基于生活方式视角的城市青年居民交通出行与居住区位选择行为——以南京市为例

  • 刘凯 , 1 ,
  • 徐媛 , 2 ,
  • 周晶 3 ,
  • 张敏婕 1
展开
  • 1.南京邮电大学管理学院,江苏 南京 210003
  • 2.南京财经大学会计学院,江苏 南京 210023
  • 3.南京大学工程管理学院,江苏 南京 210093
徐媛。E-mail:

刘凯(1988—),男,江苏南通人,博士,讲师,研究方向为城市交通规划。E-mail:

收稿日期: 2022-11-06

  修回日期: 2023-04-15

  网络出版日期: 2024-01-17

基金资助

国家自然科学基金重点项目(71732003)

教育部人文社会科学基金项目(20YJCZH098)

江苏省高等学校自然科学研究项目(20KJD580004)

版权

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Travel mode choice and residential location choice behavior of urban youth residents based on the concept of lifestyle: A case of Nanjing

  • Liu Kai , 1 ,
  • Xu Yuan , 2 ,
  • Zhou Jing 3 ,
  • Zhang Minjie 1
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  • 1. School of Management, Nanjing University of Posts and Telecommunications, Nanjing 210003, Jiangsu, China
  • 2. School of Accounting, Nanjing University of Finance and Economics, Nanjing 210023, Jiangsu, China
  • 3. School of Engineering and Management, Nanjing University, Nanjing 210093, Jiangsu, China

Received date: 2022-11-06

  Revised date: 2023-04-15

  Online published: 2024-01-17

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National Natural Science Foundation of China(71732003)

The Ministry of Education of Humanities and Social Science Project of China(20YJCZH098)

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摘要

引入生活方式概念并作为城市青年居民细分指标,通过构建潜在类别选择模型,探讨青年居民日常交通出行方式及居住区位选择行为。基于调查数据,采用聚类分析将青年居民生活方式分为 “市区+个人公共交通+家庭私家车”导向、“市区+个人出行无偏好+家庭私家车”导向、“市区+个人/家庭私家车”导向、“市郊+个人/家庭公共交通”导向、“市郊+个人/家庭私家车”导向,及“市郊+个人公共交通+宅家”导向6种类型。随后基于模型参数估计结果,研究城市青年居民生活方式、出行方式及居住区位选择间的内在联系。相关研究成果与结论为理解城市青年居民时空选择行为差异提供了理论支持。

本文引用格式

刘凯 , 徐媛 , 周晶 , 张敏婕 . 基于生活方式视角的城市青年居民交通出行与居住区位选择行为——以南京市为例[J]. 地理科学, 2024 , 44(1) : 99 -108 . DOI: 10.13249/j.cnki.sgs.20221352

Abstract

Constructing a youth-friendly urban environment has emerged as a crucial developmental objective in numerous Chinese cities. However, the financial capacity to sustain urban living and transportation exerts a significant impact on the mental well-being, livelihoods, and work of young residents. Based on this, first of all, we have developed a latent class choice model that incorporates the notion of lifestyle to investigate the intricate relationship between lifestyle choices, daily travel mode preferences, and residential location decisions among urban youths. Then, this study presents a novel instrument for measuring urban youth residents’ transport-related and residential-related lifestyles. Subsequently, a comprehensive survey comprising 37 items was developed and conducted in Nanjing from April to June 2022, targeting individuals aged between 25 and 36 years, to gather data encompassing demographic characteristics, travel patterns, and residential location information. Principal component analysis is used to reduce the lifestyle instrument’s 37 items to 8 dimensions. Cluster analysis is applied to identifing 6 classes of urban youths. The final solution has 6 transport-related and residential-related lifestyle segments, which are profiled in terms of relevant background characteristics. Such as: “urban dwelling with personal public transport and family private car orientation”, “urban dwelling with personal travel without preference and family private car orientation”, “urban dwelling with personal and family private car orientation”, “suburb dwelling with personal and family public transport orientation”, “suburb dwelling with personal and family private car orientation”, and “suburb dwelling with personal public transport and staycation orientation”. Finally, utilizing the developed latent class choice model, this study further examines the disparities among various lifestyle segments and investigates the influence of lifestyle on daily travel mode choices and residential location preferences among urban youth residents. The latent class choice model’s parameters estimation results indicate significant differences among each lifestyle segment, which are consistent with the previously identified profiles of the transport-related and residential-related lifestyle segments. Moreover, the parameter estimation results for socio-demographic attributes (referring to vector parameter α), residential location attributes (referring to vector parameter β), and daily travel mode choice (referring to vector parameter γ) of each lifestyle segment further confirm that urban youth residents’ lifestyle choices have a significant influence on their daily travel mode choices and residential location choices. Additionally, incorporating the concept of lifestyle enhances the predictive accuracy of the model. In sum, lifestyle segmentation proves to be a valuable tool for urban managers to understand the disparities and similarities in daily travel mode choices and residential location choices among urban youth residents, and can help urban managers can gain better insights into diverse choice behaviors among young urban residents which can inform effective people-oriented management initiatives. eople-oriented management initiatives.

