基于主成分分析法的城市濱水帶狀公園活力評價模型研究
——以福州市為例

陳健翎，林心影，陳凌靜，吳元晶，任維，黃啟堂

（福建農(nóng)林大學(xué)園林學(xué)院，福建 福州350002）

濱水帶狀公園通常被定義為沿著城市的水道，如：海濱、湖濱、自然河道、人工運河、引水溝渠等建筑的一種帶狀公園綠地[1]，包含豐富的水體景觀和開闊的濱水空間。除了具備游憩、觀賞、娛樂等功能以外，其規(guī)劃空間內(nèi)廣闊的水域面積也能更好地緩解城市的“熱島效應(yīng)”，它的存在不僅創(chuàng)造和完善了城市生態(tài)廊道，還在營造適宜人們生活的空間和領(lǐng)域上發(fā)揮了巨大的作用[2-3]。

20世紀60年代，過度的工業(yè)化使西方國家開始探索解決日益嚴峻的環(huán)境問題，Philip Lewis提出了建設(shè)以道路、水系為基礎(chǔ)的生態(tài)廊道，這是帶狀公園的雛形；20世紀70年代后，國外對帶狀公園的關(guān)注度日益提高，Mc harg在其著作《設(shè)計結(jié)合自然》中對城市帶狀公園的景觀設(shè)計進行了詳細的研究和闡述，為此類公園的設(shè)計提供了理論基礎(chǔ)，此后國外開始大規(guī)模開發(fā)濱水帶狀公園[4]，其中，經(jīng)典的案例有瑞典濱海帶狀景觀、波蘭蒂黑湖東岸景觀帶等[5]。國內(nèi)自20世紀90年代起，隨著帶狀綠地景觀改造項目的興起，濱水帶狀公園的數(shù)量也迅速增長，我國東部沿海、長江流域及珠江流域各大城市已經(jīng)建成了諸如長沙湘江風(fēng)光帶、廣州海印公園、唐山陡河帶狀公園等一系列帶狀濱水公園[6]。目前，城市濱水帶狀公園的建設(shè)和研究已經(jīng)成為風(fēng)景園林學(xué)界的熱點問題之一。

關(guān)于城市公共空間活力，有學(xué)者將其定義為“城市公共空間各類型景觀具有對人產(chǎn)生吸引、發(fā)生多樣性并持續(xù)長時間進行活動的能力”[7]。因此，可以將公園活力定義為：公園各類景觀及周邊景觀滿足各類人群活動需求的程度，以及對使用者的吸引能力。關(guān)于公園活力，許多學(xué)者已經(jīng)進行了一系列的研究。國外方面，一些學(xué)者著重研究了影響公園活力的因素。Cetin利用ArcGIS對公園綠地進行了研究，發(fā)現(xiàn)公園活力與游人游憩需求、公園面積大小、游憩活動內(nèi)容的差異、可達性差異相關(guān)[8]。MS.Moghaddam等人利用層次分析法對伊朗加茲溫市Andisheh公園進行研究，發(fā)現(xiàn)要使公園保持活力的標準是公園具有良好的可達性、體現(xiàn)地域特色、能夠被所有年齡段的居民所接受[9]。Wende和Zarger認為使用者的社會經(jīng)濟狀況與他們對公園綠地的使用之間存在很大的關(guān)系[10]。國內(nèi)方面，一些學(xué)者則分別從定性與定量角度對公園活力進行了研究。王克寶通過分析公園不同空間使用者的行為特征以及公園內(nèi)部的物質(zhì)環(huán)境，提出深圳市城市公園活力建議[11]。杜姣琳從社會互動性、情景體驗感和創(chuàng)意趣味性3個評價指標出發(fā)，對府河公園空間的魅力所在做出定性考量與評價，并提出提升城市公園活力的策略[12]。殷新以南京市5處典型的社區(qū)公園為研究對象，量化研究了公園空間的外在活力表征及活力的環(huán)境構(gòu)成，并構(gòu)建了社區(qū)公園活力評價體系[13]。

