吝成旺 禹冰 馮理明

摘要：作為城市綠地系統(tǒng)規(guī)劃中的特殊公園類型，城市濕地公園在改善城市發(fā)展與自然環(huán)境關(guān)系上發(fā)揮著重要作用。選取鄭州市北龍湖濕地公園為研究案例，通過對使用者進行為期12 d的問卷調(diào)查與隨機訪談，得出游客基本使用屬性。基于SPSS Statistics數(shù)據(jù)處理與分析平臺，采用克朗巴哈α信度分析、卡方檢驗、因子分析等方法，從12項因子中提煉出影響使用者感知及滿意度評價的4類主成分，分別為景觀及生態(tài)水平、配套服務(wù)設(shè)施、內(nèi)外交通、管理與養(yǎng)護。再通過相關(guān)分析、單因素線性回歸分析得出4類主成分函數(shù)解析式，利用線性逐步回歸的方法計算出濕地公園總體滿意度的多元線性回歸方程。通過對濕地公園使用者的屬性、使用目的及總體滿意度進行量化分析與評價，對鄭州市北龍湖濕地公園景觀的綜合提升與服務(wù)質(zhì)量的提高提出具體建議，結(jié)果可為城市濕地公園的合理性規(guī)劃提供參考。

關(guān)鍵詞：城市濕地公園;使用者;屬性及需求;滿意度;鄭州市北龍湖濕地公園

中圖分類號： TU986.2? 文獻標志碼： A? 文章編號：1002-1302（2020）06-0125-06

城市濕地公園具有城市公園與濕地的雙重屬性，城市公園屬性主要表現(xiàn)為向城市居民及游客提供相應(yīng)的休閑服務(wù)，滿足居民的娛樂需求[1-2];濕地屬性表現(xiàn)為濕地公園內(nèi)有多種類型的動植物棲息和生長，使其在研究中具有生態(tài)學(xué)意義和科學(xué)價值。與一般意義上的城市公園相比，在增濕降溫及固碳等方面，濕地公園發(fā)揮著更為顯著的作用。隨著國務(wù)院辦公廳發(fā)布的《濕地保護修復(fù)制度方案》中提出的“城市雙修”理論的推行，城市濕地公園的設(shè)計和優(yōu)化成為了城市綠化工作的重要組成部分之一。游客的使用滿意度等相關(guān)研究是在20世紀60年代早期消費者滿意度的理論基礎(chǔ)上發(fā)展而來的，隨著旅游市場的進一步發(fā)展和成熟，國內(nèi)外學(xué)者對旅游地使用者滿意度的研究也更為關(guān)注。

國外對城市濕地公園的建設(shè)和研究起步較早，從首個位于城市中心區(qū)域的倫敦中心濕地公園開始，已經(jīng)在設(shè)計與規(guī)劃方法、體驗感知及使用滿意度等方面對城市濕地公園進行了廣泛研究[3-4]。國內(nèi)對城市濕地公園的定義開始于2005年，其規(guī)劃建設(shè)及相關(guān)研究起步相對較晚。目前，關(guān)于城市濕地公園的研究多集中于濕地公園的景觀設(shè)計及規(guī)劃、資源保護與可持續(xù)利用、游客行為意愿影響、濕地公園的植物配置設(shè)計、濕地公園的生態(tài)教化功能等方面，而針對城市濕地使用狀況的分析評價及研究則相對較少[5-7]，且所使用的研究方法與分析內(nèi)容略為簡單淺顯[8]。本研究以鄭州市北龍湖濕地公園為例，對濕地公園使用者進行隨機調(diào)查研究，并對問卷答復(fù)結(jié)果進行分析，基于SPSS Statistics數(shù)據(jù)處理與分析平臺，主要采用克朗巴哈α信度分析、卡方檢驗、因子分析、相關(guān)分析、單因素線性回歸分析及多因素線性回歸分析等方法，對濕地公園使用者的使用目的、屬性和總體滿意狀況進行深入量化分析，旨在為北龍湖濕地公園景觀的改進與服務(wù)質(zhì)量的提高提供參考[9-10]。筆者所采用的研究方法對國內(nèi)其他城市濕地公園的滿意度研究也有一定的參考價值。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)總體概況

北龍湖濕地公園位于鄭州市東北部，龍湖濱水區(qū)西北角，北鄰龍湖內(nèi)環(huán)，南與龍湖水域相連通，總面積約16.4 hm2（圖1）。該濕地公園由面積不等的多個生態(tài)島構(gòu)成，通過采用豐富的植物群落營造接近自然的濕地環(huán)境，構(gòu)建出鄭州市具有特色自然水生態(tài)系統(tǒng)保護和修復(fù)功能的人工濕地。

