王何王，張春陽(yáng)

引言

世界衛(wèi)生組織將健康定義為 “不僅僅是沒有疾病和虛弱的狀態(tài)，而是一種在身體、心理和社會(huì)適應(yīng)三方面都要處于完好的狀態(tài)”[1，2]，社交、人際關(guān)系或與社會(huì)環(huán)境取得和諧關(guān)系的能力是社會(huì)適應(yīng)的關(guān)鍵組成，在Frank歸納的對(duì)身心健康產(chǎn)生重要影響的“行為”路徑中，社交行為被納為三大行為之一[3]，而鄰里交往是住區(qū)鄰居間的日常生活聯(lián)系行為和重要社交活動(dòng)。首先，“鄰里”被認(rèn)為是社區(qū)中更為細(xì)小的、更強(qiáng)調(diào)親密關(guān)系的有機(jī)單元[4]，其特征本質(zhì)在于人們毗鄰而居所形成的社會(huì)關(guān)聯(lián)與互動(dòng)，進(jìn)而滿足各種生產(chǎn)、生活、心理的需求[5]；但是，隨著我國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)體制、城市化進(jìn)程、虛擬網(wǎng)絡(luò)技術(shù)及居民生活方式的轉(zhuǎn)變，鄰里關(guān)系有淡漠化并帶來系列社會(huì)和健康問題傾向[6]；而鄰里交往作為體現(xiàn)鄰里關(guān)系表征現(xiàn)象和觸發(fā)建立更深層次關(guān)系的重要和常見行為，其良好狀態(tài)被證明可使居民獲得功利性和情感性的社會(huì)支持[7，8]，給居民的社區(qū)歸屬感[9]、幸福感[10]等帶來正向效應(yīng)，在鄰里關(guān)系日益淡漠、居民身心健康訴求日趨迫切背景下，如何促進(jìn)居民的鄰里交往具有重要現(xiàn)實(shí)意義，在城市規(guī)劃角度，考慮復(fù)雜的現(xiàn)實(shí)背景下，物質(zhì)空間層面與鄰里交往活動(dòng)各指標(biāo)是否具有顯著相關(guān)關(guān)系、其影響機(jī)制是什么、規(guī)劃能夠做什么的研究亟待開展。

國(guó)際上，以北美、歐洲為代表的相關(guān)研究重點(diǎn)關(guān)注住區(qū)密度、用地混合度、路網(wǎng)密度和公共交通設(shè)施可達(dá)性等對(duì)社會(huì)交往及更深入的人際關(guān)系的影響，美國(guó)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)住區(qū)密度對(duì)增加結(jié)識(shí)新朋友的機(jī)會(huì)和社交頻率有顯著正相關(guān)關(guān)系，咖啡館、餐廳、酒吧和社區(qū)中心的增加對(duì)結(jié)識(shí)新朋友的機(jī)會(huì)表現(xiàn)出總體積極效應(yīng)[11-13]；挪威的研究則發(fā)現(xiàn)更高密集和混合的土地使用會(huì)帶來更多的社交機(jī)會(huì)，能更好的結(jié)交新朋友，即便鄰里關(guān)系比較薄弱[12，13]；意大利證據(jù)表明更高的住區(qū)密度和公交設(shè)施可達(dá)性能夠增加四處走動(dòng)和積極社交的幾率；但英國(guó)的研究卻認(rèn)為用地混合度、住區(qū)密度、路網(wǎng)可達(dá)性等對(duì)社會(huì)互動(dòng)、社交網(wǎng)絡(luò)等無顯著作用或影響微弱[14]。在國(guó)內(nèi)，上海的研究發(fā)現(xiàn)人口密度、路網(wǎng)與公交站點(diǎn)可達(dá)性與鄰里融洽度呈顯著正相關(guān)關(guān)系、用地混合度與之呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系[2]；北京的研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)設(shè)施數(shù)量、住區(qū)密度與交往頻率和類型無關(guān)，道路密度、設(shè)施和公園可達(dá)性與交往頻率和類型呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系[15]；最新的廣州研究發(fā)現(xiàn)，相比治理、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)屬性因素，物質(zhì)空間屬性對(duì)包含凝聚力在內(nèi)的鄰里關(guān)系作用最強(qiáng)，雖該研究主要關(guān)注更綜合鄰里關(guān)系結(jié)果，但其為物質(zhì)空間因素在相關(guān)研究中所起的關(guān)鍵地位的提供了重要依據(jù)。

