銀川市機動車臨時限行措施公眾接受意愿的影響因素分析

胡議尹

摘 要：采用二元Logistic模型，利用1996份問卷，分析銀川市機動車臨時限行公眾接受程度影響因素。發現：（1）銀川市機動車臨時限行公眾接受程度較低（13.83%）；（2）主要影響因素為：限行方案科學性（概率4.10%）、空氣質量改善（概率2.65%）、出租車便利性（概率1.25%）、公共汽車便利性（概率1.01%）、官方媒體宣傳（概率0.87%）；（3）家庭擁有1輛普通汽車的群體比家庭無汽車的群體接受限行措施的概率低5.32%，女性比男性接受限行措施的概率低1.91%，平時乘坐出租車、公共汽車和網約車出行的群體比自駕車出行的群體接受限行措施的概率分別高5.68%、5.00%和7.26%。

關鍵詞：機動車 限行 Logistic模型 公共交通 社會治理

中圖分類號：F572.8.8 文獻標識碼：A 文章編號：1674-098X（2019）03（c）-0168-03

機動車限行是通過行政手段對特定城市區域內機動車行駛時間、路線等進行強性管制，以達到減輕交通壓力和空氣污染的公共管理行為。自北京奧運期間采取機動車限行措施以來，截止到2016年底已有18個省會城市先后采取了機動車長期限行和臨時限行措施，銀川市于2017年12月也實施了為期22d的臨時限行措施。但汽車限行又因涉及公權力對公民財產權的干預，成為法律界討論的熱點話題；一些地方因公共交通能力欠缺和配套管理措施不力，機動車限行導致市民出行不便和成本增加，引起了公眾的不滿。因此，市民對汽車限行的接受意愿成為行政決策必須要考量的重要因素。

1 文獻回顧

在機動車限行研究方面，劉明君等[1]、李巖等[2]、吳丹[3]認為，北京市交通限行措施對緩解交通壓力及降低氮氧化物濃度成效明顯。謝旭軒等人[4-7]認為，機動車限行政策長期看來不可持續，難以達到改善交通擁堵和環境污染的效果。在機動車限行的利益調整研究方面，鐘秋明等人[8-10]認為，機動車限行應進行合理性審查，并給予個人利益公正的補償，做到形式合法與實質合法。在機動車限行的公眾意愿方面，陳謙[11]發現，性別、是否擁有私家車、對擁堵收費認知程度、常用出行方式對公眾接受擁堵收費意愿的影響最大因素。陳磊[12]認為預期效果、社會規范、責任歸因、問題感知、收益-損失比等因素對限行態度影響較大，出行目的和政策了解程度均無顯著影響。

上述學者對機動車限行的研究為本文研究打下了良好基礎，考慮銀川屬于中等城市、汽車保有量較少、空氣質量相對較高、公共交通基礎設施建設不夠齊全的現實，影響公眾對限行態度的因素應與北京等超大城市有所不同。為此，本文增加了限行對空氣改善的認可度、限行方案合理化評價、限行后出行的便利性感知、官方媒體宣傳的影響等主要影響因素和性別、家庭汽車數量、市內主要出行方式等控制變量，采用二元Logistic回歸模型方法，分析自變量的變動對意愿的影響及其邊際效應。

2 實證研究

2.1 樣本來源

本次調查采取線上線下相結合的方式，調查對象為在銀川市主城區居住的市民，共收集問卷1996份（線上1657份，線下339份），調查100%有效。其中支持臨時限行的276人，占13.83%。

2.2 Logistic模型回歸分析

本文采取二項Logistic模型進行回歸分析。被解釋變量是公眾對機動車限行措施的接受意愿，接受的用1表示，不接受的用0表示，同時設定相關自變量（見表1）。回歸模型如下：

以公眾對限行措施的接受意愿為二值因變量，采取逐步回歸方法，共建立4個Logistic模型（見表2）。結果顯示，4個模型的綜合檢驗概率p值均低于顯著性水平，所有回歸系數不同時為零，表明所建立的回歸模型是有意義的。此外，從模型1到模型4偽決定系數（PseudoR2）逐漸增大，說明模型的解釋力越來越強。

