陳林，王潔寧

(山東建筑大學(xué)建筑城規(guī)學(xué)院，山東濟南250101)

0 引言

城市化在提高人們物質(zhì)生活水平的同時也帶來了無形的精神壓力，節(jié)奏緊張、交通擁擠、信息爆炸等一系列問題時刻刺激著人們的大腦神經(jīng)，威脅著人們的身心健康。 由長期精神壓力而導(dǎo)致的失眠、煩躁、焦慮等亞健康狀態(tài)已成為國民生活的常態(tài)，由此引發(fā)的心腦血管疾病更是直接威脅人們的生命健康，相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，中國亞健康人口已超過9 億[1]。 在此嚴(yán)峻形勢之下，國內(nèi)外對于緩解壓力、恢復(fù)注意力并以此改善人們健康狀況的研究不斷增加，注意力恢復(fù)理論[2]和壓力理論[3]等均強調(diào)了良好自然環(huán)境為健康帶來的積極作用，大量研究成果也證明了街頭游園[4]、城市公園[4]、森林綠地[5]等開放空間對于健康的顯著影響。 關(guān)于濱水環(huán)境對公眾健康的潛在影響的研究主要集中于藍(lán)色空間對健康效益的影響[6]。 相比于綠色空間，藍(lán)色空間特別是海洋之外的藍(lán)色空間的研究較少。 而濟南泉水作為藍(lán)色空間獨特的自然資源，由其形成的泉水空間中的不同要素能有效地緩解人們精神壓力并恢復(fù)注意力，有效地改善市民的健康效益。 有研究表明，空間環(huán)境通過人們在使用過程中刺激心理—神經(jīng)—激素路徑緩解心理壓力和精神疲勞，以達(dá)到健康的功效[7]。 對于健康效益的具體測量則主要從集中注意力、恢復(fù)活力、穩(wěn)定情緒、消除疲勞等4 個維度進行[8]。

文章依據(jù)恢復(fù)性原理分析濟南泉水空間恢復(fù)性評價的具體要素，借鑒結(jié)構(gòu)方程模型量化恢復(fù)性評價與市民的健康效益的具體關(guān)系，從恢復(fù)性環(huán)境4 個維度的內(nèi)涵理解泉水空間的恢復(fù)性原理，結(jié)合濟南泉水空間相關(guān)研究推導(dǎo)濟南泉水空間的恢復(fù)性評價的具體要素。 借助濟南趵突泉、黑虎泉、五龍?zhí)兑约罢渲槿? 大泉群的泉水空間樣本，驗證濟南泉水空間的恢復(fù)性評價的重要性，利用調(diào)研數(shù)據(jù)對其進行修正，確定其恢復(fù)性因子構(gòu)成；建立假設(shè)模型，將泉水空間恢復(fù)性評價與健康效益4 個維度要素共同構(gòu)成測評量表，通過在泉水空間使用過程中的數(shù)據(jù)調(diào)研、模型驗證和計算，最終將計算結(jié)果作為濟南泉水空間優(yōu)化的依據(jù)，提升濟南泉水空間對市民健康效益的積極作用。

1 研究方法

1.1 泉水空間注意力恢復(fù)原理

長時間保持定向注意力以滿足日常工作生活的需求，常使人倍感壓力與疲憊。 自然環(huán)境對于長時間使用定向注意力具有一定的修復(fù)功能，注意力恢復(fù)理論研究表明，能夠減緩壓力、消除疲勞的環(huán)境稱之為恢復(fù)性環(huán)境[2]。 近年來，眾多學(xué)者通過研究注意力恢復(fù)理論的形成機制，從恢復(fù)性環(huán)境4 個維度的特征，即遠(yuǎn)離、延展、吸引和兼容分析研究本體，使注意力恢復(fù)理論與研究本體聯(lián)系緊密，并形成可具體操作的恢復(fù)性評價測量表[9]；借鑒相關(guān)注意力恢復(fù)的研究成果，基于恢復(fù)性特征的具體內(nèi)涵，闡明泉水空間注意力恢復(fù)的原理[10]。

(1) 遠(yuǎn)離 即屏蔽令人疲憊的刺激源，包括目標(biāo)、狀態(tài)和氣氛等。 泉水空間中的遠(yuǎn)離性可理解為在物理和心理兩個層面，其為人們提供與日常不同的感受，讓人體驗到獨立于繁冗事物之外的寧靜氣氛，讓身體和心靈得到庇護。

(2) 延展 即在時間和空間兩個層面擴展空間，使人體驗更廣闊、更久遠(yuǎn)的時空。 泉水空間中的延展性是指泉水空間多樣的變化能夠激發(fā)人們的探索欲望，獲取空間層面上環(huán)境的延展，而泉水空間蘊含的歷史文化能引發(fā)人們的思考和聯(lián)想，從時間層面延展了空間帶來的感受。

