徐夢(mèng)一 沈 瑤 張 瀟 (英)海倫·伍莉

聯(lián)合國(guó)第2屆人居環(huán)境會(huì)議上提出了“兒童友好城市”(Child Friendly Cities，CFC)倡議。隨后，聯(lián)合國(guó)兒童基金會(huì)(UNICEF)發(fā)布多個(gè)建設(shè)指導(dǎo)文件，如《創(chuàng)建兒童友好城市行動(dòng)框架》(Building Child Friendly Cities—A Framework for Action)首次明確把“能夠安全、獨(dú)立地在街道上行走”作為12條兒童權(quán)利目標(biāo)法則之一；《兒童友好型城市規(guī)劃手冊(cè)：為孩子營(yíng)造美好城市》則進(jìn)一步提出城市規(guī)劃之交通原則——“為兒童和社區(qū)發(fā)展主動(dòng)交通和公共交通，確保他們能獨(dú)立出行”。2021年，中國(guó)發(fā)改委等多部門印發(fā)的《關(guān)于推進(jìn)兒童友好城市建設(shè)的指導(dǎo)意見》提出“改善兒童安全出行體驗(yàn)。完善慢行交通體系，加強(qiáng)人行道、自行車道規(guī)劃建設(shè)，優(yōu)化校園周邊步行線路規(guī)劃和人行設(shè)施，保障兒童出行安全”?？梢?，在兒童友好城市的建設(shè)中，確保兒童安全、獨(dú)立出行已是國(guó)際通識(shí)，建設(shè)安全兒童出行空間更是重要研究議題。

近年來，學(xué)界關(guān)注到城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)威脅到兒童交通、社會(huì)和健康等生活環(huán)境的安全性：機(jī)動(dòng)車對(duì)路權(quán)的絕對(duì)控制、空間匿名、環(huán)境污染等。兒童因受到交通等建成環(huán)境[1]，兒童性別、年齡、家庭狀況等個(gè)體差異，安全感知(即兒童及其家長(zhǎng)對(duì)建成環(huán)境安全性的直接感受和認(rèn)知)和其他原因被動(dòng)選擇非主動(dòng)出行方式，進(jìn)而影響身體健康。因此，厘清兒童出行決策的影響機(jī)制，對(duì)針對(duì)性改善兒童消極出行決策，甚至促進(jìn)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展具有重大意義。長(zhǎng)沙作為我國(guó)率先提出創(chuàng)建CFC的城市，將長(zhǎng)沙近郊區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)納入建設(shè)范圍，積極推進(jìn)兒童友好城鄉(xiāng)建設(shè)。近郊小城鎮(zhèn)因受城市發(fā)展影響，雖擁有豐富的自然山水資源，但多級(jí)別道路匯集與穿越、交通管制缺乏等交通問題給兒童安全出行造成了一定影響，所以復(fù)雜多樣的環(huán)境對(duì)兒童出行的影響機(jī)制也需深入研究。

1 研究背景

1.1 環(huán)境行為學(xué)視角下的研究模型

國(guó)內(nèi)有學(xué)者通過整理兒童獨(dú)立活動(dòng)(Children's Independent Mobility，CIM)既往文獻(xiàn)，總結(jié)出42個(gè)相關(guān)的城市建成環(huán)境因素①[2]；但對(duì)環(huán)境要素的主觀認(rèn)知通常比客觀環(huán)境要素本身具有更強(qiáng)的解釋力度：兒童地理學(xué)空間協(xié)商理論的早期研究就發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)對(duì)環(huán)境安全程度的負(fù)面感知所帶來的“父母許可度”低值，是CIM的主要障礙[3]。與此同時(shí)，也有研究證實(shí)，兒童年齡、性別等個(gè)人因素不僅會(huì)對(duì)應(yīng)相異行為特征和規(guī)律，還會(huì)對(duì)環(huán)境形成不同的認(rèn)知結(jié)果。

