基于街景图像的厦门本岛环境特征对住宅价格的影响研究

图1 环境特征对住宅价格影响研究的技术路线

Fig. 1 Technical route of research on the influence of environmental characteristics on housing price

2.2 研究方法

2.2.1 空间自相关

空间自相关分析可分为全局自相关（Global Spatial Autocorrelation）和局部自相关（Local Spatial Autocorrelation）。其中，全局自相关用来描述对象的整体分布状况，判断对象在空间上是否存在聚集特性，主要指标为全局莫兰指数，公式如下：

（1）$I=\frac{\mathop{\sum }_{i=1}^{n}\mathop{\sum }_{j=1}^{n}{{\omega }_{i,j}}\left( {{x}_{i}}-\bar{x} \right)\left( {{x}_{j}}-\bar{x} \right)}{\left( \mathop{\sum }_{i=1}^{n}\mathop{\sum }_{j=1}^{n}{{\omega }_{i,j}} \right)\mathop{\sum }_{i=1}^{n}{{({{x}_{i}}-\bar{x})}^{2}}}$

式中： $I$ 为全局莫兰指数；n为研究区域内住宅样点个数； $ω_{i, j}$ 为住宅样点i和j的空间权重系数； $x_{i}$ 和 $x_{j}$ 分别为住宅样点i和j的住宅价格； $\bar{x}$ 为所有住宅样点价格的均值。

而局部自相关可以确定聚集的范围和模式，主要指标为局部莫兰指数，公式如下：

（2）${{I}_{i}}=\frac{\left( {{x}_{i}}-\bar{x} \right)}{\mathop{\sum }_{i}^{n}{{({{x}_{i}}-\bar{x})}^{2}}}\underset{j=1}{\overset{n}{\mathop \sum }}\,{{\omega }_{i,j}}\left( {{x}_{i}}-\bar{x} \right)$

式中： $I_{i}$ 为局部莫兰指数；n为住宅样点个数； $ω_{i, j}$ 为住宅样点i和j的空间权重系数； $x_{i}$ 为住宅样点i的价格； $\bar{x}$ 为所有住宅样点价格的均值。

空间权重的计算有邻接关系和距离关系两种策略，本文采用基于距离关系的反距离标准（Inverse Distance）计算空间权重。

2.2.2 空间设计网络分析（sDNA）

sDNA（Spatial Design Network Analysis）算法基于空间句法理论，引入社会网络分析概念和指标，优化了传统空间句法的计算方法和数据结构，提高了其在大尺度空间分析的适应性^[31]。本次研究主要围绕sDNA模型的接近度和穿行度2个变量展开交通可达性分析：

（1）接近度：反映到达搜索半径R范围内其他路网的难易程度，计算公式如下：

（3）$NQPDA\left( x \right)=\underset{y\in {{R}_{x}}}{\mathop \sum }\,\frac{p\left( y \right)}{d\left( x,y \right)}$

式中： $N Q P D A (x)$ 为节点 $x$ 的接近度； $R_{x}$ 为以节点 $x$ 为圆心、 $R$ 为搜索半径的圆； $p (y)$ 为半径 $R$ 范围内节点 $y$ 的权重，在连续空间分析中， $p (y) \in [0,1]$ ； $d (x, y)$ 为节点 $x$ 到 $y$ 的最短拓扑距离。

（2）穿行度：反映某条道路在搜索半径R范围内被通过的概率，计算公式如下：

（4）$TP{{B}_{t}}\left( x \right)=\underset{y\in N}{\mathop \sum }\,\underset{y\in {{R}_{y}}}{\mathop \sum }\,OD\left( y,z,x \right)\frac{P\left( z \right)}{Links\left( y \right)}$

式中： $T P B_{t} (x)$ 为节点 $x$ 的穿行度； $R_{y}$ 为以节点 $y$ 为圆心； $R$ 为搜索半径的圆； $O D (y, z, x)$ 为半径 $R$ 内通过节点 $x$ 的节点 $y$ 与 $z$ 之间的最短路径距离， $P (z)$ 为半径 $R$ 范围内节点 $z$ 的权重， $L i n k s (y)$ 为 $R_{y}$ 范围内的节点总数。

