陈逸群，牟振华，王永清，金程程，汪寒冰
(1.山东建筑大学 交通工程学院，济南 250101；
2. 厦门市国土空间和交通研究中心(厦门规划展览馆)，福建 厦门 361012)
据官方统计数据，截至2021年6月，我国汽车保有量已达2.92亿辆，全国已有74个城市的汽车保有量超过百万辆。同时，由于管理落后和信息不对称问题，大量车位闲置，2020年全国有超过90%的城市车位使用率不足50%。此外，在当前新冠疫情的背景下公共交通出行比例进一步下降，私家车出行比例上升，停车需求进一步加大。在停车资源建设速度远低于汽车保有量增长速度，以及中心城区停车增加困难的情形下，学者Smith[1]提出的共享停车策略成为解决城市停车供需矛盾的一种探索性思路。
早期共享停车研究大多关注停车需求高峰有明显差异的毗邻用地共享行为，学者Howard等[2]与Frank[3]探讨了当特定时段某些建筑物停车供需存在饱和现象时，利用相邻建筑物配建停车设施进行停放的可行性。国内早期研究中：何峰等[4]指出应从提升互联网技术应用等方面缓解中心城区停车难问题；
牟振华[5]指出共享停车在降低停车用地量方面具有极大的可行性及优越性；
陈永茂等[6]指出在停车场合理步行距离内实行不同类型建筑物的配建停车泊位，使共享具有可行性。
居住区配建停车位是停车资源中的重要构成，由于居民具有朝出夕归且相对固定的出行特性，使得居住区居民将其私家车位在闲置时段对外共享成为一种可能。在前人已有研究中：
Molenda等[7]提出将街道停车位的一部分分配至居民停车场为最优政策；
Ommeren等[8]认为在居住区进行停车泊位共享是一种可以接受的解决商业街道停车问题方案。在国内：李菲[9]结合国内停车困境与国外案例，认为在我国实行居住区泊位共享存在可行性；
段满珍等[10]指出在居住区实行车位共享，将为毗邻建筑物提供相当于该居住区泊位总量55%的停车资源；
郑竞恒[11]通过调查得知大多数驾驶员对于居住区的共享停车持积极和开放态度。
但将居住区居民的私家车位共享出去并不能使用强制性的手段，而是要考虑车位拥有者的意愿。Ye等[12]针对居住区共享停车的经济可行性建立效益-风险分析模型，认为在居住区实行共享停车具有较高的经济可行性；
Wang等[13]采用技术接受与使用统一理论和效益-风险分析模型作为组合理论框架，对共享停车制度进行了实证检验，结果表明感知利益、感知风险、社会影响和促进条件会直接影响共享行为意向；
Ning等[14]则将感知的网络外部性、成本风险、安全风险和管理压力纳入到技术接受模型和计划行为理论中，最后得出除管理压力外，其它因素均对用户的共享意愿有显著影响的结论；
Liang等[15]对技术接受模型和计划行为理论进行补充，对车位共享意愿进行研究，发现车位供给方与共享平台的情感联系会影响车位拥有者的车位共享意愿。
综上所述，目前国内外开展的关于居住区车位拥有者闲置车位共享意愿影响因素方面的研究，大都缺少因变量研究，而且对居住区居民闲置私家车位共享意愿的分析也不够全面。文中侧重研究居民即车位拥有者对闲置车位的共享意愿，将对居民闲置车位共享意愿有影响的潜变量进一步细分，之后构建概念模型进行分析研究。文中选择可以同时分析潜变量及其外生变量，且相较于结构方程模型更为清晰便利的多指标多因果模型(MIMIC)[16]方法。编制调查问卷进行调查，获取调查数据，通过SPSS和AMOS软件对调查数据进行描述性统计分析并建立模型，得出最终的结论。
1.1 研究假设
考虑到居民对将其私家车位进行共享的意愿，会受其对共享停车的了解程度、社会影响大小以及居民所感知到的风险大小等不同因素影响，以及这些影响因素之间的相互作用结果，为方便理解，文中所述居民是指居住区中的车位拥有者，综合考虑，提出以下假设。
H1：居民对共享停车的了解程度对其共享意愿具有正向影响；
H2：居民所受到的社会影响大小对其共享意愿具有正向影响；
H3：居民感知到的风险大小对其共享意愿具有正向影响；
H4：居民对共享停车的了解程度对其所受到社会影响大小具有负向影响；
H5：居民对共享停车的了解程度对其感知到的风险大小具有正向影响；
H6：居民感受到的社会影响度对其所感知到的风险大小具有正向影响。
1.2 建立概念模型
构建居住区居民闲置车位共享意愿概念模型及框架，如图1～2所示。
图1 居住区居民闲置车位共享意愿概念模型
本次调查采用网络问卷方式进行，于2021年4月通过问卷星进行问卷调查，共回收问卷256份，筛除掉填写时间过短及全部选择同一选项的问卷后，得到有效问卷210份，有效回收率为82.03%，样本数量满足每个测项至少10个样本的要求。另外，问卷填写人员主要来自山东省不同城市，其中济南市占全部样本的63.8%，山东省其他地市占全部样本的29.0%。