目前關(guān)于城市濱水帶狀公園活力的研究大部分是從案例分析的定性角度進行探究，而從定量角度進行的研究相對較少。因此，本文運用主成分分析法構(gòu)建起城市濱水帶狀公園活力評價模型，得到城市濱水帶狀公園活力影響因素及各成分、各指標權(quán)重大小，并以此為依據(jù)提出城市濱水帶狀公園活力提升策略。

1 城市濱水帶狀公園活力評價體系構(gòu)建

1.1 公園活力評價指標的預(yù)選

評價指標的選取對于城市濱水帶狀公園活力的評價至關(guān)重要，至今已有許多學(xué)者針對城市公共空間活力進行了研究，同時參閱相關(guān)文獻可知，濱水帶狀公園具有連續(xù)性、滲透性、序列性、可達性、文化傳承性[6，14]等特征，這些特征也會在一定程度上影響公園活力。

為研究城市濱水帶狀公園的活力構(gòu)成要素，作者于2020年11月至2021年2月期間對南江濱公園、沙灘公園、白馬河公園、晉安公園、光明港公園進行實地調(diào)研，這5處公園均位于福州市主城區(qū)，是福州市具有代表性的濱水帶狀公園，公園內(nèi)構(gòu)成要素較豐富，尺度適宜，園內(nèi)活動類型多樣，且具有免費、全天開放的特點，適宜作為研究的樣本。調(diào)研主要采用現(xiàn)場記錄、拍照、錄像等方式，分析游人們在各個公園內(nèi)經(jīng)常進行的活動類型、活動空間以及空間內(nèi)所包含的景觀要素；并結(jié)合焦點小組法，最終選出對人們訪問公園產(chǎn)生影響最大的24項因子，分別為：日照變化、風(fēng)速變化、溫度變化、植物景觀吸引力、公園視覺美景度、公園景觀連續(xù)性、環(huán)衛(wèi)設(shè)施充足性、休憩設(shè)施充足性、兒童設(shè)施及場地充足性、運動設(shè)施及場所充足性、無障礙設(shè)施充足性、環(huán)境衛(wèi)生清潔程度、公園治安管理水平、周邊人口密度高低、周邊用地性質(zhì)多樣性、水體景觀吸引力、水體景觀可親水程度、園內(nèi)活動種類豐富程度、綠化養(yǎng)護水平、地域文化吸引力、園內(nèi)路面安全程度、園路通行順暢程度、公園出入口分布合理性、公共交通可達性。

1.2 公園活力評價指標的確定

1.2.1 研究方法 主成分分析是多元統(tǒng)計分析中的一種數(shù)據(jù)挖掘技術(shù)，其主要思想是在損失很少信息的前提下，利用降維將多個指標轉(zhuǎn)化為幾個綜合指標[15]。主成分分析法的優(yōu)勢在于能夠簡化復(fù)雜問題，將問題中涉及的多項影響因子進行降維處理，并抓住問題的主要矛盾，更好地解釋問題所包含變量之間的相關(guān)性。研究采用主成分分析法對預(yù)選影響因子進行分析，以確定影響城市濱水帶狀公園活力的評價指標，并得出各評價指標所占權(quán)重，進而構(gòu)建城市濱水帶狀公園活力評價模型。

1.2.2 數(shù)據(jù)采集 作者于2021年2月至2021年3月期間，選擇天氣狀況良好時，對福州市5座具有代表性的城市濱水帶狀公園進行實地調(diào)研并發(fā)放問卷，本次問卷以影響城市濱水帶狀公園活力的24項因子的影響程度大小為問題，采取李克特5點式量表進行評價，其中1、2、3、4、5分別表示“不影響、影響較小、影響一般、有一定影響、影響很大”5個等級。在一般社會調(diào)研中，規(guī)定調(diào)研問卷數(shù)量至少為研究變量的10倍，故本次調(diào)研一共發(fā)放400份問卷，共回收有效問卷361份，有效率為90.25%。

