吳嬌蓉 華陳睿 王達琳

(同濟大學道路與交通工程教育部重點實驗室，上海201804)

慢行出行定義為步行和自行車出行，不包含電動自行車和助動車.多年的交通跟蹤調研發(fā)現(xiàn)，非通勤活動的發(fā)生頻率、出行距離分布、出行方式選擇與居住區(qū)的公共設施配置具有密切關系.

居住區(qū)公共設施是滿足居民日常活動的場所，我國現(xiàn)行規(guī)范［1］采用千人指標作為公共設施的控制指標，其中對部分設施的服務半徑作出了明確要求，但居住區(qū)公共設施規(guī)劃布置沒有統(tǒng)一形式，常見的公共設施布置形式包括沿街布置、成片布置、沿街布置等［2］.沿街布置歷史最悠久、最普遍，將公共設施與街道相結合，創(chuàng)造出祥和的街道空間和購物環(huán)境;成片布置往往在居住區(qū)中間，以建筑組合體或群體聯(lián)合布置集中設置商場、娛樂設施、超市等公共設施，滿足一體化的需求且易于形成獨立的步行區(qū);混合布置將沿街和成片布置相結合，能綜合體現(xiàn)兩者的特點.雖然不同公共設施的布置會影響居民日常生活出行的習慣和方式，但目前關于慢行出行行為與居住區(qū)公共設施覆蓋率之間的關系研究還較少，已有研究成果更多關注公共設施的區(qū)位，例如 Toregas等［3］提出的站點覆蓋模型、Church等［4］提出的最大站點覆蓋率模型、Hakimi［5］提出的基于幾何學圖論的均衡布置模型等.因此，亟待正確把握居民非通勤活動慢行出行行為和生活習慣之間的規(guī)律，以有效引導城市總體規(guī)劃和出行者交通出行2個層次的良性互動.

為了促進非通勤活動的慢行交通出行(根據(jù)上海的調查數(shù)據(jù)，大部分非通勤出行的慢行比例可達50%［6］)，迫切需要從居住區(qū)公共設施的規(guī)劃布局對慢行出行偏好影響入手，提出居住區(qū)設施布局規(guī)劃模式和規(guī)劃指標建議，保障和逐步提升慢行交通綠色出行方式在整個交通系統(tǒng)中的地位.本文選取了公共設施沿街布置、成片布置和混合布置的3種典型居住小區(qū)，對居民非通勤活動慢行出行行為和公共服務設施布置的相關性進行研究.

1 調查設計與數(shù)據(jù)獲取

本文旨在正確了解居民日常非通勤活動的出行方式選擇以及慢行出行行為，需要全面考慮居民選擇步行、自行車作為出行方式時的影響因素.因此，在上海市選取了可以代表3種典型公共設施布置的3個大型居住社區(qū)作為研究區(qū)域來進行實地調研，即公共設施混合布置的曹楊新村、沿街布置的鞍山新村和成片布置的聯(lián)洋社區(qū)(見圖1).鞍山新村始建于20世紀50年代，研究區(qū)域面積為100 hm2，居民人數(shù)約為5×104;曹楊新村始建于1951年，研究區(qū)域面積為193 hm2，居民人數(shù)約為1×105;聯(lián)洋社區(qū)始建于20世紀初，研究區(qū)域面積為168 hm2，居民人數(shù)約為6×104～7×104.

圖1 3個居住區(qū)的研究區(qū)域平面圖

所設計問卷主要包含出行者特性、不同目的的出行信息和慢行出行意愿3個方面的調查內容.出行者特性包含年齡、性別、家庭年收入、交通工具擁有情況等.出行信息包含通勤出行和非通勤出行，并將非通勤出行目的分為買菜、鍛煉、接送小孩、購物、娛樂、約會、就醫(yī)看病、去銀行郵局等辦理生活類業(yè)務和走親訪友9種.每種目的的出行信息包括出行目的地、出行時間、出行方式、出行頻率和出行滿意度.此外，還分別從步行和自行車出行2個方面調查了居民在慢行出行中主要關注的問題及其對日常慢行出行環(huán)境的滿意度.

