第 34 卷第 8 期 2015 年 8 月地理科学进展 Progress in Geography Vol.34, No.8 Aug 基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 1,2,3 1,2 1,2* 4,5 1,2,3 湛东升, 张文忠, 余建辉, 孟斌, 党云晓 (1.

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旺完颜
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1 第 34 卷第 8 期 2015 年 8 月地理科学进展 Progress in Geography Vol.34, No.8 Aug 基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 1,2,3 1,2 1,2* 4,5 1,2,3 湛东升, 张文忠, 余建辉, 孟斌, 党云晓 (1. 中国科学院区域可持续发展分析与模拟重点实验室, 北京 ;2. 中国科学院地理科学与资源研究所, 北京 ;3. 中国科学院大学, 北京 ;4. 北京联合大学应用文理学院, 北京 ; 5. 北京联合大学北京学研究所, 北京 ) 摘要 : 城市宜居性是与居民生活质量密切相关的科学议题, 深入探讨宜居满意度影响机理对把握转型期北京市居民居住环境需求促进宜居城市建设等具有重要的现实意义以北京市为案例, 基于 2013 年宜居城市大规模问卷调查数据, 运用因子分析方法提取了北京市居民宜居满意度主要感知因素, 并分别从居民宜居感知因素个体与家庭属性因素两个视角, 借助地理探测器方法揭示了北京市居民宜居满意度特征与影响机理研究发现 :1 北京市居民宜居满意度主要由污染噪声因子生活设施因子人文环境因子出行便捷因子自然环境因子安全环境因子和休闲活动因子等 7 个维度构成 2 宜居满意度受到宜居感知因素和个体与家庭属性共同影响, 但宜居感知因素的解释力明显要强, 其中污染噪声因子自然环境因子和出行便捷因子等因素是关键因子 3 宜居满意度与宜居感知因素具有相对一致性, 且存在个体与家庭属性差异通常宜居感知因素得分低居民, 其宜居满意度也相对较低 ; 另外, 远郊区租赁房有迁居经历男性 30~39 岁高中学历家庭月收入 5000 元以下和外地户口等社会群体的宜居满意度明显要低关键词 : 宜居满意度 ; 影响机理 ; 地理探测器 ; 北京 1 引言 2005 年北京市城市总体规划首次提出宜居城市的建设目标后, 其他城市相继把宜居城市作为实现城市可持续发展的重要目标, 城市宜居性研究开始引起学术界广泛重视近年来, 以北京为代表的中国特大城市居民物质生活水平有了极大改善, 居住环境要求也显著提升, 居住环境个性化与多元化需求趋势愈发明显研究表明, 居民住宅区位选择除考虑住房价格外, 交通可达性环境条件社会属性群体自身需求和环境偏好等因素也逐渐发挥作用 ( 张文忠, 2001; 刘旺等, 2006) 然而, 社会经济高速增长和城市化快速发展所引发的交通拥堵空气污染社会治安和居住隔离等城市问题却对居民生活质量产生负面影响 ( 许光清, 2006; 宋金平等, 2007; 谌丽等, 2012; 顾朝林等, 2012; 李业锦等, 2013), 成为推进北京宜居城市建设的严重障碍在人本主义思潮影响下, 越来越关注人的需求已成为城市规划与建设新的转型方向因此, 从居民对城市宜居性现实需求出发, 探寻北京市居民宜居满意度特征及影响机理研究尤为重要, 可为北京宜居城市建设与实践提供科学依据国外较早地围绕城市宜居性专题进行了理论研究与规划实践活动 1961 年, 世界卫生组织 (WHO) 总结了满足人类基本生活要求的条件, 提出了居住环境的 4 项基本理念, 即安全性健康性便利性和舒适性 (Higasa, 1977), 成为城市宜居性评价的理论基础 Asami(2001) 在此基础上进一步完收稿日期 : ; 修订日期 : 基金项目 : 国家自然科学基金重点项目 ( ) 作者简介 : 湛东升 (1987-), 男, 安徽寿县人, 博士研究生, 研究方向为人居环境职住关系等, zhands@126.com 通讯作者 : 余建辉 (1983-), 男, 甘肃张掖人, 助理研究员, 主要从事城市和区域发展研究, yujh@igsnrr.ac.cn 引用格式 : 湛东升, 张文忠, 余建辉, 等基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 [J]. 地理科学进展, 34(8): [Zhan D S, Zhang W Z, Yu J H, et al Analysis of influencing mechanism of residents' livability satisfaction in Beijing using geographical detector[j]. Progress in Geography, 34(8): ]. DOI: /dlkxjz 页

