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(南京師范大學(xué) 體育科學(xué)學(xué)院， 江蘇 南京 210023)

一、引言

在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、社會(huì)轉(zhuǎn)型、文化轉(zhuǎn)制的背景下，老年人運(yùn)動(dòng)不足的問題日益突顯，同時(shí)，老年人居住環(huán)境也面臨著巨大挑戰(zhàn)。面對(duì)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(huì)經(jīng)濟(jì)壓力，老年人健康威脅已經(jīng)成為我國社會(huì)當(dāng)今乃至未來很長一段時(shí)間所面臨的嚴(yán)峻考驗(yàn)〔1〕。新時(shí)期老年人的健康投資將會(huì)打破當(dāng)前資源環(huán)境束縛，成為新的社會(huì)持續(xù)發(fā)展動(dòng)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(jì)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〕?！盀槿硕?guī)劃”就是不僅考慮為老年人提供充足的活動(dòng)場(chǎng)所，還應(yīng)充分考慮老齡化背景下老年人生理機(jī)能衰退，行動(dòng)能力降低，生活圈縮窄，對(duì)社區(qū)公共活動(dòng)空間的黏性大，對(duì)社區(qū)活動(dòng)設(shè)施步行可達(dá)性、舒適性要求高等特點(diǎn)，不斷提高社區(qū)活動(dòng)設(shè)施步行可達(dá)性，有效促進(jìn)老年人日?；顒?dòng)—出行，這一環(huán)境改造策略在促進(jìn)美國公共健康的理論和實(shí)踐方面做出了巨大貢獻(xiàn)。我國老齡化城市規(guī)劃重心也將逐漸由“設(shè)施規(guī)劃”向“政策引導(dǎo)”轉(zhuǎn)變〔3〕。而作為老齡社會(huì)政策制定的出發(fā)點(diǎn)，老年人活動(dòng)—出行行為的研究亦成為當(dāng)前領(lǐng)域研究的重難點(diǎn)。

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(shí)空特征分析〔4〕。而當(dāng)前老年人由于退職在家，具備了充足的閑暇時(shí)間，使得他們成為休閑活動(dòng)的最活躍人群，其活動(dòng)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(dòng)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(dòng)—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(duì)老年人出行行為特征參數(shù)間的關(guān)系進(jìn)行建模計(jì)算，以了解個(gè)體屬性、活動(dòng)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(xiàng)Logit模型對(duì)老年人活動(dòng)—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(dòng)—出行需求以及老齡化新城市建設(shè)提供決策依據(jù)和直接指導(dǎo)。

二、研究地區(qū)與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)樣本數(shù)原理，針對(duì)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(duì)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(jìn)行實(shí)地問卷調(diào)查(表1為本研究的基本統(tǒng)計(jì)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(biāo)準(zhǔn)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(jī)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(gè)樣本，總計(jì)32個(gè)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(jì)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(dòng)—出行行為調(diào)查對(duì)象基本信息統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、城市老年人活動(dòng)—出行時(shí)空特征

1.城市老年人出行頻率與活動(dòng)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?dòng)—出行目的地歸納分析，將老年人日常活動(dòng)—出行劃分為四個(gè)類型，分別是：(1)以健身場(chǎng)所為活動(dòng)目的地的出行(附近的廣場(chǎng)、游泳池、空地、乒乓球場(chǎng)等)；(2)以娛樂場(chǎng)所為活動(dòng)目的地的出行(老年人活動(dòng)中心、公園、街邊開敞空間、棋牌室等)；(3)以商業(yè)場(chǎng)所為活動(dòng)目的地的出行(商店、超市、菜市場(chǎng)等)；(4)以服務(wù)場(chǎng)所為活動(dòng)目的地的出行(如郵局、醫(yī)院、銀行等)。

