基于TPB- BG理論的常態(tài)化疫情防控下居民出行意愿研究

徐小金， 李 慧， 胡 蓉， 黃 丹， 何礦元

(西華大學(xué)汽車與交通學(xué)院， 成都 610039)

0 引言

新型冠狀病毒肺炎疫情使得全球經(jīng)濟和人民生產(chǎn)生活面臨嚴峻挑戰(zhàn). 從疫情爆發(fā)初期開始，我國多個省市就啟動了重大突發(fā)公共衛(wèi)生事件應(yīng)對行動，采取“封城”措施，實施各類公共交通停運和嚴格限制人員流動，疫情防控取得重大戰(zhàn)略成效. 當(dāng)前，政府機構(gòu)制定了低、中、高3個風(fēng)險等級，并根據(jù)不同級別制定了相應(yīng)的出行管控或出行限制政策. 探討疫情防控常態(tài)化條件下居民出行意愿的影響因素，量化不同因素對居民出行意愿的影響，評估常態(tài)化疫情防控條件下對居民出行的影響程度十分必要.

出行意愿作為出行行為的因變量，對居民出行的產(chǎn)生有重要影響[1]. 石京等[2]運用計劃行為理論對疫情期間休閑出行意愿進行研究，分析休閑出行意愿的影響因素并采用方差分析來量化各因素影響的差異. 莊澤琳[3]采用文本挖掘技術(shù)獲取微博數(shù)據(jù)，從時、空間2方面來研究新冠疫情居民旅游出行意愿及影響因素. 楊省貴等[4]研究了新冠疫情期間旅客的安全感知對旅客乘機出行意愿的影響機理. ZHANG X等[5]運用計劃行為理論研究了新冠肺炎疫情期間居民自我隔離意愿的影響因素. LIU Y等[6]通過構(gòu)建擴展計劃行為理論模型，探索新冠疫情后中國居民出境旅游意愿的影響因素，以及疫情感知對出境旅游意愿的作用機制. HAN等[7]通過整合心理感知風(fēng)險對計劃行為理論進行擴展，解釋新冠疫情期間美國國際游客對更安全的國際目的地的旅游出行意向. 柴彥威等[8]運用行為地理學(xué)理論研究個體對環(huán)境的態(tài)度、認知、偏好等主觀能動方面及其行為決策過程，JAMES A C[9]和柴彥威等[10]利用該理論研究新冠疫情期間人們對周圍環(huán)境的安全感知.

目前研究表明，居民出行意愿既受主觀規(guī)范、態(tài)度、知覺行為控制的影響，也受環(huán)境安全感知的影響，因此，本文在計劃行為理論(TPB)框架上，引入行為地理學(xué)(BG)空間感知，構(gòu)建TPB- BG結(jié)構(gòu)方程模型，探討疫情常態(tài)化條件下，出行環(huán)境安全感知、態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制與居民出行意愿的關(guān)系和作用機理.

1 模型及其設(shè)定

1.1 出行環(huán)境安全感知

環(huán)境安全感知的定義為：出行者對于出行目的地環(huán)境新冠疫情感知的安全性預(yù)估. JAMES A C等[11]指出研究解決環(huán)境安全以及個人安全感的方法的關(guān)鍵困難之一是缺乏安全對個人意味著什么的理解，并探討了環(huán)境安全的感知方式. 研究發(fā)現(xiàn)出行者對目的地環(huán)境新冠疫情的感知會降低出行者的空間參與度[9]. 出行者對目的地環(huán)境安全感知與出行態(tài)度、自身能動性及出行意愿正相關(guān)，安全感知越高，出行意愿越高. 鑒于此提出如下假設(shè)：

H1 環(huán)境安全感知會顯著正向影響出行意愿；

H2 環(huán)境安全感知會顯著正向影響態(tài)度；

H3 環(huán)境安全感知會顯著正向影響知覺行為控制.

1.2 計劃行為理論

計劃行為理論假設(shè)主觀規(guī)范、態(tài)度、知覺行為控制對行為意圖有積極的影響[12]. 提出如下假設(shè)：

H4 態(tài)度會顯著正向影響出行意愿；

H5 主觀規(guī)范會顯著正向影響出行意愿；

H6 知覺行為控制會顯著正向影響出行意愿.

