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(南京師范大學 體育科學學院， 江蘇 南京 210023)

一、引言

在我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌、社會轉(zhuǎn)型、文化轉(zhuǎn)制的背景下，老年人運動不足的問題日益突顯，同時，老年人居住環(huán)境也面臨著巨大挑戰(zhàn)。面對日益加劇的人口老齡化現(xiàn)狀以及由此引發(fā)的巨大社會經(jīng)濟壓力，老年人健康威脅已經(jīng)成為我國社會當今乃至未來很長一段時間所面臨的嚴峻考驗〔1〕。新時期老年人的健康投資將會打破當前資源環(huán)境束縛，成為新的社會持續(xù)發(fā)展動力。

美國是城市化發(fā)展的先驅(qū)，率先完成了由“為增長而規(guī)劃(Planning for Growth)”的經(jīng)濟高速增長方式到“為人而規(guī)劃(Planning for People)”的中高速增長方式的轉(zhuǎn)變〔2〕。“為人而規(guī)劃”就是不僅考慮為老年人提供充足的活動場所，還應充分考慮老齡化背景下老年人生理機能衰退，行動能力降低，生活圈縮窄，對社區(qū)公共活動空間的黏性大，對社區(qū)活動設施步行可達性、舒適性要求高等特點，不斷提高社區(qū)活動設施步行可達性，有效促進老年人日常活動—出行，這一環(huán)境改造策略在促進美國公共健康的理論和實踐方面做出了巨大貢獻。我國老齡化城市規(guī)劃重心也將逐漸由“設施規(guī)劃”向“政策引導”轉(zhuǎn)變〔3〕。而作為老齡社會政策制定的出發(fā)點，老年人活動—出行行為的研究亦成為當前領域研究的重難點。

以往老年人出行研究主要集中于増齡性駕駛安全問題和出行的時空特征分析〔4〕。而當前老年人由于退職在家，具備了充足的閑暇時間，使得他們成為休閑活動的最活躍人群，其活動類型也較為豐富。以往的老年人出行特征分析難以區(qū)分不同活動類型老年人的出行行為存在的根本差異性，無法確定老年人的活動—出行需求。因此，本研究擬采用結(jié)構(gòu)方程模型分析方法，對老年人出行行為特征參數(shù)間的關(guān)系進行建模計算，以了解個體屬性、活動因素與出行行為以及出行行為各參數(shù)間的關(guān)聯(lián)性；并通過多項Logit模型對老年人活動—出行方式與城市建成諸要素之間的關(guān)系展開研究，為滿足老年人活動—出行需求以及老齡化新城市建設提供決策依據(jù)和直接指導。

二、研究地區(qū)與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)樣本數(shù)原理，針對小型樣本的總體樣本(約1000名)，研究者需要較大的抽樣比例(約30%)，才能取得較為精確樣本；而針對稍大總體樣本(約10000名)，若要同等的精度，只需較小的抽樣比(約10%)；至于大型的總體樣本(超過15000名)，則較小的抽樣比(約1%)亦可得到同樣良好的樣本〔5〕。本研究總體樣本數(shù)超過15000，屬于較為大型的總體樣本，考慮到抽樣精度及問卷調(diào)查質(zhì)量，采用1%的抽樣比來進行實地問卷調(diào)查(表1為本研究的基本統(tǒng)計信息)。本研究在2017年3月6日至11月15日期間，將南京市六城區(qū)(包括市中心的玄武區(qū)、鼓樓區(qū)、秦淮區(qū)、建鄴區(qū)以及城市邊緣的棲霞區(qū)和雨花區(qū))的所有社區(qū)按統(tǒng)一標準劃分為：傳統(tǒng)社區(qū)、單位社區(qū)、綜合社區(qū)和邊緣社區(qū)四種類型。按隨機抽樣和目的抽樣相結(jié)合的方法，從各類型社區(qū)中分別抽取8個樣本，總計32個社區(qū)，再從抽取的社區(qū)中分別選取60歲以上的男、女老人各16名，累計發(fā)放問卷1024份，回收有效問卷967份，有效率94.4%。

