1 引言

改革開放以來,隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生活水平的提升,中國居民平均壽命由1981年的67.77歲增長到2015年的76.34歲;但另一方面,高血壓、糖尿病等嚴(yán)重危害人類健康的慢性病發(fā)病率呈現(xiàn)上升趨勢,健康問題日益嚴(yán)重。十八屆五中全會(huì)將“健康中國”上升為國家戰(zhàn)略,這既是廣大民眾收入水平提高后對高生活質(zhì)量的訴求,也是提高國民素質(zhì)、實(shí)現(xiàn)國富民強(qiáng)的必然選擇。健康與地理環(huán)境的關(guān)系密不可分,《黃帝內(nèi)經(jīng)》中已闡述了地理環(huán)境差異對群體健康產(chǎn)生的不同影響,并指出地理知識對于醫(yī)生的重要性,“地方病”便是地理環(huán)境影響健康的典型例子?，F(xiàn)代社會(huì)中越來越突出的肥胖問題同樣與地理建成環(huán)境密切相關(guān)。個(gè)人體重是能量攝入和能量消耗平衡的結(jié)果[1],而建成環(huán)境能夠通過影響體力活動(dòng)和食品環(huán)境對能量消耗和攝入產(chǎn)生作用,從而進(jìn)一步影響肥胖和健康。肥胖本身不僅是一種慢性病,而且肥胖患者更容易患高血壓、糖尿病等慢性病,對人類健康產(chǎn)生極大威脅?！吨袊用駹I養(yǎng)與慢性病狀況報(bào)告（2015）》顯示,中國成年人超重率在2002-2012年間,由22.8%迅速上升為30.1%,但國內(nèi)鮮有文獻(xiàn)從建成環(huán)境視角研究肥胖問題。因此,本文探討建成環(huán)境與出行方式及超重的關(guān)系,旨在為“健康中國”戰(zhàn)略的政策制定提供科學(xué)依據(jù)。

建成環(huán)境因素主要包括密度、土地利用混合度、設(shè)計(jì)、距公交站距離和設(shè)施可達(dá)性[2],可步行性、城市蔓延、食品環(huán)境也作為影響肥胖的建成環(huán)境因素而經(jīng)常被考慮[3]。

從已有文獻(xiàn)可以看出,建成環(huán)境對肥胖的影響主要通過改變出行方式而改變體力消耗實(shí)現(xiàn)[4]。通常來說,隨著密度的提高,城市緊湊發(fā)展,出行方式由私人機(jī)動(dòng)車向公共交通系統(tǒng)、體力型交通轉(zhuǎn)變[5-8],可以降低肥胖風(fēng)險(xiǎn)[9-10],但一項(xiàng)對中國南京的研究表明密度的提高會(huì)增加肥胖的可能性[11]。土地混合利用可以增加目的地的可達(dá)性,提高使用體力型交通方式的可能性[8, 12],從而降低肥胖風(fēng)險(xiǎn)[13-15]。運(yùn)用不同方法測度的土地利用混合度,其研究結(jié)果不盡相同[16],有研究發(fā)現(xiàn)土地混合利用會(huì)提高飯店、快餐店的可達(dá)性,從而增加體重[17]。在設(shè)計(jì)方面,對社區(qū)附近公園進(jìn)行改造升級后,公園使用者及其體力活動(dòng)量均有所提升[18];距公交站距離越近,居民乘坐公交出行的意愿會(huì)越高,同時(shí)會(huì)帶動(dòng)體力型交通方式的使用,從而降低肥胖風(fēng)險(xiǎn)[9, 15-16];居住地附近公共服務(wù)設(shè)施可達(dá)性越高、體系越完善、品質(zhì)越好,道路連通性越高,都會(huì)增加體力型交通出行的概率[19],從而降低肥胖風(fēng)險(xiǎn)[20-21]。可步行性以及城市蔓延是由密度、土地混合利用程度、道路聯(lián)通性等因素組成的綜合變量,用于探討建成環(huán)境對超重和肥胖的影響?？刹叫行愿叩慕謪^(qū),會(huì)引導(dǎo)居民體力型交通出行,降低肥胖風(fēng)險(xiǎn)[22-23],而城市蔓延則帶來城市無序增長,小汽車依賴增強(qiáng),以至于較高的超重和肥胖風(fēng)險(xiǎn)[24-25],結(jié)論并不完全一致[17]。此外,具有較多飯店、快餐店的食品環(huán)境則會(huì)提高食品或者高熱量食品的可接近性,增加肥胖風(fēng)險(xiǎn)[13, 26]。由于建成環(huán)境對肥胖的作用可能受到居民“自選擇”即對出行方式或者生活態(tài)度偏好的影響,部分研究控制了居民對與社區(qū)或者交通方式的自選擇,不過結(jié)論并不統(tǒng)一[27-29]。此外,肥胖問題還受到年齡、性別、種族、收入、社區(qū)安全等方面的影響,并且在不同的地域范圍,建成環(huán)境對肥胖問題的影響也有所差異[16, 26, 28-30]。

