1 引言

在新时代国土空间规划背景下，自然资源部于2021年发布《社区生活圈规划技术指南》，指出社区生活圈是城乡生活、发展和治理的基本单元，强调构建“以人民为中心”的社区生活圈^[1]。因此，如何通过人本化治理促使社区生活圈更好地满足人们日益增长的美好生活的需求成为城市地理、城市规划等多个学科领域的重要议题，而这一议题探究的关键则在于实现人们美好生活需求满足与城市空间发展间的高质量协调。当前，人们对美好生活的需求，不仅仅停留在基础生计层面，更体现在对高品质休闲生活的追求上，正如梁实秋所强调的“闲暇处才是生活”^[2]。当前，旅游休闲、运动休闲等构成了人们休闲生活的重要内容。与旅游等非日常性的休闲活动相比，运动休闲活动更加日常、频繁，且更能够反映其与城市空间之间的作用关系、供需匹配状态。其中，以步行（主要包括散步、锻炼、遛狗等）为代表的运动休闲活动，因其强度适中、适合多类人群、易融入日常生活且有利于促进提升人们生活质量、身心健康等得到学界的广泛关注^[3-5]。

国内外现有涉及休闲步行的研究主要集中在时空分布特征、建成环境影响、休闲步行环境质量评价三个方面，其中建成环境对休闲步行的影响是研究焦点。在休闲步行时空分布特征研究上，多侧重揭示包括休闲步行在内的休闲行为在时间上的分配、城市空间上的投射规律以及所呈现的社会经济特征^{[6, 7]}。研究发现邻里是休闲活动的主要发生空间。在建成环境对休闲步行影响研究上，主要将邻里建成环境与休闲步行相关联，大量研究发现居住密度^[8]、可步行性^[9-11]、（街道）连通性^[12]、多样性（土地利用混合性或活动场所多样性）^[13-15]、可达性（公园、绿地、休闲设施等）^[16-18]、安全性（交通/犯罪）^{[19, 20]}、规模性（公园）^[21]、吸引性（公园、绿色空间）^{[21, 22]}等客观建成环境特征显著影响居民休闲步行的频率、单次持续时间或总活动时间。同时，居民对步行设施的可利用性^[23]、开放空间的可达性^[20]以及涉及交通和犯罪的安全性^[24]等的感知也可能显著影响其休闲步行的参与和活动量。在休闲步行环境质量评价研究上，主要集中在邻里层面和街道层面。其中，邻里休闲步行环境质量评价从居民需求偏好的视角出发，对能够反映道路安全性、开放空间或休憩设施的可利用性等包括大交叉口数量、小交叉口数量、机动车流量大小等在内的多个环境特征进行评价^[25]；街道休闲步行环境质量评价基本遵循安全、舒适、便捷等原则，侧重道路的通畅度、有效宽度、可步行性，服务设施的密度和丰富度，绿化的密度、可视率等的客观评价^[26]。总体而言，已有涉及休闲步行时空分布特征及休闲步行环境质量评价的研究虽呈现出居民休闲步行在时空维度上的需求或对环境的偏好，但对与需求相对应的休闲步行环境的供给状况探究不足；涉及建成环境对休闲步行的影响研究强调通过建成环境优化促进休闲步行水平的提升，虽突出了人的主体性，但一定程度上忽略了休闲步行与建成环境这一特殊人地关系其实具有同一性，追求的是互利共生、相互促进，最终基于短期活动效应对建成环境的调整与优化可能并不会带来两者间真正的协调发展。此外，实践层面，虽愈加重视社区生活圈内休闲步行环境的规划与设计，但从实际效果来看仍显粗放，以活动空间、场所、设施的数量供给、维持与改善为主，一定程度上存在数量规模供给过多、质量效能供给不足、空间分配不均等问题，且难以有效兼顾不同群体的差异化需求，尤其随着城市生计压力增大和社会分化加速，对部分居民（如职业人群、贫困人群等）的休闲需求考虑仍略显不足。