表1 老年人活動—出行行為調(diào)查對象基本信息統(tǒng)計結(jié)果

三、城市老年人活動—出行時空特征

1.城市老年人出行頻率與活動類型

本研究有效樣本中老年人日出行總頻次1566次(單程)，人均日出行1.62次?；诶夏耆嘶顒印鲂心康牡貧w納分析，將老年人日?；顒印鲂袆澐譃樗膫€類型，分別是：(1)以健身場所為活動目的地的出行(附近的廣場、游泳池、空地、乒乓球場等)；(2)以娛樂場所為活動目的地的出行(老年人活動中心、公園、街邊開敞空間、棋牌室等)；(3)以商業(yè)場所為活動目的地的出行(商店、超市、菜市場等)；(4)以服務場所為活動目的地的出行(如郵局、醫(yī)院、銀行等)。

2.城市老年人活動—出行方式分布特征

圖1 老年人出行方式分布

通過圖1可知，老年人四種活動目的出行方式均以步行和公交車為主：以服務場所為活動目的地時，通常選擇公交出行；其他三種活動目的地的出行方式則比較相似，步行選擇占據(jù)了主導。老年人對活動目的地需求均能就近滿足，體現(xiàn)了老年人居住周邊環(huán)境具有一定的便捷性與休閑性。

3.城市老年人活動—出行距離分布特征

圖2 老年人出行距離分布

通過圖2可知，城市老年人活動—出行距離有三種特征：以服務場所為活動目的地時，出行比率隨著出行距離的增加而增加，活動范圍主要集中于5km以內(nèi)；以娛樂場所所為活動目的地時，出行比率隨著出行距離的增加而遞減，活動范圍主要集中于1.5km以內(nèi)；以其他兩種場所為活動目的地時，隨著出行距離的增加出行比率先增加后遞減，活動范圍主要集中于3km以內(nèi)。這表明：老年人以娛樂為目的的活動主要在居住地附近完成，以1.5km活動范圍為主；而以健身為目的的活動可能常伴有商業(yè)場所為活動目的地的活動，以3km活動范圍為主；而服務為目的的活動趨于更遠距離出行。

4.城市老年人活動—出行時刻分布

圖3 老年人出發(fā)時刻分布

通過圖3可知，城市老年人活動—出行時刻有兩大特征：老年人去四類活動場所的出行時刻早高峰特征明顯，而下午出行并沒有形成典型的高峰期。老年人上午活動—出行集中于7:00～10:00；下午以商業(yè)、服務為活動目的地時，集中于14:00～15:00；以健身場所為活動目的地時，集中于15:00～16:00；以娛樂場所為活動目的地時，集中于18:00～19:00。

綜上，老年人日出行總頻次1566次(單程)，人均日出行1.62次。其日?；顒印鲂蟹譃榻∩怼蕵?、商業(yè)、服務四個類型，四種活動類型在老年人出行方式、出行距離以及出行時刻的分布都有不同的特征表現(xiàn)。通過統(tǒng)計分析表明，城市老年人日常活動—出行方式、時/空間選擇等行為特征存在顯著性差異。因此，本研究將借助量化關(guān)系模型，深入探究城市老年人活動—出行影響因素和特征變量的關(guān)聯(lián)性。

四、城市老年人活動—出行行為特征關(guān)聯(lián)性分析

結(jié)構(gòu)方程分析，也稱結(jié)構(gòu)方程建模(Structural Equation Modeling，SEM)，是基于變量的協(xié)方差矩陣來分析變量之間關(guān)系的一種統(tǒng)計方法〔6〕。本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型分析城市老年人出行行為特征的關(guān)聯(lián)性。在結(jié)構(gòu)方程模型所涉及的變量中，按照觀測是否能夠直接測量，可分為顯變量和隱變量兩種，結(jié)構(gòu)方程模型形式上是一種反映顯變量和隱變量關(guān)系的一組方程，其目的是通過顯變量的測量推斷隱變量并對假設模型的正確性進行假設〔7〕。城市老年人活動—出行行為特征是由概念、維度、指標構(gòu)成。概念是隱變量，指標是顯變量，維度(抽象)是隱變量，同時，概念是內(nèi)生變量，維度和指標是外生變量，因此，綜合來看，概念是內(nèi)生隱變量，維度是外生隱變量，指標是外生顯變量。結(jié)構(gòu)方程模型有助于分析城市老年人活動—出行行為特征外生變量、內(nèi)生變量、觀測變量間的量化關(guān)系。

