信號交叉口老年人失范過街的影響因素

張惠玲， 葛 鵬， 龐鮮鮮

(1. 重慶交通大學(xué) 山地城市交通系統(tǒng)與安全重慶市重點實驗室, 重慶 400074; 2.重慶交通大學(xué) 交通運輸學(xué)院， 重慶 400074； 3. 貴州理工學(xué)院 交通工程學(xué)院， 貴州 貴陽 550003)

由于身體的衰弱和心理的變化以及目前對老年人過街考慮不足的現(xiàn)狀，老年人在信號交叉口過街經(jīng)常出現(xiàn)失范過街行為，結(jié)合交通失范行為的相關(guān)概念，在城市交通環(huán)境下過街時，受思想支配產(chǎn)生的不符合法律、法規(guī)或約定俗成標準的外在表現(xiàn)稱之為失范過街行為.鑒于老年人自身的身體及心理特征，文中通過對老年人的身體變化、心理反應(yīng)等過程進行分析，應(yīng)用心理學(xué)方面的計劃行為理論(theory of planed behavior,TPB)設(shè)計問卷；結(jié)合我國老年人的文化水平及對過街設(shè)施的認識等現(xiàn)實情況，采用現(xiàn)場解釋、填寫完成問卷的方式，調(diào)查了老年人失范過街行為的影響因素，并使用結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation modeling,SEM)對老年人失范過街的影響因素展開定量分析.研究成果可為進一步對老齡化社會背景下的社會交通服務(wù)設(shè)施設(shè)置提供參考.

1 老年人過街行為分析及建模

1.1 老年人身體行為特征分析

人進入老年期后，在生理方面，視覺、聽覺、反應(yīng)能力逐漸降低，加上常見老年疾病的影響，使得老年人對交通環(huán)境的感知能力下降[7].而老年人過街過程可以分為位置選擇、視覺觀察、交通環(huán)境感知、判斷和決策6個步驟[8].所以老年人在過街時通常表現(xiàn)如下：行動遲緩，常?？床磺宄煌酥疽约捌渌甘拘哉f明；對交通環(huán)境的洞察力較弱，不能及時準確做出判斷；即使意識到危險到來，但是思維與動作無法緊密配合，導(dǎo)致不能及時避開險情.當人行橫道過長時，老年人可能沒有充足的體力一次性通過人行橫道，導(dǎo)致被孤立于車流之中.當人行橫道路面不平整時，老年人可能無法在快速移動的同時保持平衡.在心理方面，老年人具有固執(zhí)、保守、理解能力下降的特點，在過街過程中，可能會導(dǎo)致其過分相信自己的能力，草率決定去留而引發(fā)危險.老年人也許會相信自己的經(jīng)驗，憑經(jīng)驗過街也是造成傷亡的原因之一.保守的性格導(dǎo)致老年人不愿意嘗試新鮮事物，對新規(guī)則、新形式缺乏理解，總是按照過去的思路行走也極有可能造成危險.另外，面對復(fù)雜信號交叉口交通環(huán)境時，老年人的猶豫不決、不知所措、反應(yīng)時間長等過街特性也是其陷入危險的原因之一.

鑒于上述分析，失范過街行為是指違章行為，但又不僅僅是違章行為，還包括任何有悖于正常交通道德或者是能夠引起事故傷害的行為.

1.2 研究假設(shè)

TPB理論從心理學(xué)的角度，以期望價值理論解釋個體在行為選擇中的決策過程，因此可將該理論應(yīng)用于老年人的失范過街行為分析.同時，在老年人過街決策過程中，需要考慮對行為的態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制3個潛在變量的影響，文中建立的這3個變量對過街行為意向和行為影響的假設(shè)模型如下：

1) 態(tài)度，即老年人對各種過街行為的評價和傾向，主要受到行為信念的影響.過街行為信念來自于行人對某種過街行為的預(yù)期結(jié)果，行人對大量過街行為結(jié)果的評估決定其過街態(tài)度，態(tài)度又會影響過街行為傾向.若老年人認為某種失范過街行為能夠帶來便利并降低出行成本，則對失范過街行為的態(tài)度就會贊同，愿意參與到這種行為之中.因此假設(shè)老年人失范過街行為的態(tài)度對意向具有直接正向影響.

2) 主觀規(guī)范，即老年人在選擇是否采取失范過街行為時感受到的壓力，主要受到親友或交通法規(guī)的影響.老年人感受到的壓力越大、越遵從他人的建議，對于失范過街行為的積極性就會減弱.反之老年人感受到的社會壓力越小、對親友的建議和交通法規(guī)越不重視，則失范過街的傾向越強.因此假設(shè)老年人的主觀規(guī)范對意向具有直接負向影響.