基于以上，本文认为面向人本治理的社区生活圈可从居民个体出发以彰显人本价值，并通过探究休闲步行与其活动环境间的协调关系及相关影响因素提供可能的优化路径。这一研究的重要意义在于，一方面可通过甄别两者关系状态的值域范围直接判断社区生活圈内居民休闲步行和活动环境间的协调状况，挖掘可能面临的不协调问题，并识别目标人群，进而可通过调节行为活动和活动环境要素供给能力的方式引导两者共演共生，并最终促进两者间的高质量协调，实现人本化的社区空间治理。另一方面，弥补当前研究的两个不足，一是重视休闲步行与建成环境的相关性检验而忽略探究两者之间相互作用和匹配程度；二是重视宏观的、同质的人地关系建构及状态评价，缺少从个体视角解析微观的、异质的人地协调关系，而难以有效追踪两者之间供需匹配状态的细节分异。因此，本文将通过构建面向人本治理的社区生活圈休闲步行与环境协调关系及影响因素研究的理论分析框架和相关指标体系，以南京市为研究案例地，利用耦合协调度模型和混合效应模型，评价休闲步行与活动环境间的协调关系，以及探究人群内在属性的影响，以期为当前国土空间规划语境下共同促进社区生活圈居民高品质休闲生活的构建和空间的高质量发展提供有益参考和重要依据。

2 研究思路与框架

快速城市化所带来的生计压力增加及居住空间分异可能导致居民日常休闲步行与活动环境间存在供需不相匹配的矛盾。因此，有必要从个体出发通过评估社区生活圈内休闲步行与活动环境之间的协调关系及其影响因素探究两者间的协调水平及影响因子，进而揭示两者之间的供需匹配状况和找寻可能的优化路径。时空间行为理论认为，行为与环境的互动分析可揭示时空机会和制约^[27]，因此将其作为分析休闲步行与活动环境之间关系的视角；供需相关理论认为，需求端和供给端相互塑造，需考虑两者之间的匹配关系^[28]，可将其作为休闲步行与活动环境双向互动所表征的内容；可持续性城市理论认为，城市发展需不断满足居民的需求，注重充分性和均衡性^[29]，可将其作为分析休闲步行与活动环境之间协调关系的价值导向。在此基础上，本文提炼出人本化、多维化、精细化、协同化的价值原则，对休闲步行与活动环境的协调关系进行综合评价。其中，休闲步行从频率、单次持续时间和活动空间距离三个维度测量，用以反映休闲步行的时空选择，表征其需求水平；活动环境从可达性、整洁性、可利用性和安全性四个维度衡量，用以反映活动环境所提供的机会和制约，表征其供给水平。此外，为进一步识别协调关系所呈现出的社会经济属性特征，本文从个体社会经济状况、健康状况和邻里社会交往状况三个方面构建了影响因素的指标体系，并探讨了对协调水平的影响。最终目标是实现社区生活圈居民休闲步行需求满足和活动环境发展之间的高质量协调（图 1）。基于以上，本文试图探究以下三个主要问题：

（1）如何在面向人本治理前提下全面综合地测度居民日常休闲步行及活动环境？

（2）社区生活圈休闲步行与活动环境间具有怎样的协调关系？

（3）哪些人群内在属性以及如何影响社区生活圈休闲步行与活动环境间的协调水平？

3 数据来源与研究方法 3.1 数据来源

居民数据来源于团队于2017年12月至2018年1月开展的“南京市居民身体活动及健康状况”问卷调研。本次调研采用多阶段抽样方法，共分为三个阶段。其中，第一阶段，主要从南京主城区中的6个区中（包括鼓楼区、玄武区、秦淮区、建邺区、雨花台区、栖霞区）随机抽取8个行政街道；第二阶段，从已选定的行政街道中筛选出8个分布位置、居住环境、社会经济状况互不相同的典型社区（图 2）；最后一阶段，通过入户等面对面调研方式在每个社区中随机抽取150个样本点（每个家庭选取一个调研样本）开展数据采集。

调研内容涉及南京市主城区18岁及以上居民（无重大疾病，行动方便且能够独立完成问卷调研的常住居民）完整一周的休闲步行情况、邻里步行环境感知、健康状况、邻里社会交往情况、个体属性等。其中，休闲步行除收集其频率、单次持续时长等信息外，同时还进一步询问了活动发生的具体空间位置。邻里步行环境感知收集到环境可达性、整洁性、可利用性、安全性等信息。健康状况包括身高、体重、自评健康状况、亚健康状况、患有慢性疾病状况等信息。邻里社会交往主要收集了对邻居的熟悉程度及交流交往程度等信息。社会经济属性则包含了包括性别、年龄、收入等在内的信息。共获取有效样本1164份。

