城市綠地健康效益的群體差異及綠化投入影響研究

張丹婷,陳崇賢,洪 波,李樹華,3

(1.西北農(nóng)林科技大學 風景園林藝術學院,陜西 楊凌 712100;2.華南農(nóng)業(yè)大學 林學與風景園林學院,廣東 廣州 510642;3.清華大學 建筑學院,北京 100084)

隨著《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》的提出,解決居民健康問題已成為中國重要戰(zhàn)略目標之一。城市綠地作為城市生態(tài)系統(tǒng)的重要組成部分與開放性公共綠色資源,對提升居民健康有多方面的作用。一方面,城市綠地可以增加空氣負離子濃度[1],改善空氣質(zhì)量,創(chuàng)造良好的生活環(huán)境[2];另一方面,綠地本身的自然屬性可以有效緩解負向情緒[3],改善居民心理健康狀況[4-5],且多組數(shù)據(jù)顯示綠地可以改善慢性疾病患病率[6-8],對提升老年人壽命[9],減少死亡率[10-11]都有著積極影響。

雖然城市綠地對居民健康的積極影響已被證實。但是,不同社會收入地位群體對于環(huán)境資源的利用機會有所差別[12],不同收入群體的健康差距也在逐漸擴大[13]。在此背景下,綠地帶來的健康效益作為居民可以無條件享受的公共社會福利,是否也受到社會收入地位影響?這一問題對于居民健康的公平性以及社會群體公平性具有重要意義。此外,綠化投入作為城市綠地建設的上層指標,對城市綠地水平及發(fā)展方向具有重要指導作用[14]。探究綠化投入能否通過綠地真正作用于居民健康并取得良好效果,以及上層綠化投入的增加能否彌補社會經(jīng)濟差距帶來的健康差異,對未來城市綠地規(guī)劃的目標設定以及社會健康發(fā)展具有重要指導意義。

因此,本文運用全國性健康與城市綠地數(shù)據(jù),構(gòu)建綠地與其居民健康效益的回歸模型,并引入社會經(jīng)濟地位指標,探究群體之間的健康效益差異。計算地區(qū)綠化投入力度,分析綠化投入對于居民健康的作用,并通過檢驗不同投入水平下高、低收入群體健康水平的差異,判斷綠化投入力度對于綠地健康效益群體差異性的影響。

1 數(shù)據(jù)來源

1.1 數(shù)據(jù)來源

1.1.1 城市綠地健康效益 本文以城市居民健康狀況作為被解釋變量,城市綠地水平作為主要解釋變量構(gòu)建回歸模型,表征城市綠地對居民的健康影響情況。居民健康數(shù)據(jù)來自2016年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)[15]項目,該項目由北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施,受訪人群覆蓋25個省市自治區(qū),城市居民樣本規(guī)模達17 000人左右,該數(shù)據(jù)庫目前已廣泛應用于中國居民的經(jīng)濟[16-17]、社會[18-19]及健康[20-21]研究,具有較高的代表性與權(quán)威性。居民健康水平通過CFPS中健康自評問題“您認為自己的健康狀況如何?”的答案劃分,該題項共設置非常健康、健康、一般、不健康、非常不健康5個量度。

城市綠地水平通過城區(qū)人均公園面積體現(xiàn),該數(shù)據(jù)來源于中國國家住房和城鄉(xiāng)建設部發(fā)布的《城市建設統(tǒng)計年鑒》。該年鑒共收錄從2002年至今每年全國除港澳臺外31個省市自治區(qū),共684個城市的建設數(shù)據(jù)。

1.1.2 群體差異數(shù)據(jù) 居民健康水平與個體特征及生活習慣有很大關系[12],因此本文引入居民個體特征變量,包含居民年齡、性別、受教育水平、婚姻狀態(tài)、個人收入水平;居民生活習慣變量,包含運動頻率、抽煙、喝酒,共8個指標作為控制變量,與核心解釋變量一同納入回歸模型進行分析。其中,居民收入水平作為表征居民社會經(jīng)濟地位的重要變量,與自評社會地位一起構(gòu)成群體社會性分級指標。以上群體差異指標均來源于CFPS數(shù)據(jù)庫受訪者個人資料。

