袁春嶺

(合肥工業(yè)大學(xué) 建筑設(shè)計(jì)研究院，安徽 合肥 230009)

街區(qū)開(kāi)放制度意愿調(diào)查及影響因素分析

袁春嶺

(合肥工業(yè)大學(xué) 建筑設(shè)計(jì)研究院，安徽 合肥 230009)

為量化街區(qū)開(kāi)放制度意愿選擇及其影響因素之間的關(guān)系，以居民是否贊成街區(qū)開(kāi)放制度作為因變量，選取性別、年齡、受教育程度等15項(xiàng)指標(biāo)作為影響因素，以156份調(diào)查數(shù)據(jù)作為建模數(shù)據(jù)，運(yùn)用描述性統(tǒng)計(jì)分析和Logistic模型，對(duì)居民是否贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度及其影響因子進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示其贊成意愿與居民年齡、對(duì)該制度的了解程度以及對(duì)封閉街區(qū)是否會(huì)影響交流溝通有關(guān)，經(jīng)檢驗(yàn)，模型擬合度較高。

交通規(guī)劃；街區(qū)開(kāi)放制；意愿調(diào)查；Logistic回歸分析

城市化和機(jī)動(dòng)化進(jìn)程的加快,車流量的急劇增加,使得現(xiàn)有道路設(shè)施已經(jīng)不堪重負(fù),城市交通供需失衡,交通擁堵現(xiàn)象日益嚴(yán)重,已成為人們關(guān)注的熱點(diǎn)話題之一。造成城市交通擁堵的原因有很多,城市功能結(jié)構(gòu)與布局的不合理也是其中之一[1-2]。我國(guó)多數(shù)城市采用“大地塊、分片區(qū)”的開(kāi)發(fā)模式,導(dǎo)致相鄰道路間距過(guò)大,城市道路網(wǎng)密度偏低,一旦在道路某個(gè)節(jié)點(diǎn)處產(chǎn)生交通擁堵,而當(dāng)沒(méi)有其他相鄰的道路緩解或者替換原本該路段的交通量時(shí),擁堵范圍就會(huì)急劇擴(kuò)大。

為解決城市功能布局不合理的現(xiàn)象,相關(guān)部門(mén)提出“街區(qū)開(kāi)放制度”政策,即我國(guó)新建住宅要推廣街區(qū)制,原則上不再建設(shè)封閉住宅小區(qū);已建成的住宅小區(qū)和單位大院要逐步打開(kāi),實(shí)現(xiàn)內(nèi)部道路公共化,解決交通路網(wǎng)布局問(wèn)題,促進(jìn)土地節(jié)約利用。街區(qū)開(kāi)放可以改變城市的布局結(jié)構(gòu),實(shí)現(xiàn)小區(qū)內(nèi)部道路公共化,提高道路網(wǎng)密度,使得整個(gè)道路網(wǎng)上的交通流可以均衡地分布在各個(gè)路段。但居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放帶來(lái)的安全、居住品質(zhì)等問(wèn)題存在爭(zhēng)議[3-7]。因此,本文通過(guò)對(duì)合肥市若干小區(qū)的居民進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查,對(duì)被調(diào)查者的個(gè)人信息、街區(qū)開(kāi)放制度的熟悉程度以及實(shí)行街區(qū)開(kāi)放制度的態(tài)度進(jìn)行了解,構(gòu)建統(tǒng)計(jì)分析模型來(lái)研究探索居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度的意愿及影響因素,進(jìn)而為制訂街區(qū)開(kāi)放制實(shí)施方案提供指導(dǎo)性的建議。

1 開(kāi)放街區(qū)制度意愿調(diào)查設(shè)計(jì)及分析

1.1 問(wèn)卷設(shè)計(jì)

