时空机会和健康促进综合效益下城市居民休闲步行特征及影响因素

姜玉培，孙鸿鹄

（苏州科技大学 建筑与城市规划学院，江苏 苏州 215009）

面向满足居民日常需求和提升生活质量的空间规划日益得到学界和规划界的关注，“15 min 社区生活圈”规划成为落实这一人本需求的重要抓手（柴彦威 等，2019）。当前，各种服务设施尤其商业服务设施在社区尺度上的时空可达性显著提高，催生了居民对社区空间基本生活服务基础之上更多休闲生活的需求。然而，在社区层面居民美好休闲生活需求具体指向哪些内容，以及如何充实提升休闲生活需求，值得城市地理等学科相关领域的探究。

围绕社区层面休闲生活研究议题，学界目前探究了休闲活动时空分布规律（许晓霞 等，2012；齐兰兰 等，2018；姜玉培 等，2019）、休闲环境质量评价（刘珺 等，2015，2017；谭少华 等，2020）、公共休闲空间活力评价（罗桑扎西 等，2019），以及休闲活动与幸福感、健康关系（周素红 等，2017；王心蕊 等，2019；姜玉培 等，2020）等内容，前者主要指向休闲活动的参与状况，后者主要指向休闲活动的意义和价值。总体上，获取休闲活动更多时空参与机会和健康、幸福感等积极效益，可构成满足美好休闲生活需求的主要内容。此外，学者也从建成环境和个体社会经济属性等方面探究了休闲活动的影响因素（齐兰兰 等，2018；姜玉培 等，2019；周素红 等，2019），试图回答如何促进休闲活动的时空参与机会或增加其幸福感、健康效益。但相关研究较少同时考虑休闲活动的时空机会和健康促进，难以挖掘休闲活动的综合效益特征与影响机理，且缺乏面向不同人群、不同建成环境优化的考虑。

基于此，本文选择休闲步行这一人群广泛参与的典型休闲活动，在统筹时空机会和健康促进的基础上，探究在社区层面的分布特征以及建成环境和个体属性对其的影响。主要缘由在于：首先，一般情况下，休闲步行可参与程度高，行为环境时空制约相对小，也具有较显著的健康促进作用；其次，大城市社区类型复杂多样，休闲步行环境空间分异明显，而探究休闲步行时空机会与健康促进综合效益差异，有助于揭示社会空间分异现象，并为实现空间公平提供一定的解决路径；第三，现有研究发现建成环境要素及组织特征在影响休闲步行方面的显著作用，但案例结论的适用性和可推广性有待进一步探讨（Saelens et al., 2008）。不少研究发现邻里建成环境特征，如土地利用混合性（Christian et al., 2011; Feuillet et al., 2018; Boakye-Dankwa et al.,2019），人口密度（Lu et al., 2016; Feuillet et al.,2018），公共开放空间（公园、休闲广场等）的数量、规模、可达性和品质特征（Sugiyama et al.,2010, 2015; Giles-Corti et al., 2013; Chaix et al.,2014; Florindo et al., 2017; Li et al., 2018），植被覆盖率（Feuillet et al., 2018）以及可步行性（Frank et al., 2007）等可能与休闲步行相关。部分研究还发现，对邻里建成环境的感知，如休闲设施的邻近性和数量、犯罪安全和邻里美学与休闲步行之间也有显著相关性（Suminski et al., 2005; Cerin et al.,2013; Jack et al., 2014）。但这些研究多以高收入国家或地区的相对低密度、低流动性城市为背景，国内尚缺少系统而深入的研究。同时，研究结论并不具有较强的一致性，有研究发现邻里地区多样化的土地利用、可达及高质量的休闲资源有利于促进居民开展更多休闲步行（Christian et al., 2011; Sugiyama et al., 2015）。但也有研究指出并未发现邻里建成环境与休闲步行间存在显著关系（Hino et al.,2011; Gomes et al., 2011）。这些研究中不一致的结果表明，建成环境对休闲步行的影响存在一定的争议，仍需结合具体实践背景进一步验证。此外，尽管现有研究探讨了邻里客观或主观感知建成环境对休闲步行的影响，但很少有研究检验两者对休闲步行的共同影响。在个人社会经济属性方面，年龄、性别、教育水平、工作状态和健康状况等因子虽在以往研究中被发现是重要影响因素（Owen et al.,2004; Cole et al., 2006; Steindorf et al., 2010; Sundquist et al., 2011; Van et al., 2013; Ghani et al., 2016;Aliyas, 2018），但处于快速发展转型期的城市居民人口学特征和社会经济状况也可能与休闲步行存在不同的相关性。因此，在细致、全面刻画社区建成环境特征以及捕捉居民典型社会经济属性特征基础上，探究其对休闲步行的影响可为时空机会和健康促进综合效益的达成提供必要的依据支撑。基于此，本文将依托二元逻辑回归模型，并利用南京相关调研数据开展时空机会和健康促进综合效益下城市居民休闲步行特征及影响因素研究。以期为面向多元休闲价值追求的15 min社区生活圈规划和建设提供有益参考。

