家長對停車場兒童行人安全的管控行為影響因素

楊 杰,李靖宇,孫 輝

(合肥工業(yè)大學(xué),安徽 合肥 230009)

1 引 言

世界范圍內(nèi),大約有80%的兒童行人死亡的事故并非發(fā)生在路口[1]。據(jù)美國國家公路交通安全管理局(NHTSA)估計(jì),2007年在停車場和私人車道等交通場所,交通事故造成了5000名14歲以下的兒童受傷,205名14歲以下的兒童死亡[1]。雖然沒有最新的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)公布,但相關(guān)學(xué)者認(rèn)為兒童在停車場中的行人安全問題依舊嚴(yán)峻[2]。因此,我們不僅要關(guān)注兒童道路交通安全,對其他交通場所尤其是停車場中的兒童行人安全也應(yīng)有足夠的關(guān)注。

綜合學(xué)者們對兒童在路口和道路中段的研究成果,我們認(rèn)為至少三個(gè)因素共同導(dǎo)致停車場里的兒童行人容易卷入交通事故中。首先,兒童行人能力較差。兒童難以識別環(huán)境中的潛在危險(xiǎn),更難以做出正確的應(yīng)對。例如,兒童可能無法理解汽車倒車燈閃爍的含義。其次,兒童體型較小,駕駛員難以觀察到兒童。以中國為例,西昌市8歲兒童平均身高為137 cm[3],蹲下來只有0.75 m,低于小汽車的引擎蓋高度。因此,9歲及其以下的兒童,更可能因?yàn)楸卉囕v本身遮擋住內(nèi)而發(fā)生交通事故。最后,兒童在停車場中缺乏成年人的看護(hù)。停車場兒童行人安全問題并沒有引起家長足夠的重視,家長掌握的兒童行人安全風(fēng)險(xiǎn)管控方式也有所欠缺。例如,美國的一項(xiàng)觀察研究發(fā)現(xiàn),在停車場中的48.1%兒童獨(dú)自穿過道路,超過50%的兒童先于成人下車[1]。

家長的風(fēng)險(xiǎn)管控行為(即對兒童行人的監(jiān)督、看護(hù)行為)是影響兒童行人安全的重要因素,改善家長的管控行為能有效提高兒童在停車場的行人安全。關(guān)于影響家長的管控行為的因素尚不得知,本次研究通過問卷調(diào)查,探索影響家長對停車場兒童行人安全風(fēng)險(xiǎn)管控行為的因素。研究結(jié)果可以為交通安全教育干預(yù)提供理論依據(jù)和實(shí)踐指導(dǎo)。

2 數(shù)據(jù)獲取

2.1 模型構(gòu)建

計(jì)劃行為理論由理性行為理論和多屬性態(tài)度理論逐步發(fā)展、完善而成,包括行為、意向、主觀規(guī)范、態(tài)度和感知行為控制等基本要素。為確保計(jì)劃行為理論的普適性,計(jì)劃行為理論可以增加其他相關(guān)解釋變量,只要新增的相關(guān)解釋變量有助于解釋和預(yù)測個(gè)體行為。目前,計(jì)劃行為理論已得到社會(huì)行為領(lǐng)域?qū)W者的廣泛認(rèn)可。在交通領(lǐng)域中,計(jì)劃行為理論可以幫助學(xué)者更好地對不安全交通行為的判斷和決策過程進(jìn)行解釋和預(yù)測[4],故使用計(jì)劃行為理論來探索家長管控行為的影響因素。根據(jù)計(jì)劃行為理論的相關(guān)研究成果,提出以下假設(shè):

假設(shè)H1a:知覺行為控制對看護(hù)行為有正向的影響;

假設(shè)H1b:知覺行為控制對看護(hù)意向有正向的影響;

假設(shè)H2:主觀規(guī)范對看護(hù)意向有正向的影響;

假設(shè)H3:態(tài)度對看護(hù)意向有正向的影響;