環(huán)境行為學(xué)綜合考量客觀環(huán)境要素、主觀感知，整體解析人的行為和經(jīng)驗(yàn)與環(huán)境之間作用的科學(xué)關(guān)系及內(nèi)在成因，即人與環(huán)境相互作用的生態(tài)系統(tǒng)②，從理論角度建立、支撐并完善本文“建成環(huán)境-安全感知-兒童出行行為-建成環(huán)境”的研究模型(圖1)。

圖1 “建成環(huán)境-安全感知-兒童出行行為-建成環(huán)境”研究模型

1.2 兒童出行行為決策的影響要素

以“兒童出行”“獨(dú)立移動(dòng)”“通學(xué)”“安全感知”等相關(guān)詞匯檢索近10年來國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，并研讀關(guān)鍵性研究發(fā)現(xiàn)，兒童出行行為決策的影響要素在“個(gè)體差異”方面多側(cè)重于兒童年齡與性別、家庭狀況，而對(duì)建成環(huán)境的“安全感知”則集中在對(duì)交通、社會(huì)和自然3類環(huán)境的關(guān)注。

1.2.1 個(gè)體差異

1)年齡與性別差異：隨兒童年齡增長(zhǎng)及其判斷、認(rèn)知、反應(yīng)能力的逐步具備，出行模式由被動(dòng)的必要性陪伴向主動(dòng)和獨(dú)立階段過渡。不同年齡段兒童出行對(duì)家庭成員產(chǎn)生的約束類型[5]，可從側(cè)面反映兒童活動(dòng)的獨(dú)立性隨年齡增長(zhǎng)而增加的一般特征規(guī)律。兒童從開始具有基本認(rèn)知和行動(dòng)能力的6～12歲③，是CIM的關(guān)鍵時(shí)期。兒童性別方面，男孩在周末的獨(dú)立活動(dòng)水平略高于女孩[6]，但更多研究表明其與出行決策[7-8]、父母許可度并無關(guān)聯(lián)[6]。

2)家庭狀況差異：家長(zhǎng)的教育程度因與家長(zhǎng)體力活動(dòng)量存在潛在關(guān)聯(lián)，而作為中介變量對(duì)CIM水平產(chǎn)生影響[9]；同時(shí)，父母工作對(duì)應(yīng)的不同通勤制約度和類型會(huì)在一定程度上決定兒童的出行方式[10]，未從事有償工作的父母對(duì)CIM的允許度通常低于具有有償工作的父母[7]；另外較多研究表明，家校距離是兒童做出積極出行(AST)④決策的主要障礙[12]，其與CIM水平和積極出行方式之間均存在負(fù)相關(guān)性：住家離學(xué)校更近的兒童會(huì)更趨于獨(dú)立出行[13]，并選擇步行等主動(dòng)交通方式[14]。

1.2.2 安全感知

1)交通環(huán)境方面：道路交通與安全感知程度的相關(guān)性得到證實(shí)[13]。具體通過對(duì)交通信號(hào)燈、人行橫道、步道等設(shè)施構(gòu)成的交通環(huán)境感知狀況來影響兒童通學(xué)方式選擇和CIM水平[9，15]；對(duì)自行車出行者而言，專屬自行車道及其與機(jī)動(dòng)車道之間的隔離緩沖措施等相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施設(shè)置、路面狀態(tài)與維護(hù)等，對(duì)安全感知度的影響較大[16-17]；機(jī)動(dòng)車交通量與行駛速度也顯示出與感知安全水平的關(guān)聯(lián)性[14，17-18]；還有研究者注意到，警示標(biāo)識(shí)、交通協(xié)管員、警察維護(hù)等利于保障良好交通環(huán)境規(guī)則與秩序的措施，可帶來積極感知[14，17-18]。

