自驾游客高铁出行转移意向的影响

摘要：为分析心理潜在变量对自驾游客高铁出行转移意向的影响机理，文章基于计划行为理论构建以态度、主观规范、知觉行为控制、自驾出行满意度为外生潜在变量，以高铁出行转移意向为内生变量的结构方程模型，通过720份“十一”黄金周自驾游客的调查问卷进行实证分析。结果表明：主观规范、知觉行为控制、态度对自驾游客的高铁出行转移意向具有显著正向影响，影响值分别为0.310、0.232和0.163，主观规范和知觉行为控制是主要影响因素，其中，身边重要人群的建议和引导信息的主观规范作用以及高铁班次和自身宽裕出行时段的行为控制作用最强；而自驾出行满意度对自驾游客的高铁出行转移意向具有显著负向影响，影响值为-0.113，黄金周拥堵的自驾出行环境会在一定程度上促使自驾游客出行方式向高铁转移。

关键词：综合交通运输；出行转移意向；结构方程模型；自驾游；黄金周

中图分类号：F59文献标识码：A文章编号：1005-6432（2024）30-0143-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.30.036

1引言

重大节假日免收小型客车通行费政策极大地刺激了自驾游发展，但“十一”等长假出现的短时高强度自驾旅游流，也使得部分公路路段拥堵加剧，并降低了游客出行的满意度和幸福感。我国高铁的快速发展为游客提供了更为多元的城际出行方式，在极大地拓展游客出行空间范围的同时，也加剧了同一旅游运输通道不同出行方式之间的竞争。面对节假日自驾游大幅增长造成的区域高速公路网严重拥堵问题，准确掌握自驾游客旅游交通出行方式转移规律，成为区域旅游交通组织工作的重点和难点。

早期对于城际旅游交通出行方式选择的研究主要通过出行方式属性和个体社会经济属性等解释出行行为的内在机理，忽略了旅游交通出行作为非惯常环境下一种非完全理性的消费选择行为，不可直接观测的心理潜在因素对游客旅游出行决策过程同样具有重要影响。近年来的研究开始逐步关注到心理因素对旅游交通出行行为的影响，并形成以计划行为理论为主体框架的较为完备的定量研究方法体系[1]，但是仍缺乏对于特定出行环境、出行群体以及不同潜在变量组合的具体讨论[2-4]。针对节假日游客出行特点，王博彬等（2015）揭示了在多方式交通信息作用下节假日活动链在一定程度上依赖于过去的行为习惯与体验[5]；林小梅等（2019）研究了节假日公路免费政策下的城际交通行为特性[6]；朱海燕等（2019）分析了心理因素对游客节假日错峰旅游出行行为意愿的作用机制[7]。相关研究虽然从个体出行习惯与体验、宏观交通政策、错峰出行意愿等多个角度分析了心理因素对节假日游客出行行为的作用机理，但尚未指出面对出行方式多元化的新决策环境和节假日自驾旅游流拥堵的现实问题，自驾游客的主观感知差异会促使游客产生认知调整，从而产生向其他出行方式转移的决策倾向和出行意愿。显然，关于考虑主观评价的自驾游客出行方式转移行为的定量讨论有助于进一步丰富解析节假日旅游交通城际出行行为影响机理的研究视角，并且管理者可据此提供更有针对性的旅游交通服务，提高区域旅游交通服务水平和旅游吸引力。

因此，文章聚焦于节假日自驾游客的高铁出行转移意向问题，基于计划行为理论并考虑自驾出行满意度，构建高铁出行转移意向关系模型，揭示不同心理因素对自驾游客高铁出行转移意向的影响机理，以期为节假日自驾旅游交通组织疏散策略的制定提供参考，从而推动区域旅游健康持续发展。

2研究设计

计划行为理论被认为是有效的关于解释行为内生影响因素及个体行为一般决策过程的理论模型，该理论认为行为意向受到行为态度、主观规范和知觉行为控制的影响，而行为意向直接影响个体行为。相关研究表明出行满意度对行为意向同样具有重要影响作用，拥挤的交通和较差的旅游体验促使游客产生认知调适，改变出行意向，进而采取出行时间调整、出行方式替代、目的地变更等行为方式进行应对。因此，文章在上述三个影响出行意向变量的基础上加入自驾出行满意度，构建各心理因素对行为意向影响的理论关系模型，对自驾游客高铁出行转移意向开展研究。