1.1.3 綠化投入指標 城市綠化投入通過園林綠化投資額占公用設施建設固定資產(chǎn)投資額的百分比體現(xiàn),代表不同的城市綠化投入力度。兩種投資額數(shù)據(jù)均來源于《城市建設統(tǒng)計年鑒》。

1.2 數(shù)據(jù)處理

1.2.1 變量數(shù)據(jù) 居民健康水平題項的原始賦值中,1表示“非常健康”,5表示“非常不健康”,為了便于分析表達,本文將選賦值與水平項倒置,使健康水平由1到5依次遞增,即1表示“非常不健康”,5表示“非常健康”。

1.2.2 CFPS數(shù)據(jù) 本文主要研究城市綠地的健康效益,因此僅選取城市居民數(shù)據(jù);在回歸模型的構(gòu)建中,除了綠化水平之外還納入抽煙、喝酒等影響健康的生活習慣進行分析,因此僅選取成人數(shù)據(jù)庫,剔除兒童數(shù)據(jù)。

刪除不符合要求及有數(shù)據(jù)缺失的個案后,根據(jù)省份代碼,在SPSS22.0中將《城市建設年鑒》中的城市綠化水平指標與從CFPS中提取的其他指標進行合并。最終匹配得到涵蓋4個直轄市,21個省份,共600個城區(qū)的13 922個城市居民樣本。樣本主要變量統(tǒng)計性結(jié)果見表1。

表1 主要變量分布特征表Tab.1 Main variable distribution characteristics

樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示,自我評價“比較健康”的居民占全體樣本的39.35%,比例最高;認為自身“不健康”和“非常健康”的居民人數(shù)較少。居民整體健康的全樣本均值為2.956 8,介于“一般”與“比較健康”之間。整體而言,居民健康處于中等偏上水平,極端值較少。

2 研究方法

2.1 有序Probit回歸

本文選用有序Probit回歸建立城市綠化與健康的基礎模型。由于居民健康自評選項為非常健康、健康、一般、不健康、非常不健康5類,賦值代表相應類別,不能簡單視為連續(xù)性數(shù)字,在統(tǒng)計學中,該變量屬于有序多分類變量。如直接帶入以最小二乘法為運算基礎的線性回歸模型進行分析,模型不契合,有損結(jié)論的正確性。借鑒Knight[22]和陳永偉[23]等的處理方法,運用適用于有序多分類變量且變量各取值分布不均勻的有序Probit回歸模型。

2.2 獨立樣本Mann-Whitney U檢驗

本文群體健康差異的比較均使用獨立樣本Mann-Whitney U檢驗,即非參數(shù)秩和檢驗。該方法用于非連續(xù)性變量分布情況的比較,檢驗兩個獨立樣本是否取自同一群體,適用于比較對象為有序分類變量的樣本。群體差異部分,通過居民收入水平、社會地位的平均值將所有城市居民分為高收入、低收入、高社會地位、低社會地位四類進行比較。社會投入部分,通過全國城市綠化投入力度平均值將群體分為高投入、低投入兩部分。在此基礎上,結(jié)合高、低收入組,進一步比較不同收入群體下的綠地投入力度差異影響。

3 結(jié)果與分析

3.1 群體差異與綠地健康效益分析

3.1.1 基于全樣本的綠地健康效益評估 將居民健康狀況設為因變量,城市綠化水平設為自變量,居民個體特征及生活習慣設置為控制變量,通過有序Probit回歸建立回歸模型,評估基于全樣本的綠化健康效益。模型回歸結(jié)果見表2全樣本模型欄。模型自變量方差膨脹因子VIF小于10,變量容差大于0.1,符合多重共線性檢驗標準。

回歸結(jié)果顯示,人均公園面積與居民健康水平呈顯著正相關,OR值為1.008 6,即人均公園面積每提升1個單位,居民健康水平提升1個單位的概率變?yōu)樵瓉淼?.008 6倍,證明在全樣本層面,城市綠化確實能夠帶給居民正向健康效益。

在控制變量部分,年齡與居民健康呈顯著負相關,年齡越高,健康水平越低;女性的整體健康水平低于男性;在個人習慣方面,運動頻率與健康呈顯著正相關;一月中喝酒不超過3次的居民健康狀態(tài)更好。關于個體特征的回歸結(jié)果與現(xiàn)有文獻研究結(jié)果基本一致[12],證明對于綠地水平與城市居民健康的回歸研究,所選數(shù)據(jù)庫與受訪者具有可信度。