2.2.3 多尺度地理加权回归（MGWR）

经典的GWR模型是基于固定带宽的单一尺度模型，所有变量在计算回归系数时均采用相同带宽，而MGWR模型基于后退拟合算法^[25]，模型中每个回归系数 $β_{b w j}$ 都是基于局部回归得到的，使各选取变量呈现不同的尺度特征。其中，变量的带宽越小，则空间影响尺度越小，空间异质性越强。MGWR模型的计算公式如下：

（5）${{y}_{i}}=\underset{j=1}{\overset{k}{\mathop \sum }}\,{{\beta }_{bwj}}\left( {{\mu }_{i}},{{\upsilon }_{i}} \right){{x}_{ij}}+{{\varepsilon }_{i}}$

式中： $y_{i}$ 为住宅样点i的住宅价格； $(μ_{i}, υ_{i})$ 为住宅样点i的空间投影坐标； $b w j$ 为第j个变量回归系数使用的带宽； $β_{b w j}$ 为 $b w j$ 带宽下第j个变量的回归系数估计值； $x_{i j}$ 为第j个变量在住宅样点i的值；k为变量个数； $ε_{i}$ 为随机误差项。

本文采用Bisquare核函数作为空间权函数，最优带宽准则选择AICc准则，带宽搜索方式选择Golden Section。采用后退拟合算法拟合各平滑项，选择GWR估计作为初始估计，并采用更为严格的SOC-f准则作为模型的收敛准则。

3 研究区概况与数据来源

3.1 研究区概况

厦门是我国东南沿海的中心城市，亚热带气候环境和独特的海岛式景观特征，使其成为中国最宜居的城市之一。研究选取厦门本岛地区为研究区域（图2），该地区是厦门重要的政治、文化、商业中心，包括思明区、湖里区2个行政区。截止2021年，本岛地区常住人口约210万人，建成区面积约为132 km²。由于本岛地区的旧城区公共服务配套设施较为完善，而新城区引入多个高质量楼盘，占据了城市优质的山海资源，因此其住宅价格及住宅居住环境的分异特征较为明显，整体住宅市场发展相对成熟完善，可作为研究房价影响因素的代表性样本。

图2

图2 厦门本岛研究区概况

Fig. 2 Description of Xiamen Island

在选定研究区域的基础上，住宅价格研究空间单元的划分应能体现居民的日常活动范围，故本文依据上海“15分钟生活圈”概念，以每个房价样本点为圆心，以1000 m（步行15 min距离）为半径，生成基于路网的空间单元范围（图3）。

图3

图3 住宅价格研究空间单元

Fig. 3 Space unit of housing price research

3.2 数据来源及预处理

3.2.1 住宅价格

从链家网（xm.lianjia.com）获取2020年6月至2021年6月厦门本岛在售的二手房交易信息，对原始数据进行清洗、查重、WGS 84坐标转换等预处理，同时删除毛坯房、非公有产权房等特征样本从而剔除房价的非市场化影响因素，最终获得929条数据。

3.2.2 街景图像

街景图像爬取自2021年6月的百度街景地图。数据获取及处理步骤如下：① 基于厦门岛道路中心线，以40 m间隔生成街景采样点，不足40 m的路段则选取路段中点，共获得21486个观测点； ② 通过百度地图提供的API接口，抓取各观测点的街景图像，图像尺寸4096×1380像素，相机视角覆盖该点360°全方位视角，获取的图像带有唯一标识符、经纬度坐标，共获得21 486张有效图像；③ 基于Deeplap-V3+语义分割算法构建图像识别模型，通过Cityscapes数据集进行模型训练，对所爬取的街景图像进行要素识别，识别结果包括机动车道、人行道、建筑、街墙、围栏、柱体、路灯、交通标识、植物、地形、天空、行人、骑手、家用轿车、货车、公交车、火车、摩托、自行车共19类环境要素；④ 根据唯一标识符，将识别结果与街景采样点进行匹配，以获取空间位置坐标。