2)社會(huì)環(huán)境方面：通過“鄰里關(guān)系”[13，15，19]和“陌生人”[13-15]影響兒童和家長(zhǎng)對(duì)出行行為的決策。其中，鄰里關(guān)系包括鄰里熟知度[15]、聯(lián)結(jié)度[19]、凝聚力[13]等，良好的鄰里關(guān)系所形成的領(lǐng)域感、控制感和認(rèn)同歸屬感可以改變安全認(rèn)知[20]，并能夠以自然監(jiān)視、主動(dòng)關(guān)注的行動(dòng)，為兒童提供CIM及AST的決策支持，同時(shí)也對(duì)陌生人誘拐、欺凌等暴力犯罪[16]、社會(huì)不文明現(xiàn)象和公共場(chǎng)所的危險(xiǎn)行為[21]等社會(huì)安全問題起到一定程度的監(jiān)管與抑制作用，增強(qiáng)感知安全水平和CIM的信心[22]。

3)自然環(huán)境方面：“綠植”通常以其形成空間或界面的透明度和可見性來從視覺角度擾動(dòng)安全感知結(jié)果，隱蔽和有較多遮擋的空間往往有較低的感知安全度[13，16-18]，水體等景觀要素對(duì)兒童造成溺水等威脅也需加以注意。

除以上3點(diǎn)外，還有文獻(xiàn)補(bǔ)充了破壞和涂鴉等“破窗”現(xiàn)象⑤、流浪狗[23]等潛在危險(xiǎn)因素可能會(huì)對(duì)兒童感知的環(huán)境安全水平產(chǎn)生較為強(qiáng)烈的影響。既有文獻(xiàn)多聚焦個(gè)別影響要素，缺乏“環(huán)境-人-環(huán)境”辯證視角、全面和系統(tǒng)性的研究及結(jié)論，同時(shí)國(guó)內(nèi)外地域差異也會(huì)帶來局限性，故需要進(jìn)行我國(guó)本土背景的進(jìn)一步驗(yàn)證和針對(duì)性探索。因此，本文以環(huán)境行為學(xué)視角的研究模型為基礎(chǔ)，對(duì)長(zhǎng)沙市岳麓區(qū)近郊小城鎮(zhèn)——蓮花鎮(zhèn)為例開展實(shí)證調(diào)查研究，解析小城鎮(zhèn)建成環(huán)境對(duì)6～12歲兒童(通學(xué)是6～12歲學(xué)齡兒童最主要的出行行為，也是本研究重點(diǎn))出行行為決策(CIM水平和出行方式)的影響因素與機(jī)制。

2 兒童出行行為決策影響機(jī)制的調(diào)查研究

2.1 調(diào)查概要及研究方法

以在交通、自然和社會(huì)環(huán)境等方面具有一定小城鎮(zhèn)代表性的蓮花鎮(zhèn)為調(diào)查范圍。鎮(zhèn)匯集省、縣道，并與國(guó)道相接，第五實(shí)驗(yàn)小學(xué)⑥(以下簡(jiǎn)稱“五小”)周界800m區(qū)域包含縣道，每日承載包括運(yùn)輸車輛在內(nèi)的較大交通量；1條約300m長(zhǎng)的步行道與五小相連，但有效通行寬度不足，且步道盡端的丁字路口在通學(xué)高峰期常存在擁堵狀況，交通較為復(fù)雜(圖2)。自然環(huán)境方面，大量農(nóng)林用地及水塘、河流等水體散布，五小附近有2處，且防護(hù)措施較弱(圖2)。全鎮(zhèn)具有熟人社會(huì)特性，鄰里熟知度和對(duì)陌生人出現(xiàn)的敏感度較高。流浪狗較為常見。