在收入水平這一變量上,模型以最高收入水平為參照組,其余收入水平回歸系數(shù)均小于0,OR值均小于1,表示收入水平越低,居民整體健康狀況越差。值得注意的是,并不是每一類收入水平都呈現(xiàn)出顯著性,即在全樣本條件下,模型本身已經(jīng)呈現(xiàn)出了分層現(xiàn)象,有進一步探討群體差異性的價值。

3.1.2 收入及社會地位分層效應分析 一方面,全樣本回歸模型已顯現(xiàn)出收入水平分層現(xiàn)象;另一方面,從實際情況來看,收入差距確實可能間接造成居民可接觸到的綠地在質(zhì)量、數(shù)量、面積等方面產(chǎn)生差異,從而導致不同收入群體對于綠地資源的利用情況與對于環(huán)境的敏感度明顯不同。因此,本文將居民收入水平,結(jié)合居民社會地位作為居民社會經(jīng)濟地位指標,區(qū)分群體,分析城市綠化帶來的健康效益群體間的差異性。

根據(jù)全樣本收入水平平均值2.39及社會地位的平均值2.72將所有居民分為高收入、低收入,高社會地位、地社會地位4類,分別進行綠化水平與居民健康的回歸分析?；貧w結(jié)果見表2。

表2 城市綠化水平對健康影響的群體差異回歸分析Tab.2 Regression analysis of group differences in urban greening level impact on health

續(xù)表2

變量 全樣本低收入高收入低社會地位高社會地位 個人收入水平1-0.407 5???(0.665 3)-0.072 4???(0.930 1)--0.049 2(0.952 0)-0.372 0???(0.689 4) 2-0.327 0???(0.721 1)a--0.014 1(0.986 0)-0.271 8???(0.762 0) 3-0.137 6??(0.871 4)--0.124 3??(0.883 2)0.068 9(1.071 3)-0.127 0??(0.880 7) 4-0.062 3(0.939 6)--0.053 6(0.947 8)0.253 5(1.288 5)-0.081 7(0.921 6) 50a0a0a0a0a 運動頻率 0.017 0???(1.017 2)0.019 7???(1.019 9)0.013 7???(1.013 8)0.023 1???(1.023 4)0.012 6???(1.012 7) 抽煙情況否-0.028 3(0.972 1)-0.010 9(0.989 2)-0.050 4(0.950 8)0.015 9(1.016 0)-0.055 9?(0.945 6) 是aaaaa 喝酒情況否-0.136 0???(0.872 9)-0.181 5???(0.834 0)-0.097 8???(0.906 9)-0.142 1???(0.867 6)-0.134 3???(0.874 4) 是0a0a0a0a0a

注:表格內(nèi)數(shù)值為對應變量回歸系數(shù),括號內(nèi)為OR值;*,**,***分別表示該變量在0.1,0.5,0.01水平上顯著,回歸結(jié)果由SPSS 22.0計算得出。

對比回歸結(jié)果可以得出,4類人群回歸模型中綠地水平的回歸系數(shù)均為正值,但僅高收入、高社會地位人群在統(tǒng)計水平顯著,結(jié)合回歸系數(shù)絕對值表明,城市綠地對于高收入、高社會地位群體的正向影響均大于低收入、低社會地位群體。綠化水平的提升對居民健康均有積極影響,但社會經(jīng)濟地位不同的居民獲得的綠地健康效益有顯著差異,經(jīng)濟社會地位低的群體得到的健康效益顯著較少。

3.2 綠化投入與綠地健康效益分析

3.2.1 基于全樣本的綠化投入影響評估 以園林綠化投資/公用設施建設固定資產(chǎn)投資*100%作為綠化投入力度指標,百分比越高表明綠化投入力度越大。綠化投入力度作為城市綠地規(guī)劃的上層標準,是城市綠化發(fā)展方向的重要指導。本文通過獨立樣本Mann-Whitney U檢驗進行全樣本分析,探究政府綠化投入力度是否可以真正作用于城市綠地,從而提升居民健康狀況。