1.特征參數(shù)關(guān)聯(lián)性理論假設

在結(jié)構(gòu)方程模型中，一般由可觀測指標和建模分析驗證理論假設與數(shù)據(jù)擬合程度，從而得到各變量間的關(guān)聯(lián)性作用機理。關(guān)于城市老年人活動—出行行為的研究中，環(huán)境行為學、環(huán)境地理學、健康生態(tài)學等學科基于不用視角均取得了豐碩的研究成果，研究大多基于行為主義理論〔8〕、健康行為生態(tài)模型〔9〕以及圓錐模型理論〔10〕等。作者認為這些理論對于城市老年人活動—出行行為研究指導存在以下問題：(1)行為主義理論過于強調(diào)個體能動性，沒有考慮活動與出行之間關(guān)系，不利于理解影響行為形成的因素；(2)健康行為生態(tài)模型以及圓錐模型理論過于宏觀，從整體角度闡述了與行為相關(guān)的影響因素，不利于具體操作指導?；谝延欣碚撝笇е写嬖诘难芯繂栴}，本研究假設個人及家庭屬性是城市老年人活動—出行行為潛在影響變量，會對其活動—出行決策產(chǎn)生影響；城市老年人出行行為特征受日?；顒佑绊懙耐瑫r，其行為特征變量之間也會產(chǎn)生影響。這種假設不但關(guān)注了城市老年人個體性差異，而且考慮了活動與出行之間的關(guān)系，同時，對于不同層面影響因素都有把握，不過于宏觀。根據(jù)以上假設構(gòu)建模型理論，通過模型運算可分析老年人屬性、活動特征、出行特征及特征參數(shù)間的關(guān)聯(lián)性。

2.特征變量選取

選取城市老年人性別、年齡、學歷、職業(yè)、月收入、居住狀態(tài)、代際結(jié)構(gòu)、地理區(qū)位、小區(qū)類型、有無小汽車、有無電動車、有無自行車等可觀測變量作為模型初始準備的外生變量(見表2)。

表2 老年人活動—出行行為分析外生變量解釋

選取出行目的變量表征城市老年人的日常活動特征，出行時刻、出行方式以及出行強度變量用于表征城市老年人出行行為特征，即出行目的、出行時刻、出行方式和出行強度構(gòu)成了4個內(nèi)生變量組(見表3)。

表3 老年人活動—出行行為分析內(nèi)生變量解釋

通過SPSS 19.0軟件進行統(tǒng)計分析，對模型內(nèi)生變量與外生變量的各觀測變量進行相關(guān)性檢驗(結(jié)果見表4)。外生變量“性別X1”、“地理區(qū)位X8”、“有無小汽車X10”，內(nèi)生變量“服務場所Y4”、“自行車Y11”與其他變量的相關(guān)性系數(shù)小于0.3，相關(guān)性較低。其他變量可以替代相關(guān)性系數(shù)較低的變量，根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型對變量間相關(guān)性要求，同時考慮樣本與變量數(shù)之間的關(guān)系，為了簡化模型，剔除了這4個相關(guān)性較低的觀察性變量。

表4 老年人活動—出行行為分析觀察變量相關(guān)性檢驗

*表示在置信度(雙側(cè))為0.05時相關(guān)性呈顯著。

圖4 老年人活動—出行行為模型標準化參數(shù)估計

3.參數(shù)估計

利用AMOS 21.0軟件進行結(jié)構(gòu)方程模型的建模與運算，對方程模型進行路徑分析，得到模型標準化參數(shù)估計結(jié)果(見圖4)。

4.模型評價

本研究按擬合指數(shù)功能分類，選擇相對擬合指數(shù)、絕對擬合指數(shù)和簡約擬合指數(shù)〔11〕(具體數(shù)據(jù)見表5)。這樣分析的優(yōu)勢為：(1)不受樣本容量的系統(tǒng)影響；(2)根據(jù)模型參數(shù)多寡可作調(diào)整；(3)如果擬合的模型不真，擬合指數(shù)能真實反映。