綜上,目前關(guān)于建成環(huán)境對肥胖或超重影響的文獻(xiàn)主要集中在美國等西方發(fā)達(dá)國家,對于中國的研究鮮見,中國建成環(huán)境及國情與發(fā)達(dá)國家差別較大[8],并且已有證據(jù)顯示中國可能具有與發(fā)達(dá)國家不同的規(guī)律[11],因此,國外經(jīng)驗(yàn)不能直接應(yīng)用于指導(dǎo)中國實(shí)踐,迫切需要開展針對中國的專門研究。其次,建成環(huán)境通過出行方式影響個(gè)體超重是多數(shù)研究默認(rèn)的影響路徑,已有研究多采用單方程模型,難以驗(yàn)證該路徑的有效性[31],而且也忽視了可能存在的其他影響路徑。最后,個(gè)體研究往往存在位于一個(gè)地理單元內(nèi)的空間自相關(guān)問題,已有研究較少考慮解決這一問題,對結(jié)果的真實(shí)性造成一定影響[13, 15]。因此,本文基于中國個(gè)體數(shù)據(jù)來探討建成環(huán)境對個(gè)體超重的影響,運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型來更準(zhǔn)確地檢驗(yàn)建成環(huán)境、出行與超重三者之間的因果關(guān)系,采用聚類標(biāo)準(zhǔn)誤解決樣本個(gè)體的空間自相關(guān)問題,使研究結(jié)論更加穩(wěn)健可靠。

2 方法與數(shù)據(jù)

2.1 技術(shù)路線與方法

根據(jù)數(shù)據(jù)可得性,鑒于建成環(huán)境、出行方式和超重之間存在復(fù)雜的因果關(guān)系,本文構(gòu)建聯(lián)立的結(jié)構(gòu)方程來檢驗(yàn)多個(gè)影響路徑的存在,即建成環(huán)境不僅直接作用于個(gè)體超重,還通過出行方式間接作用于個(gè)體超重。聯(lián)立的一個(gè)方程檢驗(yàn)建成環(huán)境對出行方式的影響,另一個(gè)方程檢驗(yàn)建成環(huán)境和出行方式對超重的影響。由于樣本個(gè)體位于不同的區(qū)縣,而每個(gè)區(qū)縣內(nèi)的個(gè)體具有空間相關(guān)性,故在模型中采用聚類標(biāo)準(zhǔn)誤來達(dá)到個(gè)體獨(dú)立的統(tǒng)計(jì)要求。此外,為了盡可能地減輕自選擇所帶來的偏誤,在模型中加入每日鍛煉時(shí)間這一變量,以控制居民個(gè)體對鍛煉的偏好或?qū)w重控制的態(tài)度。

2.2 數(shù)據(jù)與變量

本文使用數(shù)據(jù)全部來自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）,數(shù)據(jù)共兩期,分別收集于2010年與2012年,樣本覆蓋約占全國總?cè)丝冢ú缓?、澳、臺）95%的25個(gè)省、市、自治區(qū)。CFPS抽樣方式為多階段、多層次、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣,第一階段為行政性區(qū)縣抽樣,第二階段為行政性村、居委會(huì)抽樣,前兩階段以社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平作為主要分層變量,保證樣本可以反映全國真實(shí)經(jīng)濟(jì)水平狀況;第三階段為家庭抽樣,使用地圖地址法,并采用隨機(jī)起點(diǎn)的循環(huán)等距抽樣方式抽取樣本家庭,可以確定其在村、居委會(huì)中的隨機(jī)分布,因此樣本具有全國代表性,適合針對全國個(gè)體的微觀研究。此套數(shù)據(jù)包含本研究所需的重要數(shù)據(jù),包括建成環(huán)境、家庭及個(gè)人的經(jīng)濟(jì)屬性、出行方式行為等數(shù)據(jù),滿足研究的數(shù)據(jù)需求。調(diào)查的地理單元為較小尺度的村、居委會(huì),適合進(jìn)行建成環(huán)境對居民行為及健康的研究。本文首先選出兩期都被訪問的成人個(gè)體,刪除缺失數(shù)據(jù)樣本,最終用于分析的樣本包含15356個(gè)個(gè)體,分布在158個(gè)區(qū)縣中的507個(gè)居、村委會(huì)。用于分析的變量分為3類,分別為建成環(huán)境特征、個(gè)人出行特征以及個(gè)人或家庭的健康和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征。

