城市私人小汽車合乘出行影響因素研究

隋曉東

摘?要：研究城市私人小汽車合乘行為有助于采取針對(duì)性對(duì)策提高小汽車載客率，對(duì)于改善城市道路擁堵等問(wèn)題具有重要意義。文章采用2021年貴陽(yáng)市居民出行調(diào)查數(shù)據(jù)和建成環(huán)境數(shù)據(jù)，對(duì)城市居民私人小汽車合乘出行特征及影響因素進(jìn)行了研究?；贚ogit模型分別探究通勤與非通勤合乘出行的影響因素。結(jié)果表明：對(duì)城市居民通勤與非通勤出行是否合乘均有顯著作用的影響因素包括性別、家庭就業(yè)人數(shù)、小汽車保有量、出發(fā)時(shí)間、居住地道路密度等。受教育程度、家庭年收入、家庭人數(shù)、是否有6歲以下兒童、是否有自行車、出行距離、居住地人口密度、公交站密度、土地利用混合度及工作地停車場(chǎng)密度和土地利用混合度對(duì)通勤合乘出行具有顯著影響；年齡、出行鏈、出行目的及目的地道路密度對(duì)非通勤合乘出行具有顯著影響。

關(guān)鍵詞：城市交通；私人小汽車合乘；通勤出行；非通勤出行；Logit模型

中圖分類號(hào)：F572.88文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1005-6432（2024）02-0033-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.02.009

1?引言

隨著中國(guó)城市經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，城市小汽車保有量和使用量急劇增加，由此導(dǎo)致的交通堵塞、環(huán)境污染等問(wèn)題也日益加劇。合乘出行是指兩人或兩人以上共同乘坐一輛小汽車出行，可以有效提高小汽車載客率，對(duì)緩解城市交通擁堵、實(shí)現(xiàn)城市交通可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。因此，如何促進(jìn)私人小汽車合乘出行，提高小汽車使用效率，已成為城市交通管理者和研究者重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題。

目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已對(duì)小汽車合乘出行進(jìn)行相關(guān)的研究。高麗娜等（2017）通過(guò)調(diào)研西安市私家車合乘行為發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)條件和額外增加的時(shí)間與里程是影響合乘出行的關(guān)鍵因素[1]。Neoh等（2017）發(fā)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)人口屬性、出發(fā)時(shí)間、出行距離等是影響合乘出行的重要因素[2]。Olsson等（2019）發(fā)現(xiàn)出行者性格類型、對(duì)個(gè)人安全和隱私的擔(dān)憂等心理因素通常會(huì)阻礙合乘出行[3]。最新研究表明，建成環(huán)境也會(huì)影響合乘出行[4]。

城市居民出行包括通勤和非通勤出行。通勤和非通勤出行在出行模式上存在顯著差異[5-6]?，F(xiàn)有私人小汽車合乘出行研究大多針對(duì)通勤出行，對(duì)非通勤合乘出行關(guān)注較少。非通勤出行的出行目的更為多樣，時(shí)間安排和線路規(guī)劃更靈活，更適合合乘出行。因此，對(duì)比分析私人小汽車通勤和非通勤合乘出行的特征和影響機(jī)理，對(duì)促進(jìn)合乘出行至關(guān)重要。本研究采用2021年貴陽(yáng)市居民出行調(diào)查數(shù)據(jù)和建成環(huán)境數(shù)據(jù)，利用二項(xiàng)Logit模型分別建立小汽車通勤與非通勤合乘出行模型。研究成果有助于更好地理解和掌握通勤和非通勤合乘出行影響因素的差異性，從而有助于采取針對(duì)性的對(duì)策提升合乘吸引力，提高小汽車載客率。

2?數(shù)據(jù)采集

研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2021年貴陽(yáng)市居民出行調(diào)查數(shù)據(jù)。調(diào)查采用自主研發(fā)的電子化居民出行調(diào)查系統(tǒng)進(jìn)行出行信息采集。調(diào)查內(nèi)容包括家庭基本信息、個(gè)人基本信息以及出行信息。家庭基本信息包括家庭年收入、家庭規(guī)模、家庭就業(yè)人數(shù)、小汽車保有量等。個(gè)人基本信息包括性別、年齡、受教育程度等。出行信息包括出發(fā)時(shí)間、出行距離、出行目的等。選取城市區(qū)域居民以家為起點(diǎn)的單程出行數(shù)據(jù)，剔除信息缺失、錯(cuò)誤等不合格樣本，最終獲得城市建成區(qū)域內(nèi)小汽車通勤出行樣本量為6525個(gè)，小汽車非通勤出行樣本量為2392個(gè)。