1 研究分析框架

受社区物质环境空间分异显著和生计压力大而休闲时间相对较少等因素影响，城市居民不仅可能存在休闲步行时空机会受制约的现实状况，还可能面临由于休闲活动参与少，而导致身体活动不足等健康问题。基于此，本文将结合时空间行为和身体活动的相关理论，围绕休闲步行对其开展综合测度和整体优化。具体地，根据居民对日常活动时空便利性和身体活动时间累积量所促成的健康效应的追求，并结合当前在应对城市发展转型和城市社会可持续发展挑战中，城市地理学等学科出现的“社区转向”背景，以及相关行为需求视角下强调将时空行为与社区生活圈紧密结合（柴彦威 等，2020），等等，本文以在15 min 社区生活圈内，1 周休闲步行时间是否≥150 min，判断休闲步行的时空机会和健康促进综合效益。此外，从社区建成环境和个体属性2方面构建多维影响指标体系，分析其对休闲步行时空机会和健康促进综合效益的影响效应，以及在主要社会群体上的异质性，并提出促进休闲步行优化的策略。

2 研究区域、数据与方法

2.1 研究区域和数据来源

作为中国长三角地区特大城市之一，南京市2022年城市建成区面积为868.28 km2，全市城镇人口825.80万人，常住人口城镇化率87.01%，城市化水平已达到发达国家水平（南京市统计局，2022）。在城市社会经济发展转型、促进高质量发展过程中，南京市也愈加重视居民居住空间休闲生活品质的提升。然而，受社区空间发展不均衡等因素的影响，居民休闲活动时空机会不平等和身体活动不足的问题仍较为突出。因此，以南京高密度、高流动性的主城区为案例地具有典型性和现实意义。

图1 时空机会与健康促进综合效益下休闲步行研究分析框架Fig.1 An analytical framework of leisure walking based on the comprehensive benefits of space-time opportunity and health promotion

数据来源于团队开展的“南京市居民身体活动及健康状况问卷调研”，调研时间为2017年12月至2018 年1 月。调研采用多阶段抽样的方法，第一阶段，重点从南京主城区中的6个区随机抽取8个行政街道；第二阶段，从每个选定的行政街道中选择1个社区，构成8个空间分布位置、居住环境和社会经济地位各不相同的典型社区（图2，表1）；第三阶段，在每个社区中通过入户等面对面方式随机抽取150 个样本点（每个家庭选取1个调研样本）进行问卷调研。最终，共获取1 166 份有效样本（34名受访者因数据不完整被删除）。

表1 南京城市居民调研样本基本情况Table 1 Descriptive information of samples for urban residents in Nanjing

图2 研究区域与调研社区Fig.2 Research areas and surveyed communities

从调研样本的基本情况看（表1），女性占 54.02%， 已婚者占多数（84.50%），在职者占48.80%，44.79%的居民具有大专/本科学历。近半数居民月收入在2 000～6 000 元（50.43%）。平均年龄为48.15岁。此外，相当多的居民与子女（＜18 岁，84.50%）和家庭中的其他家庭成员一起生活（62.58%）。居民家庭月收入基本在4 000～12 000 元（44.78%）。尽管大多数居民表示自身健康状况好或非常好（57.53%），但超过一半的居民处于亚健康症状（67.89%），约1/3的居民患有慢性疾病。