青年因城市而聚,城市因青年而兴,探索与建设“青年发展友好型城市”成为中国很多城市发展规划的目标任务[1-2]。面对以人为本及可持续城市发展与规划需求,需深入理解城市青年居民日常生活需求差异。城市居住与交通可支付能力是影响青年居民安心、安身、安业的关键因素[3],但不同个体对交通出行及居住区位感知不同。由于城市居民日常交通出行方式选择及居住区位选择行为的差异,可部分归因于其生活方式差异[4-5]。因此,基于生活方式视角,深入理解城市青年居民交通出行与居住区位选择行为差异,从而制定合理政策并引导城市青年居民选择行为向可持续发展就至关重要。
生活方式概念最早由心理学家Alfred Adler提出,随后在医学、营销、交通等领域得到广泛应用[6]。但因生活方式概念常被视为实用主义而非理论性,故此关于生活方式定义,目前未有统一定义。通常研究人员将生活方式视为个体在家庭、工作、休闲、消费等方面的态度、取向与观点,且这些态度、取向与观点又构成个体长期或短期的行为表现模式[6-7]。在交通出行研究方面,Salomon[8]最早将生活方式概念引入居民出行行为研究之中,将其定义为“一种行为模式,该行为模式符合个人在有限可用资源下,其在家庭成员、工作参与者和休闲消费者这3种主要角色中的定位”。然而,现有多数关于城市居民交通出行选择行为研究理论与方法[9-11],及关于城市居民居住区位选择行为研究理论与方法[12-14],均较少考虑居民生活方式选择与偏好的影响。因此,基于生活方式概念,国外学者研究了城市居民生活方式选择与偏好,与其日常交通出行及居住区位选择行为之间的内在联系[5,7,15-16]
目前,已有大量研究表明城市居住区位建成环境对居民交通出行选择有显著影响[17-19],如居住在城市中心且公共交通便利、周围生活设施多的居民,其日常出行倾向于选择公共交通或步行与骑行;而居住在城市郊区且公共交通可达性较低的居民,其日常出行倾向于选择私家车。Walker等[20]研究发现个体生活方式偏好是影响其居住区位选择的关键因素之一。但中国与西方国家在社会、经济、文化、制度及城市建设环境等方面的差异,使得国外相关研究结果与结论,在某些方面不适用于解释国内现象。在国内,学者们研究了中国城市居民生活方式选择与偏好,对其日常交通出行方式选择的影响;而相关研究聚焦于通勤族上下班与老年人休闲活动出行[21-25]。Ardeshiri和Vij[26]研究发现城市居民生活方式选择与偏好,会同时影响日常交通出行方式选择及居住区位选择;Paepe等[27]研究发现,引入生活方式不仅可提高对居民出行方式选择行为的解释能力,还能提高相关模型的预测能力。
故此,本文引入生活方式概念并将其作为城市青年居民群体的细分指标,分析与探讨城市青年居民日常交通出行方式选择及居住区位选择行为。首先,基于前述国内外学者对于生活方式概念的界定,并结合本文研究目标,将生活方式定义为:日常生活中居民个体在有限资源约束下所形成的相对稳定的,且表现在交通出行与居住区位选择方面的时空行为模式。随后,通过构建潜在类别模型,描述不同生活方式下,青年居民日常交通出行方式及居住区位选择决策过程。最后,基于实证研究,探讨生活方式选择、日常交通出行方式选择、居住区位选择三者之间的相互影响关系,以期帮助管理者理解城市青年居民选择行为的差异,从而为进行有效人本管理活动提供理论支持。

1 研究方法与数据来源

1.1 潜在类别模型

过往研究表明,个体生活方式偏好可部分被其社会经济属性特征所解释[20];同时,个人与家庭对某种生活方式选择与偏好,也会影响其对特定类型居住社区的选择与偏好[15]。基于此,本文研究假设城市青年居民生活方式选择与偏好,会同时影响其日常交通出行方式选择与居住区位选择,且城市青年居民居住区位选择也会潜在影响其日常交通出行方式选择,各变量间相互影响关系如下图1所示。该影响关系是在Ardeshiri和 Vij[26]研究基础上,考虑中国城市青年居民群体社会属性特征、日常交通出行及居住区位选择行为特征后所改进得到的。
图1 潜在类别选择模型中各变量相互影响关系