既有研究的機(jī)制分析中，西方研究重點(diǎn)關(guān)注緊湊型（compact）鄰里和擴(kuò)展型（sprawled）鄰里交往的影響差異，一般認(rèn)為以高居住密度、用地混合度為特點(diǎn)的緊湊型鄰里能夠有助于拉近人們的空間距離[12，13]，為居民供給交際場(chǎng)所[11-13]或促進(jìn)人們進(jìn)行更多的走動(dòng)活動(dòng)[16]進(jìn)而出現(xiàn)更多的交往機(jī)會(huì)；同時(shí)，高質(zhì)量的建筑環(huán)境一直被認(rèn)為對(duì)城市環(huán)境中的社會(huì)活動(dòng)和行為具有積極影響[14]；更微觀的原理性解釋機(jī)制可回溯到楊·蓋爾（Jan Gehl）研究中，他認(rèn)為認(rèn)為被動(dòng)式接觸、偶然式接觸等低強(qiáng)度接觸是一切發(fā)展其它形式交往的起點(diǎn)，適宜的質(zhì)量、小尺度、具有領(lǐng)域感的空間、慢交通等能夠促進(jìn)居民的社交活動(dòng)[17]。國(guó)內(nèi)的機(jī)制分析有關(guān)注場(chǎng)所環(huán)境質(zhì)量層面，如上海的研究分析認(rèn)為高密度和用地混合度會(huì)增加社區(qū)擁擠和噪雜程度進(jìn)而抑制居民的交往意愿[15]，也有研究探討高品質(zhì)的街道空間環(huán)境對(duì)社交活動(dòng)的促進(jìn)作用[18，19]。值得指出的是，西方相關(guān)空間環(huán)境對(duì)交往行為的機(jī)制分析總體上相對(duì)豐富和完善，帶來這種結(jié)果的原因之一是，在空間環(huán)境作用于行為影響健康的路徑下[3]，國(guó)外對(duì)空間環(huán)境觸發(fā)和如何觸發(fā)交往行為的部分關(guān)注度較高，而國(guó)內(nèi)研究往往側(cè)重于將交往行為作為中介變量去解釋滿意度、幸福感、歸屬感等心理健康狀態(tài)或鄰里關(guān)系結(jié)果。

整體而言，國(guó)內(nèi)外相關(guān)實(shí)證研究已證實(shí)建成環(huán)境對(duì)居民交往活動(dòng)具有直接或間接作用，在不同的建設(shè)背景下二者的具體關(guān)系和顯著性存差異。同時(shí)，既有研究主要關(guān)注某幾項(xiàng)特定的建成環(huán)境要素，對(duì)解釋變量的系統(tǒng)性考慮不足；而我國(guó)各地建設(shè)背景差異大，相關(guān)實(shí)證研究仍非常有限，對(duì)要素的影響機(jī)制探索也有待完善。基于此，本文對(duì)廣州51個(gè)典型住區(qū)的進(jìn)行了鄰里交往相關(guān)的問卷調(diào)研，并建立個(gè)體和住區(qū)層級(jí)多層回歸模型，研究住區(qū)建成環(huán)境與居民鄰里交往相關(guān)活動(dòng)的關(guān)聯(lián)。本次研究重點(diǎn)關(guān)注和解決以下問題：第一，明確廣州典型住區(qū)居民鄰里交往相關(guān)活動(dòng)是否與住區(qū)建成環(huán)境差異相關(guān)，哪些建成環(huán)境要素在復(fù)雜現(xiàn)實(shí)背景下能產(chǎn)生獨(dú)立且穩(wěn)健影響；第二，這些建成環(huán)境的主要影響機(jī)制可能是怎樣的；第三，對(duì)城市規(guī)劃的空間干預(yù)有什么啟發(fā)。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源與變量測(cè)度

