冶建明，李靜雅，眭 櫻，張 卉，文丁鋅

(新疆石河子大學(xué)農(nóng)學(xué)院，新疆 石河子 832003)

城市公園作為城市公共開(kāi)放空間，主要服務(wù)對(duì)象為城市居民，承擔(dān)著休憩、娛樂(lè)、聚會(huì)等服務(wù)功能[1]。在城市經(jīng)濟(jì)、文化及精神文明的可持續(xù)發(fā)展中發(fā)揮著積極地作用。因此，從直接受益于城市公園的游人視角出發(fā)，探究影響游憩品質(zhì)高低的滿意度因子，科學(xué)觀測(cè)滿意程度，能夠在此基礎(chǔ)上為居民游憩活動(dòng)及休閑生活質(zhì)量的提高作出具有重要指導(dǎo)意義的對(duì)策及建議。

目前城市公園游憩滿意度的研究還處于探索階段，主要集中于對(duì)風(fēng)景旅游區(qū)、主題公園、某地整體城市公園等的游憩滿意探究及實(shí)例分析。湯澍、張維亞從南京紫金山景區(qū)環(huán)山綠道的騎行游憩者入手，對(duì)游憩者景區(qū)感知形象和游憩滿意度之間的相關(guān)性進(jìn)行了研究[2]。錢(qián)雋以森林公園品牌形象、旅游者感知質(zhì)量、旅游者感知價(jià)值、游客滿意度四個(gè)方面測(cè)評(píng)游客滿意度[3]。于冰沁、謝長(zhǎng)坤構(gòu)建社區(qū)公園游憩滿意度評(píng)價(jià)體系，綜合分析影響上海城市社區(qū)居民游憩感知的6個(gè)維度33個(gè)子維度的重要性和滿意度評(píng)價(jià)[4]。

綜合目前相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)：在游憩者滿意度的理論研究相對(duì)成熟的基礎(chǔ)上，研究集中于游憩者滿意度的構(gòu)成因素及測(cè)評(píng)和實(shí)證研究[5]，評(píng)價(jià)指標(biāo)多為模糊評(píng)價(jià)法、層次分析法等，但針對(duì)滿意影響因素的探討，還處于對(duì)公園自身建設(shè)因素的探究，缺乏游人心理的融合。因此，本文從心理學(xué)入手，綜合考慮游人構(gòu)成因素與公園構(gòu)成因素，采用相對(duì)科學(xué)的SEM模型構(gòu)建研究，在經(jīng)典顧客滿意模型之上，通過(guò)起因因素的增減和變化導(dǎo)致模型的修正乃至重建，對(duì)研究對(duì)象滿意的形成機(jī)制作出最佳的解釋。

1 研究方法

1.1 模型構(gòu)建

1.1.1 影響城市公園滿意度的因素

目前，游客滿意度研究起始于20世紀(jì)90年代初，且多傾向于實(shí)證研究[6]，滿意度理論大多基于管理和服務(wù)領(lǐng)域的顧客滿意度理論[6,7]，結(jié)合研究對(duì)象的特征及影響因素，構(gòu)建滿意度測(cè)評(píng)模型，以獲得科學(xué)的評(píng)價(jià)體系，從而總結(jié)出合理的對(duì)策及建議。Pizam等在美國(guó)麻省柯德角海濱地帶游客滿意度的研究中，指出旅游資源、服務(wù)質(zhì)量、管理狀況、游覽設(shè)施、交通設(shè)施為五大影響因素[8]。Doefman在研究戶(hù)外活動(dòng)時(shí)，指出游客滿意度受個(gè)人主觀目的、外在條件、期望值與實(shí)現(xiàn)能力等影響[9]。Bedimo-Rung等將公園結(jié)構(gòu)、設(shè)施條件、可達(dá)性等作為影響公園服務(wù)效果的主要因素[10]。李瓊將南京玄武湖公園作為研究對(duì)象，從休閑切入，將影響因素總結(jié)為休閑服務(wù)、休閑環(huán)境、休閑景觀等[11]。汪芳等基于無(wú)錫城市園林，提出員工服務(wù)、擁擠程度、便利性等是影響游憩體驗(yàn)的重要因素[12]。

研究國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)得出，城市公園游憩滿意度因素極具復(fù)雜性與多元化特征[13]。鑒于此，本文從游人構(gòu)成因素與公園構(gòu)成因素兩方面入手，對(duì)潛變量重新定義，同時(shí)對(duì)相應(yīng)的觀測(cè)變量更新補(bǔ)充，構(gòu)建全面的城市公園居民游憩滿意度模型。

