基于地理探測器的烏魯木齊市居民宜居滿意度影響機理

張文琦，王 垚，曹月娥

（1.新疆大學資源與環境科學學院，烏魯木齊 830046；2.烏魯木齊市自然資源勘測規劃院，烏魯木齊 830002；3.上海師范大學環境與地理科學學院，上海 200234）

隨著城市化進程的推進，交通擁擠、環境污染、房價高企、綠化率過低等一系列城市問題相繼出現，直接影響著居民的居住環境和生活質量［1］。與此同時，伴隨著人們日益增長的對美好生活的需求，隨之越來越注重居住環境和生活品質的改善。據此，建設宜居城市成為社會發展的重要議題，也是實現綠色城市、文明城市目標的重要內容。

宜居城市指適合人類生活與居住的城市，大多學者對其定義的描述主要從自然要素、人文要素和空間要素等方面概括［2］。宜居思想淵源久遠，在中國宜居思想源于周代，與風水學、道家思想、園林藝術息息相關。在國外，宜居思想可追溯到古希臘時代，而現代宜居城市探索從19 世紀末開始，經歷萌芽期、雛形期，進入形成期發展的新階段。萌芽期始于19 世紀末工業革命時期，城市化加速，城市矛盾與問題加劇，呼吁和探索人居環境改善。第二次世界大戰之后，宜居城市概念正式提出，標志著宜居城市探索進入雛形期。此時，面對資源環境的嚴峻挑戰、發展極限思維的困惑和城市重建的要求，針對問題探索求解，提出了宜居觀點，并嘗試實踐。20 世紀80 年代后期，宜居研究進入形成期，城市安全問題的突顯，使人類生存的核心問題城市宜居性成為關注的焦點［3，4］。

近年來學術界對城市宜居性的研究主要從以下幾方面進行：一是提出了宜居城市的標準，如Lennard 等［5］提出了 9 個宜居城市的標準，即市民能夠感受到彼此的存在、面對面地交流、能以普通市民的身份參與慶典活動、市民感受到城市安全感、公共空間能夠相互學習、城市應當具備經濟社會文化等多方面功能、市民彼此尊重、城市環境具有美感、市民能夠參與到城市發展的過程中；二是構建居住客觀環境指標體系，以及單指標評價和綜合評價的探討與分析，如Intan［6］在總結大溫哥華地區宜居規劃得失的基礎上，提出宜居性評價指標應包括綠色空間的公平性、生活基礎服務設施、居民的可移動能力和對城市發展決策的參與性等；三是從不同居民的個人屬性特征出發，如年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況等對城市宜居性評價的影響［7，8］。

總的來說，關于城市宜居性的研究，主要從2 個層面出發。一方面運用地學軟件對空間數據進行分析計算，定量評價居住環境的優劣情況［9］。另一方面運用問卷分析法對居民的宜居感受進行評判［10］。因為城市的宜居性由居民的感受來體現，所以不能單靠簡單的客觀數據來判斷城市的宜居性，還要考慮居民對城市宜居性的主觀評價［11，12］。本研究通過大規模問卷調查，運用因子分析法提取了烏魯木齊市居民宜居滿意度主要感知因素，并借助地理探測器方法，從宜居感知因素和居民個人屬性特征2 個視角出發，揭示了烏魯木齊市居民宜居滿意度特征與影響機理，以期為解決城市居住環境問題和建設宜居城市提供依據。

1 研究區域

烏魯木齊市是新疆維吾爾自治區首府，全區政治、經濟、文化、科教、金融和交通中心，是溝通新疆南北和連接中國內地與中西亞及歐洲的交通和通信樞紐，第二座亞歐大陸橋中國西部橋頭堡和中國向西開放的重要門戶（圖1）。現轄天山區、沙依巴克區、新市區、頭屯河區、水磨溝區、米東區、達坂城區及烏魯木齊縣。烏魯木齊市三面環山，地勢東南高、西北低，自然坡度12‰～15‰，海拔680～920 m。地理坐標為東經86°37′33″—88°58′24″，北緯 42°45′32″—44°08′00″。南北最長處約231 km，東西最寬處約176 km。全市行政區域土地面積13 788 km2，其中建成區面積391 km2，常住人口355.2 多萬人。