圖2 蓮花鎮(zhèn)環(huán)境概況

首先，結(jié)合前期半結(jié)構(gòu)式深度訪談(獲取定性的初步數(shù)據(jù)，以完善后期調(diào)查框架和重點(diǎn)內(nèi)容)及后期問卷2種方法，面向五小1～6年級(jí)學(xué)生及其家長(zhǎng)，針對(duì)兒童個(gè)體差異、出行決策、感知安全等采集數(shù)據(jù)，獲得累計(jì)涉及1 509名兒童的訪談樣本5份，有效問卷樣本1 191份。其次，依據(jù)研究模型，通過交叉分析(個(gè)體差異并非本研究最關(guān)注部分，故選用此分析方法僅以實(shí)證2個(gè)變量間是否具有顯著相關(guān)性)探究個(gè)體差異與兒童出行行為決策的關(guān)系，以及Logistic二元回歸模型(由研究綜述可知，兒童出行行為決策受多因素影響，而本研究著重關(guān)注建成環(huán)境的安全感知對(duì)兒童出行行為決策的影響，其中“兒童出行行為決策”為因變量，通過文獻(xiàn)及現(xiàn)場(chǎng)調(diào)研歸納出8種出行行為決策，每種決策只存在選擇和不選擇2種概率，即為1或0的二分類變量，故采用此方法)來研究影響兒童出行行為決策的主要環(huán)境安全感知因素。最后，以此獲取具體的影響相關(guān)性結(jié)論，最終得到影響機(jī)制模型。

2.2 個(gè)體差異對(duì)兒童出行行為的影響調(diào)查

2.2.1 年齡與性別差異

交叉分析結(jié)果(P<0.05表示顯著相關(guān))表明，兒童年齡與CIM顯著相關(guān)(P=0.000)，但對(duì)出行方式選擇不存在顯著影響(P=0.170)。除去校車的客觀干擾外，利用私家車通學(xué)的方式在各年齡中均具有最高分擔(dān)率，其次為自行車⑦與步行(圖3)。兒童性別與CIM未顯示顯著相關(guān)性(P=0.229，圖3)。

圖3 兒童年齡與CIM水平、出行方式選擇的關(guān)系(3-1)及兒童性別與CIM水平的關(guān)系(3-2)

2.2.2 家庭狀況差異

家長(zhǎng)的教育程度與CIM未顯示顯著相關(guān)性(P=0.640)，但家長(zhǎng)工作類型與之顯著相關(guān)(P=0.019)，這可能與家長(zhǎng)工作時(shí)間是否具有彈性有關(guān)(圖4)。

圖4 家長(zhǎng)教育程度、工作類型與CIM水平的關(guān)系

家校距離也與出行方式顯著相關(guān)(P=0.000，圖5)：學(xué)校位于10min步行可達(dá)范圍內(nèi)時(shí)，“步行”的貢獻(xiàn)率占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)；隨家校距離增加，“步行”方式分擔(dān)率在明顯下降時(shí)，“私家車”始終占據(jù)較高比例。另可見，家校在步行10～30min距離時(shí)，選擇以“自行車”作為出行方式維持在比較穩(wěn)定的比例，但超過30min步距后，選擇步行、自行車方式比例明顯下降，而“校車”做出較大分擔(dān)，有效緩解了對(duì)“私家車”的依賴?！肮卉嚒痹诩倚＞嚯x變化過程中的占比始終處于低值，可能與家校間公交路線及站點(diǎn)分布不足有關(guān)。

圖5 家校距離與兒童出行方式的關(guān)系

2.3 安全感知對(duì)兒童出行行為決策的影響調(diào)查

2.3.1 半結(jié)構(gòu)式訪談

訪談?dòng)涗浘@現(xiàn)出兒童及其家長(zhǎng)對(duì)水體形成的溺水風(fēng)險(xiǎn)、綠植豐富的山林等易造成視線盲區(qū)的負(fù)面安全感知。道路復(fù)雜且缺少指引易讓兒童尋路困難和迷路，是交通環(huán)境方面不安全感知的主要來源。訪談結(jié)果為后期問卷增加對(duì)水體、道路復(fù)雜程度及導(dǎo)向標(biāo)識(shí)等影響要素感知調(diào)查提供了依據(jù)。