2.城市老年人活動(dòng)—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(dòng)目的出行方式均以步行和公交車為主：以服務(wù)場(chǎng)所為活動(dòng)目的地時(shí)，通常選擇公交出行；其他三種活動(dòng)目的地的出行方式則比較相似，步行選擇占據(jù)了主導(dǎo)。老年人對(duì)活動(dòng)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(dòng)—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(dòng)—出行距離有三種特征：以服務(wù)場(chǎng)所為活動(dòng)目的地時(shí)，出行比率隨著出行距離的增加而增加，活動(dòng)范圍主要集中于5km以內(nèi)；以娛樂場(chǎng)所所為活動(dòng)目的地時(shí)，出行比率隨著出行距離的增加而遞減，活動(dòng)范圍主要集中于1.5km以內(nèi)；以其他兩種場(chǎng)所為活動(dòng)目的地時(shí)，隨著出行距離的增加出行比率先增加后遞減，活動(dòng)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(dòng)主要在居住地附近完成，以1.5km活動(dòng)范圍為主；而以健身為目的的活動(dòng)可能常伴有商業(yè)場(chǎng)所為活動(dòng)目的地的活動(dòng)，以3km活動(dòng)范圍為主；而服務(wù)為目的的活動(dòng)趨于更遠(yuǎn)距離出行。

4.城市老年人活動(dòng)—出行時(shí)刻分布

圖3 老年人出發(fā)時(shí)刻分布

通過圖3可知，城市老年人活動(dòng)—出行時(shí)刻有兩大特征：老年人去四類活動(dòng)場(chǎng)所的出行時(shí)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(dòng)—出行集中于7:00～10:00；下午以商業(yè)、服務(wù)為活動(dòng)目的地時(shí)，集中于14:00～15:00；以健身場(chǎng)所為活動(dòng)目的地時(shí)，集中于15:00～16:00；以娛樂場(chǎng)所為活動(dòng)目的地時(shí)，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?dòng)—出行分為健身、娛樂、商業(yè)、服務(wù)四個(gè)類型，四種活動(dòng)類型在老年人出行方式、出行距離以及出行時(shí)刻的分布都有不同的特征表現(xiàn)。通過統(tǒng)計(jì)分析表明，城市老年人日?；顒?dòng)—出行方式、時(shí)/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(dòng)—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(dòng)—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(jì)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(cè)是否能夠直接測(cè)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(cè)量推斷隱變量并對(duì)假設(shè)模型的正確性進(jìn)行假設(shè)〔7〕。城市老年人活動(dòng)—出行行為特征是由概念、維度、指標(biāo)構(gòu)成。概念是隱變量，指標(biāo)是顯變量，維度(抽象)是隱變量，同時(shí)，概念是內(nèi)生變量，維度和指標(biāo)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(biāo)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(dòng)—出行行為特征外生變量、內(nèi)生變量、觀測(cè)變量間的量化關(guān)系。

1.特征參數(shù)關(guān)聯(lián)性理論假設(shè)

在結(jié)構(gòu)方程模型中，一般由可觀測(cè)指標(biāo)和建模分析驗(yàn)證理論假設(shè)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(jī)理。關(guān)于城市老年人活動(dòng)—出行行為的研究中，環(huán)境行為學(xué)、環(huán)境地理學(xué)、健康生態(tài)學(xué)等學(xué)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(rèn)為這些理論對(duì)于城市老年人活動(dòng)—出行行為研究指導(dǎo)存在以下問題：(1)行為主義理論過于強(qiáng)調(diào)個(gè)體能動(dòng)性，沒有考慮活動(dòng)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(dǎo)?；谝延欣碚撝笇?dǎo)中存在的研究問題，本研究假設(shè)個(gè)人及家庭屬性是城市老年人活動(dòng)—出行行為潛在影響變量，會(huì)對(duì)其活動(dòng)—出行決策產(chǎn)生影響；城市老年人出行行為特征受日?；顒?dòng)影響的同時(shí)，其行為特征變量之間也會(huì)產(chǎn)生影響。這種假設(shè)不但關(guān)注了城市老年人個(gè)體性差異，而且考慮了活動(dòng)與出行之間的關(guān)系，同時(shí)，對(duì)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(shè)構(gòu)建模型理論，通過模型運(yùn)算可分析老年人屬性、活動(dòng)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(xué)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(dòng)車、有無自行車等可觀測(cè)變量作為模型初始準(zhǔn)備的外生變量(見表2)。

表2 老年人活動(dòng)—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?；顒?dòng)特征，出行時(shí)刻、出行方式以及出行強(qiáng)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(shí)刻、出行方式和出行強(qiáng)度構(gòu)成了4個(gè)內(nèi)生變量組(見表3)。

表3 老年人活動(dòng)—出行行為分析內(nèi)生變量解釋

通過SPSS 19.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，對(duì)模型內(nèi)生變量與外生變量的各觀測(cè)變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)(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(wù)場(chǎng)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(duì)變量間相關(guān)性要求，同時(shí)考慮樣本與變量數(shù)之間的關(guān)系，為了簡(jiǎn)化模型，剔除了這4個(gè)相關(guān)性較低的觀察性變量。