图2 MIMIC模型框架
问卷调查共分为两部分：个人，家庭及居住地相关情况调查；
居民闲置车位共享意愿调查。调查问卷设置的测项来源主要为相关研究中使用过及自行编制的变量，其中意愿调查部分均采用经典李克特五度量表，用数值1～5对选项进行赋值。
2.1 问卷变量及测项设置
针对居住区居民闲置车位的共享意愿，设置了解程度、社会影响及感知风险3个潜变量及1个因变量，具体测项内容如表1所示。
2.2 描述性统计分析
2.2.1 个人、家庭及所在居住区情况分析
根据调查的统计结果，对个人、家庭及其所在居住区车位相关情况进行描述性统计分析，具体数据如表2～3所示。
由表2可以发现：调查中女性稍多于男性，男女比例约为4∶6；
年龄主要集中在21～40岁；
学历方面，本科及以上学历的被调查者占比高达89.5%；
职业中，机关、企事业单位工作人员以及从事专业技术工作的人员较多；
家庭方面看，被调查者家庭普遍具有较良好收入。由表3发现：大多数居住区具有较多的空闲车位，适合进行车位共享；
居住区所在的位置大多位于城市中心区及城乡结合部，说明大多数被调查者所在居住区位置可以满足共享的区位条件；
居住区停车设施类型多以地面及地下停车库为主；
而居住区周边用地类型主要为商业、学校及住宅用地，适合对这几种用地类型进行闲置车位共享。另外，共享意愿方面，大多数被调查者都具有一定的闲置车位共享意愿；
同时,接近半数的被调查者对当前居住区停车的整体状况表示不满，认为当前的停车状况亟需得到改善。
表1 潜变量及因变量设置
表2 个人及家庭情况
表3 居住区及车位情况
2.2.2 居民车位空闲时间分析
根据对居住区居民车位的空置时长调查，从表3可以发现:在工作日，居民的车位空置时长大多在5 h以上，占比超过60%，说明在工作日期间居民车位存在可以共享的可能性；
而在休息日，有70%的居民车位空置时长<5 h，说明绝大多数居民在休息日仍有出行需求，但车位空置时长少于工作日，居民是否愿意进行车位共享需要视具体情况而定。
3.1 信度效度检验
模型在进行下一步的分析之前，需要对问卷的信度、效度及多重共线性进行检验和诊断，判断测项之间是否存在多重共线性以及问卷和数据是否具有较好的可靠性及有效性，只有具有较好的信度和效度,且测项之间不具有多重共线性，才能继续进行下一步分析。
3.1.1 信度检验及共线性诊断
信度即可靠性，多用来检验模型的一致性和稳定性。通常情况下对模型进行的是内部信度检验，而内部信度是通过克隆巴赫α系数进行检验，一般而言，克隆巴赫α系数在0.7～0.9之间,表示模型内部具有较好的一致性，<0.7则说明模型内部的不一致性较高，需要对模型进行修改[17]。本研究通过SPSS软件对模型的可靠性进行分析，得出模型4个变量的克隆巴赫α系数均大于0.7，如表4所示。同时，问卷整体的克隆巴赫α系数为0.773，说明模型内部的一致性较好；
在使用SPSS对模型进行共线性诊断时，发现潜变量所有测项的方差膨胀系数(VIF)值均在1.0左右，说明测项之间不具有多重共线性。
3.1.2 效度检验
效度即有效性，是指所测量到的结果反映所想要考察内容的程度，测量结果与要考察的内容越吻合，则效度越高，反之效度越低。一般包括结构效度检验和收敛效度检验两种。
1)结构效度检验。
通过SPSS软件对模型进行结构效度检验，需要观测其KMO 统计量取样适切性量数及巴特利特球形度检验的显著性，当前者>0.6、后者<0.05时模型可通过结构效度检验。本模型的KMO统计量取样适切性量数为0.818，巴特利特球形度检验的显著性为0.000，均满足要求，也说明本模型具有较好的结构效度。
2)收敛效度检验。
对模型的收敛效度进行检验时，需要观察其T值和标准因子载荷，其中T值大于1.9，标准因子载荷在0.5～0.9之间时模型可以通过收敛效度检验[18-19]。在对模型进行收签效度检验的过程中，发现测项SI1及SI4的标准因子载荷均小于0.5，不满足要求，将这两项剔除，其余测项标准因子载荷及T值均满足要求，具体如表4所示。
表4 模型信度及收敛效度检验
为更好地说明模型的收敛效度，引入组合效度(CR)和平均提取方差值(AVE)两个指标。其中CR为组合效度，用于检验模型内部的一致性，相当于前文提到的克隆巴赫 α系数，CR值越高表明模型内部的一致性越好。在较理想情况下，CR值应>0.7，而表4中各变量的CR值均>0.7，说明模型内部具有较好的一致性。AVE是指潜在变量对观察变量解释能力的平均值，AVE值越高，收敛效度越高，在较理想的情况下，AVE值应>0.5，而表4中各变量的AVE值均>0.5，说明模型收敛效度较高。
3.2 模型拟合与修正