2.3.2 問卷調(diào)查

問卷綜合文獻(xiàn)及訪談結(jié)果中影響兒童出行的環(huán)境要素(表1)，感知調(diào)查結(jié)果如下。

表1 影響兒童出行行為決策的環(huán)境安全感知要素及生成問卷

1)交通環(huán)境。

兒童及家長(zhǎng)對(duì)交通環(huán)境現(xiàn)狀均反饋較多負(fù)面感知(圖6)：認(rèn)為交叉路口是引發(fā)不安全感知的重要地點(diǎn)，以及復(fù)雜道路帶來的不安全感；此外，家長(zhǎng)對(duì)于機(jī)動(dòng)車交通量及速度的安全感知最為強(qiáng)烈，對(duì)步道、自行車道及其基礎(chǔ)設(shè)施設(shè)置和步道、自行車道道路狀況有不同程度的關(guān)注；無人報(bào)告交通秩序與規(guī)則對(duì)環(huán)境安全感知的影響。

2)社會(huì)環(huán)境。

兒童和家長(zhǎng)對(duì)陌生人威脅的感知存在較為明顯的結(jié)果差異，更多的兒童(52%)認(rèn)為有陌生人的地方不夠安全，相比之下，較少家長(zhǎng)(23.3%)將陌生人誘拐看作是影響兒童出行決策的因素(圖6)。這與兒童尚未形成熟人鄰里⑧自然監(jiān)視與陌生人威脅的關(guān)聯(lián)認(rèn)識(shí)有內(nèi)在關(guān)系。

3)自然環(huán)境。

兒童及家長(zhǎng)對(duì)水池、水塘、河流等水體有較為強(qiáng)烈的不安全感知，兒童尤甚，但綠植所產(chǎn)生的感知影響并不明顯。整體而言，自然環(huán)境要素對(duì)兒童的安全感知影響效力相較于家長(zhǎng)更大(圖6)。

另外，598名兒童認(rèn)為流浪狗是出行途中較大的潛在不安全因素(圖6)。無人報(bào)告“破窗現(xiàn)象”的影響力。

圖6 兒童及家長(zhǎng)的安全感知狀況統(tǒng)計(jì)

對(duì)于問卷數(shù)據(jù)中環(huán)境安全感知要素與兒童出行行為決策之間的影響關(guān)系，進(jìn)一步通過SPSS軟件進(jìn)行Logistic二元回歸分析⑨發(fā)現(xiàn)，影響要素主要見于交通和自然環(huán)境(表2)，具體相關(guān)性如下所述。

表2 “不同出行行為決策——有顯著影響力的安全感知要素”關(guān)系列表

1)兒童對(duì)水體等自然環(huán)境的感知安全，對(duì)“獨(dú)自步行(Y1)”呈現(xiàn)負(fù)向顯著影響(P=0.014)，即兒童對(duì)水體的感知安全越低，選擇獨(dú)自步行的可能性就越小。而家長(zhǎng)未報(bào)告與“獨(dú)自步行”決策有顯著影響關(guān)系的感知要素。

2)“獨(dú)自騎行(Y2)”選項(xiàng)的樣本量?jī)H為25，尚不具備統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，故在此不做討論。

3)“獨(dú)自乘坐公交車(Y3)”出行與家長(zhǎng)對(duì)水體安全的感知水平具有正向顯著影響(P=0.036)關(guān)系，即家長(zhǎng)對(duì)水體感知安全越低，讓兒童選擇獨(dú)自乘坐公交車的可能性就越大。對(duì)于兒童對(duì)“流浪狗”安全感知會(huì)負(fù)向顯著影響(P=0.001)“獨(dú)自乘坐公交車”決策的結(jié)果，通過深入分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)兒童對(duì)“流浪狗”感知安全度越低時(shí)，越傾向選擇步行、騎行和公交車陪伴出行，而非獨(dú)自乘坐公共交通，可以看出兒童尋求建立安全感的心理。