由于數(shù)據(jù)限制,本文中的建成環(huán)境變量包括居/村委會(huì)人口密度、設(shè)施可達(dá)性、城鄉(xiāng)屬性及居住地距最近公交車站的距離。人口密度由社區(qū)常住人口除以社區(qū)面積得到。單位面積中各類公共設(shè)施的個(gè)數(shù)越多代表設(shè)施越臨近、可達(dá)性越高,因此,本文用單位面積內(nèi)公共設(shè)施個(gè)數(shù)代表設(shè)施可達(dá)性。城鄉(xiāng)屬性依據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局定義的城鄉(xiāng)劃分標(biāo)準(zhǔn),將城區(qū)和鎮(zhèn)區(qū)定義為城鎮(zhèn),其余為鄉(xiāng)村。

個(gè)人出行特征在本文中主要指出行方式,分為個(gè)體機(jī)動(dòng)化與非個(gè)體機(jī)動(dòng)化兩大類,前者包括小汽車、出租車、摩托車、電動(dòng)自行車和農(nóng)用機(jī)動(dòng)車,個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行方式的體力消耗要低于非個(gè)體機(jī)動(dòng)化方式。個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行被賦值為1,非個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行被賦值為0。抽樣調(diào)查中的被調(diào)查者匯報(bào)了兩種出行方式,為了給被調(diào)查者的出行方式賦以確定的值,本文假定以下賦值原則,機(jī)動(dòng)化方式優(yōu)先于非機(jī)動(dòng)化方式,個(gè)體機(jī)動(dòng)化方式優(yōu)先于非個(gè)體機(jī)動(dòng)化方式。這樣的假定符合中國實(shí)際情況,購買小汽車者,通常以自駕車為主要出行方式,有機(jī)動(dòng)化交通工具者,主要出行方式是機(jī)動(dòng)車。

表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。個(gè)人健康和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征包括是否超重、年齡、性別、婚姻、工作狀況、飲食狀況、家庭人均收入和各類活動(dòng)時(shí)間。根據(jù)被調(diào)查者報(bào)告的身高體重計(jì)算身體質(zhì)量指數(shù)（BMI=體重（kg）/身高（m）2）,用以衡量居民的肥胖程度,并依據(jù)2010年衛(wèi)生部發(fā)布的《營養(yǎng)改善工作管理辦法（衛(wèi)疾控發(fā)[2010]73號）》中的標(biāo)準(zhǔn),對BMI ≥ 24 kg/m2的成年個(gè)體定義為超重,樣本個(gè)體超重比例達(dá)到34%,與社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)相仿。

Tab. 1 Descriptive statistics of variables

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量名 樣本數(shù)量 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 最大值 最小值 中值 超重(超重=1) 15356 0.34 0.47 1.00 0.00 0.00 人口密度(萬人/km2) 15356 -1.87 2.28 7.26 -9.98 -2.24 設(shè)施可達(dá)性(萬個(gè)/km2) 15356 -6.73 2.31 2.92 -15.57 -7.09 距最近公交站距離(km) 15356 -1.04 1.64 2.30 -6.91 -0.69 城鄉(xiāng)屬性(農(nóng)村=1) 15356 0.48 0.50 1.00 0.00 0.00 年齡(歲) 15356 48.78 14.69 93.00 18.00 48.00 性別(男性=1) 15356 0.49 0.50 1.00 0.00 0.00 婚姻狀況(已婚=1) 15356 0.87 0.34 1.00 0.00 1.00 工作狀況(工作=1) 15356 0.56 0.50 1.00 0.00 1.00 家庭人均收入(萬元) 15356 -0.31 1.28 5.02 -9.90 -0.08 過去一周是否食肉(是=1) 15356 0.85 0.35 1.00 0.00 1.00 過去一周是否吃“垃圾”食品(是=1) 15356 0.31 0.46 1.00 0.00 0.00 日平均通勤時(shí)間(h) 15127 0.49 0.32 1.79 0.00 0.69 日平均睡眠時(shí)間(h) 15127 2.07 0.18 2.48 1.39 2.08 日平均吃飯時(shí)間(h) 15127 0.26 0.51 1.79 -2.30 0.00 注：由于不同城市的部分變量數(shù)據(jù)差異較大,本表對除年齡及分類變量的數(shù)據(jù)通過取對數(shù)形式進(jìn)行平滑處理。