1.2.3 信效度校驗 為驗證回收的問卷數(shù)據(jù)的可信性，研究采用SPSS26.0軟件對回收的問卷樣本進行信效度校驗分析。問卷的信度一般以Cronbach’s Alpha系數(shù)作為衡量標準，當(dāng)系數(shù)>0.7時，表明問卷量表設(shè)計合理，具有良好的信度。驗證表明，本次回收問卷的信度值為0.859（表1），表明回收問卷量表數(shù)據(jù)信度符合要求。

表1 量表信度檢驗

1.2.4 因子分析 在使用主成分分析法進行因子分析前，需要對問卷數(shù)據(jù)進行KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗和Bartlett球形檢驗，以證明原有變量間存在較強的相關(guān)性。KMO值介于0~1之間，當(dāng)KMO>0.7時，表明數(shù)據(jù)適合進行主成分分析；Bartlett球形檢驗的P值為顯著性指標，當(dāng)P>0.05表明差異不明顯，不適合進行因子分析，P<0.05表明差異顯著，P<0.01表明差異極顯著。結(jié)果顯示（表2），本次調(diào)研的問卷數(shù)據(jù)KMO檢驗結(jié)果為0.849，Bartlett球形檢驗的P值為0.000，均達到適合進行因子分析的要求。

表2 KMO和Bartlett檢驗

本次研究采用正交旋轉(zhuǎn)法中的最大方差法對因子載荷矩陣進行旋轉(zhuǎn)，按照特征值>1的原則進行主成分的提取。在第1次旋轉(zhuǎn)中，由于“風(fēng)速變化”這一指標無法與其他影響因子歸類到同一成分中，因此將其進行刪除。在接下來的2次主成分分析中，發(fā)現(xiàn)“治安管理水平”、“無障礙設(shè)施充足性”、“公園視覺美景度”這3項指標在各主成分上的荷載均小于0.5，出現(xiàn)了偏離主成分的情況，因此將這3項指標刪除。在第4次主成分分析的旋轉(zhuǎn)計算中，共提取出6個主成分（表3），累計解釋方差為60.512%，滿足社會科學(xué)調(diào)研中累計解釋方差不小于60%的要求，其中第1個主成分反映了公園內(nèi)各類設(shè)施的充足程度，因此命名為“設(shè)施活力”；第2個主成分反映了公園內(nèi)部環(huán)境的特征，因此命名為“環(huán)境活力”；第3個主成分反映了公園周邊環(huán)境及區(qū)位交通的特征，因此命名為“區(qū)位活力”；第4個主成分反映了公園的管理水平，因此命名為“管理活力”；第5個主成分與第6個主成分屬性相近，均能反映公園內(nèi)的自然景觀特征，因此將其合并命名為“自然活力”。通過因子分析，可以確定城市濱水帶狀公園活力的評價指標共有20項，并最終提取出5個主成分，分別為設(shè)施活力、環(huán)境活力、區(qū)位活力、管理活力、自然活力。

表3 影響因子解析與第四次旋轉(zhuǎn)載荷矩陣

完成因子分析與因子命名后，應(yīng)再次進行總量表與各分量表的信度檢驗。在社會科學(xué)研究中，總量表信度系數(shù)應(yīng)高于0.70，分量表的信度系數(shù)應(yīng)高于0.60。結(jié)果顯示（見表1），本次研究的總量表信度與各分量表信度均滿足要求，表明可以進行下一步的研究。

2 城市濱水帶狀公園活力評價模型構(gòu)建

2.1 評價指標權(quán)重計算

評價指標權(quán)重反映評價模型中各指標的相對重要程度，影響評價結(jié)果的合理性，在主成分分析法中，其計算過程可分為3個步驟：

（1）各評價指標在各主成分線性組合中系數(shù)的確定。根據(jù)公式①，利用成分矩陣中旋轉(zhuǎn)因子的載荷系數(shù)（表4）除以解釋的總方差中（表5）“初始特征值”中“特征根”的開平方根進行計算，可以獲得20項評價指標在各主成分線性組合中的系數(shù)。公式①如下：