表4 老年人活動(dòng)—出行行為分析觀察變量相關(guān)性檢驗(yàn)

*表示在置信度(雙側(cè))為0.05時(shí)相關(guān)性呈顯著。

圖4 老年人活動(dòng)—出行行為模型標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)

3.參數(shù)估計(jì)

利用AMOS 21.0軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型的建模與運(yùn)算，對(duì)方程模型進(jìn)行路徑分析，得到模型標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)結(jié)果(見圖4)。

4.模型評(píng)價(jià)

本研究按擬合指數(shù)功能分類，選擇相對(duì)擬合指數(shù)、絕對(duì)擬合指數(shù)和簡(jiǎn)約擬合指數(shù)〔11〕(具體數(shù)據(jù)見表5)。這樣分析的優(yōu)勢(shì)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(shí)反映。

絕對(duì)擬合指數(shù)包括擬合優(yōu)度的卡方檢驗(yàn)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(yàn)χ2即卡方值比自由度(χ2/df)是直接檢驗(yàn)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(jì)量。一般認(rèn)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(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)。RMSEA也是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠駭M合的重要指標(biāo)，RMSEA<0.05表示良好擬合，0.05～0.08之間為“不錯(cuò)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(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)。表5顯示GFI和AGFI也均達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)。相對(duì)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(biāo)準(zhǔn)，其余CFI值和IFI值均達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)。簡(jiǎn)約擬合指數(shù)包括簡(jiǎn)約規(guī)范擬合指數(shù)PNFI和簡(jiǎn)約擬合優(yōu)度指數(shù)PGFI，其值也均達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)。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(dòng)—出行行為分析擬合標(biāo)準(zhǔn)和模型擬合結(jié)果

5.城市老年人活動(dòng)—出行行為特征關(guān)聯(lián)性分析

城市老年人活動(dòng)—出行行為特征模型標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)結(jié)果見圖4，由圖4可知：(1)城市老年人個(gè)人屬性以及家庭屬性對(duì)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(shí)間，其活動(dòng)動(dòng)機(jī)一般不受時(shí)間需求支配，且老年人生理和心理衰老，身體活動(dòng)受限，致使老年人活動(dòng)行為呈現(xiàn)一定的健康需求偏好；同時(shí)，由于老年人生理和心理特征具有較強(qiáng)的同質(zhì)化特性，這就弱化了個(gè)人屬性以及家庭屬性對(duì)于出行行為特征的影響。(2)老年人的日?；顒?dòng)特征對(duì)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(duì)出行方式和出行強(qiáng)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(shí)刻對(duì)出行方式有較大影響，而出行方式對(duì)出行強(qiáng)度又產(chǎn)生了較大影響。圖4中的特征變量效應(yīng)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(jìn)一步研究內(nèi)生潛變量各觀測(cè)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(yīng)路徑圖(見圖5～圖8)進(jìn)行說明。

(1)城市老年人活動(dòng)—出行目的影響效應(yīng)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(yīng)路徑圖(見圖5)可知：商業(yè)場(chǎng)所變量對(duì)娛樂場(chǎng)所和健身場(chǎng)所2個(gè)變量的直接影響效應(yīng)為-0.215和0.328，表明城市老年人以商業(yè)場(chǎng)所為活動(dòng)—出行目的時(shí)會(huì)對(duì)娛樂場(chǎng)所為活動(dòng)—出行目的產(chǎn)生抑制作用，但會(huì)增加健身場(chǎng)所為活動(dòng)目的地的出行。本研究調(diào)研的多數(shù)社區(qū)中，娛樂場(chǎng)所都會(huì)分布于社區(qū)周邊和社區(qū)內(nèi)，如每個(gè)社區(qū)都有居家養(yǎng)老服務(wù)站，自帶活動(dòng)中心以及棋牌室，這就導(dǎo)致老年人以娛樂場(chǎng)所為活動(dòng)—出行目的時(shí)，活動(dòng)范圍較小。而商業(yè)性場(chǎng)所，特別是商店、超市、菜市場(chǎng)等，對(duì)于城市老年人皆有一定出行距離，同時(shí)，以健身場(chǎng)所為活動(dòng)目的也存在比以娛樂場(chǎng)所為活動(dòng)目的更遠(yuǎn)活動(dòng)范圍，這就導(dǎo)致老年人以健身為目的的活動(dòng)可能常伴有商業(yè)活動(dòng)，而以健身為目的的活動(dòng)與以娛樂為目的的活動(dòng)在時(shí)間上有較強(qiáng)的排他性。這與前文老年人活動(dòng)—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(yīng)路徑