3.2 研究样本基本概况

从调研样本的基本情况来看（表 1），女性略多（53.95%）于男性（46.05%）。年龄阶段以40—65岁分组为主，大专/本科学历者（44.93%）、已婚者（80.93%）、在职者（50.60%）居多，个人月收入以≤6000元（65.81%）为主。居民家庭人口数量结构以3—5人（45.88%）为主，本地居民所占比重高达75.86%。

3.3 研究方法 3.3.1 耦合协调度模型

耦合度的概念最早来源于物理学，后逐渐被广泛应用到社会学领域，它反映的是两个或两个以上系统或运动形式相互作用的程度^[30]，但无法检测出系统或运动形式之间是否协调。协调度概念弥补了这一不足，它能够更好地体现不同系统间在发展过程中的和谐一致性^[30]。本文引入耦合协调度模型系统分析社区生活圈居民休闲步行与活动环境之间的协调关系，测度其协调水平，用以表征两者之间的供需匹配状况。其中，耦合度模型和协调度模型分别为：

(1)

(2)

式中，C为耦合度值，U₁、U₂分别为居民休闲步行、活动环境的综合评价值。D为协调度值，取值范围在0—1之间。D值越高，表明休闲步行与活动环境之间的协调水平越好，两者之间的匹配度越高，即休闲步行需求满足程度和活动环境的供给能力均较高，反之亦然。T为综合评价指数，用以反映对协调度的贡献。ω₁、ω₂为权重系数，为更好地考察休闲步行与活动环境两者之间的作用关系，强调它们之间的互利共生，本文认为两者同等重要，均赋值为1/2。

3.3.2 混合效应模型

本文分析数据呈现多个水平，既涉及个体尺度的休闲步行和活动环境的协调水平，同时由于一些居民居住在同一社区，其休闲步行和活动环境的协调水平可能存在相似性，使得分析数据具有嵌套结构，即个体嵌套于社区，而传统回归分析中个体独立性假设不再被满足，因此可采用多水平模型来解决这一问题。混合效应模型（又称多水平模型、层次模型、嵌套模型等）由于具有适应更多数据类型（如分类变量）、扩大传统线性模型适用范围（不需要同时满足正态性、独立性、方差齐性三个条件）等优势，在社会学等领域得到广泛应用^[31]。因此，本文选择混合效应模型探究影响休闲步行和活动环境协调水平的因素。

混合效应模型中包括固定效应和随机效应两部分，在本文中个体层面的社会经济状况、健康状况、邻里社会交往状况的影响属于固定效应部分，社区层面社区这一随机变量的影响属于随机效应部分。具体分析模型如公式（3）。最后，本文选择经典最大似然估计作为估计方法，AIC、BIC考量模型拟合效果。

(3)

式中，Y为居民休闲步行与活动环境的协调水平；β是常数项；β₁、β₂、β₃…为回归系数；X₁、X₂、X₃…为影响因子数据矩阵，包括个体社会经济因子、健康因子和邻里社会交往因子；Z_社区为随机效应变量构造的设计矩阵，构造方式与影响因子数据矩阵相同，在本文中为社区数据矩阵；Γ_社区为随机效应参数向量，服从均值向量为0、方差协方差矩阵为G的正态分布，表示为ΓN~（0, G）；ε为随机误差向量。

4 休闲步行与活动环境协调关系评价

休闲步行与活动环境之间的良性互动和高质量协调有利于实现新时期国土空间规划人地和谐共生的重要目标。由于居民日常70% 及以上休闲步行发生在社区生活圈范围内（步行15分钟可达范围）^①，本文将休闲步行与活动环境的协调关系评价锁定在社区生活圈尺度。在此基础上，本文构建休闲步行与活动环境指标体系以及明确指标权重，计算出两者的综合值，分析数据的基本特征，进一步通过计算两者间的协调水平评估其协调关系。

4.1 休闲步行与活动环境指标构建及权重确定

为获取社区生活圈居民休闲步行与活动环境间的协调水平，本文首先分别构建了两者的评价指标体系。在此基础上，对原始数据进行标准化处理^②，并按照一定权重计算其综合值（表 2）。其中，休闲步行评价主要涉及能够综合反映居民日常实际活动时空选择的频率、单次持续时间、活动空间距离。同时，由于这些指标表征居民休闲步行的不同侧面，本文认为它们同等重要，各指标的权重均被赋值为0.3333。此外，为更真实反映居民日常活动空间范围内环境的差异化状况，采用主观感知评价^{[32, 33]}，重点从能够反映活动环境质量以及影响休闲步行参与意愿和实际体验的可达性、整洁性、可利用性、安全性4个方面构建评价指标体系。活动环境指标层中具体指标的评价按照李克特量表分为5级（1=非常不同意，2=比较不同意，3=一般，4=比较同意，5=非常同意），不同指标间的权重则主要遵循低水平评价人数越多，权重值越大的原则确定^③，即1、2等级（非常不同意和比较不同意）评价居民所占比重越高，指标所赋权重值越大。