2 第 8 期湛东升等 : 基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 967 善, 增加了可持续性这一概念英国经济学家智库 (EIU) 每年发布的世界宜居城市报告, 则重点关注社会安全性医疗保健文化与环境教育和基础设施等 5 个方面宜居性大温哥华地区从保护绿色区域建设完整社区紧凑大都市区和增加交通机会 4 个方面制定了宜居区域战略规划, 并将宜居城市建设付诸实践 (GVRD, 2002) 在城市宜居性评价影响机理方面, 客观评价方法主要强调各维度评价指标影响, 但在主观评价方法中, 年龄和收入等居民社会经济属性影响也引起普遍重视 (Lu, 1999; Pacione, 2003; Toscano et al, 2008), 主要由于不同社会经济属性居民的居住环境需求具有差异性自 1990 年代吴良镛院士创立人居环境科学以来, 国内有关城市宜居性专题研究也逐渐丰富, 与国外研究内容类似, 主要包括两方面 : 一是城市宜居性评价研究研究尺度从城市内部 ( 宁越敏等, 1999; 陈浮等, 2000; 李华生等, 2005) 到区域城市层面 ( 王坤鹏, 2010; 李雪铭等, 2012; 赵林等, 2013) 均有涉及其中, 张文忠等 (2006) 张文忠 (2007) 以北京市为例, 从城市安全性环境健康性生活方便性出行便捷性和居住舒适性 5 个方面建立了主客观相结合的评价指标体系, 为国内城市宜居性评价提供了有益借鉴二是城市宜居性影响机理研究除了强调评价指标影响外, 有学者分析了个人属性 ( 谌丽等, 2008; 史兴民等, 2012; 赵倩等, 2013) 或社会属性群体分类 ( 丛艳国等, 2013; 吴箐等, 2013) 的影响 ; 另外, 住房性质 ( 李培, 2010; 谌丽等, 2013) 和迁居经历 ( 李鹏飞等, 2013) 等住房行为因素也引起关注 ; 也有部分学者探讨了城市宜居性的空间差异性, 验证了地理空间因素对城市宜居性评价的影响 ( 张文忠等, 2005; 艾彬等, 2008; 孟斌等, 2009) 已有研究虽对城市宜居性影响机理进行了广泛阐述, 但主要围绕单个或少数几个影响因素探讨, 尚缺乏综合全面的分析, 同时也没有阐明各影响因素的相对重要程度和交互作用特征, 因此对城市宜居性影响机理研究仍有待完善鉴于城市宜居性客观评价数据获取困难, 且诸多宜居要素评价很难量化, 同时客观评价难以反映不同居民对居住环境设施利用程度和实际需求的差异因此, 本文基于 2013 年北京市居民居住环境感知评价数据, 运用地理探测器方法对北京市居民宜居满意度影响机理进行实证分析, 着重回答以下科学问题 :1 北京市居民宜居满意度感知评价有哪些维度构成 ;2 不同宜居感知因素和个人家庭属性因素的宜居满意度特征如何, 及其对宜居满意度的影响效应大小 ;3 宜居感知因素个人家庭属性因素对宜居满意度的影响是独立起作用, 还是存在交互作用 2 数据来源与研究方法 2.1 数据来源课题组于 2013 年 7 月进行了新一轮的北京城市居民宜居满意度调查, 调查区域以北京市城六区为主, 同时兼顾了近郊大型居住区亦庄经济开发区和通州新城等典型地区问卷主要按照街道人口比例 (1/2000) 采用分层抽样与方便抽样相结合的方案进行随机调查, 共发放并回收问卷 7000 份, 其中有效问卷 5733 份, 有效率达到 81.9% 被访者以北京市常住上班居民为主, 同时包括少量退休和失业人员, 重点围绕城市宜居性评价通勤特征职住属性特征和个体与家庭属性等内容进行了详细调查其中, 城市宜居性评价个体与家庭属性等内容构成了本文的数据基础城市宜居性评价包括居民对城市宜居性整体评价与 34 个宜居要素分项指标评价, 整体评价由百分制构成, 分项指标评价由李克特五级量表构成, 同时增添了不了解这一项内容个体与家庭社会属性主要包括年龄性别学历婚姻状态就业状态职业类型家庭人口数家庭月总收入私家车拥有量和户籍等基本信息, 研究同时考虑了家庭的居住区位特征住房性质近 5 年内是否搬过家等居住属性信息 2.2 样本基本属性统计分析 1 从样本属性统计来看, 性别差异较小, 男女比例分别为 50.7% 48.8% 年龄主要以 40 岁以下中青年为主, 占样本总体 7 成以上被访者受教育程度良好, 大学所占比例超过半数, 比例为 54.8% 家庭月总收入为 5000~9999 元群体数量最多, 比例为 33.2%; 同时 3000~4999 元和 10000~15000 元群体比例也相对较高, 均为 20.5% 从职业性质来看, 商服人员所占比例较大, 达到 42.1% 住房性质以已购房和租房两种类型居多, 比例分别为 47.1% 和 1 样本属性特征存在少量缺失现象, 故属性汇总比例会小于 100%