由于2012年問卷中并不包含社區(qū)尺度的建成環(huán)境,首先考慮到建成環(huán)境變化速度十分緩慢,2010-2012年間不會(huì)發(fā)生顯著變化;其次,建成環(huán)境對超重的影響有一定的滯后性,將建成環(huán)境屬性滯后更有助于減輕內(nèi)生性,構(gòu)造更加符合因果關(guān)系作用機(jī)制,因此,采用2010年建成環(huán)境數(shù)據(jù)具有合理性。交通出行方式、三類活動(dòng)時(shí)間也未在2012年問卷中給出,考慮生活習(xí)慣不會(huì)在短期內(nèi)改變,同樣采用2010年數(shù)據(jù)。超重及其他數(shù)據(jù)采用2012年口徑。由于本文樣本選自全國25個(gè)省級行政單位,因此其建成環(huán)境、社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性均會(huì)有較大的差異,統(tǒng)計(jì)上呈現(xiàn)出明顯右偏態(tài)分布,即非正態(tài)分布。為避免極值對結(jié)果的影響,對連續(xù)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理以獲得較為平穩(wěn)的數(shù)據(jù)分布,同時(shí)取對數(shù)后并不會(huì)改變數(shù)據(jù)的相對大小,因此不會(huì)影響研究結(jié)果。

基于問卷數(shù)據(jù),圖1給出以省為單位的超重比例、人口密度、設(shè)施可達(dá)性和距最近公交站距離4個(gè)變量的空間分布。從圖1中可以看出,環(huán)渤海灣地區(qū)成年人超重比例最高,這一地區(qū)對應(yīng)的社區(qū)人口密度和設(shè)施可達(dá)性也位于高值區(qū),這一相關(guān)關(guān)系似乎與西方文獻(xiàn)中的經(jīng)驗(yàn)并不一致,不過,更可靠的結(jié)論需要多元分析才能得出。距最近公交站距離明顯與超重負(fù)相關(guān)。

Fig. 1 The spatial distribution of main variables in China

圖1 中國省域主要變量數(shù)據(jù)的空間分布

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3 結(jié)果分析

3.1 實(shí)證結(jié)果

由于人口密度和設(shè)施可達(dá)性之間存在高度共線性,因此,分別把兩個(gè)變量加入結(jié)構(gòu)方程模型,得到結(jié)果（表2,表3）。其中,模型1反映了建成環(huán)境對出行方式的影響以及對超重的直接影響,未考慮建成環(huán)境通過出行方式對超重產(chǎn)生的間接影響;模型2在對超重的回歸中加入出行方式,考慮建成環(huán)境通過出行方式對個(gè)體超重產(chǎn)生的間接作用;建成環(huán)境的差異可能會(huì)導(dǎo)致居民生活習(xí)慣的分異,而且居民生活習(xí)慣同時(shí)會(huì)影響其是否超重,故模型3在對超重的回歸中加入通勤時(shí)間、睡眠時(shí)間和吃飯時(shí)間,以進(jìn)一步探究建成環(huán)境影響超重的路徑。從擬合優(yōu)度來看,3個(gè)模型的CFI均大于0.9,RMSEA均小于0.05,表明模型擬合程度較好,而且3個(gè)模型的結(jié)果基本一致,因此回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

Tab. 2 Regression result of structure equation model (1)

表2 結(jié)構(gòu)方程回歸結(jié)果(1)

模型1 模型2 模型3 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行 超重 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行 超重 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行 超重 人口密度 -0.043*** 0.023*** -0.043*** 0.026*** -0.044*** 0.026*** 距最近公交站距離 0.026** -0.020** 0.026** -0.022*** 0.026** -0.020** 農(nóng)村 0.202*** -0.183*** 0.202*** -0.198*** 0.200*** -0.193*** 年齡 0.011** 0.067*** 0.011** 0.066*** 0.014*** 0.066*** 年齡二次項(xiàng) 0.000*** -0.001*** 0.001*** -0.001*** 0.000*** -0.001*** 男性 0.539*** 0.131*** 0.539*** 0.090*** 0.542*** 0.074*** 已婚 0.413*** 0.108*** 0.413*** 0.076** 0.419*** 0.079** 工作 0.146*** -0.038 0.146*** -0.050* 0.140*** -0.050* 家庭人均收入 0.060*** 0.048*** 0.060*** 0.043*** 0.062*** 0.043*** 家庭人均收入二次項(xiàng) 0.006* 0.006* 0.006* 攝入肉類食品 0.014 0.014 0.010 攝入垃圾食品 0.114*** 0.115*** 0.118*** 日平均通勤時(shí)間 -0.074* 日平均睡眠時(shí)間 -0.111* 日平均吃飯時(shí)間 -0.038 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行 0.076*** 0.075*** RMSEA 0.04 0.04 0.029 CFI 0.913 0.913 0.901 N 15356 15356 15127 注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著水平上通過檢驗(yàn),取區(qū)縣尺度的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤。 Tab. 3 Regression result of structure equation model (2)