3.2.3 其他数据

路网数据来源于2021年6月在Open Street Map（OSM）网站获取的矢量路网，在ArcGIS中对原始数据进行清洗、拓扑检查、地理配准，最终获得2768条道路单元，用于构建路网的网络分析数据集。

轨道站点数据包括地铁站和BRT（Bus Rapid Transit）站，通过QGIS在线影像图确定厦门本岛目前开通运营的轨道1、2、3号线以及BRT线的站点位置，共计60个站点；公交线路数据通过百度地图API接口获取，包含经过的公交线路数量信息等。

POI数据来源于2021年6月高德开放平台，原始数据包含169 164条记录，共21个主要类别，参照相关研究，将POI重分类为8类：居住（2.86%）、企业（14.21%）、政府机构和社会群体（1.87%）、商业（66.37%）、教育（4.65%）、绿地（0.33%）、交通（5.23%）、其他（4.47%）。

商业中心数据来源于《厦门市商业网点布局专项规划(2016-2030)》^[32]，共18处；大型山水景观资源的名单和空间范围来源于厦门市大数据平台提供的《公园绿地信息》^[33]，共5处。

4 变量选择与模型构建

4.1 变量选择

市场均衡理论的引入使特征价格模型（Hedonic Price Model, HPM）成为住宅价格研究的重要方法，该理论认为影响住宅价格的特征变量主要包括三类：建筑特征、邻里特征和区位特征。考虑到既有研究证实建成环境如绿地^[34]、开放性景观^[35]等对房价存在影响，以及厦门市岛内地区建成环境及房价的空间异质性，本文在特征价格模型的基础之上，增加环境特征维度，结合国内外相关研究成果^[1,25,36]，综合考虑数据可得性和指标计算复杂性，最后确定影响住宅价格的4类特征维度：①建筑特征；②区位特征；③邻里特征；④环境特征，以及19项变量（表1）。

表1 变量计算及描述性统计

Tab. 1 Variable calculation and descriptive statistics

特征分类	变量名称	计算指标	计算方式	均值	标准差	最小值	最大值	预期方向	数据源
建筑特征	建筑年代	房龄	2021年与房源建成时间之差	20.68	8.79	2.00	71.00	未知	链家二手房数据
	建筑面积	面积	房源的户型面积	92.00	39.98	22.61	300.45	负
	建筑质量	装修状况	虚拟变量，精装修为1，否则为0	0.48	0.50	0.00	1.00	正
	建筑质量	梯户比例	楼栋电梯数与住户数的比例	0.46	0.32	0.02	6.00	正
	建筑朝向	朝向	虚拟变量，朝南为1，否则为0	0.84	0.37	0.00	1.00	正
	建筑高度	层数	房源所在楼栋的总层数	13.23	9.45	1.00	49.00	未知
区位特征	中心区位	到商业中心距离	基于ArcGIS网络分析工具，计算到商业中心的网络距离	1340.91	709.35	5.17	4354.54	负	QGIS描绘
	交通区位	路网接近度	基于ArcGIS平台及sDNA插件，以1 km为搜索半径，采用连续空间算法计算，计算公式见式（3）、式（4）	0.20	0.09	0.01	0.46	正	OSM矢量路网
	交通区位	路网穿行度	基于ArcGIS平台及sDNA插件，以1 km为搜索半径，采用连续空间算法计算，计算公式见式（3）、式（4）	3.75	1.39	0.59	8.23	未知	OSM矢量路网
	景观区位	到大型山水景观资源距离	基于ArcGIS网络分析工具，计算到景观资源的网络距离	1234.27	1165.77	16.04	5792.78	负	QGIS描绘
邻里特征	教育配套	到重点中小学距离	重点中小学指2022年公布的综合成绩前30名的小学和前15名的中学^[1]。基于ArcGIS网络分析工具，计算到重点中小学的网络距离	797.08	633.09	1.63	4359.14	负	QGIS描绘
	医疗配套	到三甲医院距离	基于ArcGIS网络分析工具，计算到三甲医院的网络距离	1034.88	714.95	0.21	4219.45	负	QGIS描绘
	商务配套	商务办公设施密度	计算空间单元内的商务办公设施密度，包括银行、办公楼、政府机构、公司企业	581.62	301.88	26.19	1533.49	正	高德POI
	交通配套	公交线路密度	计算空间单元内的公交线路密度，公交线路数=站点数量×站点线路数量	64.14	28.54	6.30	172.85	正	百度API爬取
	交通配套	到轨道站点距离	基于ArcGIS网络分析工具，计算到轨道站点的网络距离。	711.86	493.93	5.40	4270.44	负	QGIS描绘
环境特征	环境绿化率	街景绿视率	计算公式见式（6）	0.22	0.05	0.07	0.34	正	百度街景图像
	视觉开敞度	天空开敞度	计算公式见式（7）	0.38	0.05	0.29	0.55	正
	空间围合度	街景围合度	计算公式见式（8）	0.19	0.06	0.07	0.36	正
	步行舒适性	相对步行指数	计算公式见式（9）	0.11	0.02	0.04	0.16	正