基于研究目的，本次研究選擇了廣州51個(gè)典型住區(qū)作為研究對(duì)象，所選住區(qū)要求體現(xiàn)廣州住區(qū)發(fā)展的主脈絡(luò)或重要關(guān)聯(lián)脈絡(luò)，是廣州城市肌理重要構(gòu)成。于2021年7月-12月期間開展進(jìn)入各個(gè)住區(qū)的問卷收集工作，共發(fā)放1258份問卷，回收1188份問卷，最終篩選有效問卷979份，有效回收率為82.41%。問卷內(nèi)容包括居民個(gè)體特征與社會(huì)屬性指標(biāo)、鄰里交往活動(dòng)相關(guān)指標(biāo)，詳見表1。住區(qū)區(qū)位見圖1。

圖1 典型住區(qū)分布區(qū)位圖

在解釋變量方面，與以往研究?jī)H選定重點(diǎn)關(guān)注空間要素不同，本次研究先系統(tǒng)性的梳理了“中觀”層面的空間指標(biāo)[20]，既包含已有研究的重點(diǎn)關(guān)注對(duì)象、也含對(duì)我國(guó)住區(qū)空間形態(tài)重要指標(biāo)的凝練，分為用地與業(yè)態(tài)、交通與街道、綠色空間和住區(qū)主要空間形態(tài)4類指標(biāo)[20]，并以住區(qū)為中心向外擴(kuò)展500m和1000m半徑范圍分別建立模型采集對(duì)應(yīng)指標(biāo)數(shù)據(jù)。此外，是否為混合住區(qū)、是否為開放住區(qū)是國(guó)內(nèi)外研究鄰里關(guān)系的重要關(guān)注內(nèi)容，是住區(qū)層面的社會(huì)屬性特征，本文也嘗試納入模型（表1）。 在被解釋變量方面，鄰里交往的測(cè)度并無統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究通常通過鄰里互動(dòng)[15，21]，鄰里互助[9，21]或鄰里熟悉[21]、融洽[2]等衡量鄰里交往水平，具體測(cè)度內(nèi)容包括日常交流方式種類、頻率、對(duì)住區(qū)人際關(guān)系的評(píng)價(jià)等；國(guó)外的測(cè)度內(nèi)容通常涉及結(jié)實(shí)新朋友的機(jī)會(huì)、互動(dòng)或交往頻率、親密關(guān)系[12，22，23]，這些要素往往不僅僅針對(duì)鄰里范圍，也對(duì)更廣泛的人際關(guān)系進(jìn)行評(píng)估。本文聚焦鄰里之間（住區(qū)內(nèi)居民）的交往聯(lián)系行為，同時(shí)，由于親密關(guān)系的測(cè)度難以排除親戚、同學(xué)關(guān)系等非建成環(huán)境因素主導(dǎo)的變量干擾，不予考慮，最終，本次研究重點(diǎn)關(guān)注居民自身的鄰里互動(dòng)和對(duì)鄰里的人際交往評(píng)價(jià)內(nèi)容，具體包括日常交往形式多樣性、頻率和評(píng)價(jià)。

在控制變量方面，研究通常納入個(gè)體和社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性變量，通常包括性別、年齡、居住時(shí)長(zhǎng)、家庭收入、受教育程度等[2，9，12-16，21-23]，同時(shí)，參考建成環(huán)境對(duì)體力活動(dòng)水平影響研究中控制自選擇機(jī)制的干擾方法，本文加入了對(duì)交往的熱愛程度變量（表1）。

表1 變量測(cè)度一覽

2.2 模型的設(shè)計(jì)與設(shè)定

首先，本次研究變量指標(biāo)涉及個(gè)體和住區(qū)2個(gè)層面，數(shù)據(jù)存在嵌套結(jié)構(gòu)，經(jīng)多層線性模型零模型（NULL MODEL）檢驗(yàn)，因變量鄰里交往多樣性、頻率和評(píng)價(jià)的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC（Intraclass Correlation Coefficient）值分別為0.18、0.21和0.1，皆大于0.059[24]，僅用傳統(tǒng)普通最小二乘法回歸運(yùn)算可能會(huì)低估真實(shí)標(biāo)準(zhǔn)誤差[2]，所以最終結(jié)果有必要采用多層次模型或聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)。