1.2 數(shù)據(jù)來源與問卷設(shè)計

采用問卷調(diào)查與隨機訪談相結(jié)合的方式[11]來收集研究所需數(shù)據(jù)，借鑒國內(nèi)多數(shù)學(xué)者對相關(guān)問題的研究來設(shè)計調(diào)查問卷[12]。2019年4月對北龍湖濕地公園進行預(yù)調(diào)研，并對調(diào)查問卷中可能出現(xiàn)的問題進行了修正和改善，從而在最大程度上確保問卷的合理性和科學(xué)性[13]。2019年6月進行正式調(diào)研，為期12 d。本研究共發(fā)放問卷286份，收回有效問卷258份，有效率為90.21%。調(diào)查問卷的內(nèi)容共包括2個部分：第1部分為使用者的人口統(tǒng)計學(xué)特征（性別、受教育程度、職業(yè)、收入、年齡分布等）[14];第2部分為使用者對濕地公園各項影響因素的滿意情況[15]。

1.3 數(shù)據(jù)處理與檢驗

1.3.1 克朗巴哈信度檢驗 當調(diào)查問卷形成后，需要采用克朗巴哈信度系數(shù)對其進行信度檢測，旨在檢驗問卷中各項問題的設(shè)置是否具有較高的內(nèi)部一致性。對于一般性社科類問題研究，當克朗巴哈α值大于0.700時，屬于高信度研究[16]。本研究中，使用者對于北龍湖濕地公園滿意度的克朗巴哈α值為0.827，大于0.700，表明調(diào)查問卷的內(nèi)在信度相對較高，各項問題能較為準確地反映研究目的。

1.3.2 Bartlett和KMO檢驗 在SPSS因子分析中，數(shù)據(jù)效度的統(tǒng)計指標常用Bartlett球形度檢驗和KMO檢驗等2個檢驗因子進行檢測，當KMO統(tǒng)計值大于0.700時，對相應(yīng)問卷進行因子分析能獲得較為理想的效果。本研究中，Bartlett球形度檢驗值為125.297（P=0.000），KMO檢檢值為0.737，大于0.700，說明用于研究的12個問題適合進行因子分析，取樣有效度高。

1.4 研究方法

1.4.1 使用者基本特征研究 依托SPSS 22.0軟件平臺，對鄭州市北龍湖濕地公園使用者的基本信息進行描述和統(tǒng)計。通過統(tǒng)計，可更為直觀地反映使用者對濕地公園在使用屬性及需求上的差異?；诮y(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用卡方交叉檢驗方法對使用者的職業(yè)、受教育程度及年齡分布在使用目的上進行分析和檢驗，以觀測不同性質(zhì)的社會群體在濕地公園使用上的差異性。

1.4.2 使用者滿意度研究 調(diào)查問卷的設(shè)計采用Likert 5點量表法[17]（1表示極不贊同，5表示極贊同，3表示感觸一般），對12個與濕地公園有關(guān)的因子進行分析，將12個影響因子通過因子分析法進行降維[18]。選取累計解釋總方差為78.941%的前4個因子，并對這4個主要因子進行歸納與命名，通過進一步量化研究，得出濕地公園的總體滿意度線性回歸分析結(jié)果。

2 結(jié)果與分析

2.1 使用者屬性、特征及使用目的分析

2.1.1 使用者的屬性及特征 由問卷統(tǒng)計數(shù)據(jù)（表1）可見，在被調(diào)查者中，性別分布基本均勻，男性占比為51.9%，女性占比為48.1%;在年齡結(jié)構(gòu)層面上，中老年（年齡﹥40歲）占多數(shù)，為57.7%;使用者中受教育程度分布不均，主要集中于高中及大中專學(xué)歷，占比為61.2%，這主要與使用者多為中老年人有關(guān);受訪者的職業(yè)類型多樣，其中學(xué)生、企事業(yè)工作者及離退休者成為主要人群;從月收入水平上看，中高收入人群相對較少，月收入>5 000的人群占22.5%，這與其工作相對較忙，閑暇時間較少有關(guān)，在月收入<1500元的人群中，學(xué)生占絕大多數(shù);被訪者多數(shù)通過機動方式到達公園，為891%，表明在北龍湖濕地公園的使用人群中，距離相對較遠的使用者占大多數(shù)。在使用目的上，用于休閑娛樂和強身健體的使用者居于多數(shù)，占比為68.2%，而用于旅游觀光、教育科普的使用者分別占總調(diào)查人數(shù)的14.0%、143%，具有其他方面使用目的的使用者僅占3.5%。

2.1.2 不同人群在使用目的上的差異 從表2可以看出，具有不同職業(yè)背景及受教育程度的使用者對濕地公園的使用目的存在差異。從職業(yè)背景上看，在離退休者中，用于休閑娛樂和強身健體的使用者占大多數(shù)，用于科普教育的使用者多為教育工作人員;在不同受教育程度的使用者中，隨著學(xué)歷層次的提高，用于旅游觀光及教育科普的使用者所占比例總體上隨之增加;在年齡分布上，各年齡段的使用者在使用目的上并沒有明顯差異。分別對使用者的職業(yè)背景、受教育程度、年齡分布與使用目的進行交叉表Pearson卡方檢驗，結(jié)查顯示，職業(yè)背景×使用目的卡方值為50.572，P=0.001;教育程度×使用目的卡方值為28.021，P=0.031;年齡分布×使用目的卡方值為21.629，P=0.361，說明使用目的在使用者職業(yè)背景和受教育程度2個方面均具有顯著差異性。