Fig. 1 Variables influence relationships in latent class model

图1中可看到,在居住区位选择方面,通过考虑公共服务设施与出行便利性,将日常交通出行选择与居住区位选择相联系。在出行方式选择方面,考虑出行目的与行程体验,并通过出行目的区分在通勤、休闲、个体单独及家庭集体等不同出行情景下,青年居民在公共交通与私家车上决策心理变化。接下来,本文研究将构造潜在类别选择模型,从而研究生活方式在个体日常出行及居住区位选择决策中的影响。相较于一般的离散选择模型,如Logit模型[28-30],采用潜在类别模型能更好地通过潜在类别变量来解释外显分类变量之间的关联,并克服Logit模型不能探究参数异质性的缺陷。
首先,研究假设具有某种社会人口统计属性特征的个体i,其生活方式为n的概率P为:
$ P\left( {{q_{in}} = 1} \right) = \dfrac{{\exp \left( {{{\boldsymbol{\alpha}} _n}{{\boldsymbol{X}}_i}} \right)}}{{\displaystyle\sum\limits_{\bar n \in {N}}^N {\exp \left( {{{\boldsymbol{\alpha}} _{\bar n}}{{\boldsymbol{X}}_i}} \right)} }} $
式中,qin为二元指示变量,若个体i生活方式属于n,则qin=1,否则为0;Xi为一维行向量,包含了个体i社会人口统计特征属性;α为对应属性特征权重参数向量;N为样本群体生活方式集合;$\bar n $为任意一种生活方式,$\bar n \in {N} $,|N|是一个确定的外生变量。
其次,假设个体为完全理性决策者,则生活方式n下,个体选择选择居住区位j的概率为:
$ P\left( {\left. {{y_{ij}} = 1} \right|{q_{in}} = 1} \right) = \dfrac{{\exp \left( {{{\boldsymbol{\beta}} _n}{{\boldsymbol{Y}}_j}} \right)}}{{\displaystyle\sum\limits_{\bar j \in {J_n}} {\exp \left( {{{\boldsymbol{\beta}} _n}{{\boldsymbol{Y}}_{\bar j}}} \right)} }} $
式中,yij为二元指示变量,若个体i生活方式为n,选择居住区位j,则$ {y_{ij}} = 1 $,否则为0;Yj为选择效用观测向量,由居住区位建成环境j属性变量构成;βn为对应属性变量的权重参数向量;Jn表示可选居住区位集合;$\bar j $为任意一个居住区位,$\bar j \in {J_n} $
对于出行方式选择,假设个体为完全理性决策者,则生活方式n下选择居住区位j的个体,其选择出行方式k的概率为:
$ P\left( {\left. {{z_{idk}} = 1} \right|{y_{ij}} = 1,{q_{in}} = 1} \right) = \dfrac{{\exp \left[ {{{\boldsymbol{\gamma}} _{dn}}{{\boldsymbol{V}}_{idk}}\left( {{y_{ij}} = 1} \right)} \right]}}{{\displaystyle\sum\limits_{\bar k \in {K_{dn}}} {\exp \left[ {{{\boldsymbol{\gamma}} _{dn}}{{\boldsymbol{V}}_{id\bar k}}\left( {{y_{ij}} = 1} \right)} \right]} }} $
式中,zidk为二元指示变量,若个体i选择出行方式k参与活动d,则$ {z_{idk}} = 1 $,否则为0;Vidkyij=1)为个体i活动出行效用观测向量,由出行方式选择属性变量构成;γdn为对应属性变量的权重参数向量;Kdn为出行方式集合;$ \bar k$为任意一种出行方式,$\bar k \in{K_{dn}}$
最后,可得如下似然函数L
$\begin{split}&L{\left( {{\boldsymbol{y}},{\boldsymbol{z}}\left| {{\boldsymbol{\alpha}} ,{\boldsymbol{\beta}} ,{\boldsymbol{\gamma }}} \right.} \right)_{}} = \prod\limits_{i = 1}^I {\displaystyle\sum\limits_{n = 1}^N {P\left( {{q_{in}} = 1} \right)} } {g_y}\left( {{{\boldsymbol{y}}_i}\left| {{q_{in}} = 1} \right.} \right)\\&\quad \quad {g_z}( {{{\boldsymbol{z}}_i}| {{y_{ij}} = 1,{q_{in}} = 1} } ) \end{split}$
式中, y为个体居住区位选择决策变量;z为个体出行方式选择决策变量;α为社会人口统计特征属性变量构成的待估参数向量;β为居住区位选择影响变量构成的待估参数向量;γ为出行方式选择影响变量构成的待估参数向量;I为个体数量;yi为个体i居住区位选择向量,gyyi的条件概率表达式; zi为个体i出行方式选择向量,gzzi的件概率表达式;通过对似然函数中相关参数向量中的参数进行估计,可以深入研究城市青年居民生活方式选择与偏好,与其日常交通出行方式选择及居住区位选择之间的内在联系。