2.2 变量设计及获取

2.2.1 被解释变量：时空机会和健康促进综合效益下休闲步行 首先，使用国际身体活动问卷（长表）收集居民过去1周内休闲步行的频率和持续时间，该问卷的效度和信度在中国已被证明（屈宁宁等，2004）。其次，为调查居民休闲步行的空间位置，设置问题：“上周，您休闲步行的具体地点有哪些？”。本文选取发生在15 min社区生活圈内的休闲步行，并计算1周累计时间。最终，创建二分类变量：15 min 社区生活圈内休闲步行1 周累计时间是否≥150 min，以反映休闲步行时空机会和健康促进综合效益达成情况。

2.2.2 解释变量：社区建成环境和个体属性 社区客观建成环境的供给为居民更为便捷的开展休闲步行提供了空间、场所载体。同时，由于居民个体具有能动性且高度多元化，即使共享同一社区建成环境也会因自身日常生活经历和体验来感知环境，而不同的感知会影响居民休闲步行时空机会和健康促进综合效益的获取状况。因此，本文对社区建成环境的测度包含主客观2方面。其中，客观社区建成环境因子主要选取能反映建成环境可利用性（包括休闲场所和步行交通）、多样性、舒适性等在内的共7个指标因子，具体测度指标为公园密度、休闲广场密度、可步行道路密度、公共空间多样性、人口密度、居住地位置、绿地率。其中，公园密度、休闲广场密度、公共空间多样性通过获取百度POI数据进行测度，人口密度由智慧足迹数据科技有限公司所提供的手机信令数据支撑测度，可步行道路密度和绿地率的测度由江苏省地理信息中心提供的2017年城市路网和绿地数据计算得到。同时，考虑到居民对建成环境可达性、可利用性、安全性等感知的重要性，与客观建成环境因子的选取有所差别，具体包括公共空间可达性、步行道可利用性、道路整洁性、交通安全性、犯罪安全性，均通过收集居民对社区步行环境的主观评价信息获取数据。所有感知指标均使用李克特5点量表进行测量，范围从1（非常不同意）到5（非常同意）。社区建成环境指标具体测量方法见表2所示。此外，本文15 min社区生活圈范围具体以居民家为锚点15 min步行距离可达的范围①以居民家为锚点15 min步行距离可达范围通过计算每个受访者家周围1 000 m栅格成本加权距离所得。具体地，根据不同地表类型具有不同的步行速度，本文将地表类型分为道路、水域和陆地，分别设定时间成本值。选定栅格大小为100 m×100 m，设定时间成本数值的参考为平均出行100 m 大约需要的分钟数。其中，将道路（包括快速路、主干道、次干道和支路）步行速度设置为4 km/h；水域步行速度设置为1 km/h；其他陆地表面步行速度设置为2 km/h。之后，计算并叠加道路、水和其他陆地表面时间成本值，最终计算出受访者15 min步行可达范围。。

表2 社区建成环境指标构建和测度Table 2 Construction and measurement of community built environment indicators

由于居民个体生命轨迹、生命周期、日常需求等的不同，其休闲步行特征必有所差别。因此，在考察时空机会和健康促进综合效益下休闲步行影响因素时，应考虑个体属性的影响。本文所构建的个体属性因子主要包括个体社会经济属性、健康状况以及家庭社会经济属性3部分，均通过问卷调研获取。其中，个体社会经济属性中包括性别、年龄、教育水平、婚姻状况和个人月收入5 个具体变量；个体健康状况中包括自评健康状况、是否具有亚健康症状（包括失眠，多梦、浑身乏力，易疲倦、头颈部和腰部酸痛、注意力不集中，反应慢、免疫力下降、目眩耳鸣等症状）、是否患有慢性疾病（包括高血压、糖尿病、冠心病和高脂血症等）3 个具体变量；家庭社会经济属性中包括家庭是否有需要照顾的子女（＜18岁）、家庭人口数量、家庭月收入3个具体变量。