為測(cè)量居民對(duì)實(shí)行街區(qū)開(kāi)放制度政策的意愿水平,問(wèn)卷共設(shè)計(jì)14個(gè)問(wèn)題,主要包括以下幾個(gè)部分:居民個(gè)人及家庭信息的調(diào)查,主要包括性別、年齡、受教育程度、年收入情況、家里有無(wú)老人小孩、有無(wú)私家車、有無(wú)盜竊案件經(jīng)歷;居住小區(qū)信息調(diào)查,主要包括小區(qū)類型、對(duì)現(xiàn)住小區(qū)滿意程度;個(gè)人主觀態(tài)度,主要包括對(duì)城市交通暢通程度的認(rèn)知、對(duì)開(kāi)放街區(qū)制度擔(dān)心之處、你是否覺(jué)得封閉式街區(qū)阻礙了人們的交流、對(duì)該制度的了解程度及對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度的態(tài)度。

1.2 樣本選擇與調(diào)查實(shí)施情況

為滿足隨機(jī)性和統(tǒng)計(jì)學(xué)原理,采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣方法,對(duì)合肥市市民進(jìn)行一對(duì)一問(wèn)卷調(diào)查。為保證調(diào)查數(shù)據(jù)的客觀可靠,選擇在周日的人流集散地進(jìn)行調(diào)查,如大型商場(chǎng)、客流集散點(diǎn)等。同時(shí),對(duì)調(diào)查實(shí)驗(yàn)人員進(jìn)行專業(yè)培訓(xùn),被調(diào)查者完成問(wèn)卷調(diào)查后會(huì)獲得一定的報(bào)酬。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷200份,其中有效問(wèn)卷156,有效率為78%。

1.3 調(diào)查結(jié)果分析

在回收的有效問(wèn)卷中,居民贊成施行街區(qū)開(kāi)放制度人數(shù)為100人,占64%。而當(dāng)在實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度時(shí),可以保障配套設(shè)施到位,并且能夠考慮全面的話,居民對(duì)施行街區(qū)開(kāi)放制度人數(shù)會(huì)上升至135人,占86.4%。由此可見(jiàn),對(duì)居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度的意愿及影響因素進(jìn)行調(diào)查,合理解決居民比較關(guān)注的問(wèn)題,對(duì)該制度的實(shí)施有著重要的推進(jìn)作用,對(duì)居民不同影響因素的統(tǒng)計(jì)分析如下。

1.3.1 居民個(gè)人及家庭信息分析

表1為對(duì)調(diào)查樣本中的居民個(gè)人及家庭信息進(jìn)行統(tǒng)計(jì),通過(guò)分析贊成街區(qū)開(kāi)放制度居民的不同屬性所占比例可知,不同性別居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度的意愿差異不顯著,且有80%的中老年居民(55歲以上)反而更贊成實(shí)行該制度。對(duì)不同受教育程度的居民分析可見(jiàn),小學(xué)、本科及研究生以上學(xué)歷的居民更加贊成街區(qū)開(kāi)放制度,所占比例為70%左右,不同年收入的居民對(duì)該制度的實(shí)施意愿差別不顯著。家里沒(méi)有老人小孩、私家車以及盜竊經(jīng)歷的居民更加贊成實(shí)行街區(qū)開(kāi)放制度,特別是有無(wú)過(guò)盜竊案件經(jīng)歷的居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度的態(tài)度差異更加明顯,其中有盜竊案件經(jīng)歷贊成者占44.44%,而無(wú)盜竊案件經(jīng)歷贊成者占77.42%。

表1 居民個(gè)人及家庭屬性統(tǒng)計(jì)表

1.3.2 居住小區(qū)信息分析

表2為對(duì)調(diào)查樣本中的居住小區(qū)信息進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)。由表可知,高檔小區(qū)的居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度贊成率較低,僅為16.67%,這可能是由于高檔小區(qū)內(nèi)的配套服務(wù)設(shè)施完善、小區(qū)環(huán)境優(yōu)美、安全性高,同時(shí)相關(guān)的物業(yè)管理費(fèi)用等也相對(duì)較高,因此業(yè)主不愿意將小區(qū)開(kāi)放與他人共享。而對(duì)現(xiàn)居小區(qū)滿意程度調(diào)查可以看出,不同滿意程度的居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度贊成比例接近,均在64%左右。