絕對擬合指數(shù)包括擬合優(yōu)度的卡方檢驗χ2、擬合優(yōu)度指數(shù)GFI、近似誤差的均方根RMSEA和調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)AGFI，其中擬合優(yōu)度的卡方檢驗χ2即卡方值比自由度(χ2/df)是直接檢驗樣本協(xié)方差矩陣和再生協(xié)方差矩陣間相似程度的統(tǒng)計量。一般認為，χ2/df<5表示可接受，<3普通，<2良好，表5顯示本文的χ2/df=2.167，達到擬合標準。RMSEA也是檢驗模型是否擬合的重要指標，RMSEA<0.05表示良好擬合，0.05～0.08之間為“不錯的擬合”，0.08～1.0為“中度擬合”，>1.0“不良擬合”〔12〕，本文的RMSEA=0.072，達到擬合標準。表5顯示GFI和AGFI也均達到擬合標準。相對擬合指數(shù)包括不規(guī)范擬合指數(shù)NNFI、比較擬合指數(shù)CFI和增長擬合指數(shù)IFI，其中僅有NNFI值不符合適配標準，其余CFI值和IFI值均達到擬合標準。簡約擬合指數(shù)包括簡約規(guī)范擬合指數(shù)PNFI和簡約擬合優(yōu)度指數(shù)PGFI，其值也均達到擬合標準。整體來看，構(gòu)建模型與數(shù)據(jù)相匹配，模型擬合可以接受。

表5 老年人活動—出行行為分析擬合標準和模型擬合結(jié)果

5.城市老年人活動—出行行為特征關(guān)聯(lián)性分析

城市老年人活動—出行行為特征模型標準化參數(shù)估計結(jié)果見圖4，由圖4可知：(1)城市老年人個人屬性以及家庭屬性對于出行行為特征影響較小。老年人由于退職在家，具備了充足的閑暇時間，其活動動機一般不受時間需求支配，且老年人生理和心理衰老，身體活動受限，致使老年人活動行為呈現(xiàn)一定的健康需求偏好；同時，由于老年人生理和心理特征具有較強的同質(zhì)化特性，這就弱化了個人屬性以及家庭屬性對于出行行為特征的影響。(2)老年人的日常活動特征對于出行行為特征影響較大，具體表現(xiàn)為城市老年人出行目的對出行方式和出行強度影響顯著。(3)老年人出行行為特征變量之間也存在影響，出發(fā)時刻對出行方式有較大影響，而出行方式對出行強度又產(chǎn)生了較大影響。圖4中的特征變量效應值表明，模型各內(nèi)生潛變量之間均存在顯著的相互影響，為了進一步研究內(nèi)生潛變量各觀測變量之間的關(guān)系，揭示出行行為特征間的相互作用，本研究擬利用各內(nèi)生變量組的直接效應路徑圖(見圖5～圖8)進行說明。

(1)城市老年人活動—出行目的影響效應分析。通過城市老年人出行目的內(nèi)生變量組直接影響效應路徑圖(見圖5)可知：商業(yè)場所變量對娛樂場所和健身場所2個變量的直接影響效應為-0.215和0.328，表明城市老年人以商業(yè)場所為活動—出行目的時會對娛樂場所為活動—出行目的產(chǎn)生抑制作用，但會增加健身場所為活動目的地的出行。本研究調(diào)研的多數(shù)社區(qū)中，娛樂場所都會分布于社區(qū)周邊和社區(qū)內(nèi)，如每個社區(qū)都有居家養(yǎng)老服務站，自帶活動中心以及棋牌室，這就導致老年人以娛樂場所為活動—出行目的時，活動范圍較小。而商業(yè)性場所，特別是商店、超市、菜市場等，對于城市老年人皆有一定出行距離，同時，以健身場所為活動目的也存在比以娛樂場所為活動目的更遠活動范圍，這就導致老年人以健身為目的的活動可能常伴有商業(yè)活動，而以健身為目的的活動與以娛樂為目的的活動在時間上有較強的排他性。這與前文老年人活動—出行距離分布特征中描述相一致。

