金貴琳， 毛超

重慶大學(xué) 管理科學(xué)與房地產(chǎn)學(xué)院， 重慶 400045

新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略強(qiáng)調(diào)“以人為核心”， 隨著生活方式和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化， 城市公共空間的品質(zhì)對居民生活質(zhì)量的影響越來越大． 城市空間活力在宏觀意義和微觀表現(xiàn)兩個層面上體現(xiàn)空間品質(zhì)[1]． 我國城鎮(zhèn)化正處于提質(zhì)發(fā)展的新階段， 城市公園作為一種新型的城市公共空間， 是滿足城市居民日常休閑活動、 促進(jìn)城市人文關(guān)懷和維持城市能量平衡的重要載體[2-3]． 截至2019年末， 我國城市公園的數(shù)量已高達(dá)18 038個． 城市公園潛在效益的實(shí)現(xiàn)高度依賴于城市公園的使用頻率[4]， 一味地重速度和重規(guī)模是我國城市公園建設(shè)存在的主要問題． 這直接影響了供給空間與居民需求的匹配， 出現(xiàn)了城市公園利用率低、 參與性差[5]的實(shí)際情況． 因此， 如何打造一個與居民行為活動需求相匹配、 對居民有吸引力、 極具活力的城市公園空間是當(dāng)前提升城市公共空間品質(zhì)建設(shè)急需解決的問題．

城市公園空間活力是城市公園空間環(huán)境對居民聚集能力、 評價城市公園環(huán)境質(zhì)量和空間活動多樣性的體現(xiàn)[5]． 明確影響城市公園空間活力的因素及其內(nèi)在機(jī)制可以科學(xué)地評估城市公園的綜合績效． 近年來， 對城市公園的研究主要集中在城市公園可達(dá)性[6-7]、 居民偏好及滿意度[8-9]、 使用者行為[4，10]和健康狀況[11-12]以及城市公園空間活力[13-14]等方面． 現(xiàn)階段對其他公共空間(如街道)的量化研究較為廣泛[15]， 而對城市公園空間活力的量化研究相對較少， 大多數(shù)研究側(cè)重于定性分析活力的構(gòu)成及影響因素[16]， 少數(shù)已有的量化測度也多以“數(shù)量”為評價依據(jù)， 采用空間人流密度、 活動規(guī)?；蛲Ａ魰r間作為測度指標(biāo)[17-18]， 缺乏對活動類型及空間環(huán)境交互聯(lián)系的考慮， 導(dǎo)致了評價視角單一且對活力多樣性體現(xiàn)不足的局限． 因此， 有必要對城市公園空間活力的影響因素及內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行深入研究， 以期為城市公園利用率和滿意度的提升提供理論指導(dǎo)．

本研究旨在通過增加活動的“質(zhì)量”如活動類型和滿意度等更全面地體現(xiàn)城市公園空間活力的內(nèi)涵， 并引入居民的“行為活動”作為中介變量， 分析空間環(huán)境及居民的行為活動特征對活力的影響， 以揭示城市公園空間活力的內(nèi)在機(jī)制． 首先， 通過已有研究及預(yù)調(diào)研結(jié)果， 提煉出城市公園空間活力的主要影響因素并構(gòu)建理論模型； 其次， 建立城市公園空間活力影響機(jī)制結(jié)構(gòu)方程模型， 確定該模型的潛在變量和中介變量， 形成結(jié)構(gòu)方程模型的基本假設(shè)； 最后， 通過問卷調(diào)查和現(xiàn)場觀測進(jìn)行數(shù)據(jù)收集， 利用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證， 探索城市公園空間活力影響路徑． 城市公園空間活力的深入研究能為城市公園的規(guī)劃建設(shè)和管理提供指導(dǎo)意見， 也為其他城市公共空間的利用率和活力的提高提供參考．

1 研究方法

1.1 城市公園空間活力影響機(jī)制構(gòu)成和理論模型

1.1.1 城市公園空間活力影響因素

城市公園的空間環(huán)境本身不能形成活力， 只提供人們活動的場所， 并對人的行為活動產(chǎn)生一定的影響． 從人與環(huán)境的關(guān)系看， 可以將公共空間活力剖析為實(shí)體環(huán)境(內(nèi)在)和人的行為(外在)兩個維度， 這與已有研究中活力構(gòu)成與活力表征概念相對應(yīng)[13-15]． 根據(jù)城市公園空間活力的已有研究(表1)， 結(jié)合預(yù)調(diào)研的結(jié)果， 本研究將影響城市公園空間活力的主要因素歸納為4個方面： 城市公園空間環(huán)境特征、 城市公園中居民行為活動特征、 居民人口學(xué)特征和生活環(huán)境特征．