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4.2 模型构建

对住宅价格进行全局空间自相关分析，结果显示，全局Moran's I为0.25，并通过1%的置信度检验（z-score=21.39，P-value=0.00），说明住宅价格在空间上并非随机分布，而是具有显著空间自相关现象，因此需要引入基于局部回归的空间分析模型^[37]。进而，对表1中19项指标变量进行z-score标准化和多重共线性检验，以避免影响因子相互影响而带来估计结果的偏误^[26]，结果显示，梯户比例、路网穿行度、街景围合度3项指标未通过检验（VIF大于5），故予以剔除，最终确定其他16项变量纳入模型构建。其中环境特征的街景绿视率、天空开敞度、街街景围合度以及相对步行指数通过以下公式计算。

（6）$VGR=\frac{{{S}_{\text{green}}}}{S}$

（7）$SOR=\frac{{{S}_{\text{sky}}}}{S}$

（8）$SVE=\frac{{{S}_{\text{bui}}}+{{S}_{\text{wall}}}+{{S}_{\text{fen}}}}{S}$

（9）$RWI=\frac{{{S}_{\text{walk}}}}{{{S}_{\text{motor}}}+{{S}_{\text{vehicle}}}+{{S}_{\text{walk}}}}$

式中： $V G R$ 表示街景绿视率； $S_{g r e e n}$ 表示街景中树木的像素面积； $S$ 表示街景的总像素面积； $S O R$ 表示天空开敞度； $S_{s k y}$ 表示街景中天空的像素面积； $S$ 表示街景的总像素面积。 $S V E$ 表示街景围合度； $S_{b u i}$ 、 $S_{w a l l}$ 、 $S_{f e n}$ 分别表示街景中建筑、围墙、围栏的像素面积； $S$ 表示街景的总像素面积； $R W I$ 表示相对步行指数，式中： $S_{w a l k}$ 、 $S_{m o t o r}$ 、 $S_{v e h i c l e}$ 分别表示街景中步行道、机动车道、机动车的像素面积。

既有研究已证实自身属性、区位属性、邻里属性对房价具有稳定的影响，因此本文将建筑、区位、邻里3个特征维度的13个变量作为控制变量，将环境特征的3个变量作为核心解释变量，构建MGWR（1）模型，模型采用半对数的处理方式。剔除环境特征变量后构建OLS、GWR和MGWR（2）模型作为对照组。

5 结果及分析

5.1 住宅价格空间特征分析

5.1.1 住宅价格的空间分布特征

厦门本岛地区住宅价格总体呈现“西南高、东北低”的空间分布趋势（图4），通过核密度分析，发现住宅价格沿厦禾路—嘉禾路形成明显的“带状”分布结构（图5），并向东北方向延伸扩散。筼筜湖南部、中山路片区住宅价格最高，住房市场也最为活跃；其次是筼筜湖东北部、SM商圈；东北部的外围地区住宅价格最低。另外，杏林湾、国际会展中心也有相对明显的高值分布，但与热点地区联系疏远，呈现局部高值“孤岛”。