1.1.2 城市公園居民游憩滿意度模型

本文構(gòu)建的居民游憩滿意度模型（圖1）源自ACSI的核心思想，結(jié)合游人構(gòu)成因素與公園構(gòu)成因素，對(duì)模型的潛變量及觀測(cè)變量進(jìn)行調(diào)整更新。

其主要改進(jìn)在于：一是感知質(zhì)量中觀測(cè)變量的修改。感知質(zhì)量具有多樣性及復(fù)雜性，本文將觀測(cè)變量細(xì)分為目的地軟件條件（環(huán)境、交通、活動(dòng)項(xiàng)目、基礎(chǔ)項(xiàng)目等）與目的地硬件條件（服務(wù)、經(jīng)營(yíng)管理、社會(huì)與文化特性等）兩大類(lèi)，在此類(lèi)別上衍生出18個(gè)觀測(cè)變量對(duì)感知質(zhì)量進(jìn)行測(cè)量。二是觀測(cè)變量的遴選。感知質(zhì)量中，參照風(fēng)景園林規(guī)劃設(shè)計(jì)要素，增加了地形、建筑、水景等要素變量，構(gòu)建了較為客觀科學(xué)的反饋機(jī)制[14]。同樣，感知價(jià)值中，將游客花費(fèi)的時(shí)間、投入的精力納入觀測(cè)要素，綜合為出游成本而感知，使得模型更具解釋力。

圖1 城市公園居民游憩滿意度模型Figure 1 Residents'recreation satisfaction index model of city parks

1.2 問(wèn)卷與量表設(shè)計(jì)

調(diào)查問(wèn)卷主要涉及兩部分內(nèi)容，第一部分是調(diào)查對(duì)象的基礎(chǔ)資料，第二部分是對(duì)35個(gè)觀測(cè)變量進(jìn)行的調(diào)查題項(xiàng)。題項(xiàng)采用Likert（李克特）五級(jí)量表法進(jìn)行測(cè)量[15]。

1.3 數(shù)據(jù)收集

參考《城市綠地分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)》，結(jié)合本論文的研究需求，將吐魯番城市公園分成綜合公園、專(zhuān)類(lèi)公園、社區(qū)公園、帶狀公園四個(gè)大類(lèi)。案例公園地的選取盡量分布在吐魯番東南西北的各個(gè)區(qū)域，以期調(diào)查結(jié)果盡可能全面，共隨機(jī)發(fā)放600份問(wèn)卷，回收573份，回收率為95.5%，其中獲得有效問(wèn)卷546份。

2 結(jié)果與分析

2.1 樣本數(shù)據(jù)分析

2.1.1 居民人口統(tǒng)計(jì)特征分析

樣本的居民人口特征調(diào)查結(jié)果見(jiàn)表1。結(jié)果顯示：吐魯番常住居民占67.2%，省外游客占24.7%，因此經(jīng)常游憩公園人群共約占90%，符合調(diào)查居民游憩滿意度的基礎(chǔ)條件要求。

表1 被調(diào)查者基本情況Table1 The basic information of respondents in survey

2.1.2 信度與效度分析

2.1.2.1 信度分析

為了使調(diào)查信息全面可信，需要對(duì)問(wèn)卷中涉及到的各個(gè)數(shù)據(jù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)分析[15]，本調(diào)查量表克朗巴α哈系數(shù)（Cronbach's Alpha，CA）在0.622和0.876之間，整體信度為0.882，滿足總量表信度系數(shù)在0.8以上的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，因此問(wèn)卷具有較高的信度（表2）。

2.1.2.2 效度分析

運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，展開(kāi)KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)[15]。KMO取值越接近于1，因子分析的效果越好，計(jì)算得出值為0.847，由此認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)適合于因子分析（表3）。同時(shí)P值為0.000（<0.001），說(shuō)明各變量間具有相關(guān)性，因子分析有效。