2.3 研究方法

由于本文分析数据涉及个体和社区2 个层次，首先需考虑是否采用多层次模型。因此，计算出组内相关系数ICC，反映数据是否存在嵌套特性，以决定是否需要采用多层次模型。ICC 计算结果为0.019，低于通常所采用的下限值0.06（邱皓政，2017），表明数据组内相关性较小，不适合采用多层次模型。考虑到被解释变量是典型的二分类变量，采用二元逻辑回归模型分析社区建成环境和个体属性对时空机会和健康促进综合效益下休闲步行的影响。并筛选出拟合较好的回归结果，利用优势比显示不同变量的估计影响。

3 结果分析

时空机会和健康促进综合效益下休闲步行研究强调在居民活动空间尤其是居住空间兼顾机会均衡与健康效益达成，进而满足居民对于较高品质休闲生活的需求，构成新时期人本化社区规划的重要目标之一。因此，在这些目标下休闲步行呈现怎样的特征，以及如何促进这些目标的达成？需在把握休闲步行基本分布规律的同时，探究相关影响因素，进而有效识别促进15 min社区生活圈内休闲步行多目标优化的主要路径和关键要素。

3.1 时空机会和健康促进综合效益下休闲步行特征分析

从休闲步行的时空分布看，52%居民的休闲步行发生在15 min社区生活圈内，表明仍有部分居民需依托社区生活圈外的休闲资源来支撑其休闲步行活动，不同居民间休闲步行在出行成本较小时空范围内的活动机会存在显著差异。此外，从休闲步行的健康促进状况看，超过50%的居民休闲步行时间1周至少能达到150 min，但仍有不少居民因休闲步行量不足，而可能面临健康促进效用有限的问题。进一步，综合考虑休闲步行时空机会和健康促进综合效益的获取情况，可以发现仅有43%的居民在15 min 社区生活圈内休闲步行1 周累计时间≥150 min。这表明15 min 社区生活圈所提供的休闲步行活动机会既不能满足大多数居民的需求，也未使更多居民获取充足的健康收益，居住空间在兼顾机会均衡和健康效益获取方面仍存在一定不足。

3.2 时空机会和健康促进综合效益下休闲步行影响因素分析

3.2.1 总体分析 首先，对总体居民时空机会和健康促进综合效益下休闲步行影响因素开展分析。表3 表明，二元逻辑回归模型在检验时空机会和健康促进综合效益下休闲步行影响因素方面具有良好的拟合效果。社区建成环境和个体属性均对总体居民15 min 社区生活圈内休闲步行1 周累计时间≥150 min有显著影响。

表3 南京城市居民社区建成环境、个体属性与休闲步行关系的二元逻辑回归估计［Exp（B）］Table 3 Binary logistic regression estimates for the association between community built environment, individual attributes and leisure walking for urban residents in Nanjing

从模型结果看，就社区建成环境的影响而言，主要体现在客观社区建成环境的影响上。具体地，可步行道路密度与15 min 社区生活圈内休闲步行1周累计时间≥150 min显著正向相关，即15 min社区生活圈内可步行道路分布越密集，居民获取休闲步行时空机会和健康促进综合效益的可能性越大。此外，人口密度和居住地位置与15 min社区生活圈内休闲步行1周累计时间≥150 min均呈现显著负向相关，即人口密集程度越高，居住地位置距离城市最大商业中心的距离越远，居民在15 min社区生活圈内获取休闲步行机会和健康促进综合效益的概率越小。未发现主观感知社区建成环境因子与15 min社区生活圈内休闲步行1周累计时间≥150 min之间在统计学上的显著相关性。

就个体属性影响而言，主要体现在个体社会经济属性和家庭社会经济属性上，影响因子包括年龄、婚姻状况、工作状态、个人月收入、家庭是否有需要照顾的子女（＜18岁）。其中，与最低参照组相比，36～59 岁、已婚或退休的休闲步行者更有可能在15min社区生活圈内获取更多由活动机会和健康促进构成的综合效益。相反地，与最低参照组相比，个人月收入中等以上（＞6 001元）和家庭有需要照顾的子女（＜18岁）分组居民在15 min社区生活圈内获取休闲步行机会和健康促进综合效益的几率较小。15 min 社区生活圈内休闲步行1 周累计时间≥150 min与性别、教育水平、自评健康状况、是否具有亚健康症状、是否患有慢性疾病、家庭人口数量和家庭月收入之间无显著相关性。

