城市公園生產性景觀價值對游客場所依戀的影響*

夏哲一 袁承程 魏 雪 黃鈺雯 王 怡 劉黎明

1 中國農業大學土地科學與技術學院 北京 100193

2 河南師范大學公共政策與社會管理創新研究中心 河南新鄉 453000

3 復旦大學歷史地理研究中心 上海 200433

4 中國農業大學園藝學院 北京 100193

生產性景觀以生產材料作為景觀要素，是一種能提供物質產出、休閑游憩、科教與文化意義的景觀[1]。隨著城鎮化的推進，“去農業化”的城市建成環境和快節奏的生活激發人們對生產性景觀的向往[2]，生產性景觀逐漸介入建筑屋頂、社區花園乃至城市公園等場所，并衍生出多元價值[3]。城市公園中的生產性景觀不僅具有生產農作物與改善生態環境的功能，還能滿足游客對田園風光的向往，喚起其對鄉野的記憶或想象，以及對根植于土地的農業文明的懷舊，從而與環境建立積極的情感聯系，即場所依戀[4]。在當前城市公園“人本化”營建導向下，明晰生產性景觀價值對場所依戀建構的路徑，對于城市綠地系統可持續發展具有重要意義。

近年來，國內外學者對生產性景觀的社會文化感知與情感效應開展了系統研究，主要關注社區農園和社區花園對身心健康和社會關系的影響[5-6]，缺乏對城市公園生產性景觀相關效應的實證研究；與此同時，場所依戀研究逐漸成為熱點，目前已應用于城市綠地[7]與河流[8]等對象中，但鮮有研究涉及城市公園中的生產性景觀這一對象的場所依戀現象。鑒于此，本研究旨在解決以下科學問題:城市公園生產性景觀的多元價值對游客場所依戀具有哪些影響關系?其影響路徑和強度如何?針對此問題，選擇北京三山五園“園外園”作為研究案例，構建生產性景觀價值與場所依戀的關系模型，運用量表設計和問卷調查獲取研究數據，采用結構方程模型分析生產性景觀價值對游客場所依戀的影響路徑與強度，以豐富相關研究成果，為面向場所依戀提升的城市公園生產性景觀管護提供參考。

1 研究區概況

選取北京三山五園“園外園”的北塢公園、中塢公園和兩山公園作為研究區域，以公園內的稻田景觀作為研究對象。“園外園”地處頤和園與玉泉山的西南部，歷史上曾分布著眾多村莊與農田，并以京西稻種植聞名。京西稻是中國重要農業文化遺產，曾為皇室專用“御稻”，種植范圍遍布北京西郊。20世紀中后期，城鎮化發展和水資源緊缺導致稻田面積急劇減少。2015年開始，為保護地區歷史文化遺產，海淀區開展“園外園”地區景觀提升工程，以公園綠地為基底，整合部分稻田景觀打造生態文化游憩帶，公園中稻田總面積約12 hm2。優美的田園風光和良好的可達性提高了該區域的自然游憩價值，園內設立的農耕主題展板亦展示了該地區獨特的稻作農業技術體系和文化傳統，吸引了諸多游客前來開展休閑活動，選擇此區域進行研究具有一定典型性與代表性。

2 研究方法

2.1 研究假設與模型構建

2.1.1 城市公園生產性景觀

1)概念內涵。根據國土空間規劃的地域空間類型劃分，生產性景觀可分為城鎮空間、農業空間和生態空間中的生產性景觀[9]。城鎮空間中的生產性景觀屬于城市綠色基礎設施的一部分[10-11](表1)，本研究對象為城市公園生產性景觀，是一種為城市居民提供游憩、教育和康體服務的文化景觀[12]。

表1 城鎮空間中生產性景觀的尺度、類型與特征[9-11]