表4 成分矩陣

表5 解釋的總方差

其中，μij為第i個變量對應(yīng)的第j個主成分的因子載荷系數(shù)；λj為第j個主成分對應(yīng)的特征值。

（2）單個指標初始權(quán)重的計算。單個指標權(quán)重是指各指標在整體評價中的重要程度大小，對建立評價模型后的總體分析起著重要作用。根據(jù)公式②，利用（1）步驟中得出的各指標在各主成分線性組合中系數(shù)大小與解釋總方差中的方差累計貢獻率進行計算，可得出20項指標的初始權(quán)重大小。公式②如下：

其中，aij是第i個指標在第j個主成分上對應(yīng)的線性組合系數(shù)；θj對應(yīng)第j個主成分的方差貢獻率。

（3）指標權(quán)重的歸一化。在（2）中計算可得20項指標初始權(quán)重的和為2.198，并非為1，后期為方便進行計算與分析，需要對各指標的初始權(quán)重進行歸一化處理。根據(jù)公式③，將單個指標的初始權(quán)重除以全部指標的初始權(quán)重之和得到20個指標的歸一化權(quán)重大?。ū?）。公式③如下：

表6 20項影響因子權(quán)重

其中，w′i為單一因子初始權(quán)重值，即第i個變量的初始權(quán)重。

2.2 評價模型的構(gòu)建

城市濱水帶狀公園活力評價模型是由每個主成分與其包含的指標的歸一化權(quán)重相乘后以求和的形式進行表達。因此，在進行指標權(quán)重的歸一化處理后，根據(jù)公式④可以得到20項評價指標的得分模型。公式④如下：

其中，Y為城市濱水帶狀公園活力評價總分，Wn為第n個指標的權(quán)重，Xn為第n個指標的評分。因此通過計算可得20項評價指標的得分模型為：

在獲得20項評價指標得分模型后，將每個主成分所包含的指標權(quán)重進行相加，得到每個主成分在城市濱水帶狀公園活力評價模型中的權(quán)重大小，再根據(jù)公式⑤，將每個指標的評分乘以相應(yīng)權(quán)重后再相加，獲得城市濱水帶狀公園活力評價模型。公式⑤如下：

其中，Wi為第i個評價指標的權(quán)重；Yi為第i個評價指標的評分。因此通過計算可得城市濱水帶狀公園活力評價模型為：

Y=0.2663設(shè)施活力+0.1253環(huán)境活力+0.1607區(qū)位活力+0.1583管理活力+0.2894自然活力

3 城市濱水帶狀公園活力評價模型分析

3.1 自然活力方面

城市濱水帶狀公園活力評價模型中可以看出，自然活力權(quán)重排在首位，達到0.2894，說明其在公園活力評價中起到的影響最大。自然活力5項指標從大到小占權(quán)重的順序分別為：日照變化0.0820>溫度變化0.0735>水體景觀吸引力0.0579>水體景觀可親水程度0.0530>植物景觀吸引力0.0230。這表明：舒適的微氣候是影響人們前往公園進行活動的重要因素，當(dāng)陽光和溫度均達到適宜程度時，公園內(nèi)游玩的游客數(shù)量會明顯增加。水體是城市濱水帶狀公園中最具有自然性與變化性的元素，往往具有開闊、明朗或?qū)庫o、幽深的特點，能夠引發(fā)人們無窮的遐想?！盀I水”是城市濱水帶狀公園區(qū)別于其他城市公園的特點之一，富有吸引力的水體景觀能夠吸引更多游客前往濱水區(qū)域進行活動，而親水活動也是其中的一類，公園內(nèi)若有豐富的親水空間與設(shè)施，則可以最大程度上滿足人們與水親近的愿望。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，具有親水平臺、木質(zhì)棧道、人工沙灘等親水設(shè)施的公園，如：南江濱公園、沙灘公園、晉安河公園，濱水區(qū)域人流量較大，親水活動類型也較為豐富，包括垂釣、淺灘戲水、打水漂、觀察魚蝦昆蟲等。富有吸引力的植物景觀會吸引更多游客前來觀賞，不同類型的植物搭配不僅能起到調(diào)節(jié)公園微氣候的作用，也會對人們的活動類型造成影響，但植物景觀吸引力這一指標所占權(quán)重在自然活力中最小，表明其對于城市濱水帶狀公園活力所起的影響較小，這可能是由于前往該類公園游玩的游客更大程度上被水體景觀所吸引。

