環境行為學視角下建成環境與兒童出行影響機制研究

徐夢一 沈 瑤 張 瀟 (英)海倫·伍莉

聯合國第2屆人居環境會議上提出了“兒童友好城市”(Child Friendly Cities，CFC)倡議。隨后，聯合國兒童基金會(UNICEF)發布多個建設指導文件，如《創建兒童友好城市行動框架》(Building Child Friendly Cities—A Framework for Action)首次明確把“能夠安全、獨立地在街道上行走”作為12條兒童權利目標法則之一；《兒童友好型城市規劃手冊：為孩子營造美好城市》則進一步提出城市規劃之交通原則——“為兒童和社區發展主動交通和公共交通，確保他們能獨立出行”。2021年，中國發改委等多部門印發的《關于推進兒童友好城市建設的指導意見》提出“改善兒童安全出行體驗。完善慢行交通體系，加強人行道、自行車道規劃建設，優化校園周邊步行線路規劃和人行設施，保障兒童出行安全”。可見，在兒童友好城市的建設中，確保兒童安全、獨立出行已是國際通識，建設安全兒童出行空間更是重要研究議題。

近年來，學界關注到城鎮化的快速推進威脅到兒童交通、社會和健康等生活環境的安全性：機動車對路權的絕對控制、空間匿名、環境污染等。兒童因受到交通等建成環境[1]，兒童性別、年齡、家庭狀況等個體差異，安全感知(即兒童及其家長對建成環境安全性的直接感受和認知)和其他原因被動選擇非主動出行方式，進而影響身體健康。因此，厘清兒童出行決策的影響機制，對針對性改善兒童消極出行決策，甚至促進環境可持續發展具有重大意義。長沙作為我國率先提出創建CFC的城市，將長沙近郊區鄉鎮納入建設范圍，積極推進兒童友好城鄉建設。近郊小城鎮因受城市發展影響，雖擁有豐富的自然山水資源，但多級別道路匯集與穿越、交通管制缺乏等交通問題給兒童安全出行造成了一定影響，所以復雜多樣的環境對兒童出行的影響機制也需深入研究。

1 研究背景

1.1 環境行為學視角下的研究模型

國內有學者通過整理兒童獨立活動(Children's Independent Mobility，CIM)既往文獻，總結出42個相關的城市建成環境因素①[2]；但對環境要素的主觀認知通常比客觀環境要素本身具有更強的解釋力度：兒童地理學空間協商理論的早期研究就發現，家長對環境安全程度的負面感知所帶來的“父母許可度”低值，是CIM的主要障礙[3]。與此同時，也有研究證實，兒童年齡、性別等個人因素不僅會對應相異行為特征和規律，還會對環境形成不同的認知結果。

環境行為學綜合考量客觀環境要素、主觀感知，整體解析人的行為和經驗與環境之間作用的科學關系及內在成因，即人與環境相互作用的生態系統②，從理論角度建立、支撐并完善本文“建成環境-安全感知-兒童出行行為-建成環境”的研究模型(圖1)。

圖1 “建成環境-安全感知-兒童出行行為-建成環境”研究模型

1.2 兒童出行行為決策的影響要素

以“兒童出行”“獨立移動”“通學”“安全感知”等相關詞匯檢索近10年來國內外相關文獻，并研讀關鍵性研究發現，兒童出行行為決策的影響要素在“個體差異”方面多側重于兒童年齡與性別、家庭狀況，而對建成環境的“安全感知”則集中在對交通、社會和自然3類環境的關注。

1.2.1 個體差異

1)年齡與性別差異：隨兒童年齡增長及其判斷、認知、反應能力的逐步具備，出行模式由被動的必要性陪伴向主動和獨立階段過渡。不同年齡段兒童出行對家庭成員產生的約束類型[5]，可從側面反映兒童活動的獨立性隨年齡增長而增加的一般特征規律。兒童從開始具有基本認知和行動能力的6～12歲③，是CIM的關鍵時期。兒童性別方面，男孩在周末的獨立活動水平略高于女孩[6]，但更多研究表明其與出行決策[7-8]、父母許可度并無關聯[6]。

2)家庭狀況差異：家長的教育程度因與家長體力活動量存在潛在關聯，而作為中介變量對CIM水平產生影響[9]；同時，父母工作對應的不同通勤制約度和類型會在一定程度上決定兒童的出行方式[10]，未從事有償工作的父母對CIM的允許度通常低于具有有償工作的父母[7]；另外較多研究表明，家校距離是兒童做出積極出行(AST)④決策的主要障礙[12]，其與CIM水平和積極出行方式之間均存在負相關性：住家離學校更近的兒童會更趨于獨立出行[13]，并選擇步行等主動交通方式[14]。