2)價值維度。景觀價值是人與景觀之間互動的結果，Brown[13]曾總結出14種景觀價值，包含游憩、自然、文化、生命可持續等。在生產性景觀研究中，夏哲一等[1]通過實地調研，將Brown提出的價值類型劃分為自然游憩、科學教育、歷史文化3個價值維度。本研究沿用該價值類型劃分，并對不同價值維度闡釋如下:首先，城市公園中的生產性景觀常以當地適宜種植的農作物為造景元素，體現人與自然和諧共生的思想，這種和諧的人地互動關系對身心健康調節和療愈具有積極影響[14]，具有自然游憩價值。其次，在城鎮化不斷推進的背景下，生產性景觀可視為一種宣傳教育方式[12]，讓游客獲得科學知識并提升資源保護意識[15]，具有科學教育價值。最后，生產性景觀是在悠久歷史長河中不斷演變形成的文化景觀，體現了與農業活動緊密相關的農耕文化，承載了個體經驗與集體記憶，滿足城市游客對田園和鄉村生活的向往[4]，具有歷史文化價值。根據張卉等[16]的研究，景觀價值感知的不同維度之間并非單純的指向關系，而是存在內部聯系，各維度互相影響和重構，可形成獨特的感知心理結構。本研究嘗試將這一發現應用于生產性景觀，并提出假設H1:城市公園生產性景觀價值的3個維度之間相互影響，即自然游憩價值與科學教育價值(H1a)、科學教育價值與歷史文化價值(H1b)、自然游憩價值與歷史文化價值(H1c)之間相互影響。

2.1.2 景觀價值與場所依戀

場所依戀指人與場所之間的積極情感紐帶[17]。參考Williams等[18]的研究，場所依戀可劃分為場所認同與場所依賴2個維度。場所認同是一種情感性依戀，反映場所作為情感賦予的重要性；場所依賴則是一種功能性依戀，反映場所為特定活動提供的支持條件[18]。Harrington[4]發現美國人常把農業與鄉村相聯系，而城市與城郊地區許多人為創造的生產性景觀是對理想化鄉村特征的視覺表征，可稱為一種“虛擬的鄉村性”，表達了人們對田園牧歌式生活的尊重和依戀。Pearson等[10]發現在加拿大、澳大利亞等國家的首都，城市綠地中均對生產性景觀進行了保護，目的是保留國家鄉村意象，其重要象征意義與場所依戀建構密切相關。本研究將生產性景觀價值劃分為自然游憩、科學教育和歷史文化價值，故提出假設H2:自然游憩價值對場所認同(H2a)與場所依賴(H2b)具有顯著正向影響；假設H3:科學教育價值對場所認同(H3a)與場所依賴(H3b)具有顯著正向影響；假設H4:歷史文化價值對場所認同(H4a)與場所依賴(H4b)具有顯著正向影響。

2.1.3 場所依戀

場所依戀的兩個維度之間存在相互聯系。Jorgensen和Stedman[19]認為場所依戀屬于一種環境態度，而態度由認知、情感與行為3個因子成分構成，正向認知與積極情感能激發人的主動行為[20]。古麗扎伯克力等[21]分析發現，在Williams和Vaske[21]的場所依戀二維結構劃分中，場所認同將態度中的認知與情感成分結合在一起，場所依賴則與行為成分相對應，故場所認同可影響場所依賴。王坤等[22]、陸相林和孫中偉[23]的研究亦發現游客對旅游區的情感越強烈，對其提供的功能的依戀程度也會越強，越容易產生積極的游憩行為，故提出假設H5:場所認同對場所依賴具有顯著正向影響。綜合假設H1～H5，構建本研究的概念模型(圖1)。

圖1 研究假設與概念模型

2.2 量表設計

量表包括景觀價值量表和場所依戀量表。場所依戀量表采用Williams和Vaske[18]的成熟量表，將場所依戀劃分為場所認同與場所依賴兩個維度，共設定10個題項[17，24]。