圖5 老年人出行目的影響效應路徑

城市老年人以娛樂場所為出行目的時，出行方式偏向選擇步行(直接影響效應為0.549)，由于娛樂場所分布于家周邊，距離較近，不偏向公交車(-0.351)出行方式。同時，以娛樂場所為出行目的對于出行頻率(-0.317)、最大出行距離(-0.251)、最長出行持續(xù)時間(-0.117)的直接影響效應表明老年人出行的次數(shù)不多，出行距離及出行時間也較短。而以健身場所為出行目的時，雖然由于目的地距離原因，老年人對于公交車(0.197)出行方式并不排斥，但還是更偏向選擇步行(0.413)。以健身場所為出行目的對于出行頻率(0.498)、最大出行距離(0.522)、最長出行持續(xù)時間(0.426)的直接影響效應表明老年人出行頻率較多，出行距離相對增長，出行持續(xù)時間也偏長。可見：(1)步行是老年人活動—出行的主導方式；(2)老年人以健身為目的的活動可能常伴有商業(yè)活動，次數(shù)較多，時間較長，距離較遠。以娛樂為目的的活動存在排他性，次數(shù)較少，時間較短，距離較近。

(2)城市老年人活動—出行時刻影響效應分析。通過城市老年人出行時刻內(nèi)生變量組直接影響效應路徑圖(圖6)可知：城市老年人出發(fā)時刻的選擇對于活動—出行方式產(chǎn)生了顯著影響。老年人在6:00～8:00時間段對選擇步行和公交車的影響效應為0.277和-0.224，表明城市老年人早上更偏向于步行出行方式。通過前文統(tǒng)計看出，老年人在6:00～8:00時間段出行目的多以健身和娛樂為主，步行是老年人活動—出行的主導方式，所以，該結(jié)果與前文研究結(jié)果相一致。老年人在8:00～11:00時間段對選擇步行和公交車的影響效應為-0.235和0.137，說明城市老年人上午時段更偏向于選擇公交車出行，由于在上午時段，以商業(yè)場所為活動目的的老年人人數(shù)增多，所以，可能出現(xiàn)這種情況。老年人在13:00～17:00時間段對選擇步行和公交車的影響效應為0.216和-0.163，表明城市老年人下午更偏向于步行出行。

圖7 老年人出行方式影響效應路徑

出發(fā)時刻變量組內(nèi)3個觀測變量也存在顯著效應，6:00～8:00時間段對8:00～11:00時間段直接影響效應為0.463，對13：00～17:00時間段直接影響效應為0.324，但8:00～11:00時間段對13：00～17:00時間段直接影響效應為-0.387。表明城市老年人在8:00～11:00時間段與13：00～17:00時間段具有互斥性，在6:00～8:00時間段出行后，可能選擇8:00～11:00時間段或13：00～17:00時間段再次出行。在6:00～8:00和13：00～17:00時間段出行的老年人出行次數(shù)較少、時間較短、距離較近，在8:00～11:00時間段老年人次數(shù)較多、時間較長、距離較遠。

(3)城市老年人活動—出行方式影響效應分析。通過城市老年人出行方式內(nèi)生變量組直接影響效應路徑圖(見圖7)可知：城市老年人選擇公交車方式對步行方式呈抑制作用(-0.734)。老年人選擇公交出行方式對出行頻率、最大出行距離、最長出行持續(xù)時間的影響效應分別為-0.215、0.193、0.229，公交車出行方式主要受距離較遠以及時間花費較長的影響。老年人選擇步行出行方式對出行頻率、最大出行距離、最長出行持續(xù)時間的影響效應分別為0.318、-0.263、0.155，說明選擇步行方式的老年人偏向于經(jīng)常性的出行且活動持續(xù)性較長，但活動—出行范圍較短。

(4)城市老年人活動—出行強度影響效應分析。通過城市老年人出行強度內(nèi)生變量組直接影響效應路徑圖(見圖8)可知：城市老年人出行頻率、最大出行距離、最長出行持續(xù)時間三者間有較強的正相關(guān)作用。經(jīng)?；顒印鲂械睦夏耆丝赡軙M行長距離以及時間持續(xù)性較長的活動—出行。