文中采用极大似然法对模型进行拟合，初步拟合结果如表5所示。
根据模型的初步拟合结果，其近似误差均方根(RMSEA)、拟合优度指数(GFI)及规范拟合指数(NFI)等指标均达不到理想要求，仅有卡方自由度比值和相对拟合指数(CFI)能满足理想要求，说明拟合结果存在一定误差。而在观察结果中，ID4、ID2与SPA3的参考修正指标值(MI)相比其他测项的MI值有较大差距，会影响模型的整体准确性，于是将其剔除，修正后的模型拟合结果如表6所示。
表5 模型初步拟合结果
表6 修正后模型拟合结果
图3 居民闲置车位共享意愿模型全路径系数
从修正后的模型拟合结果看，各项指标均已通过检验，说明修正后的模型与调查数据能够较好地拟合。
3.3 假设检验与路径分析
模型修正后对提出的假设进行路径分析，可得出模型的全路径系数及标准化路径系数，如图3及表7所示。
如表7所示，有4个假设通过了检验，分别为H1、H3、H4及H6，说明居民对共享停车的了解程度对其共享意愿具有较强的正向影响作用。居民所感知到的风险越小，其闲置私家车位共享意愿越强；
居民对共享停车的了解程度越大，其所受到的社会影响越小；
居民所受到的社会影响越大，其所感知到的风险就越小。有两个假设没有通过检验，分别为H2和H5，说明居民感受到的社会影响大小并不能影响其进行私家车位共享的意愿；
居民所感知到的风险大小不会因其对于共享停车了解程度的增加而改变。
表7 居民闲置车位共享意愿模型假设检验结果
3.4 外生变量对潜变量影响
表8总结了居民的性别、年龄等外生变量对潜变量的影响，表中粗体表示有显著性影响，括号中为T值，可以得出以下结论。
1)居民的性别、职业以及家庭汽车数量对于了解程度、社会影响及感知风险等3个潜变量并无显著性影响，即居民的性别、职业和家庭汽车数量不会影响他们对共享停车的了解程度、受到的社会影响大小以及其所感知到的风险大小。
2)居民的年龄及家庭月收入对了解程度呈显著负向影响，并且家庭月收入的影响程度大于居民年龄的影响程度，说明随着居民家庭月收入及年龄的增长，其对共享停车的了解程度会相应减少。居民的学历及家庭拥有的停车位数量对社会影响表现出显著的负向影响，其中，学历的影响程度相比家庭停车位数量的影响程度更大，说明随着居民学历的提升和家庭停车位数量的增加，他们所受到的社会影响程度将变小。居民的学历、个人及家庭的月收入与感知风险呈显著负相关，影响程度大小为家庭月收入(-2.571)>学历(-2.436)>个人月收入(-1.928)，说明随着居民学历的提升及月收入增加，他们所感知到的风险会增大。
表8 外生变量对潜变量影响
研究发现，城市中心区及城乡结合部居住区相比于郊区更适合进行闲置车位共享；
居住区居民的闲置私家车位更适合与其他居住区、商业及学校用地进行共享；
居民的闲置私家车位适合在工作日进行共享，而休息日要视车位拥有者出行情况而定。
1)居民对共享停车的了解程度以及所感知到的风险大小均会对其私家车位共享意愿有不同程度的正向影响，其中，居民对共享停车了解程度的影响最为显著(0.601>0.192)；
2)居民对共享停车的了解程度对其所受到的社会影响程度大小具有一定负向影响，居民受到的社会影响程度对其感知到的风险大小具有较强的正向影响；
3)居民的年龄、学历、收入及家庭拥有的停车位数量等外生变量对了解程度、社会影响及感知风险等3个潜变量分别有不同程度的影响。
由于调查数据有限且具有一定局限性，因此，研究结论在非调查城市和区域的应用也会存在局限性。未来在对居住区配建停车设施共享停车方面进行更深入研究时，将会对更多方面的居住区车位共享影响因素，以及对停车需求者、管理者等其他参与共享者的使用意愿进行拓展研究。为保证研究的准确性及有效性，会采取网络调查与实地调查并行的方式，以获取更多有效数据来提高研究整体的说服性。
猜你喜欢车位闲置效度数字化赋能闲置宅基地和闲置农房盘活改革中国农业信息(2022年3期)2022-09-21不做闲置主妇好日子(2022年3期)2022-06-01为了车位我选择了环保出行汽车画刊(2020年5期)2020-10-20我自己找到一个祝您健康·文摘版(2020年3期)2020-04-09慈善募捐规制中的国家与社会：兼论《慈善法》的效度和限度中国非营利评论(2019年1期)2019-06-18一个车位，只停一辆？现代家长(2018年11期)2018-01-05扶贫资金闲置浪费谁之过？公民与法治(2016年16期)2016-05-17被看重感指数在中国大学生中的构念效度心理学探新(2015年4期)2015-12-10养老床位欠缺与闲置并存中国卫生(2015年4期)2015-11-08外语形成性评估的效度验证框架外语教学理论与实践(2015年1期)2015-06-11