表2 問(wèn)卷信度分析Table2 Analysis of questionnaire reliability

表3 KMO值和Bartlett球形檢驗(yàn)Table3 KMO and Barlett's values of sphericity

如表4所示，除“地方特色”與“游覽安排”因子載荷數(shù)小于0.5，其余觀測(cè)變量均在0.5之上，分析發(fā)現(xiàn)：游覽安排與標(biāo)識(shí)系統(tǒng)在概念上有所重復(fù)，因此不保留這一變量。對(duì)于地方特色而言，一方面由于我國(guó)城市化發(fā)展及世界全球化導(dǎo)致的文化沖擊，公園建設(shè)本身趨于統(tǒng)一化，越發(fā)不具地方特色。另一方面由于人口遷移與流動(dòng)，居民對(duì)于公園的使用大多集中于休憩娛樂(lè)，不太注重公園特色。變量的組合信度為0.64~0.90，具有較好的一致性。通過(guò)平均方差抽取量AVE來(lái)考察模型聚和效度，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，“顧客抱怨”未到達(dá)建議界值0.5，其余潛變量均在其之上，說(shuō)明題項(xiàng)對(duì)變量的解釋性較好。

2.2 模型的檢驗(yàn)與修正

2.2.1 模型檢驗(yàn)

經(jīng)過(guò)上述因子分析后，對(duì)擬合度較低的觀測(cè)變量進(jìn)行調(diào)整，調(diào)整后模型共包含33個(gè)觀測(cè)變量和7個(gè)潛變量。對(duì)城市公園游憩滿意度進(jìn)行假設(shè)驗(yàn)證，通過(guò)結(jié)構(gòu)方程式的LISREL8.80 Student軟件包估計(jì)，得到模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)（圖2）。

表4 效度分析Table4 The validity analysis

隨后，通過(guò)t檢驗(yàn)法進(jìn)行路徑系數(shù)顯著性檢驗(yàn)[15]（表5）。結(jié)果表明：顧客抱怨對(duì)顧客忠誠(chéng)路徑未通過(guò)t檢驗(yàn)，模型存在不足，需進(jìn)一步修正。檢驗(yàn)修正模型的衡量指標(biāo)主要分為卡方檢驗(yàn)（X2），擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI），非規(guī)范擬合指數(shù)（NNFI），近似誤差的均方根（RMSEA）、比較擬合指數(shù)（CFI）等。 從結(jié)果看出，RMSEA 為 0.122， 而 NNF（0.912）、CFI（0.917）、IFI（0.903）均在0.9以上，證實(shí)模型整體擬合有待改善（表6）。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型標(biāo)準(zhǔn)回歸路徑系數(shù)Table5 The standardization regression path coefficients in structural equation model

圖2 居民游憩滿意度模型標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)路徑圖Figure 2 The path diagram of RRSI’s standardized parameter estimation

表6 模型的配適度分析Table6 The match degree analysis of the model

2.2.2 模型修正

模型修正主要有兩種方法：一是增加MI值較大的路徑，若增加后卡方值明顯減小且可被理論解釋?zhuān)瑒t路徑修正合理；二是刪除部分不必要的路徑，若刪除后擬合優(yōu)度指標(biāo)未發(fā)生太大變動(dòng)，卡方值未出現(xiàn)明顯增加，且可被理論解釋?zhuān)瑒t路徑修正合理。

首先，考慮增加路徑。找出修正指數(shù)MI最大的路徑可達(dá)程度（η2）→顧客忠誠(chéng)（η6），增加路徑 β62后，從數(shù)據(jù)上來(lái)看：RMSEA達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，卡方值明顯減小，從理論意義來(lái)看：居民進(jìn)行游憩活動(dòng)的基礎(chǔ)即為良好的可達(dá)程度，會(huì)直接導(dǎo)致游憩忠誠(chéng)。故支持增加路徑β62。

其次，考慮刪除部分路徑，通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)，居民抱怨（η5）對(duì)居民忠誠(chéng)（η6）和可達(dá)程度（η2）對(duì)顧客預(yù)期（η3）這兩條路徑t值較小。若刪除路徑β65，理論上：若游憩抱怨越多，居民的公園忠誠(chéng)度下降甚至消失。數(shù)據(jù)上：卡方值無(wú)顯著變化且擬合指數(shù)變化不大，故支持刪除路徑β65。若刪除路徑β32，理論上：可達(dá)程度越好，其對(duì)顧客預(yù)期也有較為顯著的效果（出游成本低），故保留該路徑。如表7所示，經(jīng)過(guò)增刪修整，模型擬合指標(biāo)有所改善，RMSEA達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)路徑圖（圖3）如下。

表7 修正模型的配適度分析Table7 The match degree analysis of modification′s model

圖3 居民游憩滿意度模型修正標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計(jì)路徑圖Figure 3 The path diagram of modified RRSI's standardized parameter estimation