2.2 使用者滿意度評價分析

2.2.1 單項滿意度及因子分析 通過對問卷中各項問題得分進行匯總整合[19]得出，內(nèi)部交通流暢度、環(huán)境衛(wèi)生清潔程度及標識引導(dǎo)設(shè)施的滿意度相對較高（平均值﹥3.50分，表3），同時這3項滿意度變異系數(shù)相對較小，說明被訪者對這3項的觀點持一致態(tài)度[20]。而濕地公園的動植物種類、景觀小品、綠化景觀、環(huán)衛(wèi)設(shè)施等4項的滿意度相對較低（平均值﹤3.00分），且動植物種類、景觀小品、綠化景觀滿意度的變異系數(shù)占據(jù)變異系數(shù)排序的前3位，說明受訪者對這3項的認知度差別較大，表明濕地公園在景觀營造及生態(tài)建設(shè)上仍需進一步提升與完善。在12個問題中，內(nèi)部交通流暢度平均得分最高，為4.20分，顯示出濕地公園內(nèi)部道路規(guī)劃的合理性，但與之對應(yīng)的外部交通便捷性平均得分較低，為310分，表明濕地公園的可達性水平有待提高，這與北龍湖濕地公園距市中心人口密集區(qū)相對較遠有極大關(guān)系。

為了簡化研究，利用主成分分析方法對調(diào)查問卷中的12個問題進行降維分析，通過降低所研究問題的維度，確定可以對總體滿意度進行解釋的最少因子數(shù)量。對于一般性試驗數(shù)據(jù)的研究，通常將其特征值﹥1定為有效研究因子。對北龍湖濕地公園的各觀測變量進行主成分分析-總方差分解，結(jié)果（表4）顯示，當初始特征值為1.065時，所對應(yīng)的累計解釋總方差達到78.941%，接近80%（一般認為當累計方差率在80%左右時，就能保證不丟失重要信息），因此用前4個成分來替代12個觀測因子，分析結(jié)果有效。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

北龍湖濕地公園能在一定程度上滿足不同屬性使用者的需求，并且不同屬性的使用者在濕地公園的使用目的上存在著明顯差異。通過對影響使用者評價滿意度的各項因子和主成分進行分析可以得出，各項主成分對濕地公園的總體滿意度均具有不同程度的影響。景觀及生態(tài)水平對北龍湖濕地公園的游客滿意度起著關(guān)鍵性作用，對總體滿意度的影響效果最為明顯，配套服務(wù)設(shè)施對總體游客滿意度的影響次之，管理與養(yǎng)護水平對其游客的正向評價影響相對較小。

3.2 建議

3.2.1 提高北龍湖濕地公園的可達性及安全防護性水平 在規(guī)劃中，應(yīng)考慮使用者到達濕地公園的交通便利性。除與鄰近的居住區(qū)相結(jié)合外，還應(yīng)規(guī)劃更多條到達公園的公共交通線路，提高其運載能力，使周圍及市中心居民能更為便捷地到達公園。對于濕地公園內(nèi)部的偏僻區(qū)域及臨水處等危險系數(shù)相對較高的地方，應(yīng)有針對性地加強管理，如在偏僻處增設(shè)監(jiān)控裝置，在岸邊選擇性增設(shè)對景觀影響較小的護欄及生態(tài)綠格網(wǎng)等，以極大程度確保使用者的人身安全。

3.2.2 改善北龍湖濕地公園的配套服務(wù)設(shè)施 從實際體驗及調(diào)查研究中發(fā)現(xiàn)，北龍湖濕地公園的配套服務(wù)設(shè)施數(shù)量較少，服務(wù)質(zhì)量相對較差，極大程度地影響了使用者的體驗效果。因此應(yīng)對配套服務(wù)設(shè)施進行完善，（1）在數(shù)量增加方面，如增加公共衛(wèi)生間的數(shù)量，在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，濕地公園中公共衛(wèi)生間數(shù)量嚴重不足，被訪者對此不滿度較高;適當增設(shè)休憩設(shè)施品類，滿足日漸增多的使用者需求。（2）在質(zhì)量提升方面，對休閑服務(wù)設(shè)施進行人性化設(shè)計，如盡量將休憩設(shè)施布置在遮陽處，公共衛(wèi)生間盡可能均衡分布于濕地公園中，以為園中不同位置的使用者提供便利。

3.3.3 豐富北龍湖濕地公園的景觀品類 調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，景觀形象對整體滿意度評價起著至關(guān)重要的作用。北龍湖濕地公園的各類自然及人工景觀資源較為匱乏，數(shù)量較少且品類單一。因此對于人工景觀資源，建議增設(shè)辨識度較強的特色景觀小品，以提升使用者的趣味性體驗，在臨水處等使用頻率較高的區(qū)域提高服務(wù)性景觀建設(shè)標準。根據(jù)自然景觀資源現(xiàn)狀，合理增加水、陸生植物種類，豐富植物景觀在層次及色彩上的變化，同時使適生性動物有機融入其中，由此營造多元性景觀。

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