图4

图4 厦门本岛2021年6月住宅价格空间分布

Fig. 4 Spatial distribution of housing price in Xiamen Island in June 2021

图5

图5 厦门本岛2021年6月住宅价格核密度

Fig. 5 Kernel density of housing price in Xiamen Island in June 2021

5.1.2 住宅价格的空间聚类特征

使用局部Moran's I分析住宅价格的聚集模式，结果显示（图6），住宅价格的空间分布有明显的聚类特征，自南向北呈现高-高、高-低、低-低的梯度递减，中山路以及筼筜湖南部的核心地区的房价呈现高-高集聚；高殿社区、后埔社区、SM商圈等核心边缘地区的住宅价格呈现低-低集聚。

图6

图6 厦门本岛2021年6月住宅价格空间聚类

Fig. 6 Spatial clustering of housing price in Xiamen Island in June 2021

总体上，住宅价格的空间分布结构与城市核心发展轴线契合，房价聚集热点与厦门本岛城市中心结构相似度较高，并形成“核心-边缘-外围”房价梯度递减的总体分布格局。

5.2 模型对比

为验证MGWR模型的适用性，以及加入环境特征对模型拟合效果的提升，依次对所构建的模型进行回归分析，结果如表2，MGWR（2）的拟合优度R²比OLS和GWR分别提高0.527和0.046，AICc值分别下降724.313和135.358，根据Fotheringham制定的标准，当2个模型之间AICc值相差大于3时，AICc值小的模型拥有更好的拟合效果^[38]，说明在纳入相同变量的情况下，MGWR模型的解释能力更强。而对于额外加入了环境特征的MGWR（1）模型，其拟合优度R²比MGWR（2）提高0.007，AICc值下降21.88。

表2 OLS、GWR、MGWR（2）、MGWR（1）模型回归结果对比

Tab. 2 Comparison of regression results of OLS, GWR, MGWR (2) and MGWR (1) models

模型指标	OLS	GWR	MGWR（2）	MGWR（1）
R²	0.262	0.743	0.789	0.796
AICc	2384.269	1795.314	1659.956	1638.076
残差平方和	685.304	238.400	196.292	189.275

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以上说明，至少在本次研究中，MGWR模型优于OLS和GWR模型，且纳入环境特征的模型对住宅价格的空间分异现象具有更高的解释力度。因此，本文主要分析MGWR（1）模型的运行结果。

5.3 环境特征对住宅价格的影响

5.3.1 环境特征的总体分析

首先，分析环境特征变量的回归系数。系数的绝对值代表影响作用的强弱，正、负代表作用方向，3个环境特征变量均表现为显著的正向促进影响（表3）。其中，街景绿视率对住宅价格的影响作用最强，系数均值为0.245，表示环境中的视觉绿化面积每提升1%，会带动房价提高0.245%；天空开敞度的影响作用略小于街景绿视率，系数均值为0.210；相对步行指数的影响作用最小，系数均值为0.133。

表3 环境特征变量的回归结果统计

Tab. 3 Statistics of regression results of environmental characteristics variables

特征维度	变量	均值	标准差	最小值	中位数	最大值	带宽	Monte Carlo检验（p-value）
环境特征	街景绿视率	0.245	0.003	0.239	0.245	0.249	908	0.857
	天空开敞度	0.210	0.015	0.193	0.205	0.243	882	0.200
	相对步行指数	0.133	0.020	0.091	0.139	0.155	851	0.182

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其次，分析环境特征变量的作用尺度。带宽指某样本点在做局部回归时纳入周边样本点的数量，反映变量的作用尺度，街景绿视率、天空开敞度、相对步行指数的带宽均在900左右（表3），接近回归模型的总样本数量，说明环境特征变量的作用尺度均接近全局，进而使用Monte Carlo系数检验变量的空间异质性，街景绿视率的空间异质性微弱，天空开敞度、相对步行指数表现为较弱的空间异质性。