4.2 休闲步行与活动环境特征分析

在分别完成休闲步行与活动环境指标构建及权重确定的基础上，计算得出休闲步行水平值和活动环境评价水平值。其中，休闲步行水平均值为0.42，标准偏差为0.34，有近38% 居民的数值小于平均值。活动环境评价水平均值为0.44，标准偏差为0.15，有近50% 居民数值显著低于平均值。可以看出，有相当比例居民的休闲步行水平和活动环境评价水平均处于较低水平，同时不同居民之间休闲步行水平差异大于活动环境评价水平的差异。

进一步，分别识别休闲步行水平、活动环境评价水平的人群分布特征。如表 3所示，居民休闲步行水平与年龄、婚姻状况、工作状态、自评健康状况、亚健康症状、身体质量指数、患有慢性疾病状况、对邻居的熟悉程度、与邻居的交流和交往程度之间呈现正向相关，而与户籍状况、学历、个人月收入之间具有显著负相关。活动环境评价水平与婚姻状况、自评健康状况、亚健康症状之间呈现负相关，仅与对邻居的熟悉程度这一变量之间具有显著正相关。可以看出，同一属性居民可能存在休闲步行水平高，活动环境评价水平高，或休闲水平高，而活动环境评价水平低等情况。

4.3 休闲步行与活动环境协调关系评价

在计算完成社区生活圈居民休闲步行和活动环境综合值以及分析出其数据分布特征基础上，依托耦合协调度模型对两者间的协调水平进行评价。结果显示，总体上居民休闲步行与活动环境的协调水平均值为0.45，均值以下样本所占比重为36.94%，表明相当一部分居民休闲步行与活动环境的交互、协调发展度远低于平均水平，供需匹配状况不理想。主要与休闲步行水平和活动环境评价水平均较低密切相关。

进一步，将休闲步行与活动环境的协调水平按照从低到高的顺序分为五类（表 4）。其中，较高协调样本占比最高，达到49.66%，居民协调水平的平均值为0.72，表明这部分居民在休闲步行与活动环境间实现了较好地交互、融合，供需匹配状况较为良好。此外，部分样本日常生活中休闲步行与活动环境间实现了极高协调，达到了更高的供需匹配水平。而仍有接近40% 的居民其休闲步行与活动环境间的协调状态处于基本、较低和极低等级，表明这部分居民在日常生活情境中可能面临休闲步行需求难以有效满足与活动环境难以充足供给的困境。

5 休闲步行与活动环境协调关系影响因素分析

在评价休闲步行与活动环境协调关系基础上，进一步纳入与两者关系密切相关的个体社会经济因子、健康因子、邻里社会交往因子，以协调水平为被解释变量，并通过混合效应模型分析，识别不同协调关系对应的人群及所处的社会经济、健康、邻里社会交往状态，进而为开展具有指向性和针对性的规划调整与优化提供依据。

5.1 影响因素指标构建

个体社会经济状况主要体现在生命周期、家庭结构、社会分工角色等方面，这些方面的差异决定其休闲步行的时空选择偏好及与活动环境的交互模式；而健康状况是居民日常试图改善健康状态，并促使其可能参与休闲步行和选择、融入到一定活动环境的主要动机之一；邻里社会交往状况则通过个体与社区生活圈内其他个体之间的日常物质、精神交流而影响其是否参与休闲步行并融入所生活环境的意愿。上述因子均可能对居民休闲步行与活动环境的协调关系产生影响。因此，构建包含以上因子在内的影响因素指标（表 5）。

5.2 影响结果分析

首先，利用零模型判断被解释变量间是否存在显著相关性，随机效应部分结果表明居民休闲步行与活动环境协调水平在社区层面上的变异具有统计学意义（p < 0.001）。其次，在零模型基础上加入个体社会经济状况、健康状况、邻里社会交往状况的解释变量，考察不同社会经济状态作用下休闲步行与活动环境间协调性水平的差异情况。