第二，已有研究更多的選取少量項(xiàng)的重點(diǎn)關(guān)注建成環(huán)境變量納入模型，故可以直接使用多層線性模型，但本次研究對(duì)指標(biāo)進(jìn)行了系統(tǒng)性納入，解釋變量數(shù)量較多，不宜直接納入多層線性模型，會(huì)影響模型的準(zhǔn)確性，因此在進(jìn)行多層線性模型之前，需要對(duì)解釋變量進(jìn)行有效篩選，本次研究進(jìn)行了2重預(yù)篩，第一重是pearson相關(guān)系數(shù)分析，剔除與鄰里交往水平相關(guān)性不顯著的解釋變量；第二重是將第一重保留的解釋變量納入多元線性回歸模型，用步進(jìn)法進(jìn)行運(yùn)算，最終將仍然與因變量存p值≤0.1水平的解釋變量納入多層線性模型（圖2）。

圖2 模型過程設(shè)計(jì)與公式

2 研究結(jié)果

2.1 pearson相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果

通過居民鄰里交往多樣性、頻率、評(píng)價(jià)值與住區(qū)建成環(huán)境變量等指標(biāo)進(jìn)行Pearson相關(guān)系數(shù)計(jì)算發(fā)現(xiàn)：住區(qū)規(guī)模、地鐵站數(shù)量（500m）、公園數(shù)量等9項(xiàng)指標(biāo)與鄰里交往多樣性無關(guān)，住區(qū)規(guī)模、用地混合度（500）、路網(wǎng)密度等11項(xiàng)指標(biāo)與交往頻率無關(guān)，用地混合度（500）、主次干路密度、其他道路密度（500）等9項(xiàng)指標(biāo)與交往評(píng)價(jià)無關(guān)。以上p值＞0.1的指標(biāo)均被剔除出下一步運(yùn)算。（受篇幅所限，未具體列表）

2.2 多元線性回歸分析結(jié)果

在SPSS中分為500m范圍和1000m范圍用步進(jìn)法進(jìn)行回歸模型運(yùn)算，兩個(gè)范圍模型的擬合度最小為0.105，最大為0.246，表示相關(guān)自變量可以解釋因變量變化情況對(duì)應(yīng)百分比， P=0.000＜0.05，說明回歸模型顯著，VIF值為1-2，自變量之間不存在多重共線性。經(jīng)步進(jìn)法多元線性回歸模型運(yùn)算后，對(duì)鄰里交往多樣性產(chǎn)生顯著作用的解釋變量由19項(xiàng)縮減為7項(xiàng)，對(duì)鄰里交往頻率產(chǎn)生顯著作用的解釋變量由15項(xiàng)縮減為6項(xiàng)，對(duì)鄰里交往評(píng)價(jià)產(chǎn)生顯著作用的解釋變量由17項(xiàng)縮減為6項(xiàng)?？偟膩碚f，住區(qū)綠化率、地鐵站密度值的與對(duì)鄰里交往相關(guān)指標(biāo)呈顯著或一定正相關(guān)關(guān)系，而住宅高度、典型組團(tuán)公共空間面積與高寬比、容積率、公園數(shù)量與規(guī)模、用地混合度與之呈顯著或一定負(fù)相關(guān)關(guān)系（表2）。

2.3 多層線性模型結(jié)果

本次研究中，鄰里交往多樣性、評(píng)價(jià)的運(yùn)算共構(gòu)建了7個(gè)模型（含空模型），鄰里交往頻率的運(yùn)算構(gòu)建了5個(gè)模型（是否為混合住區(qū)、是否為開放性住區(qū)變量無需納入），A、B用以表示不同研究半徑的模型代號(hào)，A1、B1模型為考察僅涉?zhèn)€體層次變量的隨機(jī)效應(yīng)協(xié)方差模型，A2、B2模型為非隨機(jī)斜率模型，A3、B3則為在A2、B2模型基礎(chǔ)上，進(jìn)一步納入是否為混合住區(qū)、開放住區(qū)指標(biāo)進(jìn)行觀察的模型。對(duì)比多元回歸模型，部分自變量的作用不再顯著或回歸系數(shù)降低，說明在考慮模型的嵌套結(jié)構(gòu)后，“假陽(yáng)性”自變量得以剔除且相關(guān)性結(jié)果得到更精確的描述。