建成環(huán)境數(shù)據(jù)通過(guò)地理信息系統(tǒng)（geographic?information?system，GIS）軟件提取，選取居住地和工作地的人口密度，公交站密度、停車場(chǎng)密度及土地利用混合度等主要指標(biāo)，H、W、R分別代表居住地、動(dòng)作地、非通勤出行目的地。在指標(biāo)計(jì)算時(shí)，以居住地、通勤工作地和非通勤目的地地址為圓心，分別做800m半徑的緩沖區(qū)作為地理背景統(tǒng)計(jì)單元。其中：人口、公交站和停車場(chǎng)密度是各自在緩沖區(qū)內(nèi)的數(shù)量除以緩沖區(qū)面積；路網(wǎng)密度是緩沖區(qū)內(nèi)道路的長(zhǎng)度除以緩沖區(qū)面積；土地利用混合度使用常用的熵指數(shù)的方法計(jì)算。

3?合乘出行的影響因素

3.1?模型構(gòu)建

Logit模型廣泛應(yīng)用于出行行為領(lǐng)域研究。本研究的因變量是否合乘為二分類變量，故采用二項(xiàng)Logit模型[7]。該模型可表示為：

P（yi=1|x1，x2，…，xn）=11+exp（α+∑ni=1βixi）（1）

式（1）中：P為合乘出行的條件概率；yi為因變量；xi為自變量；α為回歸截距；βi為自變量xi所對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)。

合乘出行的發(fā)生概率P與非合乘出行的發(fā)生概率（1－P）之比稱為發(fā)生比。將該發(fā)生比取自然對(duì)數(shù)，可得到線性函數(shù)：

lnP1－P=α+∑ni=1βixi（2）

筆者采用極大似然法對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，似然函數(shù)為：

lnL（β，xi）=∑ni=1{yi（α+βixi）－ln［1+exp（α+βixi）］}（3）

在選擇自變量時(shí)，根據(jù)以往研究結(jié)論和已獲取的數(shù)據(jù)，主要考慮出行者的個(gè)人屬性、家庭屬性、出行屬性以及建成環(huán)境屬性。為了避免自變量之間存在多重共線性，使用方差膨脹因子（variance?inflation?factor，?VIF）進(jìn)行共線性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，所選取變量的方差膨脹因子均小于5，變量間不存在多重共線性問(wèn)題。各類變量的定義和賦值如表1所示。

3.2?模型結(jié)果

文章分別建立了通勤與非通勤合乘出行二項(xiàng)Logit模型，并利用SPSS?25軟件對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和參數(shù)估計(jì)，Hosmer-Lemeshow（H-L）檢驗(yàn)結(jié)果顯示P值均大于0.05，說(shuō)明模型擬合效果較好。結(jié)果如表2和表3所示。

在個(gè)人屬性方面，對(duì)通勤合乘出行有顯著影響的因素包括性別和受教育程度，對(duì)非通勤合乘出行有顯著影響的因素包括性別和年齡。與男性相比，女性通勤和非通勤合乘出行的可能性均更大，發(fā)生比率（odds?ratio，OR）分別為1.812和1.467，這可能是由于男性在小汽車使用上擁有更大的優(yōu)先支配權(quán)。與高中及以下學(xué)歷的出行者相比，大專及以上學(xué)歷的出行者通勤合乘出行的可能性更小，OR值為0.692，這與通勤者的收入有關(guān)。年齡與非通勤合乘出行呈正相關(guān)，隨著年齡的增長(zhǎng)，出行者在非通勤出行時(shí)更傾向于合乘。