通過實地調研，獲取有效問卷共計311份，其中曹楊新村104份，鞍山新村147份，聯(lián)洋社區(qū)60份.因居民總數(shù)過大，無法利用與研究總人數(shù)相對應的抽樣率來確定需要的樣本量.對于集計分析，當抽樣總體較大時，通常采用精度百分比和置信度來計算所需最小樣本量，即

式中，n表示所需最小樣本量;tα/2表示頻率為α/2時的t分布臨界值;Δp表示樣本比例為p時的最大允許誤差.

由此推算，311份有效問卷能夠滿足非集計分析95%置信水平下精度誤差小于0.1的最小樣本量要求.對于個體行為的非集計分析，實踐中大多運用模擬的方法研究樣本量的問題，已有研究結果表明，樣本量在280～350即可滿足要求［7］.因此，本文樣本量能夠支撐分析結論的有效性.

2 居住區(qū)類型對非通勤慢行出行的影響

2.1 公共設施布置情況

公共設施布置是影響居民進行非通勤活動最直觀的因素，設施布置的情況決定了居民的出行距離，從而影響居民對出行方式的選擇，甚至影響居民的出行頻率.現(xiàn)行規(guī)范僅對部分設施的服務半徑做出了明確要求:幼兒園服務半徑不大于300 m，小學不大于500 m，中學不大于1 000 m，綜合百貨商場不大于500 m.此外，國內學者研究得出居住小區(qū)商業(yè)設施服務半徑不超過500 m［8］和公園服務半徑不超過800 m［9］的結論.本文根據(jù)居民各類活動出行距離調查數(shù)據(jù)，對公共設施的服務半徑進行規(guī)定(見表1)，通過計算可得3個居住區(qū)各公共設施的服務區(qū)域覆蓋率.

表1 公共設施服務區(qū)域半徑與覆蓋率

實地調研發(fā)現(xiàn)，3個典型居住區(qū)公共設施不僅在覆蓋率上有差異，在設施的規(guī)模和級別上也存在高低.以醫(yī)院和商場為例，3個居住區(qū)醫(yī)院的覆蓋率相差較大，曹楊新村共設4個醫(yī)院，其中普陀區(qū)中心醫(yī)院為三級甲等，其余3個均為一級;鞍山新村的醫(yī)院覆蓋率雖僅有43.33%，但上海交通大學醫(yī)學院附屬新華醫(yī)院為三級甲等，占地面積最大，級別最高;而聯(lián)洋社區(qū)的醫(yī)院覆蓋率雖近60%，但聯(lián)洋地段醫(yī)院占地面積最小，級別最低.3個居住區(qū)的商場覆蓋率相近，但聯(lián)洋社區(qū)和曹楊新村的商業(yè)設施均位于地區(qū)中心，而鞍山新村商業(yè)設施位于地區(qū)邊緣，在設施規(guī)模上，聯(lián)洋大拇指廣場建筑面積達11 hm2，相當于3個曹楊商城或4個鞍山假日百貨商場(見表2和圖2).

表2 居住區(qū)醫(yī)院和商場規(guī)模比較

圖2 醫(yī)院服務覆蓋區(qū)域

公共設施服務區(qū)域覆蓋率計算結果表明，曹楊新村周邊設施較為完善，學校、菜場、超市、醫(yī)院、銀行郵局設施覆蓋率均超過62%，娛樂場所覆蓋率最低;鞍山新村學校、菜場、超市、醫(yī)院、銀行郵局設施覆蓋率在44%以上，娛樂場所覆蓋率最低;聯(lián)洋社區(qū)公共設施布置相對較為集中，學校、菜場、超市、醫(yī)院設施覆蓋率僅26%以上，最易造成步行出行距離遠的狀況，娛樂場所覆蓋率與其他公共設施相比處于居中水平.

2.2 居民生活出行差異分析

2.2.1 活動頻率

根據(jù)針對居住區(qū)非通勤活動的頻率統(tǒng)計(見表3)，可將居民活動分為以下3類:①日均1次或1次以上必不可少活動，活動頻率為0.9次/d以上;② 平均7～12 d 1次活動，活動頻率為0.09～0.2次/d;③ 平均2～3周1次活動，活動頻率小于0.09 次/d.