3 968 地理科学进展第 34 卷 37.0% 从家庭小汽车来看, 拥有私家车样本比例为 35.9% 就户籍而言, 北京户口和外地户口样本所占比例分别为 64% 35% 受大规模社会调查实施困难影响, 调查样本结构与 2010 年北京市六普人口结构略有差异, 但样本整体仍具有较好代表性 2.3 理论框架与研究方法理论框架梳理文献可得, 宜居满意度主要受到城市宜居性评价指标和居民个体与家庭属性作用共同影响在前期北京宜居城市研究基础上, 前者主要由生活方便性城市安全性自然环境舒适性人文环境舒适性出行便捷性和环境健康性等维度评价指标组成 ; 后者主要包括性别年龄学历收入和家庭属性等信息城市宜居性评价指标是衡量居民宜居满意度的重要标准, 不同维度的宜居评价指标将对居民宜居满意度产生直接影响, 而个体与家庭属性因子不同, 则会导致居民对城市宜居感知因素的认识与需求差异, 进而影响居民宜居感知因素评价与整体宜居满意度因此, 本文的理论框架可归纳如下 ( 图 1) 研究方法地理探测器是由中国科学院地理科学与资源研究所王劲峰空间分析小组开发的探寻地理空间分区因素对疾病风险影响机理的一种方法 (Wang et al, 2010, 2012) 地理探测器包括风险探测因子探测生态探测和交互探测 4 个部分内容其中, 风险探测主要探索风险区域位置在哪里, 因子探测用于识别什么因素造成了风险, 生态探测主要解释风险因子的相对重要性如何, 交互探测可以解释影响因子是独立起作用还是具有交互作用 ( 王劲峰等, 2010) 该方法的最大优势在于没有过多的假设条件, 可以有效克服传统统计分析方法处理类别变量的局限性, 并在地理学科研究中逐渐受到青睐 ( 刘彦随等, 2012; 丁悦等, 2014; 通拉嘎等, 2014) 性别学历职业和住房性质等个体与家庭属性属于典型的类别变量, 并对城市宜居性感知评价产生重要影响, 故适合采用地理探测器方法来更好地揭示居民宜居满意度的社会属性特征与影响机理 (1) 风险探测着重揭示哪些类型变量是宜居满意度显著的高值或低值, 通过 t 检验来度量 : R i - R j t ij = (1) σ 2 i /n i - σ 2 j /n j 式中 :t ij 为 t 检验值,R i 和 R j 分别为属性 i 和 j 的宜居满意度均值,σ 2 i 和 σ 2 j 分别是属性 i 和 j 的宜居满意度方差,n i 和 n j 为两个属性的样本量 (2) 因子解释力 (Power of Determinant,PD) 主要测度不同宜居感知因素和个体与家庭属性因素对宜居满意度的解释程度, 计算公式为 : P D,H = 1-1 nσ 2 L n h σ 2 h (2) h = 1 式中 :P D,H 为影响因子 D 对宜居满意度 H 的解释力,n σ 2 分别为样本量和方差,n h σ 2 h 为 h (h=1, 2,, L) 层样本量和方差 P D,H 取值范围为 [0,1], 数值越大表明分类因素对宜居满意度的解释力越强, 数值为 0 说明分类因素与宜居满意度完全无关, 数值为 1 说明分类因素可以完全解释宜居满意度分布差异 (3) 生态探测主要比较不同因子解释力的相对重要性差异, 通过 F 检验来度量 : Fig.1 图 1 宜居满意度影响机理的理论框架 Conceptual framework of livability satisfaction formation mechanism F = n C,p (n C,p - 1)σ2 C,p n D,p (n D,p - 1)σ 2 D,p (3) 式中 :F 为 F 检验值,n C,p 和 n D,p 分别为单元 p 内影响因子 C 和 D 的样本量,σ 2 C,p 和 σ 2 D,p 分别为影响因子 C 和 D 的方差, 统计表达式服从 F(n C,p - 1,n D,p - 1) 和 df (n C,p,n D,p ) 分布模型零假设为 H 0 : σ 2 C,p = σ2 D,p, 如果拒绝模型初始假设, 且达到 0.05 显著性水平, 说明影响因子 C 对宜居满意度的控制作用显著大于影响因子 D (4) 交互探测由以下表达式构成 : 若 P(x y) <