表2 居住小區(qū)特性統(tǒng)計(jì)表

1.3.3 個(gè)人主觀態(tài)度分析

表3為調(diào)查樣本中的個(gè)人主觀態(tài)度的統(tǒng)計(jì)分析。由表可知,居民對(duì)城市交通現(xiàn)狀的認(rèn)知對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度意愿選擇沒(méi)有顯著影響,所占比例均在64%左右。據(jù)統(tǒng)計(jì)大多數(shù)居民關(guān)注點(diǎn)在于政策實(shí)施后如何保障小區(qū)的安全,占總樣本的比例為72.44%,并且認(rèn)為封閉式街區(qū)阻礙了人們交流的居民更加贊成街區(qū)開(kāi)放式的實(shí)施。通過(guò)調(diào)查居民對(duì)該制度的熟悉程度可以看出,越了解該制度的具體內(nèi)容,贊成的比例也越大,由此可見(jiàn)進(jìn)一步加大對(duì)該制度的宣傳尤為重要。

表3 居民主觀態(tài)度統(tǒng)計(jì)表

上述描述分析均是對(duì)數(shù)據(jù)的外在表征進(jìn)行探究,為進(jìn)一步深入挖掘街區(qū)開(kāi)放制度的影響因素,明確下一步實(shí)施工作,采用Logistic回歸理論構(gòu)建相關(guān)模型,定量化居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度意愿選擇的影響因素。

2 二項(xiàng)Logistic理論模型

當(dāng)對(duì)實(shí)際問(wèn)題進(jìn)行定量分析時(shí),若因變量是一個(gè)分類變量而不是一個(gè)連續(xù)性變量時(shí),線性回歸理論模型不適用。而二項(xiàng)Logistic回歸模型作為一種概率型非線性回歸模型,是研究二分類因變量與一些自變量之間關(guān)系的一種分析方法,具體的回歸模型為

(1)

其中,α0為常數(shù)項(xiàng);α1,α2,…,αn為回歸系數(shù);x1,x2,…,xn為自變量。

Logistic回歸可以用Hosmer-Lemeshow指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn),它是通過(guò)皮爾遜χ2來(lái)概括各協(xié)變類型結(jié)果中的觀測(cè)數(shù)和預(yù)測(cè)數(shù)。當(dāng)χ2檢驗(yàn)不顯著表示模型擬合數(shù)據(jù);相反,χ2值統(tǒng)計(jì)顯著表示擬合不好,其統(tǒng)計(jì)公式如下:

(2)

3 居民街區(qū)開(kāi)放制度意愿選擇模型

本文將居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度贊成與否作為因變量,記為yi。將贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度定義為yi=1,將不贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度定義為yi=0。本文共從三個(gè)方面選取13個(gè)影響因素作為自變量,記為x1,x2,…,xm,根據(jù)上述Logistic模型原理,則贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度的概率為

利用SPSS19.0軟件進(jìn)行建模時(shí),需要對(duì)自變量進(jìn)行賦值,見(jiàn)表4。同時(shí),對(duì)有數(shù)值但非等距變化的影響因素進(jìn)行分析時(shí),需要設(shè)置虛擬變量進(jìn)行變換賦值,即選取第一個(gè)選型作為參照變量。在選擇的自變量影響因素中,僅需要對(duì)多分類變量進(jìn)行虛擬變量轉(zhuǎn)換賦值,而對(duì)于二分類變量,比如性別、有無(wú)私家車等,不需要進(jìn)行虛擬變量轉(zhuǎn)換賦值。

在完成自變量賦值后,對(duì)調(diào)查得到的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸處理,即將自變量引入到Logistic回歸模型中,進(jìn)行檢驗(yàn)。由于論文構(gòu)建的模型中連續(xù)自變量較多,因此對(duì)模型擬合進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí),采取Hosmer-Lemeshow指標(biāo)檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。其中,最終模型的Hosmer and Lemeshow檢驗(yàn)卡方值為2.831,小于15.507,且sig.值為0.9,表示構(gòu)建的模型擬合劣度較小,擬合程度較好。在對(duì)模型自變量進(jìn)行篩選時(shí),選擇顯著性水平p<0.05的變量作為候選變量,進(jìn)入logistic回歸模型,具體結(jié)果見(jiàn)表5所列。

