袁春嶺

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

街區(qū)開放制度意愿調(diào)查及影響因素分析

袁春嶺

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

為量化街區(qū)開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)開放制度作為因變量，選取性別、年齡、受教育程度等15項指標(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)，運用描述性統(tǒng)計分析和Logistic模型，對居民是否贊成實施街區(qū)開放制度及其影響因子進行回歸分析，結(jié)果顯示其贊成意愿與居民年齡、對該制度的了解程度以及對封閉街區(qū)是否會影響交流溝通有關(guān)，經(jīng)檢驗，模型擬合度較高。

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

城市化和機動化進程的加快,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,城市交通供需失衡,交通擁堵現(xiàn)象日益嚴重,已成為人們關(guān)注的熱點話題之一。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]。我國多數(shù)城市采用“大地塊、分片區(qū)”的開發(fā)模式,導(dǎo)致相鄰道路間距過大,城市道路網(wǎng)密度偏低,一旦在道路某個節(jié)點處產(chǎn)生交通擁堵,而當(dāng)沒有其他相鄰的道路緩解或者替換原本該路段的交通量時,擁堵范圍就會急劇擴大。

為解決城市功能布局不合理的現(xiàn)象,相關(guān)部門提出“街區(qū)開放制度”政策,即我國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,實現(xiàn)內(nèi)部道路公共化,解決交通路網(wǎng)布局問題,促進土地節(jié)約利用。街區(qū)開放可以改變城市的布局結(jié)構(gòu),實現(xiàn)小區(qū)內(nèi)部道路公共化,提高道路網(wǎng)密度,使得整個道路網(wǎng)上的交通流可以均衡地分布在各個路段。但居民對街區(qū)開放帶來的安全、居住品質(zhì)等問題存在爭議[3-7]。因此,本文通過對合肥市若干小區(qū)的居民進行問卷調(diào)查,對被調(diào)查者的個人信息、街區(qū)開放制度的熟悉程度以及實行街區(qū)開放制度的態(tài)度進行了解,構(gòu)建統(tǒng)計分析模型來研究探索居民對街區(qū)開放制度的意愿及影響因素,進而為制訂街區(qū)開放制實施方案提供指導(dǎo)性的建議。

1 開放街區(qū)制度意愿調(diào)查設(shè)計及分析

1.1 問卷設(shè)計

為測量居民對實行街區(qū)開放制度政策的意愿水平,問卷共設(shè)計14個問題,主要包括以下幾個部分:居民個人及家庭信息的調(diào)查,主要包括性別、年齡、受教育程度、年收入情況、家里有無老人小孩、有無私家車、有無盜竊案件經(jīng)歷;居住小區(qū)信息調(diào)查,主要包括小區(qū)類型、對現(xiàn)住小區(qū)滿意程度;個人主觀態(tài)度,主要包括對城市交通暢通程度的認知、對開放街區(qū)制度擔(dān)心之處、你是否覺得封閉式街區(qū)阻礙了人們的交流、對該制度的了解程度及對街區(qū)開放制度的態(tài)度。

1.2 樣本選擇與調(diào)查實施情況

為滿足隨機性和統(tǒng)計學(xué)原理,采用簡單隨機抽樣方法,對合肥市市民進行一對一問卷調(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行調(diào)查,如大型商場、客流集散點等。同時,對調(diào)查實驗人員進行專業(yè)培訓(xùn),被調(diào)查者完成問卷調(diào)查后會獲得一定的報酬。本次調(diào)查共發(fā)放問卷200份,其中有效問卷156,有效率為78%。

1.3 調(diào)查結(jié)果分析

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

1.3.1 居民個人及家庭信息分析

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

表1 居民個人及家庭屬性統(tǒng)計表

1.3.2 居住小區(qū)信息分析

表2為對調(diào)查樣本中的居住小區(qū)信息進行的統(tǒng)計。由表可知,高檔小區(qū)的居民對街區(qū)開放制度贊成率較低,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,同時相關(guān)的物業(yè)管理費用等也相對較高,因此業(yè)主不愿意將小區(qū)開放與他人共享。而對現(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街區(qū)開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)計表

1.3.3 個人主觀態(tài)度分析

表3為調(diào)查樣本中的個人主觀態(tài)度的統(tǒng)計分析。由表可知,居民對城市交通現(xiàn)狀的認知對街區(qū)開放制度意愿選擇沒有顯著影響,所占比例均在64%左右。據(jù)統(tǒng)計大多數(shù)居民關(guān)注點在于政策實施后如何保障小區(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)開放式的實施。通過調(diào)查居民對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,由此可見進一步加大對該制度的宣傳尤為重要。