4 第 8 期湛东升等 : 基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 969 min(p(x),p(y)), 说明因子 x 和 y 交互后非线性减弱 ; 若 min(p(x),p(y)) < P(x y) < max(p(x),p(y)), 说明因子 x 和 y 交互后单线性减弱 ; 若 P(x y) > max(p(x), P(y)), 说明因子 x 和 y 交互后双线性加强 ; 若 P(x y) > P(x) + P(y), 说明因子 x 和 y 交互后非线性加强 ; 若 P(x y) = P(x) + P(y), 说明因子 x 和 y 相互独立 3 结果与分析 3.1 宜居感知因素提取按照北京市居民对 34 个分项指标评价高低分别赋值 5~1 分, 不了解选项采用均值替代法进行处理首先对替换缺失值后的数据进行信度检验, 克朗巴哈系数为 0.92, 大于 0.7 的一般标准, 说明问卷整体信度较好再进行 KMO 和 Bartlett 球形检验, 观察原始变量是否适合进行因子分析, 计算得出 KMO 值为 0.924, 大于 0.7 的一般标准 ;Bartlett 检验卡方值为 , 显著性系数为 0.00, 小于 0.05, 说明原始变量适合进行因子分析采用主成分分析方法, 以特征值大于 1 为标准进行因子分析, 并选择最大方差法进行因子旋转, 最终提取了 7 个主成分因子, 累计方差贡献率达到 %( 表 1), 可以较好地解释原始变量的大部分信息 7 个主成分因子详细构成特征如下 : 第一主因子的贡献率为 %, 在 PM2.5 汽车尾气排放产生的污染扬尘 / 工业等其他空气污染雨污水排放和水污染工厂 / 工地等生产噪音商店 / 学校 / 道路等生活噪音垃圾堆弃物污染等指标上具有较高载荷, 将其命名为污染噪声因子 ; 第二主因子的贡献率为 9.352%, 主要与日常购物设施大型购物设施教育设施医疗设施银行网点餐饮设施等指标相关性较高, 将其命名为生活设施因子 ; 第三主因子的贡献率为 7.172%, 更多地反映居住区邻里关系状况居住区物业管理水平社区文体活动社区认同感建筑景观的美感与协调等指标信息, 将其命名为人文环境因子 ; 第四主因子的贡献率为 4.962%, 主要与上下班出行的便利程度生活出行的便利程度商务出行的便利程度到市中心的便利程度停车的便利程度等指标有关, 将其命名为出行便捷因子 ; 第五主因子的贡献率为 3.849%, 在周边公园绿地绿带居住区内绿化清洁广场等公共活动场所空间开敞性等指标上载荷系数较大, 将其命名为自然环境因子 ; 第六主因子的贡献率为 3.455%, 与社会治安交通安全紧急避难场所防灾宣传管理等指标联系密切, 将其命名为安全环境因子 ; 第七主因子的贡献率为 3.193%, 主要与休闲娱乐设施老年活动设施儿童游乐设施等指标有关, 将其命名为休闲活动因子 3.2 宜居满意度影响机理分析对宜居感知因素得分进行离散化处理后, 借助地理探测器方法分别对宜居感知因素个体与家庭属性特征进行风险探测因子探测生态探测和交互探测分析, 以期全面揭示北京市居民宜居满意度特征与影响机理宜居感知因素作用风险探测用于识别不同宜居感知因素的宜居满意度差异性, 揭示哪些类型宜居感知因素为宜居满意度显著高值或者低值结果显示 ( 表 2), 宜居满意度与宜居感知因素得分具有相对一致性, 除生活设施因子出行便捷因子和休闲活动因子中 III 类与 IV 类居民的宜居居满意度差异不显著外, 其他各类表 1 宜居感知因素主成分提取 Tab.1 Principle component analysis result of factors affecting subjective livability satisfaction 主成分因子反映指标信息 ( 因子载荷系数 >0.5) 特征值累计贡献率 /% F1 污染噪声因子 PM2.5, 汽车尾气排放产生的污染, 扬尘 / 工业等其他空气污染, 雨污水排放和水污染, 工厂 / 工地等生产噪音, 商店 / 学校 / 道路等生活噪音, 垃圾堆弃物污染 F2 生活设施因子日常购物设施, 大型购物设施, 教育设施, 医疗设施, 银行网点, 餐饮设施 F3 人文环境因子居住区邻里关系状况, 居住区物业管理水平, 社区文体活动, 社区认同感, 建筑景观的美感与协调 F4 出行便捷因子上下班出行的便利程度, 生活出行的便利程度, 商务出行的便利程度, 到市中心的便利程度, 停车的便利程度 F5 自然环境因子周边公园绿地绿带, 居住区内绿化清洁, 广场等公共活动场所, 空间开敞性 F6 安全环境因子社会治安, 交通安全, 紧急避难场所, 防灾宣传管理 F7 休闲活动因子休闲娱乐设施, 老年活动设施, 儿童游乐设施