因研究對象具有一定的獨特性，對于景觀價值量表而言，可借鑒的成熟量表較為缺乏。因此，為保證題項設置的合理性，遵照量表開發規范[25]設計城市公園生產性景觀價值量表。開發流程包括如下4個步驟:1)閱讀文獻，整理景觀價值測量項，得到初始題項；2)分析文獻，剔除不涉及城市綠地或生產性景觀的題項；3)邀請3名專家對剩余題項進行篩選；4)根據城市公園中生產性景觀的特征和案例區“園外園”的實際情況，對篩選出的題項進行表述調整。經過上述步驟，最終的景觀價值量表共包括3個子量表和9個題項(表2):1)自然游憩價值子量表參考Brown[13]的研究中對美學、游憩和療愈價值的測量項，結合城市公園生產性景觀創造的人與自然互動性，設定3個題項X1～X3；2)科學教育價值子量表參考Su等[15]、何思源等[26]對農業景觀的研究，結合研究對象提供的多樣化科普教育作用，以及案例區種植作物京西稻被認定為農業文化遺產的現實背景，設定3個題項X4～X6；3)歷史文化價值子量表參考Plieninger等[27]的研究，選取其中對于文化/歷史/遺產的測量項，結合生產性景觀的歷史特征，以及案例區種植作物的文化符號象征，設定3個題項X7～X9。

表2 驗證性因子分析

各題項采用5級李克特量表進行測量，1～5分別表示“非常反對”至“非常贊同”。所有題項經預調研測試后均得到保留，并用于正式調研。

2.3 數據收集

考慮到游客活動的集中程度，正式調研時間選擇水稻作物成熟期，于2020年9月12日—10月6日開展實地調查。采用方便抽樣方法進行面對面問卷調查，同時有意識地避免過多抽取同一團隊和同行的游客，以保證樣本的代表性。共發放并回收問卷510份，剔除回答項有缺失的問卷后得到有效問卷441份，有效率為86.5%。

2.4 數據分析

使用SPSS 25.0進行數據統計，使用Amos 24.0進行結構方程模型分析。首先，對樣本特征進行統計分析；其次，對問卷中景觀價值和場所依戀各維度得分進行描述性統計；再次，對測量模型進行信度、效度檢驗和驗證性因子分析，檢驗量表的有效性及維度劃分的準確性；最后，對結構模型進行擬合優度檢驗和路徑分析，對假設H1～H5及其子假設進行檢驗。

3 結果與分析

3.1 樣本特征

在441個有效調查樣本中，男性(48.3%)與女性(51.7%)比例均衡；年齡以36～45歲(30.6%)與18～35歲(24.1%)為主；文化程度以大學本科與大專為主(47.9%)；月收入則以5 001～10 000元(31.5%)以及10 001～15 000元(24.5%)為主。

3.2 描述性統計

景觀價值和場所依戀各維度得分均值如圖2所示。景觀價值的3個維度中，自然游憩價值均值最高，科學教育價值次之，歷史文化價值最低。場所依戀的兩個維度中，場所認同的均值低于場所依賴，但差距較小。

圖2 景觀價值與場所依戀維度與題項均值

3.3 測量模型

量表信度與效度檢驗結果表明，5個潛變量的Cronbach's α系數均大于0.7，總量表的KMO值大于0.9，Bartlett's球形檢驗顯著(P＜0.001)。因此，量表具有良好的建構效度，可進行因子分析。

測量模型驗證性因子分析結果(表2)表明:19個題項的標準化因子載荷均大于0.6，說明各觀測變量對于潛變量的解釋良好。各潛變量的組合信度(CR)均大于0.7，說明量表具有較高的組合信度。平均方差抽取值(AVE)中科學教育價值大于0.36(屬于可接受水平)，且接近0.5的標準值，其余值均大于0.5，說明量表具有較高的收斂效度。區別效度檢驗結果則表明，除場所認同與場所依賴的相關系數(0.842)稍高外，AVE值的算術平方根均大于其他潛變量之間的相關系數，結果在可接受范圍內，適用于結構模型分析。

