街区开放制度意愿调查及影响因素分析

袁春岭

(合肥工业大学 建筑设计研究院，安徽 合肥 230009)

街区开放制度意愿调查及影响因素分析

袁春岭

(合肥工业大学 建筑设计研究院，安徽 合肥 230009)

为量化街区开放制度意愿选择及其影响因素之间的关系，以居民是否赞成街区开放制度作为因变量，选取性别、年龄、受教育程度等15项指标作为影响因素，以156份调查数据作为建模数据，运用描述性统计分析和Logistic模型，对居民是否赞成实施街区开放制度及其影响因子进行回归分析，结果显示其赞成意愿与居民年龄、对该制度的了解程度以及对封闭街区是否会影响交流沟通有关，经检验，模型拟合度较高。

交通规划；街区开放制；意愿调查；Logistic回归分析

城市化和机动化进程的加快,车流量的急剧增加,使得现有道路设施已经不堪重负,城市交通供需失衡,交通拥堵现象日益严重,已成为人们关注的热点话题之一。造成城市交通拥堵的原因有很多,城市功能结构与布局的不合理也是其中之一[1-2]。我国多数城市采用“大地块、分片区”的开发模式,导致相邻道路间距过大,城市道路网密度偏低,一旦在道路某个节点处产生交通拥堵,而当没有其他相邻的道路缓解或者替换原本该路段的交通量时,拥堵范围就会急剧扩大。

为解决城市功能布局不合理的现象,相关部门提出“街区开放制度”政策,即我国新建住宅要推广街区制,原则上不再建设封闭住宅小区;已建成的住宅小区和单位大院要逐步打开,实现内部道路公共化,解决交通路网布局问题,促进土地节约利用。街区开放可以改变城市的布局结构,实现小区内部道路公共化,提高道路网密度,使得整个道路网上的交通流可以均衡地分布在各个路段。但居民对街区开放带来的安全、居住品质等问题存在争议[3-7]。因此,本文通过对合肥市若干小区的居民进行问卷调查,对被调查者的个人信息、街区开放制度的熟悉程度以及实行街区开放制度的态度进行了解,构建统计分析模型来研究探索居民对街区开放制度的意愿及影响因素,进而为制订街区开放制实施方案提供指导性的建议。

1 开放街区制度意愿调查设计及分析

1.1 问卷设计

为测量居民对实行街区开放制度政策的意愿水平,问卷共设计14个问题,主要包括以下几个部分:居民个人及家庭信息的调查,主要包括性别、年龄、受教育程度、年收入情况、家里有无老人小孩、有无私家车、有无盗窃案件经历;居住小区信息调查,主要包括小区类型、对现住小区满意程度;个人主观态度,主要包括对城市交通畅通程度的认知、对开放街区制度担心之处、你是否觉得封闭式街区阻碍了人们的交流、对该制度的了解程度及对街区开放制度的态度。

1.2 样本选择与调查实施情况

为满足随机性和统计学原理,采用简单随机抽样方法,对合肥市市民进行一对一问卷调查。为保证调查数据的客观可靠,选择在周日的人流集散地进行调查,如大型商场、客流集散点等。同时,对调查实验人员进行专业培训,被调查者完成问卷调查后会获得一定的报酬。本次调查共发放问卷200份,其中有效问卷156,有效率为78%。

1.3 调查结果分析

在回收的有效问卷中,居民赞成施行街区开放制度人数为100人,占64%。而当在实施街区开放制度时,可以保障配套设施到位,并且能够考虑全面的话,居民对施行街区开放制度人数会上升至135人,占86.4%。由此可见,对居民对街区开放制度的意愿及影响因素进行调查,合理解决居民比较关注的问题,对该制度的实施有着重要的推进作用,对居民不同影响因素的统计分析如下。