2.3.1 綠化率、組團(tuán)高寬比和用地混合度對(duì)交往多樣性存顯著影響

在個(gè)人層面，各模型中均可觀察到年齡、居住時(shí)長(zhǎng)和對(duì)交往的熱愛程度與多樣性呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，受教育程度與多樣性存顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而性別只在A1模型中與多樣性存弱相關(guān)關(guān)系，加入住區(qū)層級(jí)變量后，其相關(guān)性不再顯著。在住區(qū)層面，住區(qū)綠化率的提升對(duì)多樣性的提高有顯著積極作用，容積率、典型組團(tuán)空間高寬比與用地混合度的增加則與多樣性呈顯著或一定負(fù)相關(guān)關(guān)系,當(dāng)我們加入住區(qū)的開放性和混合型描述變量時(shí)，用地混合度（500m）影響不再顯著（表3）。

表3 鄰里交往多樣性多層線性模型結(jié)果

2.3.2容積率、高寬比、地鐵站密度對(duì)鄰里交往頻率存顯著或一定影響

在個(gè)人層面，各模型中均可觀察到年齡、居住時(shí)長(zhǎng)和對(duì)交往的熱愛程度與交往頻率呈現(xiàn)出顯著的正向相關(guān)關(guān)系，受教育程度與頻率存顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。在住區(qū)層面，容積率、典型組團(tuán)空間高寬比、公園數(shù)量（500m）與頻率存顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，地鐵站密度（500m）與頻率存一定正相關(guān)關(guān)系，本模型無需再加入描述住區(qū)的開放性和混合型變量（表4）。

表4 鄰里交往頻率多層線性模型結(jié)果

2.3.3 住宅高度、用地混合度對(duì)交往評(píng)價(jià)存顯著或一定影響

在個(gè)人層面，各模型中，居住時(shí)長(zhǎng)、對(duì)交往的熱愛程度與鄰里交往評(píng)價(jià)呈現(xiàn)出顯著正向相關(guān)關(guān)系，受教育程度與評(píng)價(jià)存顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，男性對(duì)交往的評(píng)價(jià)整體高于女性；在住區(qū)層面，A2模型中主要住宅高度與鄰里交往評(píng)價(jià)存一定負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)加入描述住區(qū)的混合型變量后，主要住宅高度的影響更加顯著，同時(shí)發(fā)現(xiàn)用地混合度（1000m）對(duì)評(píng)價(jià)存一定負(fù)相關(guān)關(guān)系（表5）。

表5 鄰里交往評(píng)價(jià)多層線性模型結(jié)果

3 空間作用機(jī)制討論

個(gè)體特征的影響機(jī)制非本文的關(guān)注重點(diǎn)。從模型結(jié)果來看，女性對(duì)鄰里交往評(píng)價(jià)整體低于男性；高學(xué)歷人群的鄰里交往多樣性、頻率和評(píng)價(jià)都顯著降低；居住時(shí)長(zhǎng)的增加對(duì)各項(xiàng)因變量都有積極作用，年齡的增加則對(duì)交往頻率的存積極作用，這與交往方式差異、對(duì)環(huán)境的熟悉程度、歸屬感等有關(guān)；在考慮對(duì)交往的熱愛程度，排除自選擇機(jī)制的干擾后，依然可以發(fā)現(xiàn)建成環(huán)境對(duì)鄰里交往水平的顯著影響，表明物質(zhì)空間環(huán)境的影響是獨(dú)立且穩(wěn)健的。