3.2 設(shè)施活力方面

設(shè)施活力排在第2位，達到0.2663，說明其對公園活力的評價具有重要作用。設(shè)施活力4項指標從大到小占權(quán)重的順序分別為：休憩設(shè)施充足性0.0842>運動設(shè)施及場所充足性0.0758>環(huán)衛(wèi)設(shè)施充足性0.0713>兒童設(shè)施及場所充足性0.0350。這表明：充足的公園基礎(chǔ)設(shè)施與游客良好的游玩體驗感息息相關(guān)，這是影響游客前來城市濱水帶狀公園進行活動的重要因素。在游覽公園的過程中，游客需要充足的休憩設(shè)施，如：座椅、景觀亭、長廊燈等進行游玩過程中的休息、交流、等待等活動。城市濱水帶狀公園由于生態(tài)環(huán)境較為良好，空氣清新，且具有“線”型的空間特色，許多市民選擇其作為進行慢跑、散步、打太極等活動的場所，因此充足的運動場所與設(shè)施也是必不可少的。公園內(nèi)垃圾桶、公共衛(wèi)生間等環(huán)衛(wèi)設(shè)施也需要滿足游客的基本需求，否則會影響游客對公園的游覽感受。經(jīng)過實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，具有充足兒童活動場所及設(shè)施的城市濱水帶狀公園，公園人流量往往較大，這是由于許多游客會選擇帶孩子來公園進行親子活動，完備的兒童活動場所及設(shè)施能夠吸引更多的游客前來。如南江濱公園內(nèi)具有一處較大的兒童活動場地，內(nèi)含能夠充分激發(fā)兒童天性、培養(yǎng)兒童探索精神的娛樂設(shè)施，且在場地周圍有樹池坐凳、座椅等設(shè)施供家長等候、交流，該場地成為該公園內(nèi)部的活力熱點之一。

3.3 區(qū)位活力方面

區(qū)位活力排在第3位，達到0.1607，說明其對公園活力評價所起的作用不大。區(qū)位活力4項指標從大到小占權(quán)重的順序分別為：周邊用地性質(zhì)多樣性0.0628>公園出入口分布合理性0.0475>周邊人口密度高低0.0257>公共交通可達性0.0247。這表明：城市濱水帶狀公園周邊用地的性質(zhì)差異會對市民前往公園進行活動產(chǎn)生影響，以往的一些研究已經(jīng)表明，位于周邊用地性質(zhì)單一區(qū)域的公園往往游客量較少，反之，多樣化的用地性質(zhì)會吸引大量的人前往公園。如白馬河公園周邊同時具有居住區(qū)、商業(yè)設(shè)施、娛樂設(shè)施、餐飲設(shè)施等，則意味著該公園所處地段用地能滿足不同人群的較多需求，這也能為公園帶來較高的人流量。城市濱水帶狀公園作為狹長型綠地，與城市的接觸面也較其他類型的城市公園更廣，開放性較強，因此公園出入口也需要合理分布，在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，城市濱水帶狀公園一般每隔75~100m設(shè)置出入口，才能保證游客能方便從外部進入園內(nèi)活動。周邊人口密度與公共交通合理性這2項指標所占權(quán)重較低，可能是由于該類公園往往位于城市濱河、濱江區(qū)域，公交線路較為固定，且服務(wù)的人群不僅僅局限于周邊區(qū)域人群，而是包括了全市與外地游客，因此周邊人口密度的高低與公共交通合理性對城市濱水帶狀公園活力影響程度較低。