在多重共线性检查的基础上，考虑到不同影响因子的实际影响效果以及模型整体拟合效果，表 6中重点列出了年龄、学历、家庭人口数量结构、工作状态、个人月收入、身体质量指数、与邻居的交流和交往程度7个影响因子对居民休闲步行与活动环境协调水平的回归结果。

研究发现，年龄对休闲步行与活动环境间的协调水平具有正向显著影响。具体来看，与年龄为18—39岁分组的居民相比，年龄为40—64岁（0.1044）和≥65岁（0.0972）的居民在其休闲步行与活动环境的日常互动中更有可能取得较好地协调性。同样地，大专/本科（0.0586）、研究生及以上（0.1105）学历组比初中及以下组，退休组（0.1520）比在职组，超重组比过轻和正常组均有更多可能在休闲步行和活动环境之间获取较高地协调水平。此外，研究还发现，居民在日常生活中与邻居的交流与交往程度也显著正向影响休闲步行与活动环境间的协调水平，即居民交流与交往的邻居户数越多，两者之间的和谐一致发展水平越高。而家庭人口数量结构在5人及以上（-0.0519），个人月收入> 10000元（-0.0955）的居民与最低参照组相比，越有可能减少日常生活中参与更多休闲步行的可能，进而降低了其与活动环境之间的协调水平。

6 结论与讨论 6.1 结论

面向人本治理的社区生活圈休闲步行与环境协调关系及影响因素研究，紧贴当前国土空间规划新时期重视居民高品质休闲生活提升和城市空间高质量发展的时代背景，突破以往休闲步行与活动环境关系的单向相关性检验研究，将两者关系的探讨置于社区生活圈尺度下，聚焦两者之间协调关系状态评价，并提炼出社会经济状况、健康状况、邻里社会交往状况对协调关系影响背后所折射出的活动和环境机会、制约的人群差异。最终得到以下主要结论与认识。

（1）频率、单次持续时间、活动空间距离可从不同侧面反映休闲步行，构成评价其水平的重要维度，可达性、整洁性、可利用性、安全性能够从不同方面刻画环境质量和影响休闲步行参与意愿和实际体验，构成评价活动环境水平的关键维度。

（2）耦合协调度模型分析结果表明不同个体间的休闲步行与活动环境间的协调关系存在显著差异。表现为接近37% 居民休闲步行与活动环境的协调水平等于或低于平均水平，难以实现两者之间的和谐、一致发展。此外，较高和极高协调样本占比达60% 左右，反映出这部分居民能够在休闲步行与活动环境之间达到较高质量的平衡，实现互利共生。

（3）个体属性对居民休闲步行与活动环境协调水平具有显著影响，表现为年龄、学历、工作状态、健康状态、邻里交往对休闲步行与活动环境协调关系具有显著正向影响，而家庭人口数量结构、个人收入则呈现显著负向影响。

6.2 讨论

从以上结论可知，相当一部分居民休闲步行与活动环境的协调水平较低，主要与日常休闲步行不足和活动环境质量较低密切相关。其中，休闲步行不足的结论已在南京市人民政府发布的南京市全民健身实施计划中得以一定的佐证，计划指出在城市工作、生活压力增大，以及职住分离扩大而通勤时耗显著增加等影响下，成年人闲暇时间被大大压缩，进而导致经常参加体育锻炼的居民不足40%^[34]。同时，近年来南京市虽试图通过在城市社区开展“10分钟健身圈”^⑤建设等举措全面改善社区生活圈休闲活动环境，但由经济收入所主要决定的住房资源配置导致城市居住空间分异扩大，部分居住区活动环境质量仍处于较低水平，限制其与居民休闲步行之间的良性互动。相反地，社区生活圈内提供高质量建成环境能够有效提升居民休闲步行水平，这一结论已由Chaix等在巴黎^[35]、Florindo等在圣保罗^[36]、Boakye-Dankwa等在布里斯班和香港^[15]等大城市的实证研究中得到验证，而休闲步行与活动环境均取得较高水平时则可有利于实现两者之间的高水平协调。此外，不同个体属性居民在休闲步行与活动环境协调关系中呈现出差异化特征主要在于，中老年人群包括退休的居民由于逐渐或已退出社会劳动分工，闲暇时间多，能够通过有效利用社区生活圈内建成环境、参与更多休闲步行而取得两者之间较高的协调水平。以往一些研究也指出中老年人群、退休者容易获取更多休闲步行水平，与拥有充裕的闲暇时间密切相关^{[14, 37]}。高学历组居民由于多从事以静坐为主的职业，更加注重闲暇时间的运动锻炼^{[38, 39]}，而具备与活动环境之间取得良好互动的可能性。此外，超重组居民在日常健康状况不佳并试图改善这一现状的情况下，更有可能参与休闲步行和选择、融入到一定环境中，进而影响了两者之间的关系状态。社区生活圈内良好的人际交往关系则构成了友好的社会环境，有利于促进居民参与休闲步行并融入所生活环境的意愿。而家庭人口数量多（与老人、小孩一起居住），家务占有时间长，使得闲暇时间安排大大减少，降低了居民参与休闲步行的可能性，也难以促成其与活动环境之间的较高协调。最后，高收入者日常参与社会经济资源竞争压力大，闲暇时间少，休闲步行与活动环境的交互程度反而不高。