3.2.2 不同社会群体分析 基于总体分析中年龄、婚姻状况、工作状态、个人月收入、家庭中是否有需要照顾的子女（＜18 岁）与城市居民时空机会和健康促进综合效益下的休闲步行呈现显著相关，同时结合当前城市休闲环境建设追求全龄友好、社会公平公正，本文重点选择年龄、个人月收入作为分层因素，探讨时空机会和健康促进综合效益下休闲步行影响因素在不同社会群体上的异质性。根据年龄分组的一般划分方法，将18～35岁定义为青年群体，36～59 岁为中年群体，≥60 岁为老年群体；同时，根据2018年南京市城镇居民人均可支配收入、平均工资水平等情况，将≤6 000元界定为中低收入群体，＞6 000元为中高收入群体。

结果发现（表3），社区建成环境影响在年龄分层中，公共空间可达性与青年群体15 min社区生活圈内休闲步行1周累计时间≥150 min显著正向相关。居住地位置与中年群体、老年群体15 min社区生活圈内休闲步行一周累计时间≥150 min 显著负相关，可步行道路密度与老年群体休闲步行显著正相关，而人口密度则与其休闲步行负向关联。在收入分层中，可步行道路密度与中低收入群体、中高收入群体15 min社区生活圈内休闲步行1周累计时间≥150 min 均呈正向相关，人口密度则均呈负向相关。此外，居住地位置与中低收入群体15 min社区生活圈内休闲步行一周累计时间≥150 min 呈现负向相关，而绿地率呈正向相关。公园密度、公共空间可达性均与中高收入群体15 min社区生活圈内休闲步行一周累计时间≥150 min呈正向相关。

在个体属性影响上，在年龄分层中，与最低参照组相比，退休状态、家庭人口数量＞5人的中年群体更有可能在15 min社区生活圈内获取更多由活动机会和健康促进构成的综合效益；而较高个人月收入、具有亚健康症状的青年群体，研究生及以上学历、家庭有需要照顾的子女（＜18岁）的中年群体，以及高中/中专学历的老年群体在15 min社区生活圈内获取休闲步行机会和健康促进综合效益的几率较小。在收入分层中，36～59 岁、退休状态的中低收入群体和中高收入群体，已婚状态的中高收入群体，以及家庭月收入12 001～20 000元的中低收入群体在15 min社区生活圈内获取休闲步行机会和健康促进综合效益的概率较高；但家庭有需要照顾的子女（＜18 岁）的中低收入群体，具有亚健康症状的中高收入群体在15 min社区生活圈内获取更多由活动机会和健康促进构成的综合效益的可能性较小。

4 结论与讨论

时空机会和健康促进综合效益下城市居民休闲步行特征及影响因素研究是在当前居住空间规划日益注重满足居民休闲需求的背景下进行的一项重要探索，在一定程度上揭示了城市居住空间休闲活动时空机会不均衡和健康促进不足的问题，并提供了解决这些问题的主要路径和关键要素。这有利于促进时空行为、身体活动等理论的交叉与融合，也可为具象化的15 min社区生活圈规划与建设提供重要思路。

4.1 结论

1）大部分居民的休闲步行难于同时获取较好的活动时空机会和健康促进综合效益。实际上，这种现象在其他具有类似背景的城市较为普遍，可能与社区层面休闲环境供给不均衡、居民休闲时间有限有关。受住房市场化影响，城市居住区休闲环境空间分异现象愈加凸显，新型商品房社区尤其中高档社区等依托较高品质的规划与建设，具有良好的公共空间和娱乐设施，以支持日常休闲活动的开展，而老旧商品房社区、单位社区、拆迁安置社区、保障房社区等因建设年代早、空间更新缓慢、更新资金投入不足等原因，导致较高质量的休闲环境供给不足，因而限制了居民在较短时空范围内获取更多由活动机会和健康促进所构成的休闲步行综合效益。此外，一方面，较高的职业、居住压力以及沉重的家庭负担（多孩政策影响），减少了居民的休闲时间。例如2021 中国休闲发展年度报告指出，居住在城镇的居民工作时间过长、休闲时间不足仍是制约其休闲需求的关键因素（中国旅游研究院，2021）。另一方面，随着互联网技术的快速发展和普及，多坐少动的网络休闲已成为城市居民日益普遍的休闲活动，这也可能减少居民休闲步行等运动休闲时间的分配，进而减少休闲步行综合效益的获取。