圖1 研究區域

2 數據來源與研究方法

2.1 數據獲取

2019 年7 月進行了新一輪烏魯木齊市居民宜居滿意度調查，調查區域以烏魯木齊市7 個城區為主，同時兼顧了城市近郊地區烏魯木齊縣。調查方式采取問卷星平臺網絡問卷調查與書面問卷調查2 種方式，網絡問卷主要針對年齡段在50 歲以內的年輕群體，利用問卷星平臺，以微信、QQ 鏈接的方式發送至烏魯木齊市居民社交軟件中，利用手機填寫問卷。書面問卷調查主要針對老年群體，采用隨機攔訪作答方式。調查問卷設計由2 部分組成：第一部分是市民個人屬性特征，包括受訪者年齡、婚姻狀況、受教育程度、戶籍、職業、收入等內容；第二部分由居民對城市宜居滿意度的31 項指標評價構成，包括烏魯木齊市經濟發展水平、居住環境狀況、交通出行狀況、社會治安狀況等指標。31 項分項指標評價采用5 點李克特量表進行打分，“5”代表非常滿意，“4”表示滿意，“3”表示一般，“2”表示不滿意，“1”代表非常不滿意。居民對城市宜居滿意度總得分區間為0～10 分，正式發放問卷前對問卷內容進行了信度和效度測試，針對問卷中出現的部分問題進行了修正和調整。線上線下累計發放問卷350 份，回收310 份有效問卷，有效率達88.57%。

2.2 研究方法與理論框架

2.2.1 因子分析法 因子分析法是根據相關性大小把變量分組，使得同組內的變量之間相關性較高，不同組相關性較低［13］。具體指找出某個問題中可直接測量的具有一定相關性的諸指標如何受少數幾個在專業中有意義且相對獨立因子支配的規律，從而可用各指標的測度來間接確定各因子狀態［14］。在大量變量中，運用降維客觀提取幾個核心變量，用這些因子F替代原有變量X［15］。

2.2.2 地理探測器 地理探測器（Geodetector）分析法是由中國科學院地理學者王勁峰的研究團隊基于Excel 編制的地理探測器軟件，其核心思想是如果自變量對應變量產生影響，則應變量和自變量在空間分布上會呈現相似性假設［16］。地理探測器可以用來度量空間分層差異性和背后的影響因子，判斷各因子之間的關系，以及起重要作用的因子［17］。地理探測器包括風險探測、因子探測、生態探測和交互探測4 部分內容，本研究只運用了地理探測器中的風險探測、因子探測及交互探測。其中風險探測主要探索風險區域的位置，因子探測用于識別哪些因素造成了風險，交互探測用于探索因子是獨立起作用還是具有交互作用，其優點在于沒有冗余的假設條件，適用氛圍相對廣闊，具有明確的物理含義。調查問卷中各類別變量適合采用地理探測器的方法來更好地解釋居民宜居滿意度影響因子機理［18，19］。

1）因子探測：主要測度不同居民個人屬性特征和宜居感知因素對居民宜居滿意度的解釋程度。計算公式：

式中，L為變量Y或因子X的分層，即分類或分區；Nh和N分別為層h和全區的單元數分別是層h和全區的Y值的方差。SSW和SST分別為層內方差之和和全區總方差。q的值域為［0，1］，數值越大，說明Y的空間分異性越明顯；若q=0，說明影響因子X與宜居滿意度Y完全無關，若q=1，說明影響因子X可以完全解釋居民宜居滿意度Y。如果分層是由自變量X生成的，則q值越大，表示自變量X對屬性Y的解釋力越強，反之則越弱［20］。

2）交互探測：用于定量表征2 個影響因子影響宜居滿意度的相互關系。原理如下：設交互后驅動力為q（Xa∩Xb），若q（Xa∩Xb）＜min（q（Xa），q（Xb）），說明Xa和Xb交互后非線性減弱；若 min（q（Xa），q（Xb））＜q（Xa∩Xb）＜max（q（Xa），q（Xb）），則Xa和Xb交互后單因子非線性減弱；若q（Xa∩Xb）＞max（q（Xa），q（Xb）），則Xa和Xb交互后為雙因子增強；若q（Xa∩Xb）=q（Xa）+q（Xb），則兩因子相互獨立；若q（Xa∩Xb）＞q（Xa）+q（Xb），則Xa和Xb交互后非線性增強［21］。