城市老年人以娛樂場(chǎng)所為出行目的時(shí)，出行方式偏向選擇步行(直接影響效應(yīng)為0.549)，由于娛樂場(chǎng)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(shí)，以娛樂場(chǎng)所為出行目的對(duì)于出行頻率(-0.317)、最大出行距離(-0.251)、最長出行持續(xù)時(shí)間(-0.117)的直接影響效應(yīng)表明老年人出行的次數(shù)不多，出行距離及出行時(shí)間也較短。而以健身場(chǎng)所為出行目的時(shí)，雖然由于目的地距離原因，老年人對(duì)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(chǎng)所為出行目的對(duì)于出行頻率(0.498)、最大出行距離(0.522)、最長出行持續(xù)時(shí)間(0.426)的直接影響效應(yīng)表明老年人出行頻率較多，出行距離相對(duì)增長，出行持續(xù)時(shí)間也偏長?？梢姡?1)步行是老年人活動(dòng)—出行的主導(dǎo)方式；(2)老年人以健身為目的的活動(dòng)可能常伴有商業(yè)活動(dòng)，次數(shù)較多，時(shí)間較長，距離較遠(yuǎn)。以娛樂為目的的活動(dòng)存在排他性，次數(shù)較少，時(shí)間較短，距離較近。

(2)城市老年人活動(dòng)—出行時(shí)刻影響效應(yīng)分析。通過城市老年人出行時(shí)刻內(nèi)生變量組直接影響效應(yīng)路徑圖(圖6)可知：城市老年人出發(fā)時(shí)刻的選擇對(duì)于活動(dòng)—出行方式產(chǎn)生了顯著影響。老年人在6:00～8:00時(shí)間段對(duì)選擇步行和公交車的影響效應(yīng)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(jì)看出，老年人在6:00～8:00時(shí)間段出行目的多以健身和娛樂為主，步行是老年人活動(dòng)—出行的主導(dǎo)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(shí)間段對(duì)選擇步行和公交車的影響效應(yīng)為-0.235和0.137，說明城市老年人上午時(shí)段更偏向于選擇公交車出行，由于在上午時(shí)段，以商業(yè)場(chǎng)所為活動(dòng)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(shí)間段對(duì)選擇步行和公交車的影響效應(yīng)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(yīng)路徑

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

(3)城市老年人活動(dòng)—出行方式影響效應(yīng)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(yīng)路徑圖(見圖7)可知：城市老年人選擇公交車方式對(duì)步行方式呈抑制作用(-0.734)。老年人選擇公交出行方式對(duì)出行頻率、最大出行距離、最長出行持續(xù)時(shí)間的影響效應(yīng)分別為-0.215、0.193、0.229，公交車出行方式主要受距離較遠(yuǎn)以及時(shí)間花費(fèi)較長的影響。老年人選擇步行出行方式對(duì)出行頻率、最大出行距離、最長出行持續(xù)時(shí)間的影響效應(yīng)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(dòng)持續(xù)性較長，但活動(dòng)—出行范圍較短。

(4)城市老年人活動(dòng)—出行強(qiáng)度影響效應(yīng)分析。通過城市老年人出行強(qiáng)度內(nèi)生變量組直接影響效應(yīng)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(shí)間三者間有較強(qiáng)的正相關(guān)作用。經(jīng)?；顒?dòng)—出行的老年人可能會(huì)進(jìn)行長距離以及時(shí)間持續(xù)性較長的活動(dòng)—出行。