(3) 吸引 采用非定向注意力情況下，獲得令人愉悅的信息。 泉水空間的魅力在于從視覺、聽覺、觸覺、味覺等層面為人們提供較為舒適的感、知覺刺激，使人在體驗過程中被泉水空間吸引，獲得愉悅感受。

(4) 兼容 指具備多種能誘發(fā)并符合人們產(chǎn)生積極行動的條件。 泉水空間的兼容性是指為滿足人們在此環(huán)境中進行某種活動的意愿，其可達(dá)性和參與性較強，表達(dá)了人與泉水空間互相融合的感受。

1.2 濟南泉水空間恢復(fù)性評價

1.2.1 原理指導(dǎo)下濟南泉水空間恢復(fù)性評價

濟南泉水資源豐富，以七十二名泉聞名于世，甘甜清冽的泉水形成了形態(tài)各異的泉水空間[11]。 目前，關(guān)于濟南泉水空間的研究較多，關(guān)注重點多為泉水空間的形態(tài)分析，關(guān)于其注意力恢復(fù)的研究較少，分析內(nèi)容多為泉水景觀的自然風(fēng)貌、文化內(nèi)涵及公共空間要素，以及泉水景觀的場所感、可達(dá)性、觀賞性、獨特性等要素[12－13]。 文章從認(rèn)知心理學(xué)角度，分析泉水空間中對人的注意力起恢復(fù)作用的具體要素，基于泉水空間注意力恢復(fù)原理，結(jié)合濟南泉水空間的研究成果，從遠(yuǎn)離、延展、吸引和兼容等4 個維度分析濟南泉水空間恢復(fù)性評價要素(見表1)。

1.2.2 濟南泉水空間恢復(fù)性評價修正

(1) 問卷調(diào)研

為了驗證濟南泉水空間恢復(fù)性評價的準(zhǔn)確性，篩選了濟南趵突泉、黑虎泉、五龍?zhí)逗驼渲槿皡^(qū)內(nèi)有文獻記載的26 處泉水空間，采用影像評價和實地評價兩種方式，并針對不同人群進行問卷調(diào)查。 影像評價針對學(xué)習(xí)壓力較大的學(xué)生(＞12 歲)和工作壓力較大的從業(yè)人員，選取時間為工作日，地點在學(xué)校和寫字樓，要求受訪者填寫問卷評價。 泉水空間吸引維度的調(diào)研具有多重性和復(fù)雜性，為了保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，聽覺與視覺體驗部分的調(diào)研需借助影像資料，增加視覺和聽覺的感官刺激；對于觸覺和味覺部分，借助深度訪談協(xié)助完成問卷內(nèi)容；實地評價選取周末時段，針對泉水空間實地活動的不同年齡人群進行問卷評價。 問卷內(nèi)容為泉水空間4 個維度12 個要素對個體注意力恢復(fù)的重要性評價，采用十分制李克特量表法[4]，從不重要到重要按照0～10分進行評價。 共計發(fā)放問卷386 份，回收有效問卷360 份，其中學(xué)生和從業(yè)人員占86.5%；問卷年齡分布為少年(26.8%)、青年(35.6%)、中年(29.5%)和老年(8.1%)。

表1 原理指導(dǎo)下泉水空間恢復(fù)性評價表

(2) 數(shù)據(jù)分析

采用統(tǒng)計產(chǎn)品與服務(wù)解決方案軟件SPSS 24.0分析測評數(shù)據(jù)，泉水空間恢復(fù)性評價在遠(yuǎn)離性、延展性、魅力性和兼容性等4 個維度的信度值介于0.607～0.846，其值均＞0.600[14]，由此確認(rèn)此量表的可信度。 為明確濟南泉水空間12 個恢復(fù)性評價劃分維度是否精準(zhǔn)，先采用抽樣適合性(Kaiser-Meyer-Olkin，KMO)檢驗和球形檢驗判斷數(shù)據(jù)的有效性，再借助主成分分析進行驗證。 通過計算得到 KMO檢驗系數(shù)為0.856，其值＞0.7[14]，而球形檢驗的顯著性差異值為0.000[14]，計算結(jié)果明確了各數(shù)據(jù)之間的緊密聯(lián)系，數(shù)據(jù)有效合理，適合主成分分析。 將泉水空間12 個恢復(fù)性評價的具體要素進行主成分分析，設(shè)置主成分的基本特征值＞1，輸出系數(shù)的絕對值＞0.5，計算得到 3 個主成分的成分矩陣，見表2。