3）風險探測：用于判斷2 個子區域間的屬性均值是否有顯著的區別，用t統計量來檢驗：

式中，tij為t檢驗值，Ri和Rj分別為屬性i和j的宜居滿意度均值分別是屬性i和j的宜居滿意度方差，ni和nj為2 個屬性的樣本量。

2.2.3 理論框架 梳理文獻可得，居民宜居滿意度主要受到城市宜居性評價指標和居民個人屬性特征共同作用。本研究宜居性評價指標主要由城市經濟發展水平、居住環境、交通出行、社會治安、教育與醫療、城市人文環境、綜合生活設施、鄰里關系8 個維度評價指標組成，包括31 項宜居滿意度分項指標。城市宜居性指標是衡量居民宜居滿意度的重要標準，不同維度的宜居評價指標成為宜居滿意度的直接驅動力。居民個人屬性特征包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、戶籍、住房產權、職業類型、平均月收入等信息。居民因個人屬性因子特征不同，從而導致對宜居感知因素的認知與評價差異，進而影響整體宜居滿意度。本研究的理論框架如圖2 所示。

圖2 宜居滿意度理論框架

3 結果與分析

3.1 宜居感知因素提取

按照烏魯木齊市居民對31 項滿意度評價指標高低分別賦值 1～5 分，并利用 SPSS 軟件進行 KMO 和Bartlett 球形檢驗，觀察原始變量是否適合進行因子分析，計算得出KMO 值為0.846，大于0.7 的一般標準；Bartlett 檢驗卡方值為 2 956.63，顯著性P＜0.05，說明數據適合做因子分析。采用主成分分析法，以特征值大于1 為標準進行因子旋轉，最終提取了7 個主成分因子，累計方差貢獻率達74.128%（表1），可以較好地解釋原始變量的大部分信息。

表1 宜居感知因素主成分提取

7 個主成分因子詳細構成特征如下：第一主因子貢獻率為22.427%，在烏魯木齊市的物價、房價、水電暖燃氣供應狀況、手機信號及網絡狀況這4 項指標上具有較高載荷，將其命名為“生活設施因子”；第二主因子貢獻率為15.013%，主要與停車便利性、公共交通內擁擠程度、交通運行通暢性、城市道路質量、交通安全評價指標相關性較高，將其命名為“城市交通因子”；第三主因子貢獻率為10.013%，更多地反映了居民的社區安全管理、子女教育、市民文化素質、文化氛圍、與鄰居關系等指標信息，將其命名為“人文環境因子”；第四主因子的貢獻率為9.684%，主要與城市綠化覆蓋率和社區環境衛生狀況有關，將其命名為“自然環境因子”；第五主因子貢獻率為6.707%，與醫院環境設施的評價、就醫等待時間、醫療條件與技術指標有關，將其命名為“醫療條件因子”；第六主因子貢獻率為5.856%，主要與城市水質污染和雨水排水指標有關，將其命名為“水污染因子”；第七主因子貢獻率為4.428%，主要與揚塵等空氣污染和霧霾污染有關，將其命名為“大氣污染因子”。

3.2 宜居滿意度影響機理分析

對宜居感知因素和居民個人屬性特征進行離散化處理后，借助地理探測器分別對宜居感知因素和個人屬性特征進行風險探測、因子探測和交互探測分析，以期全面揭示烏魯木齊市居民宜居滿意度特征與影響機理。

3.2.1 宜居感知因素對宜居滿意度的影響 利用地理探測器中的因子探測和交互探測對上述7 個主成分因子進行因子探測和交互探測。因子探測主要測度各類宜居感知因素對宜居滿意度的解釋程度（圖3），為各宜居感知因素的因子解釋力，按照宜居滿意度控制性強弱排序依次為城市交通因子＞生活設施因子＞自然環境因子＞水污染因子＞人文環境因子＞醫療條件因子＞大氣污染因子。其中城市交通因子的解釋力最大，為0.061，說明烏魯木齊市居民宜居滿意度受城市交通因子的控制作用最為強烈，即城市交通因子和宜居滿意度評價之間具有最強的一致性，主要原因是居民停車的便利性、公共交通的擁擠度、道路通暢性、安全性等因素對居民身心健康及日常生活產生一定的影響，因此居民對交通因子感知評價結果最可能制約宜居滿意度整體評價。位居第二的控制因子為生活設施因子，因子解釋力為0.047，說明生活設施條件同樣是影響居民宜居滿意度的重要因素，主要由于烏魯木齊市的物價、房價、水電暖氣供應情況以及手機網絡通訊信號是城市宜居性的基本條件，也是評判城市宜居性的依據，所以生活設施因子與宜居滿意度表現出較強的一致性。自然環境因子解釋力僅次于生活設施因子位居第三，因子解釋力為0.046，主要由于城市綠化覆蓋率和社區環境衛生狀況等因素影響，城市綠地和社區環境是居民宜居性的自然本底條件，故自然環境因子與宜居滿意度表現出較強的一致性。水污染因子與人文環境因子的解釋力較為接近，因子解釋力分別為0.044 和0.038。城市水質污染以及雨水排水情況是影響居民宜居滿意度相對重要的因素；而醫療條件因子和大氣污染因子的解釋力偏弱，不足0.04。