五、城市老年人活動建成環(huán)境對活動—出行方式選擇影響分析

本研究前半部分對城市老年人日?；顒印鲂锌傮w特征進行了研究。老年人的日?；顒犹卣鲗τ诔鲂行袨樘卣饔绊戄^大，具體表現(xiàn)為城市老年人活動—出行目的對出行方式和出行強度影響顯著。城市老年人日?；顒优c出行行為密切相關(guān)。隨著我國城市城市化進程的快速推進，城市老年人居住環(huán)境面臨著前所未有的巨大挑戰(zhàn)，如人口密度過高、活動場地設施嚴重不足和生活交通不便等，這些均極不利于老年人出行—活動〔13〕。特別是我國特色社會主義進入新時代后，社會矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾〔14〕。不平衡不充分發(fā)展其中一方面就是特指人與環(huán)境發(fā)展的不平衡，老年人的日常出行—活動需求與城市環(huán)境不平衡不充分發(fā)展之間產(chǎn)生矛盾。本研究將城市環(huán)境定義為可為老年人提供活動—出行為目的地的人造環(huán)境，包括老年人可以直觀感受接觸的生活空間，如活動時環(huán)境安全程度、到達目的地的難易程度，同樣也包括老年人活動時感受到的景觀，如構(gòu)成城市結(jié)構(gòu)肌理的空間環(huán)境、歷史文化人文環(huán)境等。經(jīng)典的社會生態(tài)理論認為，老年人活動—出行受個體內(nèi)在、人際、實體環(huán)境和政策等因素影響，當這些因素交互作用時，干預效果最優(yōu)〔15〕。實體環(huán)境就是指向老年人活動—出行的城市建成環(huán)境空間范疇。因此，本研究后半部分以社會生態(tài)理論為指導，對老年人活動—出行方式與城市建成環(huán)境諸要素之間的關(guān)系展開研究。

1.城市老年人活動—出行建成環(huán)境指標的確定

圖9 城市建成環(huán)境與老年人活動—出行關(guān)系

本階段以課題組的研究思路和指標設計原則(系統(tǒng)性、科學性、可操作性、實效性)為基本出發(fā)點，首先，通過收集大量相關(guān)國內(nèi)外文獻及書籍進行研讀。之后，對老年人進行半結(jié)構(gòu)式訪談(37份)，同時，通過主題座談、郵件、電話咨詢等多種通信手段對城市規(guī)劃、景觀設計、體育等領域?qū)＜?14位)進行多輪溝通，對于指標的修改提出寶貴意見。在形成初始指標集后，通過問卷調(diào)查，采用統(tǒng)計學聚類分析方法，對初始指標進行聚類，避免了指標重復性。最后，通過課題組多次論證修改，確定了城市老年人活動—出行建成環(huán)境指標集合，包括目的地可達性、環(huán)境安全性、景觀與衛(wèi)生、居住環(huán)境、交通環(huán)境等5個指標(見圖9)，共計10個影響因子(見表6)。

表6 老年人活動—出行建成環(huán)境變量描述性統(tǒng)計

2.研究方法

本研究根據(jù)前文研究結(jié)果將城市老年人活動—出行方式歸納為4個離散類別。旨在研究城市建成環(huán)境對老年人活動—出行方式的選擇影響差異，多項Logit模型(Multinomial Logit Model)可應用于此，且對數(shù)據(jù)沒有正態(tài)性要求。本研究構(gòu)建的多項Logit模型方程如下：

Logit(P1/P2)=β0+β1X1+β2X2+β3X3。

(1)

式中Logit(P1/P2)為城市老年人選擇任意兩種活動—出行方式概率比值的自然對數(shù)；X1為城市老年人活動—出行建成環(huán)境10個影響因子：目的地可達性、社區(qū)治安、老年人專用服務設施、景觀、環(huán)境衛(wèi)生、土地混合利用多樣性、人口密度、交通量、道路連通性、街道路面；X2為老年人個體社會經(jīng)濟和家庭特征：性別、年齡、月收入、代際結(jié)構(gòu)、居住狀況；X3為出行強度；βt為參數(shù)向量，其中t=0,1,2,3。

將私家車出行方式作為步行、自行車和公交車三種活動—出行方式的參照，在式(1)基礎上構(gòu)建了如下方程用于具體回歸分析：

Logit(Pwalk/Pcar)=βw0+βw1X1+βw2X2+βw3X3，

Logit(Pbike/Pcar)=βb0+βb1X1+βb2X2+βb3X3，

Logit(Ptransit/Pcar)=βt0+βt1X1+βt2X2+βt3X3。

3.研究結(jié)果

多項邏輯模型回歸結(jié)果顯示(見表7)，Chi2統(tǒng)計量分別為412.7448和829.3465，且在5%水平顯著，表明該模型擬合度較好。由于城市老年人出行強度與出行方式之間具有雙向因果關(guān)系，為了緩解內(nèi)生性，計算了不包含出行強度的模型回歸結(jié)果，但并不影響城市老年人活動—出行建成環(huán)境變量的作用和顯著性，模型1和模型2結(jié)果基本保持一致，表明該回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。在控制了個體社會經(jīng)濟特征以及老年人出行強度之后，城市老年人活動—出行方式與活動—出行建成環(huán)境變量存在顯著關(guān)聯(lián)。在模型1中，老年人活動—出行建成環(huán)境變量有6項顯著。

