàn)象的存在可能弱化了安全風險與感知價值之間的關系。此外，我國公眾的風險意識與行為選擇之間的關系也較有特點，如在我國2002年“4·15”國航空難、2002年“5·7”北航空難、2004年“11·21”東航空難過后，人們發(fā)現(xiàn)的一個比較奇怪的現(xiàn)象是:在三次空難中，中國旅客購買航空意外保險的比例從0驟然上升到了60%甚至是100%后又下降到了50%左右，“每次空難發(fā)生都會激發(fā)人們對購買航意險的熱情，而隨著時間的推移，這種被臨時激發(fā)的熱情又會悄然消退”［43］，這種臨時應激現(xiàn)象在我國高鐵事故的影響中可能也同樣存在，而本文的正式調(diào)研發(fā)生在“7·23事故”近一年之后，上述原因都可能是造成安全風險與感知價值缺乏顯著關系的另一原因。與既有研究發(fā)現(xiàn)［25］類似，感知費用與信任感之間的直接關系雖然也是負向的，但影響并不顯著，這說明高鐵票價不是負向影響公眾信任高鐵的極為重要的因素。先前訪談表明我國原有的鐵路旅行品質(zhì)不高，高鐵的建設與宣傳在一定程度上助推了公眾對高鐵品質(zhì)的預期，同時現(xiàn)實確實也表明絕大部分情況下高鐵是準時、快速、服務較好的，這些因素都可能弱化了高票價對信任的負面影響。

第二，參照群體是影響公眾對高鐵的感知價值、信任與乘坐意向的主要因素。在高鐵領域的研究發(fā)現(xiàn)再次證明了參照群體對中國公眾影響的深遠性與廣泛性［28］。其中，參照群體對信任的影響最大，表明人際關系、口碑等非正式、非商業(yè)性的傳播因素對中國公眾內(nèi)在的價值性認知有著重要影響。但從網(wǎng)絡平臺反應的情況看①參見本文“一、問題的提出”部分。，公眾對高鐵的負面評價較為普遍;從該變量的均值看(表3)，參照群體的積極導向作用也處在較低水平，這對于參照群體積極作用的發(fā)揮顯然是不利的。

感知價值和信任也是影響公眾乘坐高鐵旅行意向的重要因素，尤其是感知價值的作用無論是在全樣本模型，還是在有乘坐經(jīng)歷樣本及無乘坐經(jīng)歷樣本模型中均較為突出，表明建立在得失比較基礎上的感知價值變量對行為意向變量的作用比較穩(wěn)定，也側(cè)面驗證了消費價值理論的普適性［44］。同時二者在感知利得、感知利失與乘坐意向變量的關系中，還發(fā)揮著重要的中介作用。以全樣本模型為例，通過感知價值和信任這兩個中介變量，安全風險與乘坐意向、感知費用與乘坐意向、感知質(zhì)量與乘坐意向的間接效應分別為-0.09、-0.11、0.15，且上述作用在在路徑“感知費用→感知價值→乘坐意向”、“感知質(zhì)量→感知價值→乘坐意向”、“安全風險→信任→乘坐意向”和“感知質(zhì)量→信任→乘坐意向”中表現(xiàn)得較為明顯。在參照群體與乘坐意向變量的關系中，感知價值和信任也具有中介作用。以全樣本模型為例，通過感知價值和信任這兩個中介變量，參照群體與乘坐意向之間的間接效應為0.21，間接效應占總效應的比例達36.21%(總效應為0.58)，特別是在路徑“參照群體→感知價值→乘坐意向”和“參照群體→信任→乘坐意向”中上述間接效應較為明顯。

第三，恒等性檢驗表明，經(jīng)歷熟悉對模型中的部分路徑具有調(diào)節(jié)作用。即在無乘坐經(jīng)歷與有乘坐經(jīng)歷兩份樣本模型中，感知質(zhì)量與感知價值、感知價值與乘坐意向、感知質(zhì)量與信任、參照群體與乘坐意向之間的關系存在顯著差異。其中，對無乘坐高鐵旅行經(jīng)歷的公眾而言，感知價值和參照群體對推動其乘坐高鐵旅行意向的影響更大，這也驗證了Sun和Zhang關于無經(jīng)歷者受參照群體的影響要大于有經(jīng)歷者的理論假設［39］;對有乘坐高鐵旅行經(jīng)歷的公眾而言，感知質(zhì)量對其評價高鐵感知價值、對其信任高鐵的作用更強。事實上，經(jīng)歷是親身體驗的過程，在體驗的過程中有經(jīng)歷者會逐步塑造判斷事物價值的內(nèi)部線索，這可能是感知質(zhì)量對有乘坐高鐵旅行經(jīng)歷公眾的感知價值、信任作用更強的原因;而無經(jīng)歷者對事物價值的判斷則更依賴于外部線索，這可能是參照群體對無乘坐高鐵旅行經(jīng)歷公眾的行為意向影響較大的原因。同時，無乘坐經(jīng)歷的公眾對高鐵感知價值的預期(Mean=3.26，Std.=1.01)要高于有經(jīng)歷公眾的實際評價(Mean=2.85，Std.=0.76)，這可能會強化無乘坐經(jīng)歷者的感知價值與乘坐意向之間的關系。而有乘坐經(jīng)歷者在初次體驗后，期待與新奇及刺激等心理訴求有所減弱，由此產(chǎn)生的感知價值對乘坐意向的推動作用也可能會減弱。