1.2 数据获取与处理

基于上述潜在类别模型,为确定城市青年居民与交通出行及居住区位选择有关的生活方式类型与数量,本文研究设计了相应调查问卷。问卷设计在参照过往国内外相关研究的基础上[5,7,17,26],结合图1所构建的潜在类别模型,并考虑当下中国城市青年居民日常交通出行特征及居住区位选择心理。本文研究对象是城市青年居民,因此将年龄范围限定在26~35岁这个区段。
本研究购买问卷星样本服务,基于其样本数据库进行问卷发放与回收。调查对象为在南京工作的26~35岁居民。截至2022年6月20日,共发放问卷1 023份,获取有效问卷741份。表1给出了调查样本社会人口属性统计结果,包括性别、工作经验、家庭收入、婚姻状况、已婚家庭结构及私家车保有情况。从表1统计结果中可看到,超过80%调查对象有3 a以上的工作经验,48.85%样本群体家庭年收入在[15, 30]万元,有80%调查对象已婚,且已婚样本中超过90%的人表示已生育。
表1 调查样本群体社会人口属性统计结果

Table 1 Statistical results of socio-demographic attributes of the sample group

统计变量描述人数占比/%统计变量描述人数占比/%
性别 334 45.07 家庭年收入 8万元以下 54 7.29
407 54.93 [8, 15) 万 201 27.13
工作经验 1 a以内 2 0.27 [15, 30] 万 362 48.85
[1, 3) a 115 15.52 30万以上 124 16.73
[3, 8] a 460 62.08 已婚家庭结构 未生育 58 9.78
8 a以上 164 22.13 1个小孩 453 76.39
婚姻状况 未婚 148 19.97 2个及以上小孩 82 13.83
已婚 593 80.03 是否拥有私家车 691 93.25
50 6.75
基于所设计问卷,采用因子分析法[5,31],提取度量城市青年居民生活方式所包含的潜在维度(即因子数量)。首先,对样本数据信效度分析,Cronbach α系数为0.848>0.800,表明调查样本数据信度质量高;KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)检验值为0.835>0.600,且通过Bartlett 球形度检验,说明研究数据适合进行因子分析。因此,研究共提取8个因子(特征根值均大于1)(表2),所提取8个因子旋转后累积方差解释率为54.737% ,大于50%,表明研究项的信息可被有效提取出来。为进一步说明因子提取合理性,采用验证性因子分析,以检验所提取因子是否具有较好区分效度。通过计算各因子AVE(Average variance extracted)平方根值发现,AVE值均大于因子间相关系数绝对值的最大值,这意味各个因子具有良好区分效度。因此结合各因子所包含问题维度,对所得因子进行命名处理,结果如表2所示。
表2 因子命名及聚类结果

Table 2 Factor renaming and clustering results

因子类型聚类类别方差分析差异对比结果(平均值)FP
类别1
n=129)
类别2
n=141)
类别3
n=126)
类别4
n=152)
类别5
n=108)
类别6
n=85)
  注:1.n为各类别群体人数;2. 类别1~6分别为聚类后所得的生活方式一 (L1):以“市区+个人公共交通+家庭私家车”为导向、生活方式二(L2):以“市区+个人出行无偏好+家庭私家车”为导向、生活方式三(L3):以“市区+个人\家庭私家车”为导向、生活方式四(L4):以“市郊+个人\家庭公共交通”为导向、生活方式五 (L5):以“市郊+个人\家庭私家车”为导向、生活方式六 (L6):以“市郊+个人公共交通+宅家”为导向的6类具有不同生活方式的城市青年居民群体。
因子1:私家车出行偏好-0.460.030.41-0.240.43-0.3510.156<0.001
因子2:家庭与社交出行-0.190.400.450.26-0.30-1.8173.819<0.001
因子3:居住区位交通出行偏好0.140.210.78-0.27-0.19-0.3125.284<0.001
因子4:出行时间偏好-1.170.310.46-0.270.56-0.3685.347<0.001
因子5:居住区位公共服务设施0.080.140.48-0.19-0.53-0.0514.979<0.001
因子6:出行兴趣0.14-1.330.900.280.080.04143.858<0.001
因子7:出行成本偏好-0.200.340.330.460.31-1.98182.768<0.001
因子8:行程体验0.440.220.50-1.230.43-0.11108.417<0.001
基于因子分析结果,采用K-means算法[32-33],进行聚类分析。为获取最优聚类方案,首先探讨在不同初始聚类中心下,即K=2,3,4,5,6,7,8,9时,各方案聚类结果,并通过误差平方和判断各方案聚类效果。最终选取K=6作为初始聚类中心,进行聚类分析(表2)。通过聚类分析将城市青年居民群体分为6类,即表2中类别1~6。聚类类别群体对于所有研究项均呈现出显著性(P<0.05),且类别差异可通过对比平均值进行分析,如类别1在因子1与因子4上平均值最低,而因子1与私家车出行偏好有关,因子4与出行时间偏好有关;由此可推断该类别群体与日常出行有关的生活方式,可能以公共交通为导向。因此,通过对比各类别在各因子上平均值的差异,并结合因子类型,本文研究将各类别分别命名如下:① 以“市区+个人公共交通+家庭私家车”为导向(对应类别1);② 以“市区+个人出行无偏好+家庭私家车”为导向(对应类别2);③ 以“市区+个人\家庭私家车”为导向(对应类别3);④ 以“市郊+个人\家庭公共交通”为导向(对应类别4);⑤ 以“市郊+个人\家庭私家车”为导向(对应类别5);⑥ 以“市郊+个人公共交通+宅家”为导向(对应类别6)。