依據(jù)綠化投入力度平均值將全部樣本劃歸為低投入組與高投入組,對兩組居民的健康水平進行非參數(shù)秩和檢驗。處理結(jié)果見表3、圖1。

表3 綠化投入分層對居民健康影響假設檢驗匯總Tab.3 Hypothesis testing of the impact of government regulatory differences on residents′ health

注:顯示漸進顯著性。顯著性水平為0.05。

注:左側(cè)組1為低投入組,右側(cè)組2為高投入組。圖1 綠化投入分層Mann-Whitney U檢驗結(jié)果Fig.1 Greening control stratification Mann-Whitney U test results

表3顯示,高、低綠化投入居民的健康水平存在顯著差異。進一步分析圖1中的統(tǒng)計結(jié)果,高投入組居民健康平均秩次為7 075.19,大于低投入組的6 820.11, 證明高投入組居民的整體健康狀況顯著優(yōu)于低投入組。通過圖1中的健康水平頻率直方圖分布情況可以看出,雖兩組居民都呈現(xiàn)中位健康人群多,基數(shù)大的情況,但是高投入組中健康水平高(健康賦值為4，5)的人群頻率較高,居民整體健康水平分布較低投入組呈上移趨勢。因此,綠化投入力度的提升對居民整體健康水平有顯著積極影響,加大綠化的社會投入對居民健康提升有重要正向作用。

3.2.2 綠化投入與收入分層綜合效應分析 為進一步探究綠化投入增加帶來的居民健康水平提升對于不同社會經(jīng)濟地位的群體是否存在差異。分別以高、低收入人群為研究樣本,對不同綠化投入水平下的居民健康進行Mann-Whitney U檢驗。結(jié)果見表4、圖2。

表4 綠化投入分層對不同收入居民健康影響假設檢驗匯總Tab.4 Hypothesis testing of health impacts of greening control regulations on residents of different incomes

注:顯示漸進顯著性。顯著性水平為0.05。

注：組1為低投入組，組2為高投入組。圖2 綠化投入分層對不同收入居民健康Mann-Whitney U檢驗結(jié)果Fig.2 Greening control stratification on the health of Mann-Whitney U test results for residents of different incomes

檢驗結(jié)果顯示,低收入人群保留原假設,高收入人群拒絕原假設,表明對于高收入人群,不同綠化投入力度下的居民健康有顯著差別,而低收入人群則沒有顯著差別。高、低收入人群健康的分布頻率圖與平均秩變化與全體居民的健康變化相似,均呈現(xiàn)出中位健康基數(shù)大,健康水平整體上移的趨勢。綜合平均秩與顯著性數(shù)據(jù)可以得出,綠化投入力度的升高可以改善居民的健康狀況,然而對于不同經(jīng)濟地位的群體存在差異,其僅對高收入人群有顯著提升效益。

這一結(jié)果表明,上層投入介入后,不同收入群體的綠化健康效益仍存在顯著差異。為探究綠化投入的介入能否彌補社會經(jīng)濟地位帶來的健康效益差異,本文通過計算不同綠化投入水平下高、低收入人群的健康分布頻率差值,判斷綠化投入對群體綠化健康效益差異的影響情況。

分別計算高投入低收入、高投入高收入、低投入低收入、低投入高收入4類人群的健康分布情況,即每一健康程度人數(shù)所占該類人群總數(shù)的百分比;如圖3所示,橫坐標為不同健康水平,縱坐標及表格中數(shù)值為高、低收入人群在不同健康水平的人數(shù)頻率差值的絕對值,代表不同收入人群健康差異。虛線代表低綠化投入地區(qū)人群,實線代表高綠化投入地區(qū)人群。

圖3 不同綠地投入下高、低收入人群健康差異比較Fig.3 Comparison of health differences between high and low income groups under different greening control stratification

從圖3可以看出,綠化投入的升高對不同收入人群既成的健康差異影響可分為3種。對于較差健康狀態(tài),綠化投入的升高減少了不同收入人群之間的健康差距;對于中間健康狀態(tài),綠化投入的影響并不突出;而對于較好健康狀態(tài),城市整體綠化投入的提升反而加大了高、低收入人群之間的整體健康差距。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié) 論