(二)管理建議

第一，應充分重視參照群體對公眾乘坐高鐵旅行行為的影響。參照群體等社會規(guī)范對中國消費者的深遠影響已經(jīng)獲得了多次確認［28］，而在中國高鐵發(fā)展面臨信任危機的背景下，參照群體對公眾乘坐高鐵旅行的影響不僅局限于乘坐意向，也包括感知價值和信任感。事實上，必須承認的是中國高鐵的硬件建設、軟件配套均具有一定的品質(zhì)，但在發(fā)展初期大小事故較為頻繁，而相關利益群體的遮掩、媒體的曝光與渲染、公眾的自發(fā)式討論最終引發(fā)了中國高鐵發(fā)展的信任危機。此種情況下無論有無乘坐高鐵的經(jīng)歷，潛在或現(xiàn)實乘客內(nèi)心都些許有些不安。此種背景下參照群體的體驗價值及其口碑傳播對于重塑公眾的信任感、對于公眾感知價值的提升極為重要。但需要注意的是，在信息化社會參照群體的網(wǎng)絡虛擬化已經(jīng)成為一種趨勢，因此提高網(wǎng)絡輿情反饋與處理能力就顯得格外重要。

第二，需要進一步提高公眾對高鐵的感知價值和信任感。感知價值是影響公眾乘坐高鐵旅行意向的重要中介變量，為了提高公眾的感知價值，高鐵運營方一方面需要降低票價，降低公眾乘坐高鐵旅行的經(jīng)濟成本，但基于運營成本及公眾對價格與價值關系的感性判斷，降價的區(qū)間應保持在合理范圍;另一方面也需要保持高鐵應有的速度、準點率、班次及其服務質(zhì)量，提升公眾乘坐高鐵旅行的感知質(zhì)量。此外，雖然安全風險未能通過感知價值對乘坐意向產(chǎn)生顯著的負向影響，但提供安全的旅行體驗仍然是高鐵運營管理面臨的首要責任。同樣，信任也是影響公眾乘坐高鐵旅行意向的重要中介變量，為了提高公眾的信任感，高鐵運營方應加強安全管理，政府機構(gòu)應加大安全監(jiān)督，特別是需要提高與安全風險相關事件的披露及治理力度。事實上，也許中國高鐵的安全性能并不低于國際水平，但相關信息的不透明性、相關事件處理的輕率性很難令公眾產(chǎn)生信任感，但現(xiàn)實是由于替代性出行選擇不足導致的“被高鐵”在某種程度掩蓋了這種不信任感帶來的負面影響，使得高鐵運營方仍未有充足動力對相關事件作出應有、及時、公開的反應。此外，提高高鐵日常運行與管理的質(zhì)量，以及合理控制票價也有利于公眾信任感的提高。

第三，積極發(fā)揮經(jīng)歷熟悉的調(diào)節(jié)作用。由于經(jīng)歷熟悉調(diào)節(jié)作用的存在，并對感知質(zhì)量與感知價值、感知價值與乘坐意向、感知質(zhì)量與信任等關系產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)效應，因此高鐵運營方在開發(fā)與管理高鐵潛在市場與現(xiàn)實市場時應有所側(cè)重，具體為:對于無乘坐高鐵旅行經(jīng)歷的公眾，應確實采取措施縮小其感知成本(安全風險、感知質(zhì)量)和感知質(zhì)量之間的差距，并重點維系其較高的感知價值，進而以此為基點推動潛在乘客向現(xiàn)實乘客的轉(zhuǎn)化;對于有乘坐高鐵旅行經(jīng)歷的公眾，應重點著眼于提升其乘坐高鐵的感知質(zhì)量，并以此為基點提升乘客的信任和感知價值，以期進一步促使其再次選擇高鐵出行。

(三)研究局限

由于多方面的原因，本研究尚存在一些局限有待在日后研究中完善:

第一，本研究樣本主要來自于上海市，雖然在取樣時考慮了市區(qū)與郊區(qū)的平衡，但上海市作為我國社會經(jīng)濟最為發(fā)達的省市之一，以該地區(qū)為樣本來源進行研究的代表性有待于商榷。

第二，正式研究樣本的獲取，是在“7·23事故”發(fā)生后一年左右獲取的，鑒于我國公眾風險意識與行為選擇之間關系的特殊性［43］，在樣本獲取前半年或一年后，我國公眾對安全風險的評估，及這種評估對感知價值和信任的影響可能是動態(tài)化的，但本研究未能采用縱向的時序數(shù)據(jù)進行檢驗。

第三，本研究雖然揭示了參照群體的深遠影響，但是參照群體的影響是信息性的、功利性的亦或是價值表現(xiàn)性的，對此本研究未能從多維度角度進行解析，事實上這也是未來研究中值得關注的課題。

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