2）在社区建成环境影响方面，客观社区建成环境显著影响时空机会和健康促进综合效益下总体居民休闲步行，并在不同年龄、收入人群上存在显著分异。而主观感知社区建成环境虽对总体居民休闲步行无影响，但对基于年龄和收入分层的居民有影响。实证结果发现，社区公共空间（公园、休闲广场）的密度和多样性与总体居民和基于年龄分层居民的休闲步行无关，与基于收入分层的居民显著相关，表现为公园密度与中高收入群体正向相关，公共空间多样性与其负向相关，可步行道路密度与总体居民和基于年龄、收入分层居民的休闲步行均显著正相关。这可通过以下事实解释：即使公共空间在社区具有较高的密度，但面积小、单调或品质不高也可能会降低其吸引性，并限制一般性居民休闲步行综合效益的获取，而对于中高收入群体来说，其居住空间内公共空间品质相对较高，有利于其步行综合效益的获取。此外，因多样化公共空间布局可能造成交通繁忙，反而不利于中高收入群体休闲步行综合效益的获取。可步行道路密度与休闲步行呈正向相关，这与北京等中国其他城市背景下的观察结果（Liu et al., 2020）不一致。可能是在南京等中国城市，虽然狭窄可步行道路较为拥挤，但可进入性较强，很多居民仍选择这些道路作为重要的步行空间，反倒促进休闲步行综合效益的获取，这一现象在总体居民、老年群体、中低收入群体、中高收入群体均有所体现。实证结果还发现，人口密度与总体居民、老年群体、中低收入群体、中高收入群体的休闲步行之间存在负相关，这与基于西方国家的研究（Rodriguez et al., 2009; Troped et al.,2014）不一致，但与来自日本、南美和中国其他城市的研究（Inoue et al., 2010; Salvo et al., 2014; Lu et al., 2016; Qin et al., 2020）较为一致。在西方国家城市背景下，高人口密度通常意味着布局更小的街区、更多样化的土地利用、更邻近的目的地和更多可供步行距离内居民使用的休闲资源（Saelens et al., 2008; Lu et al., 2016）。因而，居住在高密度社区的居民往往获得更多的步行活动时空机会，实现健康促进。因此，该机制能解释西方国家人口密度与休闲步行之间的正相关关系，但无法解释在本研究或其他研究中观察到的相反结果。对于中国和日本人口密集的大城市，被归类为人口密度较低的城市地区平均仍＞1 000人/km2。在典型大城市，如南京，2016 年其平均人口密度为9 267 人/km2（Qin et al.,2020）。相比之下，在西方国家，以往研究中人口密度较高和较低的分界点通常为500 人/km2（Xu et al., 2010）。显然，拥有紧凑高层住宅的高密度社区可能比低密度社区提供更少的休闲资源，尤其是人均休闲资源，以及相对拥挤的活动环境，均会抑制休闲步行综合效益的获取。因此，在人口密度相对较高的城市，人口密度和休闲步行之间的关联可能是负的。此外，本研究证实了居住地位置与休闲步行之间的负相关关系。这一发现揭示了中国快速城市化进程中城市居住环境的显著空间分异。位于城市中心区域的居住街区规模小，休闲资源步行可达性较高，街道密集，通常是步行友好的（Fan et al.,2018），为居民提供了足够的时空机会进行更多的休闲步行，有利于其综合效益的获取。而位于城市郊区的新建居住区一般建设规模大，且多关注居住功能（Su et al., 2014），导致步行可达的休闲目的地有限，并影响休闲步行综合效益的获取，这一负向影响在中年群体、老年群体和中低收入群体上表现较为显著。密集分布的绿地资源，可达性好，有利于中低收入群体休闲步行综合效益的获取。此外，在总体居民分析中，本文未发现主观感知社区建成环境因子对休闲步行的影响，可能的原因在于，居民对建成环境的感知差异相对较小。具体表现为，伴随社区休闲环境的改善，社区内小型公园、绿地、可利用步行道等有所增加，使得居民对公共空间可达性、步行道可利用性评价均较高；由于过多停放的车辆、快速行驶的电动车等原因使得居民对道路整洁性、交通安全性的评价普遍不高；普遍良好的治安环境使得居民对犯罪安全性的评价较高。相比之下，青年群体和中高收入群体对公共空间可达性的良好感知，有利于促进其休闲步行综合效益的获取。