表2 恢復(fù)性評價成分矩陣表

(3) 恢復(fù)性評價確定

采用因子旋轉(zhuǎn)的方式得到旋轉(zhuǎn)后的3 個主成分的成分矩陣，見表3。 旋轉(zhuǎn)矩陣中1 號主成分包括歷史典故、詩詞歌賦、個體回憶、社會參與，主要解釋的是泉水空間文化維度的內(nèi)容，將1 號主成分定義為泉水空間文化要素。 2 號主成分包括探索空間、休閑娛樂、聽覺體驗、視覺體驗、味覺體驗，是解釋泉水空間個體體驗維度的內(nèi)容，將2 號主成分定義為泉水空間的體驗要素；3 號主成分包括庇護感受、寧靜環(huán)境、視覺體驗，是關(guān)于泉水空間整體感知維度的內(nèi)容，將3 號主成分定義為泉水空間的感知要素，視覺體驗是個體對總體環(huán)境最直觀的感知，與寧靜環(huán)境、庇護感受的聯(lián)系十分密切。 基于此，濟南泉水空間恢復(fù)性評價可分為3 個一級要素，即文化要素、體驗要素、感知要素，依次編號為F1、F2、F3。 其中，F(xiàn)1 由4 個二級要素構(gòu)成，分別編號為A1、A2、A3、A4；F2 由5 個二級要素構(gòu)成，分別編號為B1、B2、B3、B4、B5；F3由 3 個二級要素構(gòu)成，分別編號為C1、C2、C3。 由此得出濟南泉水空間恢復(fù)性評價構(gòu)成表，也稱為恢復(fù)性因子構(gòu)成表(見表4)。

表3 旋轉(zhuǎn)后恢復(fù)性評價成分矩陣表

表4 濟南泉水空間恢復(fù)性評價因素構(gòu)成表

2 結(jié)果與分析

2.1 濟南泉水空間恢復(fù)性評價與健康效益模型

2.1.1 建立假設(shè)模型

F1 與 4 個二級要素、F2 與 5 個二級要素、F3 與 3 個二級要素分別構(gòu)成3 個測量模型。 健康效益編號為H，將集中注意力、恢復(fù)活力、鎮(zhèn)定情緒和消除疲勞4個要素作為測量因子，分別編號為E1、E2、E3、E4，其與健康效益H又構(gòu)成一個測量模型。 模型中e表示誤差量，分別為e1 ～e17。F1、F2、F3 作為潛在變量，假設(shè)其與健康效益H為因果關(guān)系，建立結(jié)構(gòu)模型，用以研究濟南泉水空間恢復(fù)性評價與健康效益的關(guān)系。 4 個測量模型和1 個結(jié)構(gòu)模型共同構(gòu)成假設(shè)模型(如圖1 所示)，采用阿莫斯數(shù)據(jù)分析軟件AMOSS22.0 檢驗并計算。

圖1 恢復(fù)性評價與健康效益結(jié)構(gòu)方程模型圖

2.1.2 模型適配度檢驗

結(jié)構(gòu)方程模型對樣本的容量要求比較大，大樣本的穩(wěn)定性更佳，一般要求樣本的容量＞200。 假設(shè)方程模型有16 個觀測變量，且研究樣本容量與觀測變量的比例＞1∶10[15]，因此樣本容量應(yīng)＞160。 利用周末時段，對濟南泉水空間進行二次問卷調(diào)研，將4個測量模型中16 個觀測變量共同構(gòu)成滿意度問卷，采用十分制李克特量表法[4]，從不滿意至滿意按照1～10 分進行評價。 共計發(fā)放問卷336 份，回收有效問卷306 份，其中學(xué)生和從業(yè)人員76.6%；年齡分布為少年(28.8%)、青年(32.5%)、中年(31.1%)、老年(7.6%)。

數(shù)據(jù)采用極大似然法[16]計算其顯著性P為0.000(P＜0.05 拒絕虛無假設(shè))，觀察值較多時，模型的卡方值較大，同時大容量樣本顯著影響卡方值，P值變小，易形成拒絕虛無假設(shè)的情況。 參照問卷法樣本＞200，整體模型適配度需要參考其他適配度指標(biāo)[16]。 卡方值與自由度的比值為3.571(＞3)，表明模型與數(shù)據(jù)之間的契合度不佳[17]；漸進殘差均方和平方根為0.092(＞0.08)，說明模型近似誤差不夠合理[17]，需要通過模型提供的修正指標(biāo)進行修正。 將修正指標(biāo)與理論的合理性相結(jié)合，增列觀測變量之間3 組誤差項(見表5)，重新檢驗?zāi)Ｐ瓦m配度[17]。 數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明模型適配度良好(見表6)。