根據(jù)以上6個理論假設(shè)，構(gòu)建TPB- BG理論模型，如圖1所示：

圖1 TPB- BG概念模型

2 研究方法與樣本數(shù)據(jù)

2.1 問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)采集

為探討常態(tài)化新冠疫情防控條件下居民出行意愿影響因素及作用機理，依據(jù)理論假設(shè)設(shè)計調(diào)查問卷. 調(diào)查問卷分為個人屬性、環(huán)境屬性和心理屬性，量表部分包括出行意愿、環(huán)境安全感知、主觀規(guī)范、態(tài)度、知覺行為控制，并采用李克特(Likert)五級量表. 數(shù)據(jù)采集為網(wǎng)絡(luò)問卷形式，共收回380份問卷，剔除填寫時間過短和量表部分答案重復(fù)率過高的問卷，剩余有效問卷363份. 變量的描述性統(tǒng)計如表1所示.

表1 樣本結(jié)構(gòu)

男女比例較均衡；18～45歲的青年人占比較多，占受訪人群87.6%；本專科學(xué)歷群體在受訪人群中占比較大，達到73.3%.

將居民出行意愿原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為出行意愿指數(shù)，其中1表示特別不愿意；2表示不愿意；3表示不確定；4表示愿意；5表示特別愿意. 分別計算各組出行意愿指數(shù)的平均值作為綜合出行意愿指數(shù)，其中，綜合出行意愿指數(shù)小于3表示不愿意出行；大于3表示愿意出行；各組別情況如圖2所示.

圖2 各組的綜合出行意愿指數(shù)

由圖2可知，疫情防控情況穩(wěn)定處于低風(fēng)險地區(qū)，總體出行意愿較高. 其中，男性和女性的綜合出行意愿指數(shù)分別為3.31、3.21，表明性別與出行意愿無顯著關(guān)聯(lián)性；18～45歲群體的綜合出行意愿指數(shù)為3.3，出行意愿較強，可能與該年齡段中大學(xué)生群體及工作出行關(guān)聯(lián)度較大，同時，分析發(fā)現(xiàn)被調(diào)查對象受教育程度與出行意愿呈正相關(guān)，可能存在受教育程度高的被調(diào)查者理性認知程度高和自我防范意識較強有關(guān)；農(nóng)民和退休人員的出行需求小，出行意愿較弱，其他職業(yè)群體由于工作和學(xué)習(xí)需求，綜合出行意愿指數(shù)均大于3，偏向比較愿意出行；被調(diào)查對象的收入情況與出行意愿呈正相關(guān)，月收入高于12 000元的群體出行意愿指數(shù)值最大，為3.59，可能是疫情常態(tài)化條件下居民更偏向于使用私家車出行，而高收入家庭擁有私家車的可能性更大，并且收入越高，消費需求也越高，出行意愿更強.

2.2 問卷信度效度分析

信度分析可反映問卷的內(nèi)容是否可信. 常用的評價指標(biāo)是Cronbach系數(shù). 通常認為：信度系數(shù)為0.7～0.8，表示該量表信度較好，信度系數(shù)為0.8～0.9，表示該量表信度非常好.

效度分析可檢驗問卷設(shè)計的有效性和準確程度，并且衡量問卷題項設(shè)計的合理性，采用KMO檢驗和Bartlett球形檢驗來確定問卷數(shù)據(jù)是否適合進行因子分析. 一般認為KMO值大于0.7，Bartlett球形檢驗P≤0.01，適合進行因子分析，題項效度一般用累積方差解釋率衡量.

總體量表的克隆巴赫系數(shù)為0.814，問卷的信度較好；KMO值為0.768，Bartlett球形檢驗P<0.01，問卷數(shù)據(jù)適合做因子分析；旋轉(zhuǎn)后的累積方差解釋率為64.81%，問卷題項效度較好.