表4 影響因素賦值及含義

表5 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

4 模型結(jié)果分析

結(jié)果顯示,共有3個(gè)變量顯著性較高,分別是年齡、對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度的了解程度以及是否覺(jué)得封閉式街區(qū)妨礙了社會(huì)不同人群的溝通交往。由上式可知,年齡和封閉街區(qū)是否阻礙了人們溝通交往這兩個(gè)變量的系數(shù)均為正值,表明它們對(duì)居民贊成街區(qū)開(kāi)放制有顯著正影響。從結(jié)果中可以看出,年齡在55歲以上的人群贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度的概率是18歲以下的11.132倍,由此可見(jiàn)老年人是很贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度。一方面是由于中國(guó)傳統(tǒng)的居住建筑模式導(dǎo)致,四合院是中國(guó)傳統(tǒng)居住建筑最常見(jiàn)的形式之一。老年人由于受到傳統(tǒng)建筑模式的影響,喜歡“串門(mén)”,鄰里關(guān)系友好和睦。但目前,隨著經(jīng)濟(jì)條件的不斷提升,鄰里關(guān)系卻變得微乎其微,鄰里交往、溝通逐漸減少。特別是對(duì)于退休后的老人社交圈會(huì)逐漸變小,如果沒(méi)有活躍的鄰里生活填充,會(huì)使老人更加感到孤獨(dú)、寂寞。另一方面,生活節(jié)奏的加快,大多數(shù)人白天需要上班,晚上甚至還需要加班等,導(dǎo)致老年人獨(dú)自在家,沒(méi)有人進(jìn)行溝通,因此更加希望可以和鄰居或者小區(qū)里面其他同齡人進(jìn)行交流。因此,老年人更加贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度[10-11]。

對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度了解一般的人群贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度的概率是很熟悉街區(qū)開(kāi)放制度的0.171倍,表明對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度了解的深入,對(duì)其內(nèi)涵以及緩解城市交通擁堵、促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的作用才會(huì)有進(jìn)一步的認(rèn)識(shí)。因此,政府部門(mén)可以加大對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度給城市發(fā)展和交通便利帶來(lái)方便的宣傳,進(jìn)而使得廣大市民可以接受這一政策。對(duì)于覺(jué)得封閉街區(qū)妨礙了社會(huì)溝通交往的人群贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度的概率是覺(jué)得封閉街區(qū)不會(huì)妨礙了社會(huì)溝通交往的人群的5.640倍。既有研究表明,社區(qū)的空間布局與人際交往有著密切的關(guān)系,相關(guān)調(diào)查發(fā)現(xiàn)68%的人認(rèn)為鄰里交往很重要。而在都市生活中,不同樓層之間、左右鄰居之間天天見(jiàn)面,卻不相識(shí),鄰里交往危機(jī)問(wèn)題不斷涌現(xiàn),街區(qū)缺乏活力。

5 結(jié)束語(yǔ)

綜上所述,論文通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查構(gòu)建模型,利用logistic回歸分析方法,研究分析了居民對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度的態(tài)度以及影響因素。結(jié)果顯示:居民是否贊成實(shí)施街區(qū)開(kāi)放制度與其年齡、對(duì)該制度的了解程度以及對(duì)封閉街區(qū)是否會(huì)影響交流溝通這三個(gè)方面有關(guān)。因此,相關(guān)部門(mén)可以進(jìn)一步加大對(duì)街區(qū)開(kāi)放制度的宣傳,讓廣大市民深入了解街區(qū)開(kāi)放制度所帶來(lái)的便捷。在確保街區(qū)安全的情況下,如何逐步地打開(kāi)封閉街區(qū)有待深化。

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2016-05-31；修改日期：2016-06-22

袁春嶺(1986-)，男，山東鄆城人，碩士，合肥工業(yè)大學(xué)建筑設(shè)計(jì)研究院工程師．

TU241.99

A

1673-5781(2016)04-0447-04