五、城市老年人活動(dòng)建成環(huán)境對(duì)活動(dòng)—出行方式選擇影響分析

本研究前半部分對(duì)城市老年人日?；顒?dòng)—出行總體特征進(jìn)行了研究。老年人的日?；顒?dòng)特征對(duì)于出行行為特征影響較大，具體表現(xiàn)為城市老年人活動(dòng)—出行目的對(duì)出行方式和出行強(qiáng)度影響顯著。城市老年人日?；顒?dòng)與出行行為密切相關(guān)。隨著我國城市城市化進(jìn)程的快速推進(jìn)，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(dòng)場(chǎng)地設(shè)施嚴(yán)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(dòng)〔13〕。特別是我國特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代后，社會(huì)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(dòng)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(dòng)—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(dòng)時(shí)環(huán)境安全程度、到達(dá)目的地的難易程度，同樣也包括老年人活動(dòng)時(shí)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(huì)生態(tài)理論認(rèn)為，老年人活動(dòng)—出行受個(gè)體內(nèi)在、人際、實(shí)體環(huán)境和政策等因素影響，當(dāng)這些因素交互作用時(shí)，干預(yù)效果最優(yōu)〔15〕。實(shí)體環(huán)境就是指向老年人活動(dòng)—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(huì)生態(tài)理論為指導(dǎo)，對(duì)老年人活動(dòng)—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(dòng)—出行建成環(huán)境指標(biāo)的確定

圖9 城市建成環(huán)境與老年人活動(dòng)—出行關(guān)系

本階段以課題組的研究思路和指標(biāo)設(shè)計(jì)原則(系統(tǒng)性、科學(xué)性、可操作性、實(shí)效性)為基本出發(fā)點(diǎn)，首先，通過收集大量相關(guān)國內(nèi)外文獻(xiàn)及書籍進(jìn)行研讀。之后，對(duì)老年人進(jìn)行半結(jié)構(gòu)式訪談(37份)，同時(shí)，通過主題座談、郵件、電話咨詢等多種通信手段對(duì)城市規(guī)劃、景觀設(shè)計(jì)、體育等領(lǐng)域?qū)＜?14位)進(jìn)行多輪溝通，對(duì)于指標(biāo)的修改提出寶貴意見。在形成初始指標(biāo)集后，通過問卷調(diào)查，采用統(tǒng)計(jì)學(xué)聚類分析方法，對(duì)初始指標(biāo)進(jìn)行聚類，避免了指標(biāo)重復(fù)性。最后，通過課題組多次論證修改，確定了城市老年人活動(dòng)—出行建成環(huán)境指標(biāo)集合，包括目的地可達(dá)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(gè)指標(biāo)(見圖9)，共計(jì)10個(gè)影響因子(見表6)。

表6 老年人活動(dòng)—出行建成環(huán)境變量描述性統(tǒng)計(jì)

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(dòng)—出行方式歸納為4個(gè)離散類別。旨在研究城市建成環(huán)境對(duì)老年人活動(dòng)—出行方式的選擇影響差異，多項(xiàng)Logit模型(Multinomial Logit Model)可應(yīng)用于此，且對(duì)數(shù)據(jù)沒有正態(tài)性要求。本研究構(gòu)建的多項(xiàng)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(dòng)—出行方式概率比值的自然對(duì)數(shù)；X1為城市老年人活動(dòng)—出行建成環(huán)境10個(gè)影響因子：目的地可達(dá)性、社區(qū)治安、老年人專用服務(wù)設(shè)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(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(qiáng)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(dòng)—出行方式的參照，在式(1)基礎(chǔ)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(xiàng)邏輯模型回歸結(jié)果顯示(見表7)，Chi2統(tǒng)計(jì)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(qiáng)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(jì)算了不包含出行強(qiáng)度的模型回歸結(jié)果，但并不影響城市老年人活動(dòng)—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(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征以及老年人出行強(qiáng)度之后，城市老年人活動(dòng)—出行方式與活動(dòng)—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(dòng)—出行建成環(huán)境變量有6項(xiàng)顯著。

表7 老年人活動(dòng)—出行行為多項(xiàng)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(yàn)，后同。

城市老年人活動(dòng)—出行目的地可達(dá)性對(duì)出行方式選擇具有顯著性影響，目的地可達(dá)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(dá)性每增加一個(gè)單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對(duì)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(duì)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(rèn)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(jìn)行身體活動(dòng)〔16〕；服務(wù)性場(chǎng)所可達(dá)性越好，對(duì)于老年人休閑性步行活動(dòng)越有利，如Scott研究發(fā)現(xiàn)購物商場(chǎng)可達(dá)性與老年人步行活動(dòng)呈正相關(guān)〔17〕。老齡化背景下老年人由于生理機(jī)能衰退，行動(dòng)能力降低，生活圈縮窄，對(duì)活動(dòng)空間的黏性大，對(duì)活動(dòng)—出行目的地可達(dá)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(shí)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(duì)不利于老年人日?；顒?dòng)—出行。城市老年人活動(dòng)—出行目的地可達(dá)性對(duì)出行方式選擇具有重要影響。