表7 老年人活動—出行行為多項邏輯模型回歸結(jié)果(以私家車出行方式為參照)

*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著水平上通過檢驗，后同。

城市老年人活動—出行目的地可達性對出行方式選擇具有顯著性影響，目的地可達性越高，城市老年人選擇私家車出行方式的可能性越小。在模型1中，目的地可達性每增加一個單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加{Exp(0.3461)-1}×100%=41.4%，選擇公交車方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加32.1%。此結(jié)果與前人研究結(jié)果相似，Diana研究認為增加公園的可用性和可及性能潛在地促使老年人外出進行身體活動〔16〕；服務性場所可達性越好，對于老年人休閑性步行活動越有利，如Scott研究發(fā)現(xiàn)購物商場可達性與老年人步行活動呈正相關(guān)〔17〕。老齡化背景下老年人由于生理機能衰退，行動能力降低，生活圈縮窄，對活動空間的黏性大，對活動—出行目的地可達性、舒適性要求高〔18〕，中國的城市社區(qū)正從傳統(tǒng)的封閉型單位大院向現(xiàn)代開放性城市社區(qū)轉(zhuǎn)變，雖然新的社區(qū)去掉“單位”的體制束縛，但很長一段時間，單位大院都將和新建住宅區(qū)一起構(gòu)成雙重并存的封閉型空間體系。受建成年限的影響，老年人居住在單位社區(qū)這一封閉空間，占地、格局、交通等均受封閉化影響，絕對不利于老年人日?；顒印鲂?。城市老年人活動—出行目的地可達性對出行方式選擇具有重要影響。

環(huán)境安全性方面，相對于私家車出行方式而言，城市老年人在社區(qū)治安相對較好的地方，更有可能選擇步行出行方式。以模型1結(jié)果為例，社區(qū)治安每增加一個單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加45.1%。目前，中國特色“社區(qū)門禁化”和封閉型的圍墻使得城市老年人居住社區(qū)基本經(jīng)歷了完全開敞到完全封閉再到半開敞半封閉，居住地內(nèi)部呈一種自給自足的方式組織，老年人在封閉的“墻”的包圍保護下，具有一定的安全感，能使老年人步行安全性增強。

景觀參數(shù)表明，城市老年人活動—出行景觀性好會增加步行出行方式的概率。以模型1結(jié)果為例，景觀性每增加一個單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加54.1%。此結(jié)論與Kenji等人結(jié)論〔19〕相似，令人愉快的景觀對于步行活動有促進作用，只有符合老年人審美情趣的環(huán)境才能真正使老年人身心健康，愉快鍛煉。

土地混合利用參數(shù)表明,土地混合利用每增加一個單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加59.6%，選擇公交車方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加72.0%。William研究也發(fā)現(xiàn)老年人居住在土地混合利用地區(qū)比居住在單一地區(qū)更有可能增加步行時間和次數(shù)〔20〕。面對城市化快速發(fā)展，土地資源負擔愈發(fā)加重，通過土地混合利用達到提高土地利用效率，使城市發(fā)展從粗放型社會向節(jié)約型社會過渡，符合可持續(xù)發(fā)展的要求。土地混合利用促進城市用地功能的多樣化，不同功能土地的混合利用可促使城市老年人各種活動在地域和空間上的聚集，從而對城市老年人活動—出行方式選擇產(chǎn)生顯著性影響。

人口密度對城市老年人出行方式選擇也具有顯著性影響，人口密度每增加一個單位滿意度，城市老年人選擇自行車方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加54.5%，選擇公交車方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加36.7%。Kenji對于步行以外活動研究發(fā)現(xiàn)，人口密度與其呈正相關(guān)〔19〕。人口密度較高地方，公交服務較完善且可達性較好，特別是近年來，高人口密度城市致力于回歸慢性交通出行方式，完善出行—活動基礎設施服務。