5 970 地理科学进展第 34 卷宜居感知因素居民的宜居满意度得分均存在显著差异, 并通过 0.05 水平显著性检验具体分析可得 :I 类宜居感知因素的宜居满意度评价均为最低, 得分均低于 70 分 ;II 类宜居满意度次低, 在 70 分左右, 但休闲活动因子这一类略高 ;III 类次高, 宜居满意度得分为 72~74 分之间 ;IV 类最高, 除休闲活动因子稍低外, 其他宜居感知因素的宜居满意度均达到或超过 74 分从上述分析可以看出, 宜居满意度与宜居感知因素得分存在明显的对应关系, 说明宜居满意度评价存在木桶效应现象, 即任意维度宜居感知因素得分较低, 均可能对宜居满意度整体评价产生制约作用因子探测主要测度各宜居感知因素对宜居满意度的解释程度大小图 2 为各宜居感知因素的因子解释力大小, 按对宜居满意度控制性强弱排序依次为 :F1 污染噪声因子 >F5 自然环境因子 >F4 出行便捷因子 >F3 人文环境因子 >F2 生活设施因子 >F6 安全环境因子 >F7 休闲活动因子其中, 噪声污染因子的因子解释力最大 (0.123), 说明北京市居民宜居满意度受噪声污染因子的控制作用最为强烈, 即噪声污染因子和宜居满意度评价之间具有最强的一致性主要因为, 雾霾现象交通尾气和工业废气等空气污染生产生活噪音和固体废弃物污染等表 2 各类宜居感知因素得分与宜居满意度比较 Tab.2 Comparison of livability satisfaction scores and perception factor scores 分类宜居感知因素得分 I II III IV F1 噪声污染因子 s S F2 生活设施因子 s S F3 人文环境因子 s S F4 出行便捷因子 s S F5 自然环境因子 s S F6 安全环境因子 s S F7 休闲活动因子 s S 注 :s1-s7 S1-S7 分别表示各因子宜居感知因素和宜居满意度得分 ; 加下划线字体表示宜居满意度差异统计不显著的类别对居民身心健康产生的危害已经基本形成共识, 因此居民对噪声污染因子感知评价结果最可能制约宜居满意度整体评价, 致使二者具有很强的一致性次要控制因素为自然环境因子, 因子解释力为 0.06, 说明自然环境因子也是影响居民宜居满意度的重要因素主要由于公园绿地居住区绿化清洁和公共开敞空间等宜居要素特征, 是城市宜居性的自然本底条件, 也是居民评判城市宜居与否的基本依据, 故自然环境因子与宜居满意度也呈现出相对较强的一致性出行便捷因子人文环境因子生活设施因子和安全环境因子的因子解释力较为接近, 均在 0.036~0.046 之间 ; 而休闲活动因子对宜居满意度的因子解释力要明显偏弱 ( 不足 0.01) 生态探测着重比较不同宜居感知因素的因子解释力大小相对重要性是否具有显著差异结果显示, 污染噪声因子的因子解释力要显著强于其他宜居感知因素, 而其他宜居感知因素之间的因子解释力差异在统计上并不显著再次表明, 提高北京市居民宜居满意度的重点为改善污染噪声因子, 应着力降低雾霾天气发生频率和交通污染程度, 减少居住区附近生产生活所产生的噪声与污染交互探测主要分析宜居感知因素对宜居满意度影响是否存在交互作用结果发现, 污染噪声因子出行便捷因子与安全环境因子, 生活设施因子人文环境因子与自然环境因子交互后因子解释力为双线性加强, 其他宜居感知因素交互后因子解释力均为非线性加强, 因子解释力增加更为明显其中, 污染噪声因子和自然环境因子交互后因子解释力最大为 0.187, 显著大于污染噪声因子的解释力 (0.123) 与自然环境因子的解释力 (0.059) 之和这图 2 宜居感知因素的因子解释力 Fig.2 Power of determinant of livability satisfaction perception factors

6 第 8 期湛东升等 : 基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 971 说明, 任意两个宜居感知因素交互后对宜居满意度的因子解释力均会显著提升, 也就是说宜居满意度整体评价受到各维度分项宜居感知因素评价的共同制约, 两个宜居感知因素相互交互后的因子解释力要明显强于原来单个宜居感知因素个体与家庭属性作用利用风险探测进一步探讨宜居满意度的个体与家庭属性分异特征, 结果发现 ( 表 3), 不同个体与家庭属性特征居民的宜居满意度差别明显在 0.05 置信水平下, 宜居满意度存在显著差异的个体与家庭因素主要有居住区住房性质是否迁居性别年龄学历家庭月总收入家庭人口数和户籍状态其中, 远郊区租赁房有迁居经历男性高中学历 30~39 岁家庭月收入 5000 元以下家庭人口规模小和外地户口等社会群体的宜居满意度相对较低这说明社会弱势群体居住区附近的城市宜居要素供给还不够完善, 宜居满意度有待提高, 