1.2.2 安全感知

1)交通環境方面：道路交通與安全感知程度的相關性得到證實[13]。具體通過對交通信號燈、人行橫道、步道等設施構成的交通環境感知狀況來影響兒童通學方式選擇和CIM水平[9，15]；對自行車出行者而言，專屬自行車道及其與機動車道之間的隔離緩沖措施等相關基礎設施設置、路面狀態與維護等，對安全感知度的影響較大[16-17]；機動車交通量與行駛速度也顯示出與感知安全水平的關聯性[14，17-18]；還有研究者注意到，警示標識、交通協管員、警察維護等利于保障良好交通環境規則與秩序的措施，可帶來積極感知[14，17-18]。

2)社會環境方面：通過“鄰里關系”[13，15，19]和“陌生人”[13-15]影響兒童和家長對出行行為的決策。其中，鄰里關系包括鄰里熟知度[15]、聯結度[19]、凝聚力[13]等，良好的鄰里關系所形成的領域感、控制感和認同歸屬感可以改變安全認知[20]，并能夠以自然監視、主動關注的行動，為兒童提供CIM及AST的決策支持，同時也對陌生人誘拐、欺凌等暴力犯罪[16]、社會不文明現象和公共場所的危險行為[21]等社會安全問題起到一定程度的監管與抑制作用，增強感知安全水平和CIM的信心[22]。

3)自然環境方面：“綠植”通常以其形成空間或界面的透明度和可見性來從視覺角度擾動安全感知結果，隱蔽和有較多遮擋的空間往往有較低的感知安全度[13，16-18]，水體等景觀要素對兒童造成溺水等威脅也需加以注意。

除以上3點外，還有文獻補充了破壞和涂鴉等“破窗”現象⑤、流浪狗[23]等潛在危險因素可能會對兒童感知的環境安全水平產生較為強烈的影響。既有文獻多聚焦個別影響要素，缺乏“環境-人-環境”辯證視角、全面和系統性的研究及結論，同時國內外地域差異也會帶來局限性，故需要進行我國本土背景的進一步驗證和針對性探索。因此，本文以環境行為學視角的研究模型為基礎，對長沙市岳麓區近郊小城鎮——蓮花鎮為例開展實證調查研究，解析小城鎮建成環境對6～12歲兒童(通學是6～12歲學齡兒童最主要的出行行為，也是本研究重點)出行行為決策(CIM水平和出行方式)的影響因素與機制。

2 兒童出行行為決策影響機制的調查研究

2.1 調查概要及研究方法

以在交通、自然和社會環境等方面具有一定小城鎮代表性的蓮花鎮為調查范圍。鎮匯集省、縣道，并與國道相接，第五實驗小學⑥(以下簡稱“五小”)周界800m區域包含縣道，每日承載包括運輸車輛在內的較大交通量；1條約300m長的步行道與五小相連，但有效通行寬度不足，且步道盡端的丁字路口在通學高峰期常存在擁堵狀況，交通較為復雜(圖2)。自然環境方面，大量農林用地及水塘、河流等水體散布，五小附近有2處，且防護措施較弱(圖2)。全鎮具有熟人社會特性，鄰里熟知度和對陌生人出現的敏感度較高。流浪狗較為常見。

圖2 蓮花鎮環境概況

首先，結合前期半結構式深度訪談(獲取定性的初步數據，以完善后期調查框架和重點內容)及后期問卷2種方法，面向五小1～6年級學生及其家長，針對兒童個體差異、出行決策、感知安全等采集數據，獲得累計涉及1 509名兒童的訪談樣本5份，有效問卷樣本1 191份。其次，依據研究模型，通過交叉分析(個體差異并非本研究最關注部分，故選用此分析方法僅以實證2個變量間是否具有顯著相關性)探究個體差異與兒童出行行為決策的關系，以及Logistic二元回歸模型(由研究綜述可知，兒童出行行為決策受多因素影響，而本研究著重關注建成環境的安全感知對兒童出行行為決策的影響，其中“兒童出行行為決策”為因變量，通過文獻及現場調研歸納出8種出行行為決策，每種決策只存在選擇和不選擇2種概率，即為1或0的二分類變量，故采用此方法)來研究影響兒童出行行為決策的主要環境安全感知因素。最后，以此獲取具體的影響相關性結論，最終得到影響機制模型。