3.1 住區(qū)周邊建成環(huán)境變量的作用機(jī)制

3.1.1 用地混合度、公園數(shù)量的提升會(huì)吸引居民活動(dòng)向外分散，內(nèi)部交往相應(yīng)弱化

本次研究發(fā)現(xiàn)用地混合度與鄰里交往多樣性呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與國(guó)外研究結(jié)果存差異，美國(guó)、挪威、新加坡等研究均發(fā)現(xiàn)了用地混合度與交往相關(guān)行為存正相關(guān)關(guān)系[11-13，23]，這種差異與地域建設(shè)背景及因變量的測(cè)度內(nèi)涵不同有關(guān)，在建設(shè)背景方面，國(guó)外相關(guān)研究往往是對(duì)比相關(guān)設(shè)施較缺乏住區(qū)，發(fā)現(xiàn)擁有有限設(shè)施（如咖啡館、酒店和酒吧等）的住區(qū)社交活動(dòng)發(fā)生更積極，因有限設(shè)施有利于吸引居民在少量空間集中從而促進(jìn)社交發(fā)生；在因變量的測(cè)度方面，上述研究往往考慮更廣泛的人際關(guān)系而不囿于鄰里之間的交往，因此進(jìn)入各類“交際”場(chǎng)所后，交往水平的提升就具必然性了。在國(guó)內(nèi)研究中，上海研究發(fā)現(xiàn)了土地利用多樣性的增加與鄰里交往融洽度存顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，該研究認(rèn)為土地多樣性的提升會(huì)增加社區(qū)擁擠和噪雜程度進(jìn)而抑制居民的交往意愿[2]。在本次研究中，首先，研究樣本的各類服務(wù)設(shè)施建設(shè)基數(shù)大，同時(shí)，用地混合度以用地作為計(jì)算單位，用地本身一般擁有較大規(guī)模、較豐富的業(yè)態(tài)數(shù)量和一定特色吸引，對(duì)比有限設(shè)施，一方面它具有更強(qiáng)的吸引力、吸引居民離開住區(qū)前往活動(dòng)、住區(qū)內(nèi)部活動(dòng)時(shí)間的相對(duì)降低，另一方面會(huì)使居民活動(dòng)的目的地和軌跡分散，相遇的機(jī)會(huì)減少，進(jìn)一步交往的可能減弱，交往多樣性或強(qiáng)度隨之降低。然后，公園數(shù)量對(duì)交往水平的負(fù)相關(guān)關(guān)系也印證了這一推斷，公園是對(duì)居民外出活動(dòng)具有重要吸引力的場(chǎng)所，隨著住區(qū)周邊公園的增加，居民前往活動(dòng)的意愿提升、對(duì)應(yīng)在住區(qū)內(nèi)活動(dòng)時(shí)間減少，而公園本身面積尺度相對(duì)住區(qū)內(nèi)的公共空間更大大、外部人員較多，使用者領(lǐng)域感和安全感降低、鄰里相遇機(jī)會(huì)減少，進(jìn)而降低了居民鄰里交往頻率和評(píng)價(jià)（圖3）。最后，當(dāng)我們將是否為開放住區(qū)納入考慮時(shí)，會(huì)發(fā)現(xiàn)用地混合度對(duì)交往評(píng)價(jià)的影響變?yōu)樨?fù)相關(guān)關(guān)系，這印證了上文提到上海關(guān)于用地混合度影響機(jī)制的推斷，但該機(jī)制在開放性住區(qū)才被觀察到發(fā)生顯著作用。總的來說，用地混合度的提升，使得住區(qū)外部對(duì)居民有吸引力的目的地增加，吸引居民更多的走出住區(qū)，活動(dòng)外溢，鄰居在相對(duì)更分散、面積更大、陌生和噪雜的場(chǎng)所環(huán)境中，相遇幾率減少，交往意愿降低；同時(shí)，在考慮是否為開放住區(qū)后，用地混合度帶來的人員噪雜等負(fù)面環(huán)境作用會(huì)給鄰里的交往評(píng)價(jià)帶來一定消極影響。

圖3 混合度、公園數(shù)量對(duì)鄰里交往水平作用解析

3.1.2 地鐵站密度與通往路徑共同作用，對(duì)居民的時(shí)空相遇概率有一定調(diào)節(jié)作用

已有研究多關(guān)注地鐵站對(duì)通勤或休閑體力活動(dòng)的影響，較少論證地鐵站對(duì)鄰里交往活動(dòng)的作用，本次研究發(fā)現(xiàn)地鐵站密度與鄰里交往頻率呈一定正相關(guān)關(guān)系，并具必然性。實(shí)際上，與已有研究中高關(guān)注度的各類商業(yè)設(shè)施相比，地鐵站更具備在相同的時(shí)間段將人流集中到一定空間的能力，地鐵站數(shù)量有限，目的地集中，居民、尤其是上班族在前往地鐵站的過程中存在時(shí)間和路線重疊度高的特點(diǎn)，會(huì)增加居民相遇的機(jī)會(huì)進(jìn)而使得交往頻率提升。但是并非所有類型住區(qū)都符合這一趨勢(shì)，本次住區(qū)樣本總的傳統(tǒng)型住區(qū)居民交往頻率隨著地鐵站密度（1000m）的增加而減少的，因?yàn)樵擃愖^(qū)周邊地鐵站數(shù)量最多，且支路、巷路密度高，隨著目的地和路徑的分散，反而減少了居民的相遇機(jī)會(huì)，這也使得從包含所有住區(qū)的模型來看，地鐵站密度對(duì)居民交往頻率的作用較為有限。總的來說，地鐵站密度對(duì)居民是否能在相同時(shí)空相遇有一定調(diào)節(jié)作用，當(dāng)?shù)罔F站總量和通向路徑較為有限時(shí)，地鐵站數(shù)量的提升會(huì)提高了居民相遇的概率，進(jìn)而對(duì)交往頻率的提升產(chǎn)生了積極作用（圖4）。