未来应重视宜居满意度的社会分异现象因子探测分析得到不同个体与家庭属性的因子解释力大小 ( 图 3), 按因子解释力高低排序为 : 家庭月总收入 > 户籍状态 > 年龄 > 居住区位 > 家庭人口数 > 是否迁居 > 住房性质 > 婚姻状态 > 职业类型 > 学历 > 性别 > 家庭小汽车数 > 就业状态可以看出, 家庭月总收入对宜居满意度控制作用最强, 因子解释力为其原因是, 家庭月总收入是决定中国城市社会分层和居住环境微区位的重要因素, 一般来说居民家庭月总收入越高, 其居住环境也会相对越优越, 因此不难理解家庭月总收入和宜居满意度会表现出最强的一致性户籍状态和年龄对宜居满意度具有次要控制作用, 因子解释力分别为和主要由于, 户籍特征差别隐含着居民的社会福利等相关利益不同, 并对居民所能享受到的医疗教育和住房等产生深刻影响 ; 而年龄差异往往表征着不同阶段的家庭生命周期, 居民居住环境需求也会因此产生变化, 故户籍和年龄也是影响宜居满意度的相对重要因子居住区位家庭表 3 不同社会属性特征的宜居满意度比较 Tab.3 Comparison of livability satisfaction by different individual and family characteristics 属性变量宜居满意度属性变量宜居满意度居住区内城区家庭人口数 / 人近郊区远郊区住房性质自有房租赁房迁居经历有家庭月总收入 / 元 < 无 ~ 性别男 ~ 女 ~ 年龄 / 岁 < ~ ~ ~ ~ > ~ 职业国家机关 / 党群组织 / 企事业单位负责人 ~ 专业技术人员办事人员和有关人员学历初中及以下商业 / 服务业人员高中农林牧渔水利业生产人员大学生产运输设备操作人员及有关人员研究生及以上军人婚姻状态已婚不便分类的其他从业人员未婚小汽车拥有状况有离异无就业状态在业户籍状态本地户籍不在业外地户籍注 : 居住区位中, 内城区包括东城区和西城区, 近郊区包括朝阳区海淀区石景山区和丰台区, 远郊区为其他区域 ; 住房性质中, 自有房包括已购房未购公房和自建房, 租赁房包括租房借住和单位宿舍 ; 就业状态中, 在业包括全职和兼职, 不在业包括家庭主妇已退休和待业

7 972 地理科学进展第 34 卷图 3 个体与家庭属性的因子解释力 Fig.3 Power of determinant of individual and family characteristics 人口数是否迁居住房性质婚姻状态和职业类型等因素的因子解释力相对较低, 在 0.002~0.004 之间, 而性别和学历等其他个体与家庭属性因素对宜居满意度的影响非常微弱, 因子解释力均低于另外, 与宜居感知因素因子解释力比较可以看出, 个体与家庭属性因素对宜居满意度的因子解释力普遍要弱很多, 说明宜居满意度差异更多地来源于居民宜居感知因素作用, 并非个体与家庭属性因素生态探测结果显示, 个体与家庭属性因子解释力差异没有通过 0.05 水平显著性检验, 说明个体与家庭因素对宜居满意度的相对重要性差别并不明显这可能与个体与家庭属性的因子解释力数值整体偏小有关, 但仍需重视宜居满意度的个体与家庭因素分异现象交互探测结果表明, 个体与家庭属性对宜居满意度的影响存在交互作用, 任意两个个体与家庭属性因素交互后因子解释力均表现为双线性加强或非线性加强其中, 家庭月总收入与年龄交互后因子解释力最强, 达到这意味着, 在任意两个个体与家庭属性因素控制作用下, 宜居满意度内部差异会减小, 交互后因子解释力均明显增强, 也印证了每位被访居民都是个体与家庭属性因素的综合体 4 结论与启示 4.1 结论探讨转型期北京市居民宜居满意度形成机理对改善居民生活品质提高社会和谐度和加强北京宜居城市建设等具有重要的实践意义本文利用因子分析方法提取了影响宜居满意度评价的主要感知因素, 并借助地理探测器方法较好地解释了宜居满意度的影响机理, 为开展宜居满意度相关研究提供了新的视角与方法, 也为北京宜居城市建设提供了有益启示研究得出的主要结论如下 : (1) 北京市居民宜居满意度主要由 7 个分项宜居感知因素构成, 按因子解释力强弱排序依次为污染噪声因子 > 自然环境因子 > 出行便捷因子 > 人文环境因子 > 生活设施因子 > 安全环境因子 > 休闲活动因子这较好地验证了前人对北京城市内部宜居性评价的理论构建 : 仅有生活方便性评价被分解成为生活设施因子和休闲活动因子两个维度, 其他维度宜居感知评价均与理论构建相呼应, 主要与生活方便性评价中包含的宜居要素数量较多有关 ; 另外, 还表明影响北京城市居民宜居满意度的关键因素主要为污染噪声因子自然环境因子和出行便捷因子 (2) 宜居满意度与宜居感知因素评价具有相对一致性, 且宜居感知因素交互后因子解释力会明显加强表明宜居满意度评价存在典型的木桶效应现象, 