在家庭屬性方面，對(duì)通勤合乘出行有顯著影響的因素包括家庭年收入、家庭人數(shù)、家庭就業(yè)人數(shù)、是否有6歲以下兒童、是否有自行車和小汽車保有量，對(duì)非通勤合乘出行有顯著影響的因素包括家庭就業(yè)人數(shù)和小汽車保有量。與家庭就業(yè)人數(shù)為1人的出行者相比，家庭就業(yè)人數(shù)為2人及以上的出行者通勤合乘出行的可能性更大，非通勤合乘出行的可能性更小，OR值分別為2.498和0.786。小汽車保有量越多的居民通勤合乘出行的可能性越小，非通勤合乘出行的可能性越大。與家庭年收入低于10萬(wàn)元的出行者相比，家庭年收入高于10萬(wàn)元的出行者通勤合乘出行的可能性更大，OR值為1.148。與家庭人數(shù)3人及以下的出行者相比，家庭人數(shù)3人以上的出行者通勤合乘出行的可能性更大，OR值為1.195，這可能是由于家庭人數(shù)越多，通勤者小汽車支配權(quán)越低，從而導(dǎo)致通勤合乘意愿增加。與沒(méi)有6歲以下兒童相比，有6歲以下兒童的出行者通勤合乘出行的可能性更小，OR值為0.885。與沒(méi)有自行車的出行者相比，有自行車的出行者通勤合乘出行的可能性更小，OR值為0.744，這是由于擁有自行車的居民通勤出行時(shí)選擇自行車的可能性增加。

在出行屬性方面，對(duì)通勤合乘出行有顯著影響的因素包括出發(fā)時(shí)間和出行距離，對(duì)非通勤合乘出行有顯著影響的因素包括出發(fā)時(shí)間、出行鏈和出行目的。與非高峰時(shí)段相比，高峰時(shí)段出行的居民通勤合乘出行的可能性更小，非通勤合乘出行的可能性更大，OR值分別為0.804和1.827。出行距離越短的居民通勤合乘出行的可能性越大，Chen等（2019）在探索通勤合乘出行和公共交通的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制中發(fā)現(xiàn)，在公共交通較發(fā)達(dá)的地區(qū)，短距離通勤者更可能選擇合乘出行[8]。與簡(jiǎn)單鏈相比，出行鏈為復(fù)雜鏈的居民非通勤合乘出行的可能性更大，OR值為1.672。與出行目的為購(gòu)物餐飲的出行者相比，出行目的為休閑娛樂(lè)和其他的出行者合乘出行的可能性更大，OR值分別為1.338和1.963。

在建成環(huán)境方面，對(duì)通勤合乘出行有顯著影響的因素包括居住地人口密度、道路密度、公交站密度、土地利用混合度及工作地停車場(chǎng)密度和土地利用混合度，對(duì)非通勤合乘出行有顯著影響的因素包括居住地道路密度和目的地道路密度。居住地路網(wǎng)密度與通勤和非通勤合乘出行均呈正相關(guān)，而目的地路網(wǎng)密度與非通勤合乘出行呈負(fù)相關(guān)。居住地人口密度與通勤合乘出行呈正相關(guān)，可能的原因是在人口密度較高的地區(qū)，居民低碳環(huán)保意識(shí)更強(qiáng)，通勤出行時(shí)更可能選擇合乘或公共交通[9]。居住地公交站密度、工作地停車場(chǎng)密度、居住地土地利用混合度、工作地土地利用混合度與通勤合乘出行均呈負(fù)相關(guān)，可能的原因是建成環(huán)境的改變促使通勤者選擇其他更方便的出行方式替換合乘出行。

4?結(jié)論

基于貴陽(yáng)市居民出行調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)城市居民合乘出行行為進(jìn)行研究，得到以下結(jié)論：一是統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，非通勤合乘出行比例明顯高于通勤時(shí)合乘出行比例，不同群體的通勤和非通勤合乘出行比例具有顯著的群體性差異；二是通勤出行模型表明，性別、受教育程度、家庭年收入、家庭人數(shù)、家庭就業(yè)人數(shù)、是否有6歲以下兒童、是否有自行車、小汽車保有量、出發(fā)時(shí)間、出行距離、居住地人口密度、道路密度、公交站密度、土地利用混合度及工作地停車場(chǎng)密度和土地利用混合度對(duì)通勤合乘出行有顯著影響；三是非通勤出行模型表明，性別、年齡、家庭就業(yè)人數(shù)、小汽車保有量、出發(fā)時(shí)間、出行鏈、出行目的、居住地道路密度及目的地道路密度對(duì)非通勤合乘出行有顯著影響。

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