表3 結(jié)構(gòu)方程回歸結(jié)果(2)

模型1 模型2 模型3 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行 超重 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行 超重 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行 超重 設(shè)施可達(dá)性 -0.027** 0.019** -0.027** 0.021*** -0.029*** 0.020*** 距最近公交站距離 0.027** -0.020** 0.027** -0.022*** 0.028** -0.021** 農(nóng)村 0.224*** -0.190*** 0.224*** -0.207*** 0.221*** -0.201*** 年齡 0.011** 0.067*** 0.011** 0.066*** 0.014*** 0.066*** 年齡二次項(xiàng) 0.000*** -0.001*** 0.000*** -0.001*** 0.000*** -0.001*** 男性 0.537*** 0.131*** 0.537*** 0.091*** 0.540*** 0.076*** 已婚 0.413*** 0.107*** 0.413*** 0.077** 0.419*** 0.079** 工作 0.147*** -0.039 0.147*** -0.049* 0.142*** -0.051* 家庭人均收入 0.055*** 0.050*** 0.055*** 0.046*** 0.057*** 0.046*** 家庭人均收入二次項(xiàng) 0.006* 0.006* 0.007* 攝入肉類食品 0.014 0.014 0.010 攝入垃圾食品 0.113*** 0.113*** 0.117*** 日平均通勤時(shí)間 -0.074* 日平均睡眠時(shí)間 -0.115* 日平均吃飯時(shí)間 -0.038 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行 0.074*** 0.073*** RMSEA 0.04 0.04 0.029 CFI 0.913 0.913 0.902 N 15356 15356 15127 注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著水平上通過檢驗(yàn),取區(qū)縣尺度的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤。

表2中3個(gè)模型的方程1結(jié)果都顯示,控制社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性后,人口密度、設(shè)施可達(dá)性與個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行方式顯著負(fù)相關(guān),而距最近公交站距離、農(nóng)村社區(qū)則與個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行方式顯著正相關(guān)。人口密度大、設(shè)施可達(dá)性較高的地區(qū),一方面公共交通設(shè)施完善,另一方面各類公共設(shè)施分布均勻,有利于居民就近出行,因此可選用步行、公交等交通方式,這與大部分文獻(xiàn)結(jié)論一致[6-8]。家庭住所距最近公交站距離越遠(yuǎn),使用公共交通出行越不便利,會(huì)驅(qū)動(dòng)居民采取其他出行方式,包括小汽車、助動(dòng)車等個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行方式。農(nóng)村地區(qū)由于公共交通設(shè)施不完善,因而外出多依靠摩托車、電動(dòng)自行車等交通工具。

3個(gè)模型的方程2顯示了建成環(huán)境對超重影響。在模型1中,沒有控制出行方式對超重的影響,人口密度與超重顯著正相關(guān)。模型2的方程2加入了出行方式,發(fā)現(xiàn)個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行方式會(huì)增加超重可能,與理論預(yù)期和以往文獻(xiàn)結(jié)論一致,不過人口密度仍然與超重正相關(guān),這說明人口密度不僅會(huì)通過出行方式間接影響超重,還會(huì)通過其他途徑影響超重,而且這一影響是正效應(yīng)。為了探究可能的影響途徑,模型3的方程2控制了更多的因素,人口密度仍然顯示出對超重的顯著正影響,而且系數(shù)沒有變小,說明人口密度對超重的正向效應(yīng)還有其他渠道。這一結(jié)果與發(fā)達(dá)國家的研究結(jié)果截然相反,在那里的經(jīng)驗(yàn)多數(shù)顯示出高密度與較低的超重或肥胖率顯著相關(guān),不過一項(xiàng)針對中國南京的個(gè)體研究同樣發(fā)現(xiàn)密度與超重正相關(guān)[11],這說明中國可能存在與西方發(fā)達(dá)國家不同的規(guī)律。關(guān)于其中原因分析將在后面的討論中進(jìn)一步展開。表2結(jié)果也顯示,距最近公交站距離越大,超重概率越低,即使控制了個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行方式依然如此,這個(gè)結(jié)果也與西方發(fā)達(dá)國家研究結(jié)果相左。農(nóng)村地區(qū)居民有較低的超重可能性,原因可能是農(nóng)村地區(qū)居民從事較多的體力型工作,有更多的戶外活動(dòng)時(shí)間,而且在飲食方面趨向于低脂低油。