表3 居住區(qū)非通勤活動頻率 次/d

就日均1次或1次以上活動而言，曹楊新村、鞍山新村和聯(lián)洋社區(qū)都是買菜、鍛煉、接送孩子.就平均7～12 d 1次活動而言，曹楊新村是商場購物、娛樂活動;鞍山新村是商場購物、娛樂活動、走親訪友;聯(lián)洋社區(qū)是商場購物、娛樂活動、辦理業(yè)務.就平均2～3周1次活動而言，曹楊新村是約會聚餐、就醫(yī)看病、走親訪友、辦理業(yè)務;鞍山新村是約會聚餐、辦理業(yè)務、就醫(yī)看病;聯(lián)洋社區(qū)是約會聚餐、走親訪友、就醫(yī)看病.3個居住區(qū)的活動頻率比較結果表明:曹楊新村居民的各類活動頻率均較高，9類活動中有6類活動頻率高于其他2個居住區(qū)，這與其周邊設施較為完善且覆蓋率高有關.而鞍山新村內部由于缺少大型商場和娛樂設施，居民購物和娛樂活動頻率明顯低于曹楊新村和聯(lián)洋社區(qū);其他各類活動頻率與聯(lián)洋社區(qū)接近.

2.2.2 出行距離

出行距離作為居民出行決策時的重要考慮因素，對出行行為有著較為顯著的影響.分目的居民非通勤活動頻率和平均出行距離統(tǒng)計結果見圖3.由圖可知，日均1次或1次以上活動的出行距離較短，其中買菜和鍛煉活動的平均出行距離為1.3～1.6 km，而接送小孩屬于剛性活動需求，不隨出行距離的長短而降低活動頻率，平均出行距離為3.2 km;7～12 d 1次的商場購物、娛樂等活動平均出行距離為3.7～4.7 km;2～3周1次的約會聚餐、就醫(yī)看病等活動的平均出行距離為5.2～7.0 km.居民不同非通勤活動的頻率和出行距離分析結果表明，出行距離會影響出行頻率.當出行距離較大時，居民活動的頻率往往處于較低水平，商場購物、娛樂休閑等彈性活動的規(guī)律更加明顯.

圖3 各類活動出行距離和出行頻率

3個居住區(qū)分目的的慢行出行距離統(tǒng)計結果見表4.可以看出，鞍山新村在買菜、鍛煉、接送孩子3類活動中的慢行距離最短，前2類活動平均為0.7 km，接送孩子平均為1.1 km;剩下的5類非通勤活動出行距離最短的均為曹楊新村，平均慢行距離為0.6～1.0 km;而聯(lián)洋社區(qū)由于設施覆蓋率低于其他2個小區(qū)，所有活動的平均慢行距離較曹楊和鞍山新村分別多出約0.2和0.1 km.慢行距離累積分布曲線85%分位值表明，絕大多數(shù)居民進行非通勤活動時的慢行距離均在3.0 km以內.

表4 各居住區(qū)居民非通勤慢行出行距離統(tǒng)計 km

2.2.3 出行方式

不同目的出行的慢行比例存在較大差異(見圖4).大部分非通勤類出行的慢行比例超過50%，其中以買菜、鍛煉和辦理生活類業(yè)務為目的的慢行出行比例超過了80%.3個小區(qū)通勤出行的慢行比例僅為24.89%，遠小于非通勤出行慢行比例.由此可見，居民在進行非通勤活動時更傾向于選擇步行和自行車交通方式，并且步行比例明顯高于自行車出行.