5.3.2 环境特征的系数空间格局分析

分别对3个环境特征变量中通过了显著性检验（p-value <0.05）的样本点进行可视化制图（图7）。

图7

图7 主要特征变量回归系数空间分布

Fig. 7 Spatial distribution of regression coefficients of main characteristics variables

街景绿视率的影响呈现西高东低的分布格局，但影响效应在空间上变化幅度较小。影响效应高值主要分布在筼筜湖以北的高殿社区、仙岳公园周边等老城地区，该地区用地类型以老式封闭小区、城中村、老旧厂房为主，居住环境品质较低；低值主要分布在东部的新开发地区，如国际会展中心、观音山等，这类地区分布高档别墅区、商务区，环境设计标准高。总体上，绿视率对住宅价格的影响与地区环境绿化水平相关，老城地区较差的环境绿化制约了居民的居住和购房意愿，因此更好的绿化水平对房价提升作用更显著。

天空开敞度的影响呈现东高西低的分布格局。整体上，开敞度对住宅价格的影响与城市空间形态的紧凑度有关，东部新城地区由于街区尺度大，建筑以点式高层为主，空间形态松散，而西部核心地区地块尺度小，开发强度高，空间形态紧凑。从形态学角度，空间形态的开敞性能带来良好的秩序，促进人们对环境品质的认同，反映到住宅价格中表现为正向促进作用。

相对步行指数的影响呈现西高东低的分布格局。高值主要分布在中山路地区，该地区支路体系完善，街区尺度控制在100~200 m范围，适宜居民短距离出行，地区可步行性较高；低值主要分布在国际会展中心、五缘湾等新城地区，这类地区路网建设以“车本位”理念影响，道路空间尺度过大、机非车道比例失衡，地区可步行性较低。总体上，该变量对住宅价格的影响与地区建成环境的可步行性有关，相对步行指数反映了建成环境的可步行性，可步行性越高，地区出行越便捷，人们的生活便利度越高，对住宅价格的促进作用越显著。

5.3.3 其余特征的系数空间格局分析

选取其他特征维度回归系数较高的5个变量，对通过显著性检验的样本点进行可视化（图7），进而探究纳入环境特征变量后，其余主要特征变量的空间格局特征。

房龄对住宅价格为强烈的负向影响，系数呈现东高西低的空间格局，该影响在五缘湾、国际会展中心等新城地区最强，在中山路等老城地区较弱。

装修状况为较强的正向影响，但影响作用并不稳定，存在强烈的地区差异，总体上该影响分布与城市商业中心的节点分布较为契合，在SM商圈、五缘湾、厦门火车站地区影响较强，在中山路地区影响较弱，而在其他非商业地区影响不显著，说明由于商业中心地区地价高昂，人群购买力较高，且愿意为高品质住宅支付更高价格，而非商业地区人均收入水平相对偏低，对装修状况敏感度低。

到商业中心距离为较弱的负向影响，呈现东高西低的空间格局，在国际会展中心地区影响较强，在中山路、筼筜湖等老城片区影响较弱，受商业资源的集聚效应影响，住宅价格表现出对商业资源的“空间依赖性”，高房价往往围绕商业中心分布。

到重点中小学距离为较强的负向影响，影响呈“洼地”型空间格局，在中山路核心地区影响最强，在东部新城地区影响较强，而在后埔社区等老城地区影响最弱，这一空间格局与本岛地区优质教育资源的分布相符，但总体上该影响的空间差异较小，说明本岛地区教育资源的分配相对均衡。

到轨道站点距离的影响表现出强烈的空间异质性，在中山路片区为强烈的负向影响，在SM商圈、国际会展中心地区则为正向影响，其他地区影响不显著，轨道站点的影响具有一定的距离阈值，影响效力在站点周边地区最为显著。