假設(shè)H4:看護(hù)意向?qū)醋o(hù)行為有正向的影響。

態(tài)度ABC理論認(rèn)為,情感(affect)、認(rèn)知(cognition)和行為傾向(behavior tendency)共同構(gòu)成了個(gè)體的態(tài)度,并且這三個(gè)維度不是孤立存在,而是相互影響的[5]。認(rèn)知會(huì)對個(gè)體的行為傾向產(chǎn)生影響,因此可以推測家長的相關(guān)認(rèn)知可能會(huì)對家長的管控行為產(chǎn)生影響。研究人員將家長關(guān)于停車場兒童行人安全的認(rèn)知分為管控方式認(rèn)知和風(fēng)險(xiǎn)因素認(rèn)知,風(fēng)險(xiǎn)因素認(rèn)知又細(xì)分為對兒童行人能力的認(rèn)知和對兒童難以被駕駛員觀察的認(rèn)知。綜合計(jì)劃行為理論和態(tài)度ABC理論提出基于拓展計(jì)劃行為理論的管控行為理論模型,并提出以下假設(shè)。

假設(shè)H5a:看護(hù)方式認(rèn)知對態(tài)度有正向的影響;

假設(shè)H5b:看護(hù)方式認(rèn)知對看護(hù)意向有正向的影響;

假設(shè)H5c:看護(hù)方式認(rèn)知對看護(hù)行為有正向的影響;

假設(shè)H6a:兒童行人能力認(rèn)知對態(tài)度有正向的影響;

假設(shè)H6b:兒童行人能力認(rèn)知對看護(hù)意向有正向的影響;

假設(shè)H6c:兒童行人能力認(rèn)知對看護(hù)行為有正向的影響;

假設(shè)H7a:兒童難以觀察認(rèn)知對態(tài)度有正向的影響;

假設(shè)H7b:兒童難以觀察認(rèn)知對看護(hù)意向有正向的影響;

假設(shè)H7c:兒童難以觀察認(rèn)知對看護(hù)行為有正向的影響。

2.2 問卷設(shè)計(jì)與調(diào)查

(1)主觀規(guī)范(SN)

(2)態(tài)度(ATT)

使用個(gè)體對管控行為的積極或消極的評價(jià)性反應(yīng)來表征態(tài)度,包括對喜歡厭惡的感受和利弊得失的看法。例如,“在停車場中,先讓兒童上車、再把行李放進(jìn)后備箱,這種做法很麻煩(ATT4)”等。

(3)知覺行為控制(PBC)

知覺行為控制是指個(gè)體對在停車場中對兒童實(shí)施管控行為的難易程度的主觀感受。例如,“在停車場中,一直與孩子保持肢體接觸是一件比較容易的事,沒有什么事情可以阻礙我這么做(PBC3)”等。

(4)意向(BI)

使用個(gè)體在停車場中對管控兒童的具體行為的實(shí)施意愿來評估其管控意向。例如,“在停車場中和孩子一起行走時(shí),回復(fù)朋友發(fā)來的消息(BI2)”。

(5)行為(BE)

總而言之，超聲心動(dòng)圖與動(dòng)態(tài)心動(dòng)圖檢查在肥厚性心肌患者的檢查過程中 均具有重要的應(yīng)用價(jià)值，可以更好的了解患者的心房情況，降低誤診的發(fā)生率，臨床應(yīng)用價(jià)值較高。

使用個(gè)體在停車場中最近一個(gè)月的實(shí)際經(jīng)歷來評估其管控行為。例如,“在停車場中行走時(shí),我總是先步入車道,或者確定安全后再讓孩子步入車道(BI3)”。

(6)管控方式認(rèn)知(MET)

通過測量個(gè)體對在停車場中是否應(yīng)該實(shí)施某種管控行為的判斷,來評估個(gè)體對管控方式的認(rèn)知。例如,“在停車場中行走時(shí),家長應(yīng)該一直牽著孩子的手(MET1)”。

(7)風(fēng)險(xiǎn)因素認(rèn)知——兒童行人能力(AB)

通過測量個(gè)體對6～8歲兒童在停車場的行人行為和感知能力的認(rèn)識,來評估個(gè)體對兒童行人能力的認(rèn)知水平。例如,“兒童能夠理解車輛倒車燈、轉(zhuǎn)向燈等車燈閃爍的含義,并及時(shí)避讓車輛(AB2)”。