表1 城市公園空間活力影響因素參考

1.1.1.1 城市公園空間環(huán)境特征

影響城市公園空間活力的空間環(huán)境特征包括物理及心理環(huán)境， 物理環(huán)境主要有自然景觀和人工設(shè)施， 心理環(huán)境是指居民對城市公園空間的感知要素[27]． 其中， 自然景觀包括植物、 喬灌木和草坪等要素， 表現(xiàn)為植物種類、 綠化景色的觀賞性、 地形起伏和遮陰喬木數(shù)量等[5]； 人工設(shè)施是城市公園內(nèi)各類行為或活動場地的設(shè)施配置， 休息設(shè)施數(shù)量、 活動設(shè)施的種類和數(shù)量、 遮蔽設(shè)施的配置等要素將顯著影響居民訪問城市公園的持續(xù)時間和頻率[28]； 空間感知要素是居民對城市公園環(huán)境的主觀感受， 空間的舒適性、 安靜程度、 潔凈程度和設(shè)施維護(hù)情況等環(huán)境要素感知良好是居民進(jìn)行各類活動的基本保證[28-29]．

1.1.1.2 城市公園中居民行為活動特征

居民的行為活動直接影響城市公園空間活力， 通過分析前期預(yù)調(diào)研的結(jié)果， 并參考現(xiàn)有的研究成果[30]， 本研究把居民的行為活動具體概括為健身行為、 娛樂行為和交流行為三類． 健身行為主要是居民利用城市公園設(shè)施和場地進(jìn)行個人或集體的戶外活動， 比如跑步、 場地運(yùn)動如球類運(yùn)動和太極、 設(shè)施運(yùn)動等； 娛樂行為主要包括賞景、 游戲活動、 自由活動， 如帶孩子玩或拍照等； 交流行為則是閑坐聊天、 靜坐觀看、 約會聚會等活動[11]．

1.1.1.3 居民人口學(xué)特征

城市公園使用者的人口學(xué)特征(包括性別、 年齡、 職業(yè)、 受教育程度和收入等)直接影響其對城市公園游憩的抉擇， 是影響城市公園空間活力的重要因素．

1.1.1.4 生活環(huán)境特征

生活環(huán)境主要包括交通可達(dá)性[31-32]、 游園同伴類型和游園動機(jī)等， 這直接影響居民對城市公園的感知及利用．

1.1.2 城市公園空間活力影響機(jī)制構(gòu)成

影響機(jī)制包含現(xiàn)象、 實(shí)體和活動三部分： 現(xiàn)象指系統(tǒng)運(yùn)行產(chǎn)生的作用或效應(yīng)呈現(xiàn)的特征； 實(shí)體是發(fā)揮作用的影響因素； 活動指實(shí)體(影響因素)間在現(xiàn)象產(chǎn)生過程中所起的交互作用[33]． 城市公園空間活力的影響路徑是影響機(jī)制系統(tǒng)中交互作用的表現(xiàn)， 居民行為活動與城市公園環(huán)境交互聯(lián)系過程中產(chǎn)生城市公園空間活力． 當(dāng)城市公園空間環(huán)境具備適當(dāng)?shù)幕盍r， 城市公園內(nèi)活動人數(shù)增加、 人員停留時間變長， 促使城市公園內(nèi)活動類型增多、 居民游憩滿意度提升， 這是城市公園空間活力影響機(jī)制系統(tǒng)運(yùn)行結(jié)果所呈現(xiàn)的特征． 因此， 根據(jù)城市公園空間環(huán)境、 居民行為活動及城市公園空間活力的內(nèi)在關(guān)聯(lián)， 本研究構(gòu)建了城市公園空間活力的理論模型， 從框架上可以將影響城市公園空間活力的路徑分為“城市公園空間環(huán)境→居民行為活動→城市公園空間活力”的間接影響路徑， 以及“城市公園空間環(huán)境→城市公園空間活力”的直接影響路徑(圖1)．

圖1 城市公園空間活力的影響因素作用機(jī)理的理論模型

1.1.3 影響機(jī)制理論模型構(gòu)建

根據(jù)對活力影響因素及相互作用關(guān)系的分析， 建立城市公園環(huán)境與城市公園空間活力因果關(guān)系的理論模型(圖2)， 提出4組假設(shè)．

H1： 城市公園環(huán)境特征對城市公園空間活力具有顯著的正向影響；

H2： 城市公園環(huán)境特征對居民行為活動具有顯著的正向影響；

H3： 居民行為活動與城市公園空間活力具有顯著的正向影響；

H4： 居民行為活動在城市公園環(huán)境特征作用于城市公園空間活力時具有顯著的中介效應(yīng)．

在此基礎(chǔ)上， 明確了結(jié)構(gòu)模型的7個潛在變量， 為進(jìn)一步深入分析， 構(gòu)建了城市公園空間活力影響機(jī)制假設(shè)模型(圖3)．