圖3 宜居感知因素的因子解釋力

交互探測主要分析各因子對居民宜居滿意度是否存在交互作用（表2）。結果表明，生活設施因子、城市交通因子、人文環境因子、自然環境因子、醫療條件因子、水污染因子、大氣污染因子交互作用后因子解釋力呈非線性增強，即任意2 個因子交互作用都大于單個因子的獨自作用，2 個因子交互作用后影響因素的解釋力會明顯高于單個因子的作用。其中，城市交通因子和人文環境因子交互作用后解釋力最大，解釋值為0.421，說明城市交通因子與人文環境因子交互作用后對居民宜居滿意度影響力顯著提升。其中城市交通因子與宜居滿意度密切相關，是影響居民宜居滿意度的內在驅動力，人文環境因子是影響宜居滿意度的間接驅動力。從交互探測結果來看，7 個因子相互作用后，解釋力均在0.1 以上，說明影響居民宜居滿意度的因素在各因子共同作用下相互影響。

表2 宜居感知因素交互性探測解釋力

3.2.2 個人屬性特征對宜居滿意度的影響 利用風險探測探討居民個人屬性特征對宜居滿意度的影響（表3），結果發現，不同個人屬性特征居民的宜居滿意度差異明顯。在0.05 置信水平下，宜居滿意度存在顯著差異的影響因素主要有性別（T1）、年齡（T2）、婚姻狀況（T3）、受教育程度（T4）、戶籍（T5）、住房產權（T6）、職業類型（T7）、平均月收入（T8）。其中，受訪者中男性宜居滿意度低于女性；年齡在30 歲以內的居民宜居滿意度相對較高，31～60 歲內年齡越大的居民宜居滿意度越低，60 歲以上的居民宜居滿意度最高；已婚人群宜居滿意度大于未婚人群，而離異及其他人群宜居滿意度相對較低；受教育程度在小學至大專內的居民，文化程度越高宜居滿意度越高，本科學歷的居民宜居滿意度普遍較低，碩士及以上學歷的居民宜居滿意度高于本科學歷；有本市戶籍的受訪居民宜居滿意度遠高于沒有本市戶籍的居民；個人擁有住房的居民宜居滿意度高于租房和住單位宿舍的居民；職業類型為退休人員和體制內工作人員的宜居滿意度最高，學生次之，其余職業類型的居民宜居滿意度相對較低；平均月收入在10 000 元以上的居民宜居滿意度最低，平均月收入在6 000～8 000元的居民宜居滿意度最高，其余收入的宜居滿意度相對較低。

表3 不同個人屬性特征的宜居滿意度得分比較

因子探測分析得到不同個人屬性特征的因子解釋力大?。▓D4），按照因子解釋力大小排序為職業類型＞婚姻狀況＞受教育程度＞戶籍＞住房產權＞平均月收入＞年齡＞性別?？梢钥闯?，職業類型對居民宜居滿意度控制作用最強，因子解釋力為0.016 7。其原因是職業類型決定收入狀況，收入狀況決定城市社會分層和居住環境的區位要素，居住環境越優越宜居滿意度會更高；此外，職業類型決定了居民業余休閑時間的比例，業余休閑時間相對較寬裕的職業對于宜居滿意度更高，因此職業類型與宜居滿意度表現出最強的一致性?；橐鰻顩r和受教育程度對宜居滿意度具有次要的控制作用，因子解釋力分別為0.011 1 和0.009 3。主要由于婚姻狀況代表了居民生活穩定程度，從而間接決定了居民宜居滿意度；受教育程度不同的居民對宜居條件要求各不相同，從而也是影響宜居滿意度相對重要的因子。住房產權、戶籍、平均月收入三者對宜居滿意度也有一定的控制作用，住房產權部分解釋了居民在城市的經濟能力，戶籍特征差別隱含著居民社會福利等相關利益，平均月收入決定了居民經濟能力以及居住環境，因此三者都是影響居民宜居滿意度的重要因子。年齡和性別的因子解釋力均低于0.003，說明年齡和性別對居民宜居滿意度影響非常微弱。