5.3.4 各特征变量的系数空间分异规律

根据前文分析，住宅价格是多种因素叠加影响下的结果，由于各因素的影响效力在空间上并非均衡，导致住宅价格呈现空间分异现象。尽管各个因素对住宅价格影响的空间分布存在差异，但该差异在同一类型地区又具有一定共性，通过分析各个因素的系数空间分布特征，归纳其空间分布规律，进而总结出住宅价格影响的3类特征地区（图8）和6种主导因素，并提出每类地区的规划导向（图9）。

图8

图8 三类特征地区位置示意图

Fig. 8 Three typical areas location schematic

图9

图9 特征地区与主导影响因素关系示意

Fig. 9 Relationship between typical areas and dominant influencing factors

3类特征地区包括以中山路、筼筜湖为主的核心地区；以高殿、后埔为主的老城地区，以杏林湾、国际会展中心为主的新城地区。核心地区商业发达、路网体系完善、设施资源丰富，建成环境良好，但高开发强度带来的人口与交通压力，使得交通、教育等稀缺性资源成为房价的主导因素，这类地区应以资源疏解为主，提高地区交通承载力。老城地区生活设施完善，开发强度适中，但大量封闭社区、城中村、废弃厂房等老旧设施的存在，导致环境品质和建筑质量成为制约房价的主导因素，这类地区应以环境整治为规划导向。新城地区环境品质普遍较高，但区位优势度低，各类配套设施相对缺乏，教育、商业等配套设施是主导影响因素，这类地区应加快配套设施建设，集聚人口活力。

6 结论与讨论

环境品质会影响居民的生活健康、购房意愿进而可能影响住宅价格，然而既有研究较少探讨环境因素对住宅价格的影响，且构建指标难以反映个体对环境品质的实际感受。本文创新点在于扩展传统特征价格模型，使用街景图像测度环境特征，分析环境特征对住宅价格的影响，并运用MGWR模型分析影响因素的空间异质性和多尺度效应，是住宅价格影响精细化研究的重要拓展。主要研究结论如下：

（1）与既有研究相比，使用街景图像测度的环境特征更能反映实际的建成环境品质，结果更加符合人们对居住环境的真实感知，本文方法可分析微观环境特征对住宅价格影响，为居住环境品质提升提供更加精细化的设计策略；相较于OLS和GWR，本文采用的MGWR具有更接近于真实值的拟合效果，可分析不同特征变量的作用尺度差异，这有助于为特定地区制定针对性规划策略。

（2）厦门本岛的住宅价格总体呈现“西南高、东北低”的空间格局，沿厦禾路-嘉禾路形成“带状”的分布结构，在聚集特征上，呈现出以中山路、筼筜湖片区为首位核心的高度聚集特征，并形成“核心-边缘-外围”梯度递减的分布模式。

（3）纳入环境特征后模型解释力度显著提升， 3个环境特征变量均呈现显著的正向影响，且作用尺度接近全局尺度，说明环境品质对住宅价格在空间上具有稳定的促进作用，环境特征变量影响系数从大到小依次为街景绿视率、天空开敞度、相对步行指数，其中街景绿视率在西北部老城地区影响更强，天空开敞度在东部新城地区影响更强，相对步行指数在西南部核心地区影响更强。

（4）其他控制变量中，装修状况、商业中心、重点中小学、轨道站点对住宅价格为促进作用，而房龄为抑制作用。其中，装修状况、轨道站点仅在局部地区影响显著，其余变量表现为全局显著。

（5）不同特征地区住宅价格的主导影响因素不同，核心地区由于人口密度高、交通压力大，房价主要受交通、教育等稀缺资源的影响，老城地区房价主要受环境品质和建筑质量的影响，而新城地区主要受商业中心、配套设施的影响。

根据研究结论，提出以下规划建议：针对不同地区制定差异化规划策略，核心地区以资源疏解为主，结合城市多中心结构进行设施网络化布局，避免资源过度集聚带来的人口和交通压力；老城地区以环境提升为主，提高社区绿化率、开敞度、可步行性，保障老幼人群的生活质量；新城地区以设施完善为主，加快就业岗位、生活服务、教育医疗设施建设，促进人口-地区均衡发展。