2 城市青年居民选择行为特征分析

为更好挖掘城市青年居民群体选择行为差异,研究首先基于聚类分析结果,对各类别下群体的社会人口属性特征信息进行分类统计(表3)。至此,结合表3分类统计结果,引入生活方式概念,研究将分析不同生活方式下城市青年居民日常出行及居住区位选择行为特征差异。具体分析如下:
表3 聚类类别群体社会人口属性统计结果

Table 3 Statistical results of socio-demographic attributes of each cluster class

变量描述类别1占比/%类别2占比/%类别3占比/%类别4占比/%类别5占比/%类别6占比/%
  注:括号内的值为该统计小项下男性群体占比;类别1~6解释见表2
性别443847474748
566253535352
工作经验1 a以内(男)0 (0)1 (0)0 (0)1 (0)0 (0)0 (0)
[1,3) a(男)22 (39)10 (29)16(45)19 (34)6 (67)21 (22)
[3,8] a(男)60 (44)66 (37)64 (47)63 (53)60(45)58 (51)
8 a以上(男)19 (50)23 (48)20 (48)18 (44)34 (49)21(67)
家庭年收入8万元以下(男)8 (70)1 (100)9 (64)11 (29)1 (0)15 (38)
[8,15)万元(男)28 (33)21 (33)25 (35)36 (54)15 (63)40 (50)
[15,30]万元(男)50 (49)55 (37)48 (55)44 (46)54 (48)40 (53)
30万元以上(男)14 (39)22 (42)19(33)9 (50)31 (39)5 (25)
婚姻状况未婚(男)27 (37)5 (29)17 (38)25 (39)16 (59)35 (50)
已婚(男)73 (47)95 (39)83 (49)75 (50)84 (45)65 (47)
已婚家庭结构未生育(男)17 (81)10 (36)5 (40)11 (54)4 (67)11 (67)
1个小孩(男)71 (39)79 (41)73 (44)75 (43)69(42)69 (42)
2个及以上(男)12 (45)10 (29)22 (65)13 (87)20 (55)20 (55)
私家车959795889786
53512314
1) 生活方式一 (L1):以“市区+个人公共交通+家庭私家车”为导向(对应类别1,占比17.41%)。此生活方式导向下,城市青年居民日常出行与居住区位选择行为表现为:① 个体日常出行主要依靠公共交通,对私家车依赖程度低;② 个体日常非通勤出行能接受较长出行时间,但不喜欢远距离通勤;③ 家庭出行更依赖私家车,而社交出行更喜欢公共交通;④ 倾向于选择市区居住,由于对居住区位周围商业配套设施要求较高,因此对居住区位公共交通的便利性要求相对低一些。该类青年居民女性相对居多,且中低收入与高收入女性占比高,此外未婚女性比例相对较高。
2) 生活方式二(L2):以“市区+个人出行无偏好+家庭私家车”为导向(对应类别2,占比19.03%)。此生活方式导向下,城市青年居民日常出行与居住区位选择行为表现为:① 个体日常出行对出行方式的选择不敏感,即可选私家车也可选公共交通;② 喜欢和家人一起活动出行,且家庭活动出行更多依赖于私家车完成;③ 完全偏好于选择市区居住,对居住区位房价不敏感,但对居住区位公共交通的便利性及商业设施要求相对较高。该类青年居民女性占比最高,并且其中已婚已育女性占比高;此外,有90%的个体具有3 a以上的工作经验,中高收入群体多。
3) 生活方式三(L3):以“市区+个人\家庭私家车”为导向(对应类别3,占比17.00%)。此生活方式导向下,城市青年居民日常出行与居住区位选择行为表现为:① 由于个体日常出行对私家车依赖程度高,因此会避免非必要出行;② 能接受长距离通勤,喜欢自驾,且日常家庭与社交出行也依赖于私家车;③ 偏好于选择市区居住,一定条件下也会选择郊区(如价格更便宜、通勤更方便);④ 尽管日常出行更多依赖于私家车,但对居住区位公共交通的便利性仍要求高。该类青年居民男女比例接近整体样本统计比例,已婚家庭生育比例高且其中养育2个孩子的家庭相对较多。
4) 生活方式四(L4):以“市郊+个人\家庭公共交通”为导向(对应类别4,占比20.51%)。此生活方式导向下,城市青年居民日常出行与居住区位选择行为表现为:① 个体日常出行主要依赖公共交通完成,对出行成本相对较敏感;② 喜欢与家人或朋友一起活动出行,且家庭与社交出行更依赖于公共交通完成;③ 偏好于选择市郊居住,对居住区位公共交通便利性及商业配套设施要求相对较高。该类青年居民中低与中高收入群体占比大,未婚群体中女性占比高。
5) 生活方式五 (L5):以“市郊+个人\家庭私家车”为导向(对应类别5,占比14.57%)。在生活方式导向下,城市青年居民日常出行与居住区位选择行为表现为:① 个体日常出行对私家车依赖更多,能接受较长通勤距离,也能接受出行时间的不确定;② 家庭出行主要依赖于私家车;③ 倾向于选择市郊居住,对对居住区位公共交通的便利性、商业及公共服务配套设施要求相对不高,但对居住小区停车位需求高。该类青年居民男女比例接近整体样本统计比例,工作3 a以上的占比94%,中高及高收入群体占比最大,未婚群体中男性占比高,已婚已育家庭比例高。
6) 生活方式六 (L6):以“市郊+个人公共交通+宅家”为导向(对应类别6,占比11.47%)。此生活方式导向下,城市青年居民日常出行与居住区位选择行为表现为:① 个体日常出行偏向于选择公共交通,但会避免日常非必要出行;② 较少与家人或朋友一起活动出行,这也与L4存在较大差异之处;③ 倾向于选择市郊居住,对居住区位公共交通便利性及公共服务设施配置(如医院、学校、公园等)要求高,但对居住区位商业设施要求低。该类青年居民男性比例最高,且未婚群体中单身男性比例高;此外,高收入群体占比低,对居住区位房价较为敏感。