2.2.3 結(jié)果分析

（1）從修正模型擬合度結(jié)果看：一是參照風(fēng)景園林設(shè)計(jì)要素增添的觀測(cè)變量（Y14~Y18）的外載荷系數(shù)較大，說(shuō)明這四個(gè)變量對(duì)潛變量的作用明顯，感知質(zhì)量中觀測(cè)變量的增刪有意義的；二是增加可達(dá)程度→顧客忠誠(chéng)路徑，刪除居民抱怨→居民忠誠(chéng)路徑之后，模型擬合指標(biāo)有所改善，使得模型更具緊密關(guān)聯(lián)性與科學(xué)客觀性。

（2）滿意度影響因子中，可達(dá)程度影響效應(yīng)為0.46，是第一大因素。感知質(zhì)量居于第二位，路徑系數(shù)為0.32。感知價(jià)值也具有相應(yīng)的影響力，為0.21?？蛇_(dá)程度對(duì)滿意度有正向顯著影響，且通過(guò)對(duì)感知質(zhì)量的間接效應(yīng)對(duì)滿意度產(chǎn)生影響。說(shuō)明公園可達(dá)性直接或間接影響著居民游憩滿意度，因此，在公園設(shè)計(jì)及建設(shè)初期需要著重考慮公園綠地可達(dá)性問(wèn)題。顧客預(yù)期對(duì)感知價(jià)值存在負(fù)向顯著影響。

（3）進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在影響可達(dá)程度的4個(gè)觀測(cè)變量（Y3~Y6）中，“與居住區(qū)的距離（Y4）”和“出入口分布（Y5）”的因子載荷系數(shù)較高，說(shuō)明這兩個(gè)因子對(duì)潛變量作用更顯著。在感知質(zhì)量的影響因子中，“公園規(guī)模（X2）”、“公園治安（X9）”、“休憩設(shè)施（X10）”、“植物（X17）”和“道路安排（X18）”的因子載荷均為0.8以上，說(shuō)明這5項(xiàng)觀測(cè)變量對(duì)城市居民滿意度存在較大影響。表明在公園管理中，治安有保障，休憩設(shè)施完善，植物搭配合理等，有助于提高城市公園游憩品質(zhì)。在感知價(jià)值中，“出游成本（Y2）”相較于其他變量因子，其因子載荷系數(shù)較大，影響效果較顯著。

3 結(jié)論與討論

本文通過(guò)對(duì)吐魯番城市公園的實(shí)地調(diào)研與考察，結(jié)合問(wèn)卷調(diào)查，對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)修正，探究吐魯番城市居民游憩滿意度影響因素與方式，并提出如下優(yōu)化建議和改進(jìn)策略：

（1）完善城市用地規(guī)劃，構(gòu)建綠地網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)，提高公園可達(dá)程度。一方面，合理布置出入口，縮短至公園的時(shí)間，提高便捷度、可達(dá)性。另一方面，結(jié)合城市自身的自然、生態(tài)、社會(huì)及人文環(huán)境等條件確定公園用地面積及性質(zhì)，在城市建設(shè)架構(gòu)之下，構(gòu)建大區(qū)域城市公園綠化系統(tǒng)網(wǎng)絡(luò)。

（2）注重生態(tài)自然和諧，延續(xù)城市歷史文化，提升公園游憩吸引?；谕卖敺珊?、高溫的地理氣候條件，城市公園應(yīng)加大力度養(yǎng)護(hù) 植物、維護(hù)生態(tài)環(huán)境，增加城市公園游覽吸引力。加強(qiáng)建筑、休憩設(shè)施、景觀小品的修繕及保護(hù)，繼承和發(fā)揚(yáng)城市文脈，打造發(fā)展特色名片，提升活動(dòng)參與價(jià)值?；诠珗@資源環(huán)境，尋求與政府的合作，定期承辦主題表演、節(jié)慶文化活動(dòng)，提高民眾認(rèn)知度與參與性。

（3）加強(qiáng)公共設(shè)施建設(shè)，營(yíng)造良好游憩環(huán)境，保障公園服務(wù)質(zhì)量。在吐魯番城市公園今后的建設(shè)過(guò)程中合理布置園區(qū)公共設(shè)施，完善道路景點(diǎn)標(biāo)識(shí)系統(tǒng)，引導(dǎo)游客人流導(dǎo)向，保障游憩質(zhì)量。在公園管理人員服務(wù)方面，加強(qiáng)對(duì)員工的業(yè)務(wù)培訓(xùn)，將居民滿意度與工作人員服務(wù)表現(xiàn)直接關(guān)聯(lián)，構(gòu)成正向提升關(guān)系，從而營(yíng)造融洽的人文環(huán)境，提升游憩舒適度。