(8)風(fēng)險(xiǎn)因素認(rèn)知——兒童難以觀察(PER)

6～8歲兒童在停車場中行走時(shí)是否容易處于駕駛員的視野盲區(qū)之內(nèi)?通過測量個(gè)體對該問題的見解,來評估個(gè)體對兒童在停車場中難以被察覺到這一現(xiàn)狀的認(rèn)知狀況。例如,“轎車?yán)锏乃緳C(jī),無法及時(shí)發(fā)現(xiàn)蹲坐在轎車附近的兒童?(PER1)”。

本次問卷調(diào)查以網(wǎng)絡(luò)調(diào)查為主。研究人員先將問卷輸入到“問卷星”網(wǎng)站上,再將問卷鏈接發(fā)送到朋友圈、群聊和微博等社交平臺上,并運(yùn)用“滾雪球法”進(jìn)一步地?cái)U(kuò)大受訪者群體。為了更好的把控答卷質(zhì)量,研究人員還做了以下的工作:①設(shè)置測謊題,如“一般來說,糖嘗起來是甜的(本題選同意或非常同意)”;②刪除符合以下任一條件的答卷:a.受訪者未滿18歲、b.家中沒有機(jī)動(dòng)車、c.家中沒有9歲以下的兒童;③剔除具有明顯缺陷(如規(guī)律選擇)的無效答卷。研究共獲得527份答卷,其中有效答卷為401份,答卷有效率為76%。

3 數(shù)據(jù)分析

最小偏二乘法結(jié)構(gòu)方程模型(partial least squares structural equation modeling,PLS-SEM),常用于處理、檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)模型和測量模型之間的關(guān)系。PLS-SEM通過同時(shí)對多個(gè)潛變量和觀測指標(biāo)進(jìn)行建模來表達(dá)結(jié)構(gòu)模型和測量模型之間的關(guān)系。在使用PLS-SEM對問卷進(jìn)行分析時(shí),問卷的題項(xiàng)即為觀測指標(biāo),問卷的維度即為潛變量。PLS-SEM可以建立復(fù)雜的多變量結(jié)構(gòu)模型[7],是選用PLS-SEM模型的主要原因。研究使用Smart-PLS V3.0對問卷進(jìn)行分析。

3.1 信效度分析

(1)信度

為檢測問卷中潛變量與觀測指標(biāo)的內(nèi)部一致性,使用Cronbach'sα系數(shù)對問卷進(jìn)行信度分析。如表1所示,在研究新編的問卷中,各潛變量的Cronbach'sα系數(shù)在0.702～0.814之間,均大于推薦值0.7[8],表明該問卷信度較高、問卷內(nèi)部一致性良好。

表1 問卷信度檢驗(yàn)

(2)收斂效度

收斂效度又稱聚合效度(convergent validity),常用平均萃取變異量(Average Variance Extracted,AVE)、組合信度(Composite Reliability,CR)和載荷(Loading)這三個(gè)值來評估收斂效度[9]。如表1所示,研究中的觀測指標(biāo)(題項(xiàng))對潛變量(維度)的荷載在0.675～0.869之間,均大于推薦值0.6,說明觀測變量對潛變量的表征程度;CR取值在0.816～0.877之間,均大于推薦值0.7,說明新編制的問卷各維度下的題項(xiàng)組合信度較高,各維度內(nèi)部題項(xiàng)均表征同一事物;AVE取值在0.598～0.655之間,均大于推薦值0.5,說明題項(xiàng)對維度差異性的解釋程度較高,各維度的收斂性良好。綜上,研究中新編制的問卷具有良好的收斂效度,各組題項(xiàng)都能對維度進(jìn)行表征。

(3)區(qū)分效度

為檢驗(yàn)問卷的區(qū)分效度,對AVE平方根和潛變量之間的相關(guān)系數(shù)[9]進(jìn)行了比較。如表2所示,所有潛變量的AVE平方根都大于其所在行的其他值,表明各個(gè)題項(xiàng)與其所屬維度相關(guān)性較強(qiáng),與其他維度的相關(guān)性較弱。由此可知,研究中新編制的問卷具有良好的區(qū)分效度。