圖4 各類活動慢行出行比例

聯(lián)洋社區(qū)采用了成片布置的公共設施布局模式，重視商業(yè)中心的地位和功能，其他公共設施數(shù)量少、覆蓋率低，故出現(xiàn)居民非通勤出行距離較遠的情況.以活動頻率最高的買菜和接送小孩為例，聯(lián)洋社區(qū)的2個菜場覆蓋率僅為25.90%，遠低于曹楊新村的61.94%和鞍山新村的65.61%，該社區(qū)居民買菜最遠需步行超過1 000 m，而曹楊新村和鞍山新村居民最遠只需步行約700 m;聯(lián)洋社區(qū)的5個幼兒園覆蓋率為54.02%，低于曹楊新村的84.28%和鞍山新村的75.93%，聯(lián)洋社區(qū)的小學覆蓋率僅為34.42%，遠低于曹楊新村的88.88%和鞍山新村的100%，聯(lián)洋社區(qū)居民接送小孩最遠需步行1 500 m，而曹楊新村和鞍山新村居民最遠只需步行620和500 m.公共設施配置的不足導致了居民出行距離的增加，進一步誘使居民采用機動化出行方式進行非通勤活動.聯(lián)洋社區(qū)居民非通勤出行的機動化比例高達48.9%，是曹楊新村的2倍;同時聯(lián)洋社區(qū)的小汽車家庭擁有比例高達56%，而曹楊新村和鞍山新村僅為16%和20%.表5調查數(shù)據(jù)表明，沒有小汽車的居民采用慢行交通方式進行非通勤活動的比例往往比擁有小汽車的居民高出10%以上，可見公共設施配置間接對居民的出行習慣產(chǎn)生重大影響.

分目的居民非通勤活動的機動化比例表明(見表6)，公共設施完善、覆蓋率最高的曹楊新村在除鍛煉身體外的8類活動的慢行比例均為最高，除了約會聚餐和走親訪友，其他活動的慢行比例均為80%以上;鞍山新村由于內部缺少大型商業(yè)設施，購物和娛樂活動的慢行比例低于其他2個小區(qū);聯(lián)洋社區(qū)除了購物、娛樂和辦理生活業(yè)務步行比例高于鞍山新村外，其余各類活動的慢行比例均低于其他2個小區(qū).

表5 擁有小汽車和無小汽車人群非通勤活動慢行比例 %

表6 不同居住區(qū)居民非通勤活動慢行比例 %

2.3 公共設施布置對非通勤個體慢行出行行為的影響分析

在針對上海市3個居住區(qū)居民非通勤慢行出行分析結果的基礎上，從個體慢行出行行為選擇因素出發(fā)，深入分析出行行為與公共設施布局的關系.20世紀70年代 McFadden［10］通過利用決策階段的Logit模型建模來分析各自變量對決策的影響，得到?jīng)Q策機理.本文將采用多項Logit模型［11］建立居民非通勤慢行出行的個體行為模型.為了更好地說明居民選擇慢行交通的行為機理及公共設施布置形式對其產(chǎn)生的影響，將多余的交通方式排除，僅把公共交通、自行車、步行3種出行方式作為反應變量，對應因變量 y的值為1，2，3.以公共交通出行方式作為參照類，多項Logit模型表達式為

運用SPSS統(tǒng)計分析軟件對模型參數(shù)進行標定，排除對因變量y影響不顯著的變量，最終模型包含8個自變量，模型總體的相關系數(shù)達到0.738，各變量顯著水平較好.如表7所示的模型標定結果表明:以公共交通出行方式作為參照類，隨著出行距離的增大，步行和自行車的概率逐漸減小;隨著出行頻率的增加，步行和自行車的概率逐漸增大，其中步行的概率增幅更明顯;對于不同類型的活動，買菜、鍛煉身體活動選擇步行和自行車的概率最大，走親訪友的概率最小;個體自身因素中60歲以上的老年人選擇慢行出行方式的概率最大;家庭擁有小汽車的居民慢行出行概率小于無小汽車居民;年收入對自行車出行方式影響不大，但年收入低于3萬元和高于15萬元的居民明顯比中等收入居民步行意愿強烈，說明低收入群體更關注非通勤活動的出行成本，而高收入群體關注步行有強身健體的功效.在3個居住區(qū)中，曹楊新村所對應的步行交通方式變量值為1.813，遠大于鞍山新村和聯(lián)洋社區(qū)，說明相對于鞍山新村，曹楊新村更適宜步行出行;而自行車交通方式的變量不明顯，表明曹楊新村和鞍山新村在適宜自行車出行方面處于相同水平.聯(lián)洋社區(qū)中，步行和自行車交通方式的變量系數(shù)均在－0.5左右，說明聯(lián)洋社區(qū)在適宜步行和自行車出行方面的水平明顯低于鞍山新村.