3 模型拟合与分析

基于上述分析结果,选取合适变量,并结合所建潜在类别模型,对变量权重参数进行估计。针对式(1)中变量向量Xi,研究有Xi=[性别,工作,收入,婚姻状况,家庭结构,私家车],集合n={L1, L2, L3, L4, L5, L6}。式(2)中变量向量Yi,研究有Yi=[出行便利性,商业与公共服务设施,房价],集合$j$={市区,市郊}。式(3)中变量向量Vidk,研究有Vidk=[出行时间,出行成本,行程体验],集合k={公共交通,私家车},d={家庭出行,社交出行,工作出行}。至此,采用最大似然估计法,对各变量参数进行估计(表4)。
表4 潜在类别模型中变量权重参数 αβγ的估计结果

Table 4 Estimation results of the weight parameters α, β, and γ for the respective variables in the latent class models

参数参数含义L1L2L3L4L5L6
  注:* 在95%水平上不显著; a L1为个体属性特征参数评估时的参照组,因此估计值为0;括号内数值为t统计量;α为变量向量Xi对应的权重参数向量;$ \beta $为变量向量Yi对应的权重参数向量;$ \gamma $为变量向量Vidk对应的权重参数向量; L1~L6解释见表2
α类属常量0 a-0.47 (-0.55)-1.50 (-9.35)-1.27 (-9.35)-1.95 (-9.35)-4.33 (-9.35)
α1男性0 a-1.07 (-1.21)0.12 (0.54)0.19 (0.30)0.11 (0.61)1.19 (3.20)
α2已婚0 a1.60 (2.17)1.12 (1.20)0.33 (0.35)0.89 (0.94)-1.28 (-1.37)
α3私家车保有量0 a0.31 (0.35)0.06* (0.08)-0.21 (-0.24)0.29 (0.33)-0.33 (-0.35)
α4收入0 a7.67 (29.45)5.80 (21.67)2.74 (7.03)8.83 (36.92)3.44 (11.55)
α5工作经验0 a4.11 (13.77)3.54 (11.74)3.30 (11.01)3.95 (12.29)3.13 (10.40)
α6家庭结构0 a-1.14 (-5.01)0.81 (4.40)-0.97 (-4.17)0.79 (4.35)-1.25 (-5.30)
β11市区出行便利性0.86 (1.78)4.90 (8.56)1.05 (3.76)-1.31 (-2.10)-0.16 (-1.32)0.02* (0.14)
β12市区商业与公共服务设施1.43 (3.75)3.74 (2.87)1.32 (4.05)-2.43 (-4.15)-0.21 (-1.75)-0.34 (-2.10)
β13市区房价0.11* (1.12)0.01* (0.18)0.08* (0.10)-0.06* (-0.19)0.09* (0.38)-0.01* (-0.11)
β21市郊出行便利性-0.71 (-2.32)-2.3 (-2.64)0.47 (0.40)3.13 (4.77)0.39 (0.56)6.10 (10.88)
β22市郊商业与公共服务设施-9.56 (-19.80)-1.94 (-1.40)0.89 (2.57)2.86 (3.80)0.43 (0.77)1.18 (2.44)
β23市郊房价-0.03* (-0.21)0.01* (0.17)0.73 (1.21)0.04* (0.12)0.01* (0.04)0.60 (1.01)
γ111公共交通家庭出行时间-5.32 (-12.10)-3.20 (-5.98)-8.38 (-27.67)-1.32 (-4.89)-4.60 (-8.17)-0.56 (-1.20)
γ112公共交通家庭出行成本-6.60 (-13.69)-4.11 (-7.32)-6.77 (-21.00)-1.35 (-4.96)-2.32 (-3.22)-0.31*(-0.87)
γ113公共交通家庭出行体验-4.69 (-9.81)-2.87 (-3.55)-9.10 (-30.40)-0.63 (-2.81)-6.08(-13.90)-0.14*(-0.54)
γ121公共交通社交出行时间-1.33 (-2.49)-3.97 (-6.01)-4.80 (-11.76)-0.65* (-1.90)-1.77 (-2.10)-3.74 (-4.21)
γ122公共交通社交出行成本-0.69 (-1.30)-2.11 (-4.43)-2.77 (-5.23)-0.51 (-1.21)-1.40* (-1.03)-4.11 (-5.99)
γ123公共交通社交出行体验-1.14 (-1.97)-3.78 (-5.87)-4.15 (-10.12)-1.25* (-2.88)-1.61 (-1.49)-2.57 (-1.93)