自選擇是影響出行方式及超重的一個(gè)重要因素,本文控制了與超重關(guān)系更為直接的鍛煉時(shí)間,結(jié)果表明自選擇并不會(huì)改變上述建成環(huán)境對超重的影響。

表3匯報(bào)了將人口密度替換為設(shè)施可達(dá)性的結(jié)果,可達(dá)性越高,居民超重概率越高,同樣與西方發(fā)達(dá)國家研究結(jié)果不相符[14],其原因也將在后文中進(jìn)一步分析。表2、表3同時(shí)報(bào)告了個(gè)人家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性對于超重及出行方式的影響。性別方面,男性超重可能性顯著高于女性,即使控制了個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行方式也如此。就業(yè)人群一方面更可能選擇個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行而增加超重可能,但另一方由于在通勤、工作中會(huì)有更多的體力消耗而降低了超重的可能。相比于未婚者,已婚者超重概率和個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行概率也更大。家庭人均收入水平的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)都與個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行正相關(guān),呈U型曲線關(guān)系,不過二次曲線頂點(diǎn)左側(cè)樣本數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)少于右側(cè),因而可以基本認(rèn)為人均收入水平與超重呈現(xiàn)正相關(guān)。年齡對超重的影響呈現(xiàn)非線性關(guān)系,中年人超重概率最大,這是因?yàn)橹心耆松罟?jié)奏更快,運(yùn)動(dòng)時(shí)間不足。反映飲食習(xí)慣的變量中,過去一周有垃圾食品攝入會(huì)增加超重可能,而過去一周是否有肉類攝入與超重?zé)o關(guān),這是因?yàn)橹袊F(xiàn)階段的居民多數(shù)都有肉食攝入。表征生活狀況的3個(gè)變量中,長時(shí)間通勤、充足的睡眠時(shí)間會(huì)降低超重,均與預(yù)期相符。

3.2 關(guān)于中外研究結(jié)果不同的討論

以上結(jié)果顯示,居住在較高人口密度和設(shè)施可達(dá)性社區(qū)的居民,擁有較高的超重概率,這與西方發(fā)達(dá)國家的大多數(shù)研究結(jié)果截然相反,因而有必要進(jìn)一步討論其結(jié)果的可靠性以及原因所在。首先要排除與密度和設(shè)施可達(dá)性相關(guān)的競爭性假設(shè)。因?yàn)楸疚难芯繉ο鬄槿珖秶目绯鞘袠颖?不同地區(qū)的社區(qū)在收入和城市化發(fā)展階段上存在顯著差異,在中國當(dāng)前收入和城市化水平快速提高的發(fā)展階段,收入和城市化水平較高的社區(qū),其居民往往因營養(yǎng)較好、接觸高熱量西式快餐的概率較大、生活壓力較大和靜態(tài)活動(dòng)時(shí)間較多等原因而具有更高的超重可能。如果排除收入和城市化水平對超重的影響之后,密度和設(shè)施可達(dá)性仍然對超重具有顯著正影響,那么密度和設(shè)施可達(dá)性的作用才可以真正被確認(rèn)。城市化水平一方面從社區(qū)屬性即城市社區(qū)還是農(nóng)村社區(qū)可以得到區(qū)分,關(guān)于這一點(diǎn)在前面結(jié)果中已有闡述;另一方面,由于調(diào)查問卷出于數(shù)據(jù)保密的原因沒有給出個(gè)體所在城市,因而無法得到城市化水平數(shù)據(jù),但城市化水平與收入顯著正相關(guān),這是公認(rèn)的事實(shí),因而可以根據(jù)收入和其他相關(guān)生活狀態(tài)數(shù)據(jù)來間接反映出來。因此,表4按照密度高低,將樣本均分為3部分,對比不同密度地區(qū)居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性差異后顯示,中國高密度地區(qū)往往是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū),居民收入也相應(yīng)較高,營養(yǎng)條件更好,在飲食方面傾向于高脂肪、高熱量食品,外出就餐頻率較高;在生活狀態(tài)方面,靜態(tài)活動(dòng)時(shí)間較多,睡眠時(shí)間較少;在出行方式上也與低密度地區(qū)有顯著差異。這些因素也都與城市化發(fā)展階段有直接聯(lián)系,并且根據(jù)本文統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果都會(huì)對超重概率產(chǎn)生一定的影響。同理,表4也顯示低密度地區(qū)72%的居民來自于農(nóng)村社區(qū),符合實(shí)踐認(rèn)知。所有這些因素都會(huì)對密度和設(shè)施可達(dá)性的顯著作用產(chǎn)生競爭。為了剝除這些因素的影響,獲得密度和設(shè)施可達(dá)性的真實(shí)作用,在前文的實(shí)證模型中對城鄉(xiāng)屬性及上述因素變量都進(jìn)行了控制,發(fā)現(xiàn)部分因素確實(shí)對超重產(chǎn)生一定作用,但密度和設(shè)施可達(dá)性與超重的顯著正相關(guān)依然存在,說明密度這種影響是可靠的,收入和城市化發(fā)展階段即使影響個(gè)體超重,但不會(huì)改變密度和設(shè)施可達(dá)性的作用。