居住區(qū)公共設施布置對居民慢行出行的影響為:公共設施混合型布置的曹楊新村居民最偏好選擇慢行交通方式出行，變量系數(shù)大于0，這種布置方式既能滿足居民各種類型的活動需求，同時保證了設施的覆蓋率以及較短的出行距離;成片布置的聯(lián)洋社區(qū)比較重視商業(yè)設施，而忽略了菜場、超市等設施，導致設施的覆蓋率低、非通勤活動的出行距離長，居民采用慢行交通方式進行非通勤活動的概率最低，變量系數(shù)小于0.

表7 多項Logit模型標定結果

根據(jù)居民出行意愿調查結果以及公共設施布局對出行行為影響的分析，歸納得到按出行頻率劃分的3類活動個體出行考慮因素，結果見表8.

3 居住區(qū)公共設施布局建議

隨著機動化交通工具擁有水平的提高，居住區(qū)公共設施的規(guī)劃布局從老式居住小區(qū)的沿街布置逐步向新式居住小區(qū)的成片布置過渡.合理的公共服務設施布置能夠促進居民采用慢行交通出行方式進行相應的非通勤活動，為了促進慢行交通出行，倡導綠色低碳生活，可以首先從居住區(qū)公共設施的規(guī)劃布局對慢行出行偏好影響入手，提出居住區(qū)設施布局規(guī)劃模式和規(guī)劃指標建議.國內學者提出大型居住區(qū)公共設施宜采用“大集中、小分散”的布置模式［12-13］，其中大集中指可滿足周邊居民一站式休閑購物文化活動的文化體育中心、大型公園、大型商場等，小分散考慮公共設施在街坊內的便利可達，將其與街道、綠地、河流相結合.結合本文的調查和分析，在居民非通勤日常生活活動中，公共設施沿街布置和混合布置的小區(qū)居民的慢行出行偏好高于成片布置的小區(qū).

表8 個體慢行出行考慮因素及公共設施布局影響程度

因此，建議將居住區(qū)公共設施“大集中、小分散”布置定性定量為沿街布置和成片布置的融合，改造成新一代混合布置模式.即公共設施沿街布置的老式居住區(qū)需在區(qū)域內部增設綜合型商業(yè)設施，滿足對應居住人口的購物、休閑娛樂等活動需求，例如居住人口為5×104的小區(qū)建議對應商業(yè)面積配置在2.5 hm2以上;成片布置的居住區(qū)需分散布置菜場、學校、醫(yī)院、郵局、小型超市等設施，保證各類設施覆蓋率均達到60%以上，使居民非通勤活動平均出行距離可以控制在0.7 km以內.新建居住區(qū)的公共設施規(guī)劃布局在保證公共設施的千人控制指標條件下，按照本文提出的各類公共設施服務半徑，使各類設施服務區(qū)域覆蓋率達到70%以上，并建議采用混合布置模式.

4 結語

針對上海市曹楊新村、鞍山新村、聯(lián)洋社區(qū)3種不同公共設施布置形式的典型居住區(qū)的實地調研發(fā)現(xiàn)，合理的公共服務設施布置能夠促進居民采用慢行交通出行方式.小區(qū)居民的慢行出行偏好由低到高依次為:公共設施成片布置的聯(lián)洋社區(qū)，沿街布置的鞍山新村，混合布置的曹楊新村.結合本文的調查和分析，建議將居住區(qū)公共設施“大集中、小分散”布置定性定量為沿街布置和成片布置的融合，改造成新一代混合布置模式.新建居住區(qū)的公共設施規(guī)劃布局在保證公共設施的千人控制指標條件下，按照本文提出的各類公共設施服務半徑，使各類設施服務區(qū)域覆蓋率達到70%以上，并建議采用混合布置模式.

本文選取了上海市能夠代表3種公共設施布局模式的3個典型居住區(qū)作為研究對象，未能獲取更多的居住區(qū)樣本，建議后續(xù)研究在不同城市選取能夠代表3種公共設施布局模式的多個居住區(qū)，進一步分析公共設施布局對居民非通勤慢行出行的影響，使結論更具普適性.

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