1.3.1 居民个人及家庭信息分析

表1为对调查样本中的居民个人及家庭信息进行统计,通过分析赞成街区开放制度居民的不同属性所占比例可知,不同性别居民对街区开放制度的意愿差异不显著,且有80%的中老年居民(55岁以上)反而更赞成实行该制度。对不同受教育程度的居民分析可见,小学、本科及研究生以上学历的居民更加赞成街区开放制度,所占比例为70%左右,不同年收入的居民对该制度的实施意愿差别不显著。家里没有老人小孩、私家车以及盗窃经历的居民更加赞成实行街区开放制度,特别是有无过盗窃案件经历的居民对街区开放制度的态度差异更加明显,其中有盗窃案件经历赞成者占44.44%,而无盗窃案件经历赞成者占77.42%。

表1 居民个人及家庭属性统计表

1.3.2 居住小区信息分析

表2为对调查样本中的居住小区信息进行的统计。由表可知,高档小区的居民对街区开放制度赞成率较低,仅为16.67%,这可能是由于高档小区内的配套服务设施完善、小区环境优美、安全性高,同时相关的物业管理费用等也相对较高,因此业主不愿意将小区开放与他人共享。而对现居小区满意程度调查可以看出,不同满意程度的居民对街区开放制度赞成比例接近,均在64%左右。

表2 居住小区特性统计表

1.3.3 个人主观态度分析

表3为调查样本中的个人主观态度的统计分析。由表可知,居民对城市交通现状的认知对街区开放制度意愿选择没有显著影响,所占比例均在64%左右。据统计大多数居民关注点在于政策实施后如何保障小区的安全,占总样本的比例为72.44%,并且认为封闭式街区阻碍了人们交流的居民更加赞成街区开放式的实施。通过调查居民对该制度的熟悉程度可以看出,越了解该制度的具体内容,赞成的比例也越大,由此可见进一步加大对该制度的宣传尤为重要。

表3 居民主观态度统计表

上述描述分析均是对数据的外在表征进行探究,为进一步深入挖掘街区开放制度的影响因素,明确下一步实施工作,采用Logistic回归理论构建相关模型,定量化居民对街区开放制度意愿选择的影响因素。

2 二项Logistic理论模型

当对实际问题进行定量分析时,若因变量是一个分类变量而不是一个连续性变量时,线性回归理论模型不适用。而二项Logistic回归模型作为一种概率型非线性回归模型,是研究二分类因变量与一些自变量之间关系的一种分析方法,具体的回归模型为

(1)

其中,α0为常数项;α1,α2,…,αn为回归系数;x1,x2,…,xn为自变量。

Logistic回归可以用Hosmer-Lemeshow指标进行检验,它是通过皮尔逊χ2来概括各协变类型结果中的观测数和预测数。当χ2检验不显著表示模型拟合数据;相反,χ2值统计显著表示拟合不好,其统计公式如下:

(2)

3 居民街区开放制度意愿选择模型

本文将居民对街区开放制度赞成与否作为因变量,记为yi。将赞成实施街区开放制度定义为yi=1,将不赞成实施街区开放制度定义为yi=0。本文共从三个方面选取13个影响因素作为自变量,记为x1,x2,…,xm,根据上述Logistic模型原理,则赞成实施街区开放制度的概率为

利用SPSS19.0软件进行建模时,需要对自变量进行赋值,见表4。同时,对有数值但非等距变化的影响因素进行分析时,需要设置虚拟变量进行变换赋值,即选取第一个选型作为参照变量。在选择的自变量影响因素中,仅需要对多分类变量进行虚拟变量转换赋值,而对于二分类变量,比如性别、有无私家车等,不需要进行虚拟变量转换赋值。

在完成自变量赋值后,对调查得到的数据进行回归处理,即将自变量引入到Logistic回归模型中,进行检验。由于论文构建的模型中连续自变量较多,因此对模型拟合进行检验时,采取Hosmer-Lemeshow指标检验方法进行检验。其中,最终模型的Hosmer and Lemeshow检验卡方值为2.831,小于15.507,且sig.值为0.9,表示构建的模型拟合劣度较小,拟合程度较好。在对模型自变量进行筛选时,选择显著性水平p<0.05的变量作为候选变量,进入logistic回归模型,具体结果见表5所列。