即任意宜居感知因素评价较低, 均可能影响居民的宜居满意度总体评价因此宜居满意度高低受到各项宜居感知因素的共同影响和制约作用 (3) 与宜居感知因素相比, 个体与家庭属性特征对宜居满意度的因子解释力普遍要弱得多, 其中家庭月总收入户籍状态与年龄等因素对宜居满意度因子解释力相对较强从风险探测来看, 远郊区租赁房有迁居经历男性高中学历 30~39 岁家庭月收入 5000 以下家庭人口规模小和外地户口等社会群体的宜居满意度相对较低另外, 个体与家庭属性特征交互后对宜居满意度因子解释力会加强, 印证了居民是多种社会经济属性结合体, 个人与家庭属性特征交互作用对宜居满意度具有更好的解释作用本文利用地理探测器方法对宜居满意度特征与影响机理进行了解释, 但宜居满意度评价是多维内涵的分析框架, 研究难以把所有宜居要素考虑详尽, 结合课题组前期宜居调查经验, 选取了当前北京市居民比较关注的 34 个宜居要素, 可提高研究结论的对比性与实践性后期研究还可从以下内容继续深化 : 地理探测器方法的优势在于揭示空间分

8 第 8 期湛东升等 : 基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 973 区因素对研究对象的影响机理, 论文仅从宜居感知因素和个体与家庭属性分类视角考虑, 后期可结合地理空间要素来进一步探讨城市建成环境对宜居满意度影响 4.2 启示研究结论对未来北京宜居城市建设具有以下政策启示 : (1) 注重宜居城市环境整体建设宜居城市建设是一个相对复杂的系统工程, 包括污染噪声因子生活设施因子人文环境因子出行便捷因子自然环境因子安全环境因子和休闲活动因子等多个维度宜居感知因素, 任意维度宜居感知因素存在木桶短板, 均会对宜居满意度整体评价产生制约, 因此建设宜居北京应重视宜居感知要素整体协调发展, 不能有明显的短板环节 (2) 重点改善污染噪声因子自然环境因子和交通便捷因子研究发现, 污染噪声因子对宜居满意度的因子解释力最强, 应加强对 PM2.5( 雾霾 ) 和交通污染治理, 同时加大对居住区附近工业废气污染水污染垃圾污染以及生产生活噪音等城市问题整治和监管力度, 尽可能降低污染噪声因子的负外部性 ; 自然环境因子和交通便捷因子亦是影响宜居满意度的重要因子, 调查结果发现空间开敞性广场等公共活动场所停车便利程度商务出行便利程度等宜居要素评价对自然环境因子和交通便捷因子产生明显制约, 亟待重点治理与改善 (3) 关注社会弱势群体的居住环境需求, 及时化解社会风险与普通市民相比, 社会弱势群体的宜居满意度明显要低, 政府和规划部门不仅要重视城市宜居要素供给的公平性与合理性, 还应重点关注社会弱势群体对居住环境的特殊需求, 尽力避免北京宜居城市建设中的社会分化现象致谢 : 感谢中国科学院地理科学与资源研究所空间分析小组徐成东博士技术方法上的指导和帮助! 参考文献 (References) 艾彬, 徐建华, 黎夏, 等社区居住环境的空间数据探索性分析 [J]. 地理科学, 28(1): [Ai B, Xu J H, Li X, et al Knowledge discovery and spatial data exploring analysis for community's residential environment [J]. Scientia Geographica Sinica, 28(1): ] 陈浮, 陈海燕, 朱振华, 等城市人居环境与满意度评价研究 [J]. 人文地理, 15(4): [Chen F, Chen H Y, Zhu Z H, et al Analysis on evaluation of urban residential quality and satisfaction[j]. Human Geography, 15 (4): ] 谌丽, 张文忠, 党云晓, 等北京市低收入人群的居住空间分布演变与聚居类型 [J]. 地理研究, 31(4): [Chen L, Zhang W Z, Dang Y X, et al The spatial distribution, transition and residential pattern of low- income residents in Beijing[J]. Geographical Research, 31(4): ] 谌丽, 张文忠, 李业锦大连居民的城市宜居性评价 [J]. 地理学报, 63(10): [Chen L, Zhang W Z, Li Y J Urban residential suitability evaluation of Dalian's residents[j]. Acta Geographic Sinica, 63(10): ] 谌丽, 张文忠, 杨翌朝北京城市居民服务设施可达性偏好与现实错位 [J]. 