圖4 個人屬性特征的因子解釋力

交互探測結果（表4）表明，居民個人屬性特征對宜居滿意度存在交互作用，任意2 個因子交互作用后因子解釋力均表現為非線性增強。其中居民受教育程度（T4）和居民職業類型（T7）二者交互作用后因子解釋力最強，達到0.175。表明在任意2 個居民個人屬性因子的控制下，宜居滿意度內部差異會縮小，交互作用后因子解釋力明顯增強，證明了每位受訪者都是個人屬性因素的綜合體。

表4 個人屬性特征交互性探測解釋力

4 小結與建議

4.1 小結

探討烏魯木齊市居民宜居滿意度形成機理對改善居民生活質量、提高社會和諧度以及加強城市宜居建設等具有重要的實踐意義。本研究利用因子分析法從31 項滿意度評價指標中提取了7 項影響居民宜居滿意度的主要感知因素，并借助地理探測器較好地解釋了宜居滿意度影響機理，為開展宜居滿意度相關研究提供了新視角和方法，同時也為烏魯木齊市城市建設提供了有益啟示，得出如下主要結論。

1）通過問卷調查數據可知，居民宜居滿意度主要由7 個宜居感知因子構成，按因子解釋力強弱排序依次為城市交通因子＞生活設施因子＞自然環境因子＞水污染因子＞人文環境因子＞醫療條件因子＞大氣污染因子。表明影響烏魯木齊市居民宜居滿意度的關鍵因素主要為城市交通因子、生活設施因子和自然環境因子，其他因子為影響宜居滿意度的間接驅動力。

2）宜居滿意度與宜居感知因素評價具有相對一致性，且宜居感知因素兩兩交互后因子解釋力會明顯增強。表明宜居滿意度評價存在典型的“木桶效應”現象，即任意宜居感知因素評價較低，但任意2個因子交互作用后都大于單個因子單獨作用，因此宜居滿意度高低受到各項宜居感知因素的共同影響和制約作用。

3）與宜居感知因素相比，個人屬性特征對宜居滿意度的因子解釋力普遍偏弱，其中職業類型、婚姻狀況、受教育程度等因素對宜居滿意度的因子解釋力相對較強。從風險探測來看，女性、已婚、60 歲以上、有本市戶籍、受教育程度較高、自有房產、平均月收入在6 000～8 000 元等社會群體的宜居滿意度相對較高。此外，個人屬性特征兩兩交互后因子解釋力增強，說明居民是多種屬性特征的社會綜合體，個人屬性特征因素交互作用后對宜居滿意度具有更好的解釋作用。

4.2 建議

根據研究結論，針對未來烏魯木齊市的城市建設，得到如下政策建議。

1）注重宜居城市的交通建設。近年來由于烏魯木齊市軌道交通建設，導致部分路段出現交通擁堵、停車不便等問題。伴隨著市區人口基數增大，交通問題愈發嚴重，故城市交通建設成為宜居感知因素的短板因素，且對宜居滿意度整體評價產生制約，因此烏魯木齊市宜居城市的建設應重視城市交通整體協調發展。

2）重點改善生活設施因子和人文環境因子。受訪者中約有1/3 的居民認為烏魯木齊市的物價、房價較高，因此管理者和執行者在做好經濟宏觀調控的同時，也要考慮居民宜居性要素；人文環境因子亦是影響烏魯木齊市宜居滿意度的重要因子，分析結果表明，教育質量、市民素質、文化氛圍、人與人之間的和諧度等因素對宜居滿意度有明顯影響作用，亟需重點關注與改善。

3）城市管理者應當考慮宜居城市建設的社會平衡問題，關注社會不同群體的居住環境需求。政府和規劃部門不僅要重視城市宜居要素供給的公平與合理性，同時也要關注社會弱勢群體對居住環境的特殊要求，盡量避免烏魯木齊市在城市建設中出現分化現象。