3.4 結構模型

3.4.1 擬合優度檢驗

樣本正態性檢驗結果表明，偏度系數絕對值均小于3，峰度系數絕對值均小于8，數據呈正態分布，可采用極大似然法進行估計。擬合優度檢驗結果顯示，各擬合指標均達到參考標準，模型擬合良好(表3)。

表3 模型擬合優度檢驗

3.4.2 路徑分析

研究假設檢驗結果(圖3)表明:1)景觀價值中的自然游憩價值與科學教育價值、科學教育價值與歷史文化價值、自然游憩價值與歷史文化價值之間相互影響顯著(P＜0.001)，故假設H1全部成立。2)景觀價值對場所依戀的影響路徑中，自然游憩價值對場所認同(P＜0.01)、場所依賴(P＜0.001)均有顯著正向影響，故假設H2全部成立。科學教育價值對場所認同有顯著(P＜0.01)正向影響，但對場所依賴的影響不顯著，故假設H3部分成立。歷史文化價值對場所認同(P＜0.001)、場所依賴(P＜0.01)均有顯著正向影響，故假設H4全部成立。景觀價值對場所依戀的影響路徑系數大小則表明，歷史文化價值對場所認同的影響最強，而自然游憩價值對場所認同的影響最弱。3)場所認同對場所依賴有顯著(P＜0.001)正向影響，故假設H5成立。

圖3 結構方程模型結果

4 討論

城市公園中生產性景觀的自然游憩價值是生產性景觀依托的公園所提供的基礎價值[1]，易被游客感知。然而，自然游憩價值僅屬于功能性需求，如在“園外園”稻田景區進行休閑和體育鍛煉等活動時，其對場所依戀的建構作用較弱。生產性景觀建設中，可將自然游憩價值的強感知作為依據，在農田景觀要素周邊適當增加游憩基礎設施以滿足游客期望，同時更應提升生產性景觀中對游客場所依戀影響強度更高的非游憩類價值。

與此相反，生產性景觀的歷史文化價值是景觀的內在特征，與隱含于生產性景觀背后的農業發展及當地文化印記有關，屬于游客與景觀重復互動后形成的深層價值感知，對場所依戀具有較強影響。根據Harrington提出的“虛擬的鄉村性”觀點[4]，生產性景觀獨特的歷史文化象征意義可以看作城市對于鄉村特征和田園生活的想象與理想化的視覺表征，被視為對“場所的觀念”的依戀。生產性景觀建設中，應以“歷史文化價值→場所認同”的正向影響路徑為指導，充分挖掘景觀的歷史文化內涵，設立不同形式的指示牌、宣傳欄等文化標識系統，對生產性景觀的歷史文化傳統進行介紹與說明，從而強化游客的場所認同。

本研究選擇北京“園外園”中3個公園的稻田作為城市公園生產性景觀的代表，仍存在一定的特殊性。例如，該地區承載著京西稻文化保護的重要價值，而一些郊野公園中農田的歷史文化價值不夠突出[28]，這可能會引起研究分析的不確定性。為避免案例區對模型設定與應用的影響，后續研究應針對不同地區和不同特征的城市公園生產性景觀案例進行比較研究，分析不同景觀要素、價值與場所依戀的深層聯系，從而提高研究的準確性和解釋力。

5 結論

1)城市公園生產性景觀的自然游憩價值與歷史文化價值對場所認同與場所依賴有顯著正向影響；科學教育價值對場所認同有顯著正向影響，但對場所依賴的影響不顯著。

2)自然游憩價值的感知程度最強，但對場所認同的影響最弱；歷史文化價值的感知程度最弱，但對場所認同的影響最強。

3)場所依戀維度中，場所認同對場所依賴有顯著正向影響。