4)兒童對(duì)交叉路口(X11，P=0.036)、流浪狗(X71，P=0.022)的安全感知，以及家長(zhǎng)對(duì)交通量和車速(X21)的安全感知(P=0.038)，在家長(zhǎng)“陪伴步行(Y4)”出行決策中均呈現(xiàn)正向顯著相關(guān)性。但家長(zhǎng)在擔(dān)憂陌生人威脅(X61，P=0.049)時(shí)，負(fù)向顯著影響“陪伴步行”決策，選擇陪伴步行的可能性降低，轉(zhuǎn)而選擇私家車、校車和陪伴騎行。

5)“陪伴騎行(Y5)”出行決策的顯著相關(guān)因素有兒童對(duì)復(fù)雜道路(X12，P=0.038)和流浪狗(X71，P=0.024)的感知，家長(zhǎng)對(duì)交通量和車速(X21，P=0.014)、交叉路口(X22，P=0.003)、復(fù)雜道路(X25，P=0.035)的安全感知。以上皆呈正顯著相關(guān)。

6)復(fù)雜道路(X12，兒童P=0.008；X25，家長(zhǎng)P=0.004)、交通量和車速(X21，P=0.048)，以及兒童對(duì)流浪狗(X71，P=0.001)的安全感知，均是家長(zhǎng)“陪伴乘坐公交車(Y6)”決策的正顯著相關(guān)因素。

7)家長(zhǎng)對(duì)包括步行道和非機(jī)動(dòng)車道(X24，P=0.012)、交叉路口(X22，P=0.000)和復(fù)雜道路(X25，P=0.037)的交通環(huán)境要素感知，均與“開車(Y7)”接送出行呈正顯著相關(guān)。而兒童可能因較為被動(dòng)的決策角色，未報(bào)告相關(guān)要素。

8)兒童感知到難以尋路的復(fù)雜道路(X12，P=0.039)對(duì)乘坐“校車(Y8)”的出行決策具有負(fù)向顯著影響，而與家長(zhǎng)缺少步行道和非機(jī)動(dòng)車道(X24，P=0.034)的感知具有正向顯著影響關(guān)系。

3 結(jié)論和建議

本研究采用交叉分析和Logistic二元回歸分析探究建成環(huán)境安全感知及個(gè)體差異對(duì)兒童出行行為決策的影響，結(jié)果顯示出在已有研究基礎(chǔ)上具有更為突出影響力的要素和補(bǔ)充要素：首先，對(duì)自然環(huán)境安全程度的評(píng)價(jià)是CIM決策的主要干擾，與調(diào)查對(duì)象水體較多且防護(hù)較弱的現(xiàn)狀有關(guān)；其次，清晰展示出對(duì)交通環(huán)境，包括機(jī)動(dòng)車交通量及速度(X21)、交叉路口(X11、X22)、步道、自行車道及其基礎(chǔ)設(shè)施設(shè)置(X23、X24)、復(fù)雜道路(X12、X25)的負(fù)面感知，在很大程度上決定了兒童及家長(zhǎng)做出陪伴型出行的決策，從而削弱了兒童獨(dú)立出行的機(jī)會(huì)。同時(shí)后續(xù)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，完善道路系統(tǒng)及增設(shè)攝像頭、人行道護(hù)欄和上下學(xué)道路指示牌等服務(wù)設(shè)施，可帶來正面感知，這也是對(duì)既有文獻(xiàn)成果的補(bǔ)充。

“個(gè)體差異”方面，家長(zhǎng)工作類型、兒童年齡與CIM決策，家校距離與兒童出行方式選擇的顯著影響均被證實(shí)與既有文獻(xiàn)一致的結(jié)論。并進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在小城鎮(zhèn)，步行低于20min的家校距離能提高積極出行方式的選擇比例，而對(duì)于較遠(yuǎn)距離，校車有助于降低對(duì)私家車的選擇占比。但在“家長(zhǎng)教育程度”是否帶來影響上，存在差異性結(jié)論。