2.2 個體差異對兒童出行行為的影響調查

2.2.1 年齡與性別差異

交叉分析結果(P<0.05表示顯著相關)表明，兒童年齡與CIM顯著相關(P=0.000)，但對出行方式選擇不存在顯著影響(P=0.170)。除去校車的客觀干擾外，利用私家車通學的方式在各年齡中均具有最高分擔率，其次為自行車⑦與步行(圖3)。兒童性別與CIM未顯示顯著相關性(P=0.229，圖3)。

圖3 兒童年齡與CIM水平、出行方式選擇的關系(3-1)及兒童性別與CIM水平的關系(3-2)

2.2.2 家庭狀況差異

家長的教育程度與CIM未顯示顯著相關性(P=0.640)，但家長工作類型與之顯著相關(P=0.019)，這可能與家長工作時間是否具有彈性有關(圖4)。

圖4 家長教育程度、工作類型與CIM水平的關系

家校距離也與出行方式顯著相關(P=0.000，圖5)：學校位于10min步行可達范圍內時，“步行”的貢獻率占絕對優勢；隨家校距離增加，“步行”方式分擔率在明顯下降時，“私家車”始終占據較高比例。另可見，家校在步行10～30min距離時，選擇以“自行車”作為出行方式維持在比較穩定的比例，但超過30min步距后，選擇步行、自行車方式比例明顯下降，而“校車”做出較大分擔，有效緩解了對“私家車”的依賴。“公交車”在家校距離變化過程中的占比始終處于低值，可能與家校間公交路線及站點分布不足有關。

圖5 家校距離與兒童出行方式的關系

2.3 安全感知對兒童出行行為決策的影響調查

2.3.1 半結構式訪談

訪談記錄均顯現出兒童及其家長對水體形成的溺水風險、綠植豐富的山林等易造成視線盲區的負面安全感知。道路復雜且缺少指引易讓兒童尋路困難和迷路，是交通環境方面不安全感知的主要來源。訪談結果為后期問卷增加對水體、道路復雜程度及導向標識等影響要素感知調查提供了依據。

2.3.2 問卷調查

問卷綜合文獻及訪談結果中影響兒童出行的環境要素(表1)，感知調查結果如下。

表1 影響兒童出行行為決策的環境安全感知要素及生成問卷

1)交通環境。

兒童及家長對交通環境現狀均反饋較多負面感知(圖6)：認為交叉路口是引發不安全感知的重要地點，以及復雜道路帶來的不安全感；此外，家長對于機動車交通量及速度的安全感知最為強烈，對步道、自行車道及其基礎設施設置和步道、自行車道道路狀況有不同程度的關注；無人報告交通秩序與規則對環境安全感知的影響。

2)社會環境。

兒童和家長對陌生人威脅的感知存在較為明顯的結果差異，更多的兒童(52%)認為有陌生人的地方不夠安全，相比之下，較少家長(23.3%)將陌生人誘拐看作是影響兒童出行決策的因素(圖6)。這與兒童尚未形成熟人鄰里⑧自然監視與陌生人威脅的關聯認識有內在關系。

3)自然環境。

兒童及家長對水池、水塘、河流等水體有較為強烈的不安全感知，兒童尤甚，但綠植所產生的感知影響并不明顯。整體而言，自然環境要素對兒童的安全感知影響效力相較于家長更大(圖6)。

另外，598名兒童認為流浪狗是出行途中較大的潛在不安全因素(圖6)。無人報告“破窗現象”的影響力。

圖6 兒童及家長的安全感知狀況統計

對于問卷數據中環境安全感知要素與兒童出行行為決策之間的影響關系，進一步通過SPSS軟件進行Logistic二元回歸分析⑨發現，影響要素主要見于交通和自然環境(表2)，具體相關性如下所述。

表2 “不同出行行為決策——有顯著影響力的安全感知要素”關系列表

1)兒童對水體等自然環境的感知安全，對“獨自步行(Y1)”呈現負向顯著影響(P=0.014)，即兒童對水體的感知安全越低，選擇獨自步行的可能性就越小。而家長未報告與“獨自步行”決策有顯著影響關系的感知要素。