3) 知覺行為控制，即老年人對于失范過街行為難易程度的感知，主要受到交通環(huán)境資源、行動能力的影響.若老年人認為自身行動能力較強、能夠處理突發(fā)狀況，并且交通環(huán)境允許，則失范過街行為的傾向也越強烈.因此假設(shè)知覺行為控制對意向和行為具有直接正向影響.

1.3 問卷設(shè)計及調(diào)查

設(shè)計問卷時，選取60歲以上且能獨立行走的老年人為調(diào)查對象；考慮到我國老年人網(wǎng)絡(luò)使用率較低、受教育程度普遍不高、道路基礎(chǔ)設(shè)施的設(shè)置理解程度不高等現(xiàn)實問題，為了確保問卷內(nèi)容能被老年人準確理解，調(diào)查中選擇離道路或交叉口不遠但安全的休憩地點進行現(xiàn)場攔截式展開，由受過培訓(xùn)的調(diào)查人員將題目中的題干和選項逐一讀給老年人，且在老年人對交通標示等一般詞匯不理解時進行現(xiàn)場指認，并進一步解釋題項中的設(shè)置.以計劃行為理論為基礎(chǔ)設(shè)計問卷，同時考慮專業(yè)術(shù)語口語化；通過若干次的現(xiàn)場調(diào)查，發(fā)現(xiàn)老年人對諸如“非常滿意”、“較滿意”等詞匯細節(jié)區(qū)分不清楚，對這類問題進行了改進；經(jīng)過近1年的時間對問卷進行的改進和調(diào)整之后，最終確定老年人失范過街行為的影響因素，包含態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、行為意向、行為5個潛變量，以及16個觀測變量.問卷結(jié)構(gòu)效度通過KMO測度和Bartlett球形測度進行檢驗.結(jié)構(gòu)效度的檢驗結(jié)果如下：KMO值為0.814，概率p值小于0.05，Bartlett χ2檢驗顯著.這表明問卷結(jié)構(gòu)效度良好.問卷的信度通過檢驗克倫巴赫系數(shù)α獲取，每個潛在變量的α值均大于0.7，表明問卷的可信度較高[9].

于2017年1月—2月，在重慶市渝中區(qū)捍衛(wèi)路社區(qū)及社區(qū)附近發(fā)放正式問卷共計110份，回收有效問卷96份；對調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析，驗證可行后，2018年5月在重慶市學(xué)府大道住宅區(qū)附近再次進行問卷調(diào)查，發(fā)放問卷130份，回收有效問卷115份.調(diào)查總共發(fā)放問卷240份，回收有效問卷211份，有效率88%.

1.4 結(jié)構(gòu)方程模型建立

老年人失范過街行為的影響因素中，態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制無法直接測量，因此需要借助結(jié)構(gòu)方程模型對各潛變量進行定量描述.結(jié)構(gòu)方程模型是一種被廣泛使用的統(tǒng)計分析手段，一般先根據(jù)理論文獻或經(jīng)驗構(gòu)建具有因果關(guān)系的假設(shè)模型圖，然后再從理論架構(gòu)出發(fā)，通過采集數(shù)據(jù)來驗證這種架構(gòu)關(guān)系的合理性[10].

針對上述設(shè)計的問卷調(diào)查，結(jié)合結(jié)構(gòu)方程模型，各調(diào)查項變量及符號表述如表1所示.

表1 模型變量描述

根據(jù)理論假設(shè)，基于計劃行為理論框架，建立老年人失范過街行為影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，模型的基本結(jié)構(gòu)如圖1所示.

如圖1所示，模型結(jié)構(gòu)圖中的橢圓表示潛變量(分為兩類：被其他變量所指向的為內(nèi)生潛變量，而由自身指向其他變量的為外生潛變量)，矩形表示可觀測變量.與外生潛變量相關(guān)的共有10個可測變量，其觀測值X1，X2，…，X10構(gòu)成向量X；表示與內(nèi)生潛變量相關(guān)的共有6個可測變量，其觀測值Y1，Y2，…，Y6構(gòu)成向量Y.

測量模型可表示為

X=ΛXξ+δ,

(1)

Y=ΛYη+ε,

(2)

式中：ξ表示3個外生潛變量(知覺行為控制、態(tài)度、主觀規(guī)范)構(gòu)成的向量；η表示2個內(nèi)生潛變量構(gòu)成的向量，分別對應(yīng)前述老年人過街的行為意向和過街行為；ΛX表示X對ξ的回歸系數(shù)組成的向量；δ表示觀測變量的誤差構(gòu)成的向量；ΛY表示Y對η的回歸系數(shù)組成的向量；ε表示Y的觀測誤差構(gòu)成的向量.