γ131公共交通工作出行时间-3.22 (-8.87)-1.63* (-5.77)-4.67 (-11.03)-2.18 (-3.60)-7.93 (-17.67)-0.60 (-2.77)
γ132公共交通工作出行成本-2.81 (-5.19)-1.52 (-4.78)-3.87 (-9.33)-1.79 (-2.94)-5.62 (-12.90)-0.31*(-1.45)
γ133公共交通工作出行体验-7.39 (-13.81)-5.53 (-24.30)-6.71 (-17.44)-0.70* (-1.32)-1.06 (-4.55)-0.03*(-0.52)
γ211私家车家庭出行时间-2.15 (-5.21)-1.98 (-6.20)-0.77 (-1.61)-4.90 (-10.02)-0.93 (-2.10)-0.77 (-3.79)
γ212私家车家庭出行成本-3.13 (-7.28)-1.24 (-5.52)-1.09 (-2.64)-3.58 (-8.89)-1.82 (-4.77)-0.43 (-2.30)
γ213私家车家庭出行体验-1.78 (-3.92)-0.31 (-3.22)-0.23 (-1.03)-1.48 (-2.73)-1.51 (-3.98)-0.22* (-1.44)
γ221私家车社交出行时间-3.31 (-9.20)-3.27 (-9.59)-1.25 (-3.55)-2.83 (-4.26)-1.69 (-9.17)-3.10 (-11.21)
γ222私家车社交出行成本-4.74 (-12.04)-2.52 (-7.60)-0.80 (-2.07)-3.77 (-6.58)-4.32 (-32.00)-3.91 (-13.77)
γ223私家车社交出行体验-1.76 (-2.48)-5.99 (-14.87)-1.72 (-4.70)-1.60 (-2.95)-1.91 (-11.02)-4.48 (-16.30)
γ231私家车工作出行时间-4.34 (-13.40)-1.71 (-6.99)-0.61 (-1.80)-3.87 (-6.00)-2.00 (-6.22)-2.77 (-9.71)
γ232私家车工作出行成本-5.10 (-19.66)-1.49 (-4.01)-2.78 (-5.77)-4.40 (-8.42)-2.74 (-8.05)-3.95* (-13.02)
γ233私家车工作出行体验-5.55 (-22.13)-4.03 (-17.64)-1.94 (-3.53)-2.01 (-4.95)-1.51 (-4.17)-1.60*(-5.78)
首先,参数α能反映具有不同生活方式群体,在社会人口统计特征属性上的差异。如以生活方式L2与L6为例, L2下女性、已婚居多,且收入水平相对较高;L6下男性、单身居多,且收入水平相对不高。而这也与前述所得各生活方式下城市青年社会人口统计特征属性相符合。其次,参数β能反映具有不同生活方式群体,在居住区位选择上的差异。如L2下青年居民偏好于市区居住,L6下青年居民偏好于市郊居住(如倾向于选择市区居住, β11与β12值相对较大)。最后,参数γ能反映具有不同生活方式群体,在日常交通出行方式选择上的差异。如L2下青年居民日常交通出行并不显著偏好于选择私家车或公共交通(γ估计值越大,表明日常交通出行越依赖于公共交通完成)。
至此可知,采用潜在类别模型能较好处理个体日常交通出行方式及居住区位选择决策过程中复杂影响关系。且具体量化后数值,也为规划者和决策者制定干预策略提供依据。如以南京市青年居民为例,收入水平与建成环境(交通、商业、公共服务等),对其居住区位选择具有显著影响。未来城市规划建设越偏向于市郊区域,那么对于中等收入青年居民,特别是对生活方式为L4与L6的青年(总占比31.98%),更具有吸引力。而在交通出行选择方面,同样以南京市青年居民为例,不同生活方式下,公共交通引入力大小体现为:L1=L4>L6>L2>L3=L5。提高公共交通服务水平,能吸引更多L1、L4与L6下的青年居民;但对于L3与L5下的青年居民,公共交通并不具有吸引力。
此外,为进一步说明所构造潜在类别模型,对城市青年居民日常交通出行方式及居住区位选择的解释力,研究对比了其与一般Logit模型[28-30]在预测与解释城市青年居民日常交通出行方式及居住区位选择方面的能力(图2)。从图中可看出,所构建的潜在类别模型在解释与预测城市青年居民日常交通出行方式与居住区位选择上均高于Logit模型。这也进一步表明,引入生活方式概念并将其作为城市青年居民群体细分指标,不仅可更好地同时刻画城市青年居民在日常交通出行与居住区位选择上的需求差异性,也为理解城市空间与青年居民时空选择行为之间互动关系提供了解释与支持。
图2 不同模型下青年居民交通出行方式及居住区位选择预测结果与实际结果对比