街道路面參數(shù)表明，街道路面每增加一個單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對于私家車方式的發(fā)生比率將增加96.4%。街道路面主要指人行道和自行車道寬度、坡度、路面鋪裝完好程度等方面，中國道路典型形態(tài)是大街廊，路網(wǎng)密度稀疏，交通量較大，路徑選擇不多，并主要受街道路面質(zhì)量的影響，老年人更愿意選擇依靠設施環(huán)境較好的交通干道出行，Luis研究也發(fā)現(xiàn)街道路面與老年人每周步行至少60分鐘可能性呈正相關(guān)〔21〕。

上述研究內(nèi)容顯示出在既定其他變量情況下，城市老年人活動—出行建成環(huán)境對出行方式選擇的平均影響。那么，在不同社會經(jīng)濟因素與建成環(huán)境變量交互影響，對城市老年人出行方式選擇也會存在差異影響。為了檢驗這一異質(zhì)性存在，本研究構(gòu)造了表7呈顯著性的建成環(huán)境變量與社會經(jīng)濟變量的交互項，并作為解釋變量分別單獨帶入表7中回歸模型1中，發(fā)現(xiàn)6個統(tǒng)計顯著，較為穩(wěn)健并具有一定邏輯解釋力的交互項結(jié)果(見表8)。

表8 建成環(huán)境變量與社會經(jīng)濟因素交互項回歸結(jié)果

表8表明，目的地可達性與年齡的交互項與公交車活動—出行方式呈顯著正相關(guān)，目的地可達性越好，80歲以上城市老年人越偏向選擇公交車活動—出行方式。社區(qū)治安與年齡的交互項與步行方式呈顯著正相關(guān)，社區(qū)治安越好，71～80歲城市老年人選擇步行方式的概率顯著高于其他年齡段。景觀與年齡的交互項與步行方式同樣呈顯著正相關(guān)，景觀性越好，60～70歲城市老年人選擇步行方式的概率顯著高于其他年齡段。土地混合利用多樣性與性別的交互項與步行和公交車方式呈顯著正相關(guān)，土地混合利用多樣性越高，男性比女性老年人更可能選擇步行和公交車活動—出行方式。人口密度與年齡的交互項與步行、自行車和公交車方式呈顯著負相關(guān)，越高人口密度雖然對全樣本的步行影響不顯著，但對于年齡在60～70歲城市老年人是有顯著作用的。街道路面與月收入的交互項中，步行和公交車方式呈顯著正相關(guān)，意味著街道路面情況越好所增加老年人選擇步行和公交車活動—出行方式的可能性，對于4000以上的月收入組作用更明顯。這些結(jié)果表明，城市老年人活動—出行建成環(huán)境對出行方式選擇的影響不僅存在獨立效應，而且還存在因個體社會經(jīng)濟異質(zhì)性而不同的情況。

六、結(jié)論

(1)老年人人均日出行1.62次，其日常活動—出行分為健身、娛樂、商業(yè)、服務四個類型，出行方式均以步行和公交車為主。出行距離以娛樂為目的的活動主要在居住地附近完成，以1.5km活動范圍為主；而以健身為目的的活動可能常伴有商業(yè)活動，以3km活動范圍為主；而服務為目的的活動趨于更遠距離出行。出行時刻有兩大特征，早高峰特征明顯，而下午出行并沒有形成典型的高峰期。

(2)城市老年人個人屬性以及家庭屬性對于出行行為特征影響較小。老年人的日常活動特征對于出行行為特征影響較大，具體表現(xiàn)為城市老年人出行目的對出行方式和出行強度的顯著影響。老年人出行行為特征變量之間也存在影響，出發(fā)時刻對出行方式有較大影響，而出行方式對出行強度又產(chǎn)生了較大影響。

(3)在控制了個體社會經(jīng)濟特征以及老年人出行強度之后，城市老年人活動—出行方式與活動—出行建成環(huán)境變量存在顯著關(guān)聯(lián)。具體而言，目的地可達性、社區(qū)治安、景觀、土地混合利用、人口密度、街道路面等方面越好，越能促進城市老年人選擇步行、自行車或公交車方式出行，增加老年人日常身體活動量。同時，城市老年人活動—出行建成環(huán)境對出行方式選擇的影響不僅存在獨立效應，而且還存在因個體社會經(jīng)濟異質(zhì)性而不同的情況。