綜上所述，兒童出行行為受到個(gè)體因素、環(huán)境因素和其他因素直接或間接的影響(圖7)，在除去個(gè)體因素的干擾后，個(gè)體通過對(duì)環(huán)境因素和其他因素的安全感知結(jié)果影響了兒童出行行為決策，因此提升個(gè)體對(duì)建成環(huán)境的安全感知有助于兒童獨(dú)立且積極的出行，進(jìn)而促進(jìn)兒童健康成長(zhǎng)。提出以下幾點(diǎn)建議。

圖7 建成環(huán)境與兒童出行行為的影響機(jī)制模型

1)空間布局方面，厘清路網(wǎng)結(jié)構(gòu)，明確道路級(jí)別和屬性；充分考慮兒童公共基本服務(wù)設(shè)施的步行可達(dá)性，合理配置兒童日常使用路徑上公共交通站點(diǎn)等基礎(chǔ)設(shè)施。2)道路設(shè)計(jì)方面，改善小城鎮(zhèn)缺乏獨(dú)立步道與自行車道的現(xiàn)狀，保證安全性與連續(xù)性。3)交通設(shè)施配置方面，慢行道路匹配相應(yīng)的穩(wěn)靜化措施，重視交叉路口等交通節(jié)點(diǎn)設(shè)計(jì)的合理性，尤其應(yīng)同步配備和完善相應(yīng)適兒化的設(shè)施、設(shè)備等。4)社會(huì)環(huán)境方面，有意識(shí)地運(yùn)用環(huán)境設(shè)計(jì)預(yù)防(CPTED)⑩原則，正視小城鎮(zhèn)自然山水與安全隱患之間的矛盾，在平衡人工環(huán)境與自然環(huán)境共生關(guān)系的基礎(chǔ)上，兼顧提高環(huán)境整體自然監(jiān)視能力和視線通透度，以及降低陌生人威脅等。另外，加強(qiáng)對(duì)流浪狗等環(huán)境潛在危險(xiǎn)因素的管理，并定期開展提升兒童應(yīng)對(duì)危險(xiǎn)能力的安全環(huán)境教育，也是消減兒童產(chǎn)生負(fù)面安全感知從而做出積極出行決策的重要措施。

4 結(jié)語

隨著兒童友好城市建設(shè)的推進(jìn)，城市建設(shè)過程中納入了更多對(duì)兒童群體的關(guān)注，而兒童能否安全出行也成了衡量?jī)和鞘杏押眯缘闹匾獦?biāo)準(zhǔn)。本研究從環(huán)境、個(gè)體和其他維度總結(jié)了影響兒童出行行為決策的要素，并以長(zhǎng)沙市近郊區(qū)蓮花鎮(zhèn)為例，從環(huán)境行為學(xué)視角梳理出建成環(huán)境、安全感知和兒童出行行為決策之間的影響機(jī)制，可為兒童友好城市建設(shè)、適兒化空間設(shè)計(jì)等方面的深入研究提供依據(jù)，但具體空間設(shè)計(jì)的落實(shí)還有待進(jìn)一步研究。研究還發(fā)現(xiàn)，安全感知對(duì)兒童出行行為決策有一定影響，在不改變或微更新環(huán)境基礎(chǔ)上通過使用智能設(shè)備(如電話手表)是否及多大程度上能增強(qiáng)家長(zhǎng)對(duì)兒童監(jiān)視從而提升感知安全，進(jìn)而促進(jìn)兒童獨(dú)立出行值得深入探究。本文的實(shí)證研究聚焦小城鎮(zhèn)，與高密度中心城區(qū)的建成環(huán)境有一定差異，因此不同類型環(huán)境對(duì)兒童出行行為決策的影響機(jī)制也需進(jìn)一步完善。