表2 問卷的區(qū)分效度

3.2 結(jié)構(gòu)模型分析

使用Boostrapping檢驗(yàn)技術(shù)驗(yàn)證潛變量間的因果關(guān)系假設(shè)。如表3所示,除假設(shè)H6b、H6c、H7b和H7c顯著性較差,模型中其他的因果關(guān)系假設(shè)均顯著。

表3 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

在家長管控行為結(jié)構(gòu)模型中,各潛變量之間的既有直接影響,又有通過其他潛變量產(chǎn)生的間接影響。為了準(zhǔn)確、全面地分析出家長管控行為的心理決策過程,需對各潛變量之間的直接影響、間接影響和總影響進(jìn)行詳細(xì)分析,分析結(jié)果如表4所示。

表4 各潛變量間的影響關(guān)系

行為態(tài)度、知覺行為控制和主觀規(guī)范對行為意向存在正向的影響,總影響系數(shù)分別為0.270、0.164和0.172,p<0.05;知覺行為控制和行為意向?qū)芸匦袨榫哂姓虻挠绊?影響系數(shù)分別為0.231和0.116,p<0.05。雖然行為態(tài)度影響管控行為的顯著性為0.059,略大于0.05,但行為態(tài)度對管控行為的影響依舊不可忽視。值得注意的是,在本次研究中主觀規(guī)范對管控行為的影響并不顯著。

兒童行人能力認(rèn)知、兒童難以觀察認(rèn)知和管控方式認(rèn)知對行為態(tài)度的影響系數(shù)分別為0.140、0.112、0.471,p<0.05。至于認(rèn)知對行為意向的影響,管控方式對行為意向的影響最大,影響系數(shù)為0.266;關(guān)于兒童行人風(fēng)險(xiǎn)因素認(rèn)知(即兒童行人能力認(rèn)知和兒童難以觀察認(rèn)知)對行為意向的影響程度較小,總影響系數(shù)為0.068。只有對管控方式的認(rèn)知可以對管控行為產(chǎn)生顯著的影響(影響系數(shù)為0.330,p<0.05),關(guān)于兒童行人風(fēng)險(xiǎn)因素認(rèn)知對管控行為的影響均沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性。

4 結(jié) 論

通過編制、發(fā)放問卷獲取數(shù)據(jù),使用PLS-SEM對家長管控行為理論模型進(jìn)行驗(yàn)證,發(fā)現(xiàn)該模型具有良好的信度、收斂效度和區(qū)分效度,表明基于拓展計(jì)劃行為理論的管控行為理論模型可以用于預(yù)測家長在停車場中對兒童的管控行為。

進(jìn)一步的分析表明,家長關(guān)于兒童行人風(fēng)險(xiǎn)因素認(rèn)知,與行為態(tài)度有正向的影響,與實(shí)施正確管控行為的意向和具體的管控行為沒有直接關(guān)系。這表明,改變家長關(guān)于停車場兒童行人安全風(fēng)險(xiǎn)因素的認(rèn)知,只能使家長關(guān)于管控行為的態(tài)度更加積極,但不會(huì)直接改變家長對實(shí)施某一具體管控行為的意愿,也不會(huì)對家長的某一具體行為產(chǎn)生影響。但是,家長關(guān)于管控方式的認(rèn)知,對管控態(tài)度、管控意向和管控行為都有正向影響。因此,可以得出以下結(jié)論:只有當(dāng)家長知道應(yīng)該如何正確管控兒童時(shí),家長對兒童行人安全的擔(dān)憂才能更好地轉(zhuǎn)化為實(shí)施正確管控行為的意愿,家長才能表現(xiàn)出更正確的管控行為。在未來針對家長管控行為的干預(yù)研究中,不僅需要提高家長對兒童行人在停車場中的安全風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識,更要向家長普及正確的管控方法。

研究在一定程度上填補(bǔ)了國內(nèi)外在停車場兒童行人安全問題上的研究空白。研究結(jié)果可以為交通安全教育提供理論依據(jù)和實(shí)踐指導(dǎo),對預(yù)防和減少停車場兒童交通事故、保障兒童行人安全具有重要意義。