2)“獨自騎行(Y2)”選項的樣本量僅為25，尚不具備統計學意義，故在此不做討論。

3)“獨自乘坐公交車(Y3)”出行與家長對水體安全的感知水平具有正向顯著影響(P=0.036)關系，即家長對水體感知安全越低，讓兒童選擇獨自乘坐公交車的可能性就越大。對于兒童對“流浪狗”安全感知會負向顯著影響(P=0.001)“獨自乘坐公交車”決策的結果，通過深入分析發現，當兒童對“流浪狗”感知安全度越低時，越傾向選擇步行、騎行和公交車陪伴出行，而非獨自乘坐公共交通，可以看出兒童尋求建立安全感的心理。

4)兒童對交叉路口(X11，P=0.036)、流浪狗(X71，P=0.022)的安全感知，以及家長對交通量和車速(X21)的安全感知(P=0.038)，在家長“陪伴步行(Y4)”出行決策中均呈現正向顯著相關性。但家長在擔憂陌生人威脅(X61，P=0.049)時，負向顯著影響“陪伴步行”決策，選擇陪伴步行的可能性降低，轉而選擇私家車、校車和陪伴騎行。

5)“陪伴騎行(Y5)”出行決策的顯著相關因素有兒童對復雜道路(X12，P=0.038)和流浪狗(X71，P=0.024)的感知，家長對交通量和車速(X21，P=0.014)、交叉路口(X22，P=0.003)、復雜道路(X25，P=0.035)的安全感知。以上皆呈正顯著相關。

6)復雜道路(X12，兒童P=0.008；X25，家長P=0.004)、交通量和車速(X21，P=0.048)，以及兒童對流浪狗(X71，P=0.001)的安全感知，均是家長“陪伴乘坐公交車(Y6)”決策的正顯著相關因素。

7)家長對包括步行道和非機動車道(X24，P=0.012)、交叉路口(X22，P=0.000)和復雜道路(X25，P=0.037)的交通環境要素感知，均與“開車(Y7)”接送出行呈正顯著相關。而兒童可能因較為被動的決策角色，未報告相關要素。

8)兒童感知到難以尋路的復雜道路(X12，P=0.039)對乘坐“校車(Y8)”的出行決策具有負向顯著影響，而與家長缺少步行道和非機動車道(X24，P=0.034)的感知具有正向顯著影響關系。

3 結論和建議

本研究采用交叉分析和Logistic二元回歸分析探究建成環境安全感知及個體差異對兒童出行行為決策的影響，結果顯示出在已有研究基礎上具有更為突出影響力的要素和補充要素：首先，對自然環境安全程度的評價是CIM決策的主要干擾，與調查對象水體較多且防護較弱的現狀有關；其次，清晰展示出對交通環境，包括機動車交通量及速度(X21)、交叉路口(X11、X22)、步道、自行車道及其基礎設施設置(X23、X24)、復雜道路(X12、X25)的負面感知，在很大程度上決定了兒童及家長做出陪伴型出行的決策，從而削弱了兒童獨立出行的機會。同時后續調研發現，完善道路系統及增設攝像頭、人行道護欄和上下學道路指示牌等服務設施，可帶來正面感知，這也是對既有文獻成果的補充。

“個體差異”方面，家長工作類型、兒童年齡與CIM決策，家校距離與兒童出行方式選擇的顯著影響均被證實與既有文獻一致的結論。并進一步發現，在小城鎮，步行低于20min的家校距離能提高積極出行方式的選擇比例，而對于較遠距離，校車有助于降低對私家車的選擇占比。但在“家長教育程度”是否帶來影響上，存在差異性結論。

綜上所述，兒童出行行為受到個體因素、環境因素和其他因素直接或間接的影響(圖7)，在除去個體因素的干擾后，個體通過對環境因素和其他因素的安全感知結果影響了兒童出行行為決策，因此提升個體對建成環境的安全感知有助于兒童獨立且積極的出行，進而促進兒童健康成長。提出以下幾點建議。

圖7 建成環境與兒童出行行為的影響機制模型

1)空間布局方面，厘清路網結構，明確道路級別和屬性；充分考慮兒童公共基本服務設施的步行可達性，合理配置兒童日常使用路徑上公共交通站點等基礎設施。2)道路設計方面，改善小城鎮缺乏獨立步道與自行車道的現狀，保證安全性與連續性。3)交通設施配置方面，慢行道路匹配相應的穩靜化措施，重視交叉路口等交通節點設計的合理性，尤其應同步配備和完善相應適兒化的設施、設備等。4)社會環境方面，有意識地運用環境設計預防(CPTED)⑩原則，正視小城鎮自然山水與安全隱患之間的矛盾，在平衡人工環境與自然環境共生關系的基礎上，兼顧提高環境整體自然監視能力和視線通透度，以及降低陌生人威脅等。另外，加強對流浪狗等環境潛在危險因素的管理，并定期開展提升兒童應對危險能力的安全環境教育，也是消減兒童產生負面安全感知從而做出積極出行決策的重要措施。