表3 居民主觀態(tài)度統(tǒng)計表

上述描述分析均是對數(shù)據(jù)的外在表征進行探究,為進一步深入挖掘街區(qū)開放制度的影響因素,明確下一步實施工作,采用Logistic回歸理論構(gòu)建相關(guān)模型,定量化居民對街區(qū)開放制度意愿選擇的影響因素。

2 二項Logistic理論模型

當(dāng)對實際問題進行定量分析時,若因變量是一個分類變量而不是一個連續(xù)性變量時,線性回歸理論模型不適用。而二項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;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)進行檢驗,它是通過皮爾遜χ2來概括各協(xié)變類型結(jié)果中的觀測數(shù)和預(yù)測數(shù)。當(dāng)χ2檢驗不顯著表示模型擬合數(shù)據(jù);相反,χ2值統(tǒng)計顯著表示擬合不好,其統(tǒng)計公式如下:

(2)

3 居民街區(qū)開放制度意愿選擇模型

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

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

在完成自變量賦值后,對調(diào)查得到的數(shù)據(jù)進行回歸處理,即將自變量引入到Logistic回歸模型中,進行檢驗。由于論文構(gòu)建的模型中連續(xù)自變量較多,因此對模型擬合進行檢驗時,采取Hosmer-Lemeshow指標(biāo)檢驗方法進行檢驗。其中,最終模型的Hosmer and Lemeshow檢驗卡方值為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。在對模型自變量進行篩選時,選擇顯著性水平p<0.05的變量作為候選變量,進入logistic回歸模型,具體結(jié)果見表5所列。

表4 影響因素賦值及含義

表5 參數(shù)估計結(jié)果

4 模型結(jié)果分析

結(jié)果顯示,共有3個變量顯著性較高,分別是年齡、對街區(qū)開放制度的了解程度以及是否覺得封閉式街區(qū)妨礙了社會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變量的系數(shù)均為正值,表明它們對居民贊成街區(qū)開放制有顯著正影響。從結(jié)果中可以看出,年齡在55歲以上的人群贊成實施街區(qū)開放制度的概率是18歲以下的11.132倍,由此可見老年人是很贊成實施街區(qū)開放制度。一方面是由于中國傳統(tǒng)的居住建筑模式導(dǎo)致,四合院是中國傳統(tǒng)居住建筑最常見的形式之一。老年人由于受到傳統(tǒng)建筑模式的影響,喜歡“串門”,鄰里關(guān)系友好和睦。但目前,隨著經(jīng)濟條件的不斷提升,鄰里關(guān)系卻變得微乎其微,鄰里交往、溝通逐漸減少。特別是對于退休后的老人社交圈會逐漸變小,如果沒有活躍的鄰里生活填充,會使老人更加感到孤獨、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)致老年人獨自在家,沒有人進行溝通,因此更加希望可以和鄰居或者小區(qū)里面其他同齡人進行交流。因此,老年人更加贊成實施街區(qū)開放制度[10-11]。

對街區(qū)開放制度了解一般的人群贊成實施街區(qū)開放制度的概率是很熟悉街區(qū)開放制度的0.171倍,表明對街區(qū)開放制度了解的深入,對其內(nèi)涵以及緩解城市交通擁堵、促進城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的作用才會有進一步的認識。因此,政府部門可以加大對街區(qū)開放制度給城市發(fā)展和交通便利帶來方便的宣傳,進而使得廣大市民可以接受這一政策。對于覺得封閉街區(qū)妨礙了社會溝通交往的人群贊成實施街區(qū)開放制度的概率是覺得封閉街區(qū)不會妨礙了社會溝通交往的人群的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面,卻不相識,鄰里交往危機問題不斷涌現(xiàn),街區(qū)缺乏活力。

5 結(jié)束語

綜上所述,論文通過問卷調(diào)查構(gòu)建模型,利用logistic回歸分析方法,研究分析了居民對街區(qū)開放制度的態(tài)度以及影響因素。結(jié)果顯示:居民是否贊成實施街區(qū)開放制度與其年齡、對該制度的了解程度以及對封閉街區(qū)是否會影響交流溝通這三個方面有關(guān)。因此,相關(guān)部門可以進一步加大對街區(qū)開放制度的宣傳,讓廣大市民深入了解街區(qū)開放制度所帶來的便捷。在確保街區(qū)安全的情況下,如何逐步地打開封閉街區(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)計研究院工程師．

TU241.99

A

1673-5781(2016)04-0447-04