地理学报, 68(8): [Chen L, Zhang W Z, Yang Y Z Residents' incongruence between reality and preference of accessibility to urban facilities in Beijing[J]. Acta Geographica Sinica, 68(8): ] 丛艳国, 夏斌广州市人居环境满意度的阶层分异研究 [J]. 城市规划, 37(1): [Cong Y G, Xia B Study on difference in satisfaction level on human settlements by different social stratums in Guangzhou[J]. City Planning Review, 37(1): ] 丁悦, 蔡建明, 任周鹏, 等基于地理探测器的国家级经济技术开发区经济增长率空间分异及影响因素 [J]. 地理科学进展, 33(5): [Ding Y, Cai J M, Ren Z P, et al Spatial disparities of economic growth rate of China's national- level ETDZs and their determinants based on geographical detector analysis[j]. Progress in Geography, 33(5): ] 顾朝林, 盛明洁北京低收入大学毕业生聚居体研究 : 唐家岭现象及其延续 [J]. 人文地理, 27(5): [Gu C L, Sheng M J Beijing's ant tribe: a case study of Tangjialing[J]. Human Geography, 27(5): ] 李华生, 徐瑞祥, 高中贵, 等城市尺度人居环境质量评价研究 : 以南京市为例 [J]. 人文地理, 20(1): 1-5. [Li H S, Xu R X, Gao Z G, et al Quality evaluation of human settlements in a city scale: a case study of Nanjing City[J]. Human Geography, 20(1): 1-5.] 李培经济适用房住户满意度及其影响因素分析 : 基于北京市 1184 位住户的调查 [J]. 南方经济, (4): [Li P Residential satisfaction on affordable housing and its determinants: evidence from a housing survey in Beijing[J]. South China Journal of Economics, (4): ] 李鹏飞, 柴彦威迁居对单位老年人日常生活社会网

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1556 地理科学进展 30 卷他关于农村住房结构与抗震性能的研究, 则多是从工程抗灾的角度, 研究某种构造类型的房屋, 力图找到传统房屋的结构失误和新建房屋中存在的问 [

1556 地理科学进展 30 卷他关于农村住房结构与抗震性能的研究, 则多是从工程抗灾的角度, 研究某种构造类型的房屋, 力图找到传统房屋的结构失误和新建房屋中存在的问 [ 第 30 卷第 12 期 2011 年 12 月地理科学进展 PROGRESS IN GEOGRAPHY Vol.30, No.12 Dec., 2012 中国农村地区住房结构的区域差异及其影响因素 1, 2, 李方一 3 1,, 高晓路 2 2, 王英杰 (1. 中国科学院区域可持续发展分析与模拟重

第 34 卷第 8 期 2015 年 8 月 地理科学进展 Progress in Geography Vol.34, No.8 Aug 基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 1,2,3 1,2 1,2* 4,5 1,2,3 湛东升, 张文忠, 余建辉, 孟斌, 党云晓 (1.

第 34 卷第 8 期 2015 年 8 月地理科学进展 Progress in Geography Vol.34, No.8 Aug 基于地理探测器的北京市居民宜居满意度影响机理 1,2,3 1,2 1,2* 4,5 1,2,3 湛东升, 张文忠, 余建辉, 孟斌, 党云晓 (1.