3）在个体属性影响方面，总体居民及不同年龄、收入分层居民休闲步行主要受年龄、教育水平、婚姻状况、工作状态、个人月收入、是否具有亚健康症状、家庭是否有需要照顾的子女（＜18岁）、家庭人口数量、家庭月收入的影响。不管是36～59 岁的总体居民，还是中低收入群体，或中高收入群体，由于拥有相对较多的闲暇时间和较好的身体状态，因此，他们也更有可能获取更多休闲步行综合效益。随着中国互联网的快速发展，与较高年龄组居民相比，年轻居民更愿意将更多休闲时间花费在线上活动，而减少休闲步行综合效益的获取。与最低参照组相比，已婚组总体居民、中高收入群体以及家庭人口数量较多的中年群体更可能在15 min 社区生活圈内获取更多休闲步行综合效益，这一决定可能受到家庭成员的影响，如陪伴行为。然而，受生计压力较大的影响，较高学历的中年群体，个人月收入中高水平的总体居民和青年群体，家庭有需要照顾的子女（＜18 岁）的总体居民、中年群体和中低收入群体，有工作的总体居民、中年群体和不同收入群体在15 min社区生活圈内获取休闲步行时空机会和健康促进综合效益的可能性均较小。此外，较差的亚健康症状不利于青年群体和中高收入群体获取更多休闲步行综合效益。

本研究可为15 min社区生活圈内休闲环境规划和政策制定等提供指导。首先，在社区层面制定相关政策、开展规划和实施管理时，应考虑到居民对休闲步行的多样化需求，促进时空机会和健康促进综合效益的达成。其次，提供更多适合步行的道路、较高品质和步行可达的公共开放空间，增强居民对包括可达性、可利用性、整洁性、安全性等社区休闲环境的积极认知，规避因土地多样化利用所带来的繁忙交通，以及降低居住密度和居住空间分异可能是较为有效的措施。再者，相关政策、规划或管理也应在响应总体居民需求的基础上，统筹考虑不同年龄、收入群体差异，重点可从减少生计压力且增加休闲活动时间等方面，引导城市居民构建健康积极的休闲生活方式。

4.2 讨论

本文在不同视角的整合、多维度影响指标的构建、典型大城市的选取等方面较以往研究有一定的改进。总体来看，本文主要在2个方面作出一定的贡献，以中国高密度、高流动性的大城市为案例地，首先，在社区层面将时空间行为与健康2个视角相结合，综合衡量休闲步行的时空机会和健康促进作用，并将休闲步行综合价值融入城市社会空间。其次，在考察社区建成环境对休闲步行时空机会和健康促进综合效益影响时，将客观和主观感知相结合，从而更为真实地评估居民的活动环境。同时，本文也存在一些不足，首先，采用的是横截面数据，相关关系不能被认为是因果关系。其次，休闲步行相关数据的测量依赖于受访者的自我报告，这可能与实际情况存在一定偏差。第三，未考虑居民个体休闲偏好或居住自选择的影响，可能会低估或高估影响因子对休闲步行的影响程度。第四，选择典型城市开展分析，可能会限制研究结果在其他城市的应用。未来可在考虑个体偏好及居住自选择情况下，利用纵向数据检验社区建成环境、个体属性与综合测度休闲步行之间的因果关系，提高休闲步行测量的准确性，增强休闲步行与其影响因素之间关系评估的可靠性，并与其他城市进行比较分析，以验证和推广研究结果。