4 結語

隨著兒童友好城市建設的推進，城市建設過程中納入了更多對兒童群體的關注，而兒童能否安全出行也成了衡量兒童城市友好性的重要標準。本研究從環境、個體和其他維度總結了影響兒童出行行為決策的要素，并以長沙市近郊區蓮花鎮為例，從環境行為學視角梳理出建成環境、安全感知和兒童出行行為決策之間的影響機制，可為兒童友好城市建設、適兒化空間設計等方面的深入研究提供依據，但具體空間設計的落實還有待進一步研究。研究還發現，安全感知對兒童出行行為決策有一定影響，在不改變或微更新環境基礎上通過使用智能設備(如電話手表)是否及多大程度上能增強家長對兒童監視從而提升感知安全，進而促進兒童獨立出行值得深入探究。本文的實證研究聚焦小城鎮，與高密度中心城區的建成環境有一定差異，因此不同類型環境對兒童出行行為決策的影響機制也需進一步完善。

注：文中圖片均由作者繪制。

注釋：

① 原文將“家校距離”作為城市客觀建成環境因素之一。但本研究考慮到家校距離在很大程度上是家庭可控因素，故歸入“個體差異”中的“家庭狀況差異”。

② 環境行為理論有環境決定論、相互作用論和相互滲透論3種觀點。環境決定論以環境決定人的行為的S-O-R(Stimulus-Organism-Response)為模型，偏向單向思維；相互作用論指出人與環境作為二元獨立要素而相互作用，環境能夠決定人的行為，人也可以通過行為修正環境；而相互滲透論則超越二元論思想，指出人對環境既具有物質、功能性作用，也包含價值賦予和再解釋的能動作用，環境的性質和意義可能會被人的行為完全改變[4]。

③ 《中華人民共和國道路交通安全法》第64條規定：學齡前兒童以及不能辨認或者不能控制自己行為的精神疾病患者、智力障礙者在道路上通行，應當由其監護人、監護人委托的人或者對其負有管理、保護職責的人帶領。

④ 兒童日常基本的出行方式可概括為3類：以步行、自行車為代表的積極出行方式(AST)，以私人汽車等作為交通工具的非積極方式[10]，以及校車等類型的定制出行方式[11]。

⑤ 源于犯罪學里的破窗理論(Broken Windows Theory)，由Wilson及Kelling提出，此理論認為環境中的不良現象如果被放任存在，會誘使人們仿效，甚至變本加厲。

⑥ 第五實驗小學為蓮花鎮規模最大、招生人數最多的小學，學生最為集中。

⑦ 深入分析數據發現，自行車出行幾乎是家長騎自行車接送，與兒童獨自騎自行車出行的方式比例為423:25。

⑧ 在前期實地踏勘和對鄰里熟知度調查時發現，當地的鄰里熟知程度較高，僅有11%的兒童認為“對鄰里不熟悉”，而認為“比較熟悉”和“非常熟悉”的比例分別為31%和58%。

⑨ 借助SPSS 25.0軟件，分別對8種出行決策建立的二元Logistic回歸模型進行估計。變量描述及公式如下：設Y為因變量“兒童出行行為決策”(具體包括8種決策：獨自步行Y1、獨自騎行Y2、獨自乘坐公共交通Y3、陪伴步行Y4、陪伴騎行Y5、陪伴乘坐公共交通Y6、開車Y7、校車Y8。決策發生率：選擇=1，不選擇=0)，X為自變量“建成環境安全感知影響要素”(具體為交通、自然、社會和其他4類建成環境的14項，如兒童對過馬路的安全感知X11、家長對車速車流量的安全感知X22等)，Z為兒童的出行行為決策建成環境安全感知影響要素的線性函數，則：

式中，Z為兒童做出相應出行決策的概率；β0為截距項；X為自變量；β11，β12，…，β71分別為14個待估計參數。根據二元Logistic回歸模型，可得：

式中，n=1～8。

⑩ 由Jeffery提出，英文全稱為Crime Prevention Through Environmental Design。