概率變化情況如下：從模型1來看，（1）限行對空氣質量改善認可度的變量系數為0.6173，說明公眾對限行對空氣質量改善的認可度每提高一個等次，其對限行措施的接受意愿的比數對數提高0.6173，接受意愿比數提升（1.8539-1）×100%=85.39%，概率提高2.65%。（2）限行方案科學性限行認可度的變量系數為0.9549，說明公眾對限行方案科學性的認可度每提高一個等次，其對限行措施接受意愿的比數對數提高0.9549，接受意愿比數提升159.83%，概率提高4.10%。（3）出租車便利性感知度的變量系數為0.2909，說明公眾對出租車便利性的感知度每提高一個等次，其對限行措施的接受意愿的比數對數提高0.2909，接受意愿比數提升33.77%，概率提高1.25%。（4）公共汽車便利性感知度的變量系數為0.2363，說明公眾對公共汽車便利性的感知度每提高一個等次，其對限行措施的接受意愿的比數對數提高0.2363，接受意愿比數提升26.65%，概率提高1.01%。（5）官方媒體宣傳的影響度。官方媒體宣傳的影響度的變量系數為0.2036，說明公眾對官方媒體宣傳影響度的認可程度每提高一個等次，其對限行措施的接受意愿的比數對數比提高0.2036，接受意愿比數提高22.58%，概率提高0.87%。

從模型2來看，家庭擁有1輛普通汽車的變量系數為-1.0905，和家庭無汽車的群體相比，家庭擁有1輛普通汽車的群體對限行的接受意愿比數對數低1.0905，接受意愿比數低66.39%，概率低5.32%。

從模型3來看，女性的變量系數為-0.4547，說明女性對限行的接受意愿比數對數比男性低0.4547。女生對限行的接受意愿比數比男性低36.52%，概率低1.91%。

從模型4來看，乘坐公共汽車的群體最為顯著，變量系數為1.3750，乘坐出租車和網約車的變量系數分別為1.0610和1.4409，說明相對自駕車出行的群體，乘坐公共汽車、出租車和網約車的群體對限行的接受意愿比數對數要分別高1.3750、1.0610和1.4409，接受意愿比數分別高出295.52%、188.95%和322.44%，概率分別提高5.68%、5.00%和7.26%。

3 結論與建議

3.1 基本結論

（1）影響公眾對汽車限行措施接受意愿的主要有五個因素。根據Z值，影響顯著性依次是：限行方案科學性（11.48）、空氣質量改善作用（6.53）、市內出行方式（3.01）、官方媒體宣傳的影響度（2.56）、出租車便利性（2.38）、公共汽車便利性（1.84）。

（2）限行后出行經濟成本增加的接受度對公眾的接受意愿的影響不顯著。限行后出行時間成本增加的系數為0.1240，表明出行經濟成本增加的接受度每提高一個等次，公眾接受意愿的概率會增加1.48%。雖然有影響，但未通過顯著性檢驗。

（3）不同群體對限行措施的接受意愿表現出較大差異。從家庭汽車數量來看，家庭擁有1輛普通汽車的群體相對于家庭無汽車的群體而言，接受限行措施的概率低5.32%。從市內出行方式看，乘坐出租車、公共汽車和網約車的群體比自駕車出行的群體，接受限行措施的概率分別高5.68%、5.00%和7.26%；從性別來看，女性比男性接受限行措施的概率低1.91%。

3.2 對策建議

（1）做好對汽車限行必要性的宣傳。通過限行前、限行中、限行后多個窗口期，全面宣傳限行必要性，把銀川市城區人口、在籍車輛現狀，空氣污染現狀及主要污染來源，汽車尾氣排放對空氣質量的影響，限行可能帶來的對空氣質量的改善效益等等，多角度、全方位告知社會公眾，減輕公眾對限行對空氣質量改善作用的疑慮，消除不支持限行的認知障礙。

（2）加強對限行方案科學性的論證?？梢越梃b北京、天津、蘭州等地的限行做法，優化限行的操作方案。要多方聽取市民意見，召開專家論證，做到既能改善空氣質量，又盡可能小地降低對公眾生活帶來的不便，使方案更加科學化、合理化、人性化、可操作性，用方案的科學性提高公眾的接受意愿。

（3）關注特殊群體對限行措施的訴求。針對不同群體對限行措施的不同接受程度，采取有效措施應對限行后可能帶來的出行不便及其他問題。加強公共交通運輸能力提升和保障，加強出租車、網約車的天然氣供應保障和規范運營，對影響較大的群體考慮給予適當的補償，特殊情況出行實行報備通行等，降低敏感群體的不接受意愿。

參考文獻

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