3.4 管理活力方面

管理活力排在第4位，達到0.1583，說明其對公園活力評價所起的作用一般。管理活力3項指標從大到小占權(quán)重的順序分別為：設(shè)施運行維護水平0.0576>環(huán)境衛(wèi)生清潔程度0.0511>園內(nèi)路面安全0.0496。這表明：公園內(nèi)各類設(shè)施的維護程度則會影響到游客們使用設(shè)施的感受，尤其是一些基礎(chǔ)設(shè)施，一旦損壞后又缺乏維護，就會造成許多不便。如沙灘公園內(nèi)存在部分年久失修的草坪燈與路燈，對游客的夜間活動造成許多不便。干凈清潔的公園環(huán)境能給游客帶來良好的游園體驗以及愉快的視覺享受，公園管理者應(yīng)定期對園內(nèi)的植被綠化進行維護，掃除堆積的殘枝落葉；在濱水區(qū)域，清潔的水質(zhì)能吸引更多的游客參與親水活動；園內(nèi)路面安全程度則影響游客在園內(nèi)進行各項活動的積極程度，如果路面鋪裝出現(xiàn)大范圍破損、塌陷等不安全現(xiàn)象，那么游客前往公園進行活動的意愿也會下降。

3.5 環(huán)境活力方面

環(huán)境活力排在第5位，達到0.1253，說明其在公園活力評價中所起的作用較小，在后期設(shè)計中可以做次要考慮。環(huán)境活力4項指標從大到小占權(quán)重的順序分別為：園內(nèi)活動種類豐富程度0.0448>園路通行順暢程度0.0410>地域文化吸引力0.0251>公園景觀連續(xù)性0.0144。這表明：公園內(nèi)可進行的活動越豐富，則能吸引更多類型的人群前來駐足、互動與交往，反之，如果公園僅能進行單一的觀賞、休憩等功能，自然也會降低游客停留的欲望。城市濱水帶狀公園內(nèi)的園路往往需要具備高度的連續(xù)性，使游客能在園內(nèi)進行暢通無阻的慢跑、散步等活動，同時通暢的園路也能更好地串聯(lián)園內(nèi)各景觀節(jié)點，從而增加城市濱水帶狀公園的吸引力。濱水地帶是城市中歷史文化氛圍較為濃厚的區(qū)域，地域文化元素的存在能夠在城市濱水帶狀公園形成人文景觀，引起市民對于城市記憶的共鳴，但目前許多城市濱水帶狀公園在建設(shè)過程中并不重視地域文化元素，游客在一定程度上也容易忽略到公園所具有的地域文化性，因此地域文化吸引力對于公園活力的提升所起作用很小。設(shè)計良好的城市濱水帶狀公園往往能形成豐富而有秩序的景觀，但多數(shù)情況下游客在游覽全園的過程中更注重景觀的優(yōu)美與否，并不會特地注意景觀是否具有連續(xù)性，因此公園景觀連續(xù)性這一指標對于提升公園活力所起的作用很小。

4 結(jié)語

文中通過分析城市濱水帶狀公園所具有的特征以及游客對于使用該類公園的需求，運用主成分分析法構(gòu)建起城市濱水帶狀公園活力評價模型，模型中各活力指標的權(quán)重值按大小排序為自然活力>設(shè)施活力>區(qū)位活力>管理活力>環(huán)境活力，表明自然活力對公園活力評價起到主要作用，設(shè)施活力對公園活力評價起到一定作用，區(qū)位活力與管理活力對公園活力評價起的作用較小，環(huán)境活力對公園活力評價所起作用最小。以上的研究結(jié)論可為建設(shè)、改造具有高活力特征的城市濱水帶狀公園提供相關(guān)參考。城市濱水區(qū)域?qū)儆诔鞘械纳鷳B(tài)走廊，自然生態(tài)性也是城市濱水帶狀公園最突出的特點之一，提高該類公園的活力，增加其對游客吸引力，是呼吁游客融入自然，促進城市與自然共生的重要舉措。