Fig. 2 Comparative analysis of predicted and actual outcomes regarding transportation modes and residential location choices among young residents under different models

4 结论与讨论

4.1 结论

本文引入生活方式概念并将其作为城市青年居民群体细分指标,通过构建潜在类别模型,研究了城市青年居民生活方式选择与偏好,与其日常交通出行方式及居住区位选择行为之间的内在联系。基于调查数据,采用聚类分析将青年居民生活方式区分为6种不同类型,即“市区+个人公共交通+家庭私家车”导向、“市区+个人出行无偏好+家庭私家车”导向、“市区+个人/家庭私家车”导向、“市郊+个人/家庭公共交通”导向、“市郊+个人/家庭私家车”导向,及“市郊+个人公共交通+宅家”导向。并基于调查数据,对所建模型中相关参数进行评估。研究发现,不同生活方式下,城市青年居民日常出行方式选择及其居住区位选择存在显著差异;且引入生活方式概念,并将其作为城市青年居民群体细分指标,可有效提高潜在类别选择模型预测精确性。

4.2 讨论

虽然,国外已有研究探讨了城市居民生活方式选择与偏好,与其日常交通出行方式选择行为或居住区位选择行为之间的联系[7,15],但相关研究较少考虑居民生活方式选择与偏好,同时对交通出行方式及居住区位选择两方面带来的影响。在国内,学者们基于时间地理学和行为地理学相关理论与框架,通过对中国城市居民短期与长期行为分析,验证并探讨了中国城市居民生活方式选择与偏好,对其日常交通出行方式选择行为的影响[21,24],但相关研究工作主要聚焦于城市通勤族上下班及城市老年人休闲出行。当下,青年作为城市发展中坚力量,理解城市青年居民住与行需求的差异,可为城市规划与发展及管理者进行有效人本管理活动提供理论支持。
随着社会经济发展、科技进步、消费技术革新、收入增加、生活观念变化,城市青年居民关于住与行的需求及态度正不断发生演变。引入生活方式概念,并将其作为城市青年居民群体细分指标,不仅可提高对城市青年居民出行方式及居住区位选择行为的解释能力,也能帮助管理者更好理解城市空间与青年居民选择行为之间的互动关系,为推动建设“青年发展友好型城市”提供新见解。最后,本文实证研究主要以南京市青年居民为调查对象,未来研究可将调查对象扩展到多个城市,比较同级别城市之间、非同级别城市之间,青年居民生活方式选择与偏好对其时空行为模式的影响。
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