本文通過中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)與中國城市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù),構(gòu)建綠化帶來的居民健康效益回歸模型,并以收入及社會地位指標為劃分依據(jù),探討不同社會經(jīng)濟地位群體的居民綠化健康效益差異。此外,通過引入綠地投入力度指標進一步探討上層綠地投入的增強能否提升居民整體健康水平,從而彌補由于社會經(jīng)濟地位產(chǎn)生的健康效益差距。結(jié)果發(fā)現(xiàn):總體而言,綠地對城市居民健康有顯著積極影響;但高收入、社會地位人群獲得的健康效益顯著高于低收入、社會地位人群;另一方面,綠化投入的提升可以使城市居民健康分布情況正向上移,然而對于由于社會收入地位產(chǎn)生的既成健康差距,整體綠化投入的提升可以縮小不同收入人群在較差健康水平差距,反而擴大了其在較好健康水平的差距,加深了居民健康不公平性。

這些數(shù)據(jù)結(jié)果表明,雖然城市綠地對居民健康的影響是正向的,但不同社會經(jīng)濟地位的居民因此接收到的綠地健康效益并不相同,甚至有顯著差異;增加城市綠化投入使得經(jīng)濟收入較好的居民獲得更大的健康效益提升幅度;對所有居民而言,健康都得到了提升,然而不同經(jīng)濟水平居民之間的健康差距更大了。

4.2 討 論

本文數(shù)據(jù)表明,雖然綠地對居民健康有顯著積極影響,但綠地投入的增加反而擴大了健康的不公平性。針對這一矛盾,2017年Steffen[24]與2018年譚冰清[25]的研究都給出了實驗支持。Steffen[24]以德國城市慕尼黑為研究對象,通過構(gòu)建Log-gamma回歸模型,發(fā)現(xiàn)慕尼黑街區(qū)社會經(jīng)濟地位與臨近公共綠地可用性呈顯著正相關關系。與高社會經(jīng)濟地位街區(qū)相比,低社會經(jīng)濟地位的街區(qū)周圍公共綠地的空間面積與可達性都顯著下降。譚冰清[25]以中國深圳市為研究對象,通過聚類分析與皮爾森相關系數(shù)分析,發(fā)現(xiàn)深圳市綠地在數(shù)量、質(zhì)量、可達性上均有較大差異,住房條件差的街道公共綠地數(shù)量普遍較少,住房條件好的街道公共綠地數(shù)量一般較多。

以上兩個代表性實驗都表明經(jīng)濟地位的不平等常常伴隨著公共綠地使用的不平等,這種不平等體現(xiàn)在綠地本身的數(shù)量、面積、可達性等方面。可以說,城市綠地規(guī)劃建設本身就具有不公平性,城市整體綠化水平及其提升分配并不均勻,社會經(jīng)濟水平高的居民享受到更好的城市綠化資源,并且,在整體綠化水平提升時獲得更大的健康提升空間,進一步擴大了與經(jīng)濟水平較低居民的健康差距。

4.3 建議與展望

城市綠化水平與居民健康息息相關,綠地帶來的健康效益對每一位居民都具有重要意義。針對綠地帶來的不公平性問題,在整體綠化水平提升的基礎上,應注重綠地分布差異,不僅僅提升城市核心區(qū)域、發(fā)達區(qū)域的綠地水平,更要重視低社會經(jīng)濟地位街區(qū)的綠地發(fā)展,在規(guī)劃源頭盡可能地保障居民享受公共綠地的公平性,才能減少由于綠地帶來的健康效益差異,避免由此引發(fā)的社會群體差距進一步增大。綠化投入作為城市綠化的指導性指標,對提升居民健康具有積極作用,然而,綠化投入水平不應僅僅體現(xiàn)在城市整體的綠地投入,還應分區(qū)進行進一步推敲分配,在源頭盡可能提升綠地本身的公平性,從而保障不同社會經(jīng)濟地位水平的居民健康,這一舉措有助于在健康層面減弱社會差距帶來的負面影響,促進社會和諧。

本研究也存在一定局限性,在數(shù)據(jù)選擇上,剔除了兒童數(shù)據(jù)及鄉(xiāng)村數(shù)據(jù),會造成部分影響分析信息缺失;在綠地與居民健康關系部分,本文將城市居民作為整體進行研究,沒有深入?yún)^(qū)分城市間的差異,后續(xù)研究會關注綠地健康效益的城市差異,更深入地探討不同社會、經(jīng)濟、城市群體的影響及改善策略。