表4 影响因素赋值及含义

表5 参数估计结果

4 模型结果分析

结果显示,共有3个变量显著性较高,分别是年龄、对街区开放制度的了解程度以及是否觉得封闭式街区妨碍了社会不同人群的沟通交往。由上式可知,年龄和封闭街区是否阻碍了人们沟通交往这两个变量的系数均为正值,表明它们对居民赞成街区开放制有显著正影响。从结果中可以看出,年龄在55岁以上的人群赞成实施街区开放制度的概率是18岁以下的11.132倍,由此可见老年人是很赞成实施街区开放制度。一方面是由于中国传统的居住建筑模式导致,四合院是中国传统居住建筑最常见的形式之一。老年人由于受到传统建筑模式的影响,喜欢“串门”,邻里关系友好和睦。但目前,随着经济条件的不断提升,邻里关系却变得微乎其微,邻里交往、沟通逐渐减少。特别是对于退休后的老人社交圈会逐渐变小,如果没有活跃的邻里生活填充,会使老人更加感到孤独、寂寞。另一方面,生活节奏的加快,大多数人白天需要上班,晚上甚至还需要加班等,导致老年人独自在家,没有人进行沟通,因此更加希望可以和邻居或者小区里面其他同龄人进行交流。因此,老年人更加赞成实施街区开放制度[10-11]。

对街区开放制度了解一般的人群赞成实施街区开放制度的概率是很熟悉街区开放制度的0.171倍,表明对街区开放制度了解的深入,对其内涵以及缓解城市交通拥堵、促进城市经济协调发展的作用才会有进一步的认识。因此,政府部门可以加大对街区开放制度给城市发展和交通便利带来方便的宣传,进而使得广大市民可以接受这一政策。对于觉得封闭街区妨碍了社会沟通交往的人群赞成实施街区开放制度的概率是觉得封闭街区不会妨碍了社会沟通交往的人群的5.640倍。既有研究表明,社区的空间布局与人际交往有着密切的关系,相关调查发现68%的人认为邻里交往很重要。而在都市生活中,不同楼层之间、左右邻居之间天天见面,却不相识,邻里交往危机问题不断涌现,街区缺乏活力。

5 结束语

综上所述,论文通过问卷调查构建模型,利用logistic回归分析方法,研究分析了居民对街区开放制度的态度以及影响因素。结果显示:居民是否赞成实施街区开放制度与其年龄、对该制度的了解程度以及对封闭街区是否会影响交流沟通这三个方面有关。因此,相关部门可以进一步加大对街区开放制度的宣传,让广大市民深入了解街区开放制度所带来的便捷。在确保街区安全的情况下,如何逐步地打开封闭街区有待深化。

[1] 王春才．城市交通与城市空间演化相互作用机制研究[D]．北京：北京交通大学, 2007．

[2] 徐东云,季 艋,陈桂英．从城市结构探究城市交通拥堵的治理[J].综合运输, 2009(5):60～64．

[3] 《工程建设与设计》编辑部. 街区制提升城市活力[J]. 工程建设与设计, 2016(4):5.

[4] 杨保军．关于“推广街区制”的解读[J]．地球, 2016(3):19～20.

[5] 陈劲松．蜂蝶纷纷过墙去,却疑春色在邻家——对实行小区街区制的思考[J]．城市开发, 2016(6):18～19.

[6] 全景正片．推广街区制的意义[J]．城市交通,2016(2):2．

[7] 糜 毅,陈仕娇,田 叶．街区制在我国的发展与展望[J]．住宅与房地产,2016(9):33,84．

[8] 斯科特·梅纳德．应用logistic回归分析[M]．李俊秀译.上海:上海人民出版社,2012.

[9] 王济川,郭志刚．Logistic回归模型-方法与应用[M]．北京:高等教育出版社,2001．

[10] 丁 皓.社区空间布局与人际交往关系探究——以浦东金桥地区证大家园和黄浦区金陵街道宝兴小区为例[D]．上海：复旦大学, 2005．

[11] 周 萱．促进交往的住区空间环境设计初探[D].重庆：重庆大学, 2005.

2016-05-31；修改日期：2016-06-22

袁春岭(1986-)，男，山东郓城人，硕士，合肥工业大学建筑设计研究院工程师．

TU241.99

A

1673-5781(2016)04-0447-04