基于以上，面向人本治理的国土空间相关规划和建设可将促进高品质生活、国土空间高质量发展的战略目标分层化、具象化到促进社区生活圈高质量且充足均衡的休闲步行生活层面，着力实现居民休闲步行满足和活动环境发展间的高水平协调。同时，根据人群的社会经济、健康和社会交往特征，实施差异化治理策略，进而实现全民在休闲步行和活动环境上的优质共享、供需灵活匹配。例如，提高当前休闲步行和活动环境较低协调居民社区生活圈环境的数量、质量供给进而促进休闲步行水平的提升，以及进一步提升休闲步行和活动环境较为协调居民社区生活圈休闲生活和环境的内容、结构，最终促进更广泛高水平的协调。同时，针对家庭分工承担多、社会竞争参与多，而闲暇时间少，休闲步行参与不足的居民，可通过在社区生活圈内引入多样和可负担的服务设施（托儿所、养老服务设施等），灵活的工作时间制度，便利可达的休闲设施等促进步行等休闲活动的参与，实现休闲步行与活动环境协调水平的提高。

本文在人本化国土空间规划背景下通过探究社区生活圈尺度下休闲步行和其活动环境的关系状态和社会分异规律，有利于丰富和拓展包括时空间行为与环境关系、社会空间分异、人本化社区治理等在内研究主题的内容和视角。同时，也存在一些不足。首先，休闲步行水平及空间位置信息均由被调研者回忆记录获取，与真实活动情况间可能存在一定的误差。其次，缺少对休闲步行与活动环境时空交互过程的精确化追踪，以及相关影响机制的精细化挖掘。第三，由于中国城市众多，不同城市的发展程度和建成环境建设、居民日常生活节奏和活动韵律差异均较大，以南京这一大城市作为案例研究区域虽有其典型性，但仍缺少对不同案例城市的横向对比研究。未来可尝试借助GPS等空间追踪技术及体动记录仪捕捉居民完整休闲步行的时空过程及水平，精准化测度休闲步行与其活动环境的时空耦合过程及可能的影响机制，并开展基于不同城市背景（如大城市与大城市、大城市与小城市等）的对比研究。

注释：

① 根据被调研者所提供的休闲步行发生的具体空间位置，并通过测度其与居住地间的步行时间统计所得。

② 标准化处理方法采用Min-max normalization。考虑到休闲步行地与居住地间的步行距离越远，居民休闲步行的意愿越弱，活动空间距离的具体标准化方法为：（最小值—原值）/（最小值—最大值），其它则均为：（原值—最小值）/（最大值—最小值）。

③ 由于着眼于优化阻碍或较少满足居民休闲步行需求的活动环境，本文试图根据居民对各项活动环境指标的实际评价，采取低水平评价人数越多，权重值越大的原则确定不同活动环境指标间的权重。

④ 问卷调研过程中，除询问被调研者过去一周是否参与休闲步行以及每次持续时间和一周频率外，进一步询问了休闲步行发生的具体地点。在此基础上，将居住地地址、活动位置信息经过经纬度查询、坐标转换等一系列过程进行矢量化，并计算居住地和活动地之间的步行距离，单位为米。

⑤ 在这些社区中，居民可在十分钟步行距离内找到至少一个体育馆，健身中心，广场，公园和步道，以及其他设施等进行体育锻炼。