圖4 地鐵站密度對(duì)鄰里交往水平作用解析

3.2 住區(qū)內(nèi)部空間形態(tài)指標(biāo)變量的作用機(jī)制

3.2.1 綠化率、組團(tuán)高寬比帶來的戶外空間品質(zhì)提升，能有效促進(jìn)鄰里交往活動(dòng)的發(fā)生

相比其他的住區(qū)空間形態(tài)指標(biāo)，綠化率和組團(tuán)高寬比對(duì)鄰里交往活動(dòng)發(fā)揮了更顯著的作用。住區(qū)綠色開放空間是居民日常見面與交流最主要的生活空間[25]，其通過改善小微氣候、療養(yǎng)身心、吸污減噪等吸引和促進(jìn)鄰里活動(dòng)與交流的積極作用已得到較多的證明[26]；另一方面，本次研究中發(fā)現(xiàn)，隨著綠化率提高，住區(qū)整體呈現(xiàn)公共空間更充足、設(shè)施更完善等特點(diǎn)，進(jìn)而促進(jìn)了交往多樣性增加。而典型組團(tuán)空間是居民離家最近最便捷可達(dá)的戶外公共空間，一方面高寬比值可直接影響居民的心理感受，隨著高寬比值大于1會(huì)越來越有緊迫感[27]，另一方面它可改變組團(tuán)空間小微氣候，影響居民的熱舒適度，進(jìn)而作用于居民的活動(dòng)意愿，但是此次高寬比結(jié)論亦不能排除存以下偶然性存在，因高寬比高且鄰里交往頻率低的住區(qū)樣本中相當(dāng)比例集中在濱江東住區(qū)，該類住區(qū)規(guī)模過小，居民出住區(qū)活動(dòng)是常態(tài)，這弱化了鄰里之間的交往，而這一結(jié)果并非高寬比所直接帶來的。

3.2.2 容積率相關(guān)性結(jié)果是多項(xiàng)空間變量的綜合作用

容積率與鄰里交往頻率存顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系、與交往多樣性存弱負(fù)相關(guān)關(guān)系，其影響機(jī)制則相對(duì)復(fù)雜。容積率本身是一項(xiàng)綜合型空間變量，涉及住區(qū)規(guī)模、密度（包括人口密度）、高度、空間形態(tài)等方面內(nèi)容，已有研究對(duì)該組關(guān)系發(fā)生的機(jī)制缺乏解析。本次研究選取了容積率高、交往頻率高，容積率低、交往頻率低的典型住區(qū)樣本，然后將容積率進(jìn)行了拆解分析：首先，通過查閱貝殼網(wǎng)數(shù)據(jù)，計(jì)算了住區(qū)單位人口密度，未發(fā)現(xiàn)該值與交往頻率存顯著相關(guān)關(guān)系；然后，我們發(fā)現(xiàn)在住宅主要高度方面，交往頻率高的住區(qū)樣本皆小于11層、主要集中在4~6、7~11層之間，這符合我們的日常生活的經(jīng)驗(yàn)，在一定樓高內(nèi)，鄰居總量較少，辨識(shí)起來更容易、相遇幾率也更高、且居民會(huì)認(rèn)為居民關(guān)系更熟悉（本次研究發(fā)現(xiàn)主要住宅高度與交往評(píng)價(jià)存一定負(fù)相關(guān)關(guān)系），鄰居交流的欲望也相對(duì)高；第三，在住區(qū)密度方面，大部分交往頻率高的住區(qū)的密度明顯高于交往頻率低的住區(qū)，其戶外空間形態(tài)也有從條狀向面狀轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)，而條狀空間相對(duì)有限、更有利于鄰里遇見和交流。如僅從以上單項(xiàng)指標(biāo)來考慮與交往水平的關(guān)系，其覆蓋范圍或指標(biāo)差異有限，不能體現(xiàn)出顯著性，但以容積率的形式綜合反映時(shí)就能體現(xiàn)其顯著作用了，整體而言，高鄰里交往水平的住區(qū)容積率一般不超過3（圖5）。