3 假設(shè)檢驗與數(shù)據(jù)分析

3.1 驗證性因子分析

利用IBM SPSS Amos 24軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，首先對初始模型做驗證性因子分析. 一般認為各潛變量的組合信度CR值均大于0.6、收斂效度AVE值均大于0.3代表可被接受[13]. 各變量的因子載荷系數(shù)以及信效度檢驗結(jié)果如表2所示.

表2 組合信度與收斂效度的檢驗結(jié)果

3.2 假設(shè)檢驗

驗證性因子分析通過后對模型進行擬合優(yōu)度檢驗及路徑分析，以檢查結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，通過反復(fù)修正，模型通過擬合檢驗. CMIN/DF值為1.81，低于建議值3.0[14]；擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)為0.95，擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)為0.93，規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)為0.93，均高于可接受值0.9[15]；比較擬合指數(shù)(CFI)為0.96，高于標(biāo)準值0.95；均方根殘差(RMR)為0.04，均方根近似誤差(RMSEA)為0.05，均小于或等于準則值0.05[16]，因此該模型與數(shù)據(jù)很好地擬合. 最終模型結(jié)構(gòu)如圖3所示.

圖3 出行意愿結(jié)構(gòu)方程模型

檢驗結(jié)果如表3所示， H1和H5不通過檢驗，其他假設(shè)均通過檢驗. 在進行模型擬合時，發(fā)現(xiàn)了新的影響關(guān)系，補充成假設(shè)H7、H8、H9. 標(biāo)準化路徑系數(shù)均為正數(shù)，表示影響因素之間均為正向影響.

表3 標(biāo)準化路徑系數(shù)及假設(shè)檢驗結(jié)果

3.3 影響作用分析

潛變量之間的影響效應(yīng)如表4所示.

表4 潛變量之間的影響效應(yīng)

由表4可知，環(huán)境安全感知對態(tài)度和知覺行為控制均有直接顯著的正向影響，并通過這兩個變量間接正向影響出行意愿，態(tài)度、知覺行為控制和出行意愿的總效應(yīng)值分別為0.44、0.41和0.27，說明居民感知到目的地環(huán)境安全程度越高，居民對于去往該目的地會表現(xiàn)出積極情緒，反之亦然.

主觀規(guī)范、態(tài)度和知覺行為控制對出行意愿均產(chǎn)生顯著正向影響，總效應(yīng)值分別為0.26、0.11和0.52，與計劃行為理論相符. 其中主觀規(guī)范影響值偏低，表明外部壓力對于居民出行意愿影響較弱，而知覺行為控制影響值較高，表明居民感知到出行較容易時，更愿意出行.

4 結(jié)束語

1)新冠肺炎疫情常態(tài)化時期，大部分群體均表現(xiàn)出愿意出行的傾向；男性和女性沒有表現(xiàn)出太大的差異；18～45歲青年人、學(xué)生以及高收入群體出行意愿最為強烈；一般愿意和比較愿意的群體數(shù)量較多.

2)TPB- BG結(jié)構(gòu)方程模型可有效地研究居民的出行意愿；環(huán)境安全感知和主觀規(guī)范對出行意愿產(chǎn)生間接顯著正向影響，行為態(tài)度對出行意愿既有直接顯著正向影響又有間接顯著正向影響，間接影響是通過知覺行為控制產(chǎn)生的. 其中知覺行為控制對出行意愿產(chǎn)生的影響最為明顯，標(biāo)準化路徑系數(shù)為0.52，主要由于疫情常態(tài)化時期疫情逐漸穩(wěn)定下來，個體認為做好個人防護就能進行安全的出行.

3)疫情尚未結(jié)束，常態(tài)化疫情防控下，隨著疫苗效應(yīng)顯現(xiàn)、未來群體免疫構(gòu)建，居民出行意愿的影響因素和風(fēng)險也會隨時間發(fā)生動態(tài)變化，需要長期跟蹤調(diào)查研究. 后續(xù)的研究重點可放在群體免疫場景構(gòu)建下，針對不同群體類別、不同出行目的、不同交通方式、不同出行環(huán)境等因素進行組合分析.