文章涉及变量及信效度检验结果如表1所示，并根据研究设计提出以下假设：

假设1：自驾游客高铁出行态度、主观规范、知觉行为控制、自驾出行满意度直接影响高铁出行转移意向。

假设2：自驾游客对高铁出行的态度、主观规范、知觉行为控制三者间两两相互影响。

为了定量研究态度、主观规范、知觉行为控制及自驾出行满意度对高铁出行转移意向的影响关系，文章采用结构方程模型（structural equation modeling，SEM）进行分析，建立测量模型和结构模型分别为：

3数据收集与检验

3.1问卷调查

文章采用网络问卷调查方法获得实证数据，为确保问卷数据质量，于2020年10月中旬开展预调查，在完善初始问卷后于10月底开展正式调查，以2020年10月1日至8日“国庆—中秋双节”黄金周跨城自驾出行为调查背景，以在此期间具有自驾出行经历的出游者以及过往具有黄金周自驾出行经历的出游者作为调查对象，剔除明显矛盾、答题无效及不完整答卷后，得到有效问卷720份。样本数为变量数的10倍以上，符合利用结构方程进行多变量研究时的样本量原则。

3.2探索性因子分析与信效度检验

对问卷中的17个题项进行探索性因子分析，采用KMO（kaiser-meyer-olkin）、Bartlett球形检验对原数据进行判断。结果显示，KMO值为0.855，大于0.800，Bartlett球形检验近似卡方值为7417.838（df=136），且其显著水平值为0，小于临界显著水平（Sig.<0.010），说明问卷各变量适合做因子分析。采用主成分分析法进行公因子提取，并进行方差最大化旋转处理，选取特征值大于1的因子作为公因子。通过计算，得到的5个公因子分别对应BA、SN、PBC、HSDS、HTI 5个潜在变量，且各因子对应载荷量均大于0.500，累计贡献率达到了76.684%。

信度检验采用克伦巴赫α系数（Cronbach’s Alpha）对量表中各维度变量进行检验，各变量的α系数值均大于0.800，如表1所示。

说明测量结果具有良好的可靠性。效度检验采用变量的组合信度（composite reliability，CR）和平均方差抽取量（average variance extracted，AVE）进行分析，各变量的CR值和AVE值分别在0.600和0.500以上，表明变量具有良好的内部一致性和聚合效度，模型的观测变量能较好地被潜在变量所解释。

4结果分析

4.1模型拟合

依据探索性因子分析结果，构建了以态度、主观规范、知觉行为控制、自驾出行满意度为外生潜在变量，以高铁出行转移意向作为内生变量的结构方程模型，利用AMOS软件对构建模型进行验证性因子分析。模型拟合度评价结果显示：绝对拟合指标CMIN/DF为3.456，略大于3，GFI、AGFI分别为0.943、0.920，均达到0.900以上的标准，RMSEA为0.058，小于0.060；增值拟合指标NFI、RFI、IFI、TLI、CFI分别为0.950、0.937、0.964、0.955、0.964，达到0.900以上的标准；简约拟合指标PNFI、PGFI分别为0.761、0.672，也都达到了0.500以上的标准，所有拟合指标满足适配良好的标准，说明模型与观测数据的拟合度较高，该模型有较好配适度。

4.2模型结果解释

根据结构方程模型，可以得到潜在变量之间以及潜在变量与测量变量之间的路径关系，其标准化路径系数反映了各变量之间的直接效应大小，计算结果如图1所示。路径系数支持文章的研究假设1和假设2，四个外生潜在变量对自驾游客的高铁出行转移意向的影响均达到显著水平，BA、SN和PBC对HTI在0.001的显著性水平下具有正相关作用，其标准化路径系数分别为0.16、0.31和0.23，HSDS对HTI在0.01的显著性水平下具有负相关关系，其标准化路径系数为-0.11。图1结构方程模型分析结果注：**，***分别表示p<0.01，p<0.001。

（1）对HTI影响效应最大的是SN，说明自驾游客的高铁出行转移意向会受其身边重要人群的建议引导信息和社会倡导的出行理念影响。其中，SN3、SN2、SN4的标准化路径系数较高，分别达到了0.902、0.885、0.804，说明节假日旅游出行方式决策是“多人、多信息、多活动”交互制约下的决策行为，身边重要人群的建议引导信息以及其选乘高铁的决策行为对游客的主观规范作用较强，会显著影响游客的高铁出行意向，而SN1的标准化路径系数为0.565，说明倡导低碳环保出行的主观规范作用相对较小。