本文存在以下不足：① 数据来源受限，本文缺乏对于住宅价格时间序列的研究；② 住房市场受外部环境因素影响，本文未考虑外部政策及投资环境的影响；③ 基于图像识别的街景数据不能完全替代人对环境的真实感知，可能存在数值良好但实际环境体验较差的情况，造成结果的偏误。当前已有学者结合人工打分和机器学习技术，通过小样本问卷调查进行大规模环境品质预测打分^[36,39]，可兼顾结果的主观和客观性；另外，引入时间序列，可更好地判断住宅价格的时空变化趋势，这些是本研究今后需要继续深化的方面。

参考文献

原文顺序

文献年度倒序

文中引用次数倒序

被引期刊影响因子

[1]

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基于住宅价格视角的居住分异耦合机制与时空特征——以南京为例

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城市住宅价格空间分异,是居住空间资源非均衡配置的市场化表达,映射出不同阶层社会群体对城市住宅的选择倾向与需求差异,与居住空间分异在机制和格局上存在一定耦合关联。以南京主城区商品房社区为研究对象,构建起住宅价格特征变量指标体系,采用地理加权回归模型,分析导致房价空间差异的主要因素、组合关系及时空演变特征。研究发现：社区服务档次、学区资源、环境区位、景观稀缺等能够体现居住群体经济实力、生活方式与文化品位的因素,是影响房价分异的主导要素并随时间不断强化;南京房价总体上呈现“圈层+扇形+飞地”的空间结构,高房价主要分布在城市中心、名校学区、高档封闭社区和山水景观别墅区;房价分异与居住分异在作用机制和空间格局上表现出显著的关联耦合特征。城市房价空间分异不止于表达,同时也是推动居住空间分异与再分化的重要驱动机制,并能够预判未来一段时期内城市居住空间分异格局演变的基本走势,可以为城市社会空间研究提供具有前瞻性的观察视角和分析工具。

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To counter the serious housing unaffordability problem generated by housing marketization reforms, the central government of China has promulgated a policy of constructing large-scale affordable housing estates (AHEs) across the country. Nevertheless, the quality of residential environment of these housing estates is yet to be explored. Enhancement in the quality of residential environment of AHEs should be on the basis of an extensive grasp of institutional factors. The survey of AHEs indicates that the unfavorable physical environment of AHEs, generally due to their spatially and socially isolated locations, cannot satisfy the real needs of low-income households. This study found that in spite of the homogeneous socio-economic attributes of residents, the quality characteristics of AHEs between different periods were heterogeneous. Thus, this study enriches the researches in the quality of residential environment of low-income housing estates. This study also investigated the connection between quality of residential environment and institutional factors in the context of a transitional institutional environment. In brief, an institutional interpretation on the generation of similarities and differences in the livability patterns of AHEs between different periods in transitional China shows that the capricious institutional environment has brought about a unique urban landscape. This study argued that the built environments of AHEs were unfavorable. Similarly, residents' perceptions of quality of residential environment were unfavorable as well. Significant differences occurred in the provision of some categories of public facilities outside AHEs constructed in two different stages. The newly-built AHEs were more spatially disadvantaged, due to more unfavorable locations and fewer suitable job opportunities than the early ones. Furthermore, residents' subjective perceptions of quality of residential environment were similarly unfavorable between the AHEs of the two stages. It was found that the spatially and socially isolated locations cannot satisfy the real needs of low-income families. Moreover, some institutional factors, including the bureaucratic administrative system, inefficient negotiations among government departments, and government's pursuit of short-term economic benefits, have considerably affected the quality of residential environment of AHEs. Under the circumstance of a bureaucrat-led administrative system, the local governments pay more attention to undertaking political directives from the upper-level governments, which has facilitated the provision of affordable housing as opposed to matching the real needs of low-income residents. The low efficiency of building housing-related facilities, which was brought by significant departmental benefits, has hampered improvements to the quality of residential environment of AHEs.

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