圖5 容積率對(duì)鄰里交往水平作用解析

4 結(jié)論與規(guī)劃啟發(fā)

整體而言，本次研究發(fā)現(xiàn)在目前廣州的建設(shè)背景下，住區(qū)外部活動(dòng)空間和場(chǎng)所的豐富性、吸引力和品質(zhì)的提高會(huì)一定程度降低鄰里交往水平，這似乎是一種不可逆也不應(yīng)抑制的作用，但規(guī)劃依然可以從以下層面發(fā)揮作用促進(jìn)鄰里交往的提升：

4.1 “對(duì)沖”：以居民需要為依據(jù)供給住區(qū)內(nèi)具有吸引力的場(chǎng)所和設(shè)施

雖然不應(yīng)抑制外部功能與設(shè)施的吸引力，但是我們可以通過完善住區(qū)內(nèi)部功能與設(shè)施，吸引居民更多的在社區(qū)內(nèi)部活動(dòng)。本次研究雖然未具體區(qū)分內(nèi)外設(shè)施對(duì)鄰里交往水平的影響，但從用地混合度的影響機(jī)制可以看出具有吸引力的活動(dòng)空間和場(chǎng)所能夠影響居民的活動(dòng)軌跡和目的地進(jìn)而對(duì)鄰里交往活動(dòng)產(chǎn)生作用，而根據(jù)本次調(diào)研統(tǒng)計(jì)，19%的居民對(duì)娛樂設(shè)施、15%的居民對(duì)文體設(shè)施、13%的居民對(duì)老年活動(dòng)設(shè)施表達(dá)了不滿與需求，住區(qū)內(nèi)部可重點(diǎn)完善上述設(shè)施，使居民留在住區(qū)內(nèi)部活動(dòng)時(shí)間增加，進(jìn)而增加相遇和交流的機(jī)會(huì)（圖6）。

圖6 不能滿足居民需要設(shè)施占比

4.2 “引流”：以居民軌跡為線索營(yíng)造住區(qū)外部重點(diǎn)路徑或線性空間

從地鐵站點(diǎn)和容積率對(duì)交往的影響解析中我們觀察到了有限的“線性”空間對(duì)居民鄰里交往有促進(jìn)作用，規(guī)劃可嘗試通過對(duì)連接中小學(xué)教育設(shè)施、地鐵站、公園和其它重要服務(wù)設(shè)施等路徑進(jìn)行梳理和重點(diǎn)打造，建設(shè)空間品質(zhì)高的步行串聯(lián)環(huán)或軸，吸引居民匯聚，增加居民在小而舒適的空間中“自然的相遇”機(jī)會(huì)，進(jìn)而達(dá)到提升居民的鄰里交往水平。

4.3 “提質(zhì)”：以居民感受為準(zhǔn)繩提質(zhì)住區(qū)內(nèi)部空間

本次研究發(fā)現(xiàn)住區(qū)的綠化率、容積率、典型組團(tuán)高寬比的影響機(jī)制指向能夠給居民帶來的舒適和人性化的感官體驗(yàn)，就能給鄰里交往活動(dòng)帶來正向促進(jìn)，從具體指標(biāo)來看，綠化率在我們的研究區(qū)間整體呈現(xiàn)越高鄰里交往多樣性越豐富的趨勢(shì)，而高鄰里交往水平的住區(qū)容積率一般不超過3，典型組團(tuán)高寬比集中在1~2的區(qū)間，主要住宅高度集中在4~6層和7~11層之間。在進(jìn)行相關(guān)規(guī)劃編制時(shí)，上述數(shù)據(jù)可作為促進(jìn)鄰里交往水平的需要對(duì)主要經(jīng)濟(jì)技術(shù)指標(biāo)提出要求。

圖、表來源

文中圖、表均由作者繪制。