Tab. 4 Social and economic characteristics of respondents in differently dense areas

表4 不同密度地區(qū)被調(diào)查居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性差異

變量名 高密度地區(qū) 中等密度地區(qū) 低密度地區(qū) 農(nóng)村 0.22 0.50 0.72 家庭人均收入(萬元) 0.00 -0.43 -0.51 過去一周是否食肉
(是=1) 0.88 0.85 0.83 過去一周是否吃“垃圾”食品(是=1) 0.32 0.33 0.29 個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行(是=1) 0.35 0.46 0.49 日平均通勤時(shí)間(h) 0.50 0.48 0.49 日平均睡眠時(shí)間(h) 2.04 2.08 2.08 日平均吃飯時(shí)間(h) 0.21 0.32 0.26 高頻率外出就餐(是=1) 0.20 0.12 0.11 日平均靜態(tài)活動(dòng)時(shí)間(h) 1.19 1.03 0.96 日平均鍛煉時(shí)間(h) 0.45 0.44 0.45 注：由于不同城市的部分變量數(shù)據(jù)差異較大,本表對除分類變量的數(shù)據(jù)通過取對數(shù)形式進(jìn)行平滑處理。

密度影響超重的機(jī)制存在多個(gè)路徑。密度高的社區(qū)會(huì)減少個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行乃至降低超重風(fēng)險(xiǎn),這一點(diǎn)在模型結(jié)果中得到驗(yàn)證。但表4顯示高密度社區(qū)居民的吃飯、睡眠時(shí)間更短,醫(yī)學(xué)結(jié)果顯示,吃飯速度快和睡眠時(shí)間短都會(huì)增加體重;高密度社區(qū)還會(huì)因?yàn)榭臻g限制,在家靜態(tài)活動(dòng)時(shí)間變長,或者由于具有更密集的飲食設(shè)施而增加外出就餐頻率,這些都會(huì)導(dǎo)致體重增加;把這些變量加入模型后,并不影響密度正顯著的結(jié)果。其中,外出就餐頻率、運(yùn)動(dòng)鍛煉活動(dòng)時(shí)間和在家靜態(tài)活動(dòng)時(shí)間3個(gè)變量會(huì)因?yàn)榕c吃飯和睡眠時(shí)間兩個(gè)變量共線,導(dǎo)致結(jié)構(gòu)模型擬合出現(xiàn)問題,因而需要單獨(dú)放入,篇幅限制這里不給出具體結(jié)果。

還有一個(gè)路徑不能忽視,即高密度地區(qū)各類生活設(shè)施臨近,可達(dá)性高,因此導(dǎo)致居民非剛性出行距離減少,在既定的出行方式下,體力消耗降低,導(dǎo)致超重可能性增加,這也是外文文獻(xiàn)中忽視的一點(diǎn)。在本文模型中加入數(shù)據(jù)可得的通勤時(shí)間變量,發(fā)現(xiàn)與超重顯著負(fù)相關(guān),說明通勤時(shí)間越長,體力消耗越大,因而降低超重風(fēng)險(xiǎn),這在一定程度上支持了上述路徑的存在。不過通勤時(shí)間不能反映出行距離,也不能反映所有的戶外活動(dòng)范圍和活動(dòng)距離,因而將來在數(shù)據(jù)可得的情況下還需進(jìn)一步驗(yàn)證。日本的一個(gè)研究也表明人口密度與體力活動(dòng)量成反比[32]。