注：文中圖片均由作者繪制。

注釋：

① 原文將“家校距離”作為城市客觀建成環(huán)境因素之一。但本研究考慮到家校距離在很大程度上是家庭可控因素，故歸入“個(gè)體差異”中的“家庭狀況差異”。

② 環(huán)境行為理論有環(huán)境決定論、相互作用論和相互滲透論3種觀點(diǎn)。環(huán)境決定論以環(huán)境決定人的行為的S-O-R(Stimulus-Organism-Response)為模型，偏向單向思維；相互作用論指出人與環(huán)境作為二元獨(dú)立要素而相互作用，環(huán)境能夠決定人的行為，人也可以通過行為修正環(huán)境；而相互滲透論則超越二元論思想，指出人對(duì)環(huán)境既具有物質(zhì)、功能性作用，也包含價(jià)值賦予和再解釋的能動(dòng)作用，環(huán)境的性質(zhì)和意義可能會(huì)被人的行為完全改變[4]。

③ 《中華人民共和國(guó)道路交通安全法》第64條規(guī)定：學(xué)齡前兒童以及不能辨認(rèn)或者不能控制自己行為的精神疾病患者、智力障礙者在道路上通行，應(yīng)當(dāng)由其監(jiān)護(hù)人、監(jiān)護(hù)人委托的人或者對(duì)其負(fù)有管理、保護(hù)職責(zé)的人帶領(lǐng)。

④ 兒童日?；镜某鲂蟹绞娇筛爬?類：以步行、自行車為代表的積極出行方式(AST)，以私人汽車等作為交通工具的非積極方式[10]，以及校車等類型的定制出行方式[11]。

⑤ 源于犯罪學(xué)里的破窗理論(Broken Windows Theory)，由Wilson及Kelling提出，此理論認(rèn)為環(huán)境中的不良現(xiàn)象如果被放任存在，會(huì)誘使人們仿效，甚至變本加厲。

⑥ 第五實(shí)驗(yàn)小學(xué)為蓮花鎮(zhèn)規(guī)模最大、招生人數(shù)最多的小學(xué)，學(xué)生最為集中。

⑦ 深入分析數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，自行車出行幾乎是家長(zhǎng)騎自行車接送，與兒童獨(dú)自騎自行車出行的方式比例為423:25。

⑧ 在前期實(shí)地踏勘和對(duì)鄰里熟知度調(diào)查時(shí)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)氐泥徖锸熘潭容^高，僅有11%的兒童認(rèn)為“對(duì)鄰里不熟悉”，而認(rèn)為“比較熟悉”和“非常熟悉”的比例分別為31%和58%。

⑨ 借助SPSS 25.0軟件，分別對(duì)8種出行決策建立的二元Logistic回歸模型進(jìn)行估計(jì)。變量描述及公式如下：設(shè)Y為因變量“兒童出行行為決策”(具體包括8種決策：獨(dú)自步行Y1、獨(dú)自騎行Y2、獨(dú)自乘坐公共交通Y3、陪伴步行Y4、陪伴騎行Y5、陪伴乘坐公共交通Y6、開車Y7、校車Y8。決策發(fā)生率：選擇=1，不選擇=0)，X為自變量“建成環(huán)境安全感知影響要素”(具體為交通、自然、社會(huì)和其他4類建成環(huán)境的14項(xiàng)，如兒童對(duì)過馬路的安全感知X11、家長(zhǎng)對(duì)車速車流量的安全感知X22等)，Z為兒童的出行行為決策建成環(huán)境安全感知影響要素的線性函數(shù)，則：

式中，Z為兒童做出相應(yīng)出行決策的概率；β0為截距項(xiàng)；X為自變量；β11，β12，…，β71分別為14個(gè)待估計(jì)參數(shù)。根據(jù)二元Logistic回歸模型，可得：

式中，n=1～8。

⑩ 由Jeffery提出，英文全稱為Crime Prevention Through Environmental Design。