上述結(jié)構(gòu)模型的回歸方程式可表示為

UCB=β21BI+γ21PBC+ζ2，

(3)

BI=γ11PBC+γ12AT+γ13SN+ζ1，

(4)

式中：γ11為外因潛在變量PBC與內(nèi)因潛在變量BI的回歸系數(shù)；γ12為外因潛在變量AT與內(nèi)因潛在變量BI的回歸系數(shù)；γ13為外因潛在變量SN與內(nèi)因潛在變量BI的回歸系數(shù)；γ21為外因潛在變量PBC與內(nèi)因潛在變量UCB的回歸系數(shù)；ζ1、ζ2為殘差項；β21為內(nèi)因潛在變量BI與內(nèi)因潛在變量UCB的回歸系數(shù).

圖1 模型設(shè)定

2 標定分析

本次調(diào)查共獲取有效問卷211份，其中老年男性為103份，老年女性為108份，男女比例相差不大；被調(diào)查的老年人在文化程度方面，不識字和小學(xué)文化程度的比例為75%，受過中學(xué)教育的比例為16%，大學(xué)及以上文化程度的比例為9%，可見大部分老年人文化程度在小學(xué)及以下，這也反映了我國老年人文化水平普遍不高的現(xiàn)象.

在模型擬合階段，按照結(jié)構(gòu)方程建模步驟進行擬合及修正，經(jīng)過3次修正，分別建立了e2和e9、e6和e10、e13和e16之間的相關(guān)關(guān)系，使得模型的自由度為93，卡方值為181.52，卡方/自由度=1.95<3，概率P值為0.052>0.050，接受原假設(shè)，即由數(shù)據(jù)和理論模型推導(dǎo)出的協(xié)方差矩陣一致性較高[10].模型整體適配性檢驗結(jié)果如表2所示，可見數(shù)據(jù)能夠得到模型解釋，檢驗結(jié)果比較接近參考值，模型假設(shè)得到支持.

表2 模型適配參數(shù)

結(jié)構(gòu)方程的標準化路徑系數(shù)反映了前提變量與結(jié)果變量二者之間影響程度，路徑系數(shù)越大，解釋力度越強.各潛變量之間的路徑關(guān)系如圖2所示.

如圖2所示，模型的結(jié)構(gòu)方程式可表示為

UCB=0.52PBC+0.28BI；

BI=0.30PBC+0.31AT+(-0.26)SN.

由上述分析可見，行為意向?qū)κХ哆^街行為的態(tài)度路徑系數(shù)為0.31.知覺行為控制對行為意向的路徑系數(shù)為0.30，對失范過街行為的路徑系數(shù)為0.52，可以理解為即使有了失范過街意向，但交通環(huán)境及資源不允許，也很可能發(fā)生失范過街行為.控制條件越充分，則產(chǎn)生失范過街行為的意向越強烈.知覺行為控制是在特定條件下發(fā)生的行為，表明老年人在特定條件下會錯誤估計自己產(chǎn)生失范過街行為的可能性，在控制條件下是否產(chǎn)生危險行為，對實際的危險行為意向影響較小.同樣，盡管大多數(shù)老年人對于在態(tài)度上都認為失范過街行為是不可取的，但是卻有產(chǎn)生危險過街行為的意向，這與實際情況是相符合的；主觀規(guī)范與行為意向路徑系數(shù)為-0.26，表明對交通法規(guī)理解越深刻、越同意家人或朋友的看法，越不可能發(fā)生失范過街行為；行為意向與行為路徑系數(shù)為0.28.

圖2 各潛變量之間路徑關(guān)系

3 結(jié) 論

1) 態(tài)度對行為意向具有正向影響，這意味著老年人在過街過程中，對于過街危險行為(如闖紅燈、提前進入人行橫道等待、在人行橫道上逗留等)的認識越清楚，則過街行為越規(guī)范，過街安全性也得到提高；行為意向與行為呈正相關(guān)關(guān)系，表明老年人一旦有了過街意向，控制條件充分，失范過街行為就可能發(fā)生，但同時也會受到知覺行為控制的影響，二者共同影響行為的發(fā)生.

2) 知覺行為控制失范過街行為的路徑系數(shù)大于對行為意向的路徑系數(shù)，表明在實際過街過程中，交通環(huán)境及資源對是否選擇失范過街行為的影響程度大于失范過街意向.

3) 主觀規(guī)范與行為意向呈負相關(guān)關(guān)系，主觀規(guī)范越強，則產(chǎn)生失范行為的意向越弱.二者的負相關(guān)關(guān)系，也反映了提高行人守法意識，接受家人或朋友的正確意見有助于減少老年人失范過街行為.

4) 文中僅針對老年人的失范過街進行了探索性研究，對于老年人在信號交叉口不同設(shè)施設(shè)置下的過街需求進行系統(tǒng)科學(xué)的分析將是需要繼續(xù)研究的方面之一.