這樣一來,密度通過出行影響超重存在兩個(gè)相反的作用機(jī)制,一方面,高密度會(huì)減少個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行而降低超重可能;另一方面,高密度還會(huì)減少出行和活動(dòng)距離而增加超重風(fēng)險(xiǎn)。但西方發(fā)達(dá)國家的結(jié)果是,密度對超重的綜合效應(yīng)為負(fù),而本文關(guān)于中國的研究結(jié)果與其相反,這與中外國情不同有關(guān)。西方發(fā)達(dá)國家郊區(qū)化導(dǎo)致部分社區(qū)密度非常低,高度依賴于小汽車出行,當(dāng)提高密度時(shí),出行方式會(huì)由小汽車轉(zhuǎn)為非機(jī)動(dòng)化出行,體力消耗增加超過了因?yàn)槌鲂芯嚯x變短導(dǎo)致的消耗減少效應(yīng),因而密度的綜合效應(yīng)為負(fù)。而中國社區(qū)密度本身就很高,進(jìn)一步提高密度對出行方式的改變有限;而且當(dāng)今階段中國小汽車出行具有剛性需求特點(diǎn),人口密度提高對減少個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行的彈性較低,這兩點(diǎn)可以通過模型中方程1的密度系數(shù)較小得到驗(yàn)證。再者,中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定采用小汽車、出租車等個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行的比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于西方發(fā)達(dá)國家,樣本顯示僅為7.89%,而中國公交出行比重相對較高,對本文的樣本進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn),雖然提高密度會(huì)降低個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行,但會(huì)增加公交出行概率,公交出行的體力消耗要低于步行和自行車。總之,提高中國社區(qū)人口密度雖然可以降低個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行和超重的可能性,但效應(yīng)較低,這使得密度對超重的綜合影響效應(yīng)為正。

與人口密度類似,較高的設(shè)施可達(dá)性雖然降低了個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行可能,降低了超重可能,但較高的設(shè)施高可達(dá)性也縮短了出行距離,從而減少了出行中的體力消耗,導(dǎo)致較高的超重概率,后者效應(yīng)大于前者導(dǎo)致了設(shè)施可達(dá)性對超重的凈效應(yīng)為正。

距最近公交站距離的增加會(huì)降低公交出行可能性,增加個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行概率,考慮到中國個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行比重總體水平較低,這一路徑導(dǎo)致的超重增加效應(yīng)不高。而進(jìn)一步數(shù)據(jù)顯示,距最近公交站距離的增加還會(huì)提高非機(jī)動(dòng)化出行可能性,降低超重風(fēng)險(xiǎn),這一降低效應(yīng)大于前者增加效應(yīng)應(yīng)該是導(dǎo)致最終綜合效應(yīng)顯著為負(fù)的原因。

4 結(jié)論與啟示

本文采用結(jié)構(gòu)方程探討建成環(huán)境對于超重的影響。結(jié)果顯示,與西方發(fā)達(dá)國家截然不同的是,提高中國社區(qū)人口密度和設(shè)施可達(dá)性,以及使公交站臨近居民,都會(huì)增加超重的可能性。其機(jī)制在于,較高的人口密度和設(shè)施可達(dá)性雖然會(huì)減少個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行而降低超重風(fēng)險(xiǎn),但同時(shí)也可能降低出行和活動(dòng)距離而減少體力消耗,在中國本身密度較高和小汽車出行比重相對較低的情況下,前者效應(yīng)弱于后者,導(dǎo)致最終效應(yīng)是增加超重的可能。后一效應(yīng)在理論上是存在的,不過由于缺乏數(shù)據(jù),本文并沒能給出實(shí)證支持。同樣的道理,距最近公交站距離越近,出行體力消耗越少,也會(huì)提高超重可能性。

本文結(jié)論的啟示：① 中國國情不同于西方國家,制定健康政策不能盲目照搬西方經(jīng)驗(yàn),應(yīng)基于自身發(fā)展規(guī)律。具體來說,在城市規(guī)劃中不能通過提高密度來達(dá)到減少肥胖的目的,基于中國室外公共空間步行友好性還存在很多不足,應(yīng)該在提高可步行性和增加休閑吸引力方面下功夫。② 中國與西方的經(jīng)驗(yàn)都表明,個(gè)體機(jī)動(dòng)化出行方式會(huì)顯著提高超重概率,因此與西方政策取向相同的是,需要倡導(dǎo)居民采用公共交通及體力型交通出行,在規(guī)劃中增加公交專用道、自行車道以及美化人行道。

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Footnotes

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