環(huán)境安全性方面，相對(duì)于私家車出行方式而言，城市老年人在社區(qū)治安相對(duì)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(gè)單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對(duì)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(hù)下，具有一定的安全感，能使老年人步行安全性增強(qiáng)。

景觀參數(shù)表明，城市老年人活動(dòng)—出行景觀性好會(huì)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(gè)單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對(duì)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(duì)于步行活動(dòng)有促進(jìn)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(gè)單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對(duì)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(duì)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(shí)間和次數(shù)〔20〕。面對(duì)城市化快速發(fā)展，土地資源負(fù)擔(dān)愈發(fā)加重，通過土地混合利用達(dá)到提高土地利用效率，使城市發(fā)展從粗放型社會(huì)向節(jié)約型社會(huì)過渡，符合可持續(xù)發(fā)展的要求。土地混合利用促進(jìn)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(dòng)在地域和空間上的聚集，從而對(duì)城市老年人活動(dòng)—出行方式選擇產(chǎn)生顯著性影響。

人口密度對(duì)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(gè)單位滿意度，城市老年人選擇自行車方式相對(duì)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(duì)于私家車方式的發(fā)生比率將增加36.7%。Kenji對(duì)于步行以外活動(dòng)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(wù)較完善且可達(dá)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(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)。

街道路面參數(shù)表明，街道路面每增加一個(gè)單位滿意度，城市老年人選擇步行方式相對(duì)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(shè)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(dòng)—出行建成環(huán)境對(duì)出行方式選擇的平均影響。那么，在不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素與建成環(huán)境變量交互影響，對(duì)城市老年人出行方式選擇也會(huì)存在差異影響。為了檢驗(yàn)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(huì)經(jīng)濟(jì)變量的交互項(xiàng)，并作為解釋變量分別單獨(dú)帶入表7中回歸模型1中，發(fā)現(xiàn)6個(gè)統(tǒng)計(jì)顯著，較為穩(wěn)健并具有一定邏輯解釋力的交互項(xiàng)結(jié)果(見表8)。

表8 建成環(huán)境變量與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素交互項(xiàng)回歸結(jié)果

表8表明，目的地可達(dá)性與年齡的交互項(xiàng)與公交車活動(dòng)—出行方式呈顯著正相關(guān)，目的地可達(dá)性越好，80歲以上城市老年人越偏向選擇公交車活動(dòng)—出行方式。社區(qū)治安與年齡的交互項(xiàng)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(xiàng)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(xiàng)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(dòng)—出行方式。人口密度與年齡的交互項(xiàng)與步行、自行車和公交車方式呈顯著負(fù)相關(guān)，越高人口密度雖然對(duì)全樣本的步行影響不顯著，但對(duì)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(xiàng)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(dòng)—出行方式的可能性，對(duì)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(dòng)—出行建成環(huán)境對(duì)出行方式選擇的影響不僅存在獨(dú)立效應(yīng)，而且還存在因個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)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?；顒?dòng)—出行分為健身、娛樂、商業(yè)、服務(wù)四個(gè)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(dòng)主要在居住地附近完成，以1.5km活動(dòng)范圍為主；而以健身為目的的活動(dòng)可能常伴有商業(yè)活動(dòng)，以3km活動(dòng)范圍為主；而服務(wù)為目的的活動(dòng)趨于更遠(yuǎn)距離出行。出行時(shí)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(gè)人屬性以及家庭屬性對(duì)于出行行為特征影響較小。老年人的日?；顒?dòng)特征對(duì)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(duì)出行方式和出行強(qiáng)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(shí)刻對(duì)出行方式有較大影響，而出行方式對(duì)出行強(qiáng)度又產(chǎn)生了較大影響。

(3)在控制了個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征以及老年人出行強(qiáng)度之后，城市老年人活動(dòng)—出行方式與活動(dòng)—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(dá)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(jìn)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(dòng)量。同時(shí)，城市老年人活動(dòng)—出行建成環(huán)境對(duì)出行方式選擇的影響不僅存在獨(dú)立效應(yīng)，而且還存在因個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性而不同的情況。