（2）对HTI影响次之的是PBC，说明自驾游客对选乘高铁出行的外部约束条件和限制越少，其乘坐高铁出行的意向越强。其中，高铁运营班次时间以及游客自身宽裕的出行时段PBC2的影响最大，其标准化路径系数为0.888；其次是乘坐高铁流程的便捷性PBC4和高铁与其他交通方式接驳换乘的便利性PBC3，其标准化路径系数分别为0.844、0.828，说明自驾游客选择高铁出行较为看重的是包括购票、到站、中转换乘、乘车和离站在内出行全过程的便捷程度，高铁出行的整个流程越简便快捷以及接驳换乘服务体验越好，其越有可能选择高铁出行；而高铁出行费用承受能力PBC1的影响相对较小，其标准化路径系数分别为0.755。

（3）BA对HTI的影响相对较小，说明相较于主观规范和知觉行为控制，自驾游客对高铁出行所持有的积极或者消极的评价对选乘高铁出行的影响作用相对较弱，但仍起到正向促进作用，自驾游客对高铁出行的态度越积极，其愿意选乘高铁出行的意向越强。其中，对应测量变量BA2、BA3、BA1的标准化路径系数分别为0.893、0.845、0.727，表明对高铁行程时间的态度BA2影响作用最大，乘坐高铁的安全性与舒适性等服务感知评价BA3的影响次之，高铁出行的经济性BA1的影响最小。

（4）HSDS对HTI具有显著的负向影响，说明自驾游客对自驾出行的满意度越差，选乘高铁出行的转移意向越大。其中，高速公路服务区和景区的交通服务设施及其服务水平HSDS3以及道路的拥挤程度HSDS2影响较大，二者的标准化路径系数分别为0.861、0.825，说明自驾游客非常重视旅游出行的舒适度，追求更好的出游体验，节假日公路旅游交通服务设施的功能退化显著影响自驾游客对出行环境和自驾游体验的满意度，进而会促使其向高铁出行的意向转移；自驾“点到点”出行的便捷程度HSDS1对自驾出行满意度的影响要稍弱一些，其标准化路径系数为0.652。

5结论

文章聚焦节假日自驾游客的高铁出行方式转移问题，基于计划行为理论构建了自驾游客高铁出行转移意向的结构方程模型，通过实例分析了游客心理潜在因素对自驾游客高铁出行转移意向的影响机理，研究结论如下：

第一，模型有效解释了自驾游客高铁出行转移意向的心理决策形成过程，态度、主观规范、知觉行为控制，自驾出行满意度对自驾游客的高铁出行转移意向具有显著影响，影响作用由大到小依次是：主观规范>知觉行为控制>态度>自驾出行满意度。主观规范是主要的影响因素，身边重要人群的建议与引导信息起到的主观规范作用最强；知觉行为控制和态度对高铁出行转移意向的影响次之，对高铁出行的时间和费用等外部约束性越弱或者对高铁出行态度越积极的自驾游客更加倾向选择高铁出行；自驾出行满意度对自驾游客的高铁出行转移意向具有显著负向影响，其中，自驾出行满意度受交通设施供给以及旅游交通服务水平的影响最为明显。

第二，通过主观规范、知觉行为控制、自驾出行满意度等心理影响因素的干预作用，合理引导黄金周期游客的出行决策，主要从以下几方面考虑：通过家庭以及团队旅行优惠套餐刺激和引导游客出行方式转移；适当调整高铁运营班次，同时优化与提升包括购票、到站、中转换乘、乘车和离站等在内的城际出行全过程的衔接效率与服务体验；部分拥堵严重的高速公路路段宜制定分时段的票价优惠策略，拓展和提升高速公路服务区游憩休闲功能，完善高铁、巴士等在内的景区交通接驳设施与运营体系，加强自驾出行交通信息实时查询与客流拥堵预警。

参考文献：

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[7]朱海燕， 关宏志， 韩艳， 等. 心理因素影响下游客节假日错峰旅游出行行为研究[J].交通运输系统工程与信息， 2019（5）：225-230，250.

[基金项目]国家自然科学基金“黄金周自驾游时空行为模式及多尺度集聚效应研究：云南省的实证”（项目编号：42061030）。

［作者简介］毛润彩（1995—），男，云南楚雄人，硕士，研究方向：交通运输地理；

陈方（1980—），女，湖北随州人，硕士，副教授，研究方向：社会地理与区域发展管理。