表5 觀測變量誤差項分析表

表6 模型適配度檢驗值表

2.1.3 模型計算結(jié)果

模型計算結(jié)果如圖 2 所示，F(xiàn)1、F2、F3 對健康效益的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)由大到小依次為F3(0.53)、F2(0.41)、F1(0.14)。 泉水空間恢復(fù)性二級要素對一級要素的影響較為顯著: 感知要素F3 中，影響要素的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)由大到小依次為:視覺體驗C1(0.85)、環(huán)境獨立C3(0.79)、庇護感受C2(0.74)；體驗要素F2 中，其值由大到小依次為:休閑娛樂B1(0.86)、觸覺體驗B4(0.81)、探索空間B2(0.77)、聽覺體驗B3(0.75)、味覺體驗B5(0.60)；文化要素F1 中，其值由大到小依次為:詩詞歌賦A3(0.88)、歷史典故A1(0.87)、社會參與A2(0.79)、個體回憶A4(0.75)。

圖2 恢復(fù)性評價與健康效益計算結(jié)果圖

2.2 濟南泉水空間恢復(fù)性評價與健康效益的關(guān)系

模型計算結(jié)果表明，恢復(fù)性評價與健康效益直接關(guān)系為:濟南泉水空間恢復(fù)性評價中一級要素F1、F2、F3 對健康效益H的影響均為正影響，影響效果從大到小依次為感知要素、體驗要素、文化要素。 泉水空間中的感知要素F3 每增加一個標(biāo)準(zhǔn)單位對于健康效益H的影響效果會提高0.53 個單位，體驗要素F2 每增加一個單位對于健康效益H的影響會提高0.41 個單位，2 個一級要素對健康效益的影響均達(dá)到顯著水平。 為了提升泉水空間對市民健康效益的影響，增強感知要素是最有效的途徑。 恢復(fù)性評價一級要素中的文化要素F1 每增加一個單位對于健康效益H的影響會提高0.14個單位，顯著性較弱。 濟南泉水空間具有獨特的歷史文化內(nèi)涵，如何將其應(yīng)用于濟南泉水空間設(shè)計是后期重點關(guān)注的問題[18－21]。

恢復(fù)性評價二級要素通過一級要素作用于健康效益，影響關(guān)系表現(xiàn)為:滿足視覺體驗C1、塑造寧靜環(huán)境C2、形成整體庇護感受C3，對于提升泉水空間感知要素F3 的作用系數(shù)介于0.74～0.85 之間，作用效果相差不大。 味覺體驗B5 對于一級要素中體驗要素的作用系數(shù)只有0.6(＜0.7)，說明味覺體驗對于體驗要素的影響效果不顯著，泉水空間設(shè)計中對于味覺體驗的設(shè)計應(yīng)加以改善，以突出濟南泉水空間的體驗特征，提升體驗要素對健康效益的影響[22－24]。

恢復(fù)性評價作用于健康效益一些的隱性關(guān)系表現(xiàn)為:在調(diào)整模型的適配度過程中，表明了體驗要素F2 的探索空間B2 與聽覺體驗B3 和觸覺體驗B4之間的共變關(guān)系，特別是聽覺體驗B3 與探索空間B2 的關(guān)系，兩者誤差變量的值高達(dá)109.818，由此推測泉水空間的聲音與泉水空間探索之間的密切聯(lián)系，利用泉水聲音的特點可以較好地優(yōu)化泉水的探索空間設(shè)計，顯著提升體驗要素F2 對健康效益的影響。

3 結(jié)論

通過上述研究可知:

(1) 濟南泉水空間恢復(fù)性評價中，3 個一級要素對健康效益的影響均為正影響，影響效果從大到小依次為感知要素、體驗要素、文化要素。 泉水空間中的感知要素每增加一個標(biāo)準(zhǔn)單位對于健康效益的影響效果會提高0.53 個單位，體驗要素每增加一個單位對于健康效益的影響會提高0.41 個單位，二者對健康效益的影響均達(dá)到顯著水平。

(2) 恢復(fù)性評價的二級要素中，滿足視覺體驗、塑造寧靜環(huán)境、形成整體庇護感受，對于提升泉水空間感知要素F3 的作用系數(shù)介于0.74～0.85 之間，味覺體驗對于一級要素中體驗要素的作用系數(shù)為0.6，表明味覺體驗對于體驗要素的影響效果不明顯。

(3) 在調(diào)整模型的適配度過程中，體驗要素中的探索空間與聽覺體驗和觸覺體驗之間具有共變關(guān)系，尤其是聽覺體驗與探索空間之間的關(guān)系，兩者誤差變量的值高達(dá)109.818，由此推測泉水空間的聲音與泉水空間探索之間具有密切聯(lián)系，利用泉水聲音的特點可以較好地優(yōu)化泉水空間設(shè)計。