圖2 城市公園環(huán)境與城市公園空間活力因果關(guān)系的理論模型

1.2 量表設(shè)計與問卷調(diào)查

在實(shí)地調(diào)研前， 篩選出重慶市主城區(qū)具有代表性的城市公園． 選取樣本城市公園遵循4個標(biāo)準(zhǔn)： ①城市公園的數(shù)量適當(dāng)， 根據(jù)綜合公園、 專類公園和社區(qū)公園數(shù)量的相對多少選擇相匹配的數(shù)量； ②城市公園性質(zhì)， 以綜合公園為主， 由于專類公園和社區(qū)公園的服務(wù)功能和范圍相對有限， 不作為重點(diǎn)分析對象； ③城市公園的百度地圖累計到訪量和大眾點(diǎn)評評論量的多級組合， 覆蓋不同使用狀況的城市公園， 即使用人數(shù)較多、 適中和較少的城市公園； ④城市公園的面積和地理位置， 依據(jù)重慶主城區(qū)城市公園空間分布情況， 以城市公園密集分布區(qū)(內(nèi)環(huán))為主， 調(diào)研城市公園覆蓋到主城區(qū)各行政區(qū)， 并選擇面積相對適中的城市公園．

篩選重慶市主城區(qū)內(nèi)10個典型的城市公園作為問卷調(diào)查地點(diǎn)(表2)， 包括渝北中央城市公園、 鵝嶺城市公園、 沙坪城市公園、 碧津城市公園、 石門城市公園、 美茵運(yùn)動城市公園、 南山中央濕地城市公園、 心湖城市公園、 巴文化電影城市公園和雨臺山城市公園． 覆蓋7個綜合公園、 1個專類公園和2個社區(qū)公園． 正式問卷調(diào)研歷時10 d， 時間為2019年9月21-23日、 26日、 28日， 10月9-13日， 工作日和周末的調(diào)查時間各占一半． 調(diào)研期間， 重慶主城區(qū)天氣狀況良好， 適合開展戶外活動．

表2 調(diào)查城市公園與時間等信息統(tǒng)計表

問卷包括兩個部分： 第一部分為圖3中7個潛變量的測量量表， 均采用Likert7級量表法(1為非常不同意； 7為非常同意)； 第二部分為居民人口統(tǒng)計學(xué)和生活環(huán)境特征． 采取現(xiàn)場攔截填寫紙質(zhì)問卷的方式， 發(fā)放并回收問卷共計550份， 有效問卷494份， 有效率89.8%．

2 結(jié)果與分析

2.1 樣本描述

調(diào)查樣本中， 女性占總調(diào)查樣本的51.8%； 年齡大于40歲的群體所占比例較高， 共占62.1%； 受教育程度以大專與本科為主， 占46.6%； 交通方式以步行、 公交車居多， 分別為48.2%和23.5%； 60.1%的居民到達(dá)城市公園所花費(fèi)時間為10～20 min； 51.4%的居民與家人同行； 61.8%的居民以促進(jìn)健康、 休息為游園動機(jī)．

2.2 量表內(nèi)部一致性檢驗(yàn)

運(yùn)用SPSS25檢驗(yàn)量表的內(nèi)部一致性， 各潛變量的Cronbach’s α系數(shù)在0.772～0.878之間， 總量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.895， 大于臨界閾值0.7[34]， 說明量表的內(nèi)部一致性較好．

2.3 信度與效度檢驗(yàn)

在結(jié)構(gòu)模型評估前， 對測量模型進(jìn)行了檢驗(yàn)， 運(yùn)用AMOS24進(jìn)行驗(yàn)證式因素分析(CFA)． 從表3可知， 所有構(gòu)面的因素負(fù)荷量在0.631～0.924之間， 均高于臨界閾值0.5[35]， 且達(dá)顯著； 組成信度(CR)介于0.777～0.881之間， 均大于臨界閾值0.7[35]； 各構(gòu)面的平均方差提取量(AVE)在0.540～0.715之間， 大于臨界閾值0.5[35]， 具有良好的收斂效度． 經(jīng)區(qū)別效度分析， 各潛變量AVE的算術(shù)平方根均大于各潛變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)， 說明量表的區(qū)別效度良好．

2.4 模型檢驗(yàn)與修正

應(yīng)用AMOS24對預(yù)設(shè)模型M整體擬合度進(jìn)行分析(表4)， 擬合指數(shù)中只有RMSEA和SRMR達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)值， 其他指數(shù)接近于標(biāo)準(zhǔn)值， 模型可以接受， 需對模型進(jìn)行修正． 在理論可行的基礎(chǔ)上， 模型修正可通過增加或刪除路徑使預(yù)設(shè)模型趨于合理， 本文通過刪除不顯著路徑以精簡模型， 刪除路徑后修正模型M1的卡方值未明顯增加， 各擬合指數(shù)無顯著變化， 說明刪除路徑可行．

表4 模型擬合指數(shù)

預(yù)設(shè)模型M的路徑系數(shù)如表5所示， 在0.05的顯著性水平上， 其中7條路徑的P值大于0.05， 且CR(t值)小于1.96， 說明這7條路徑并不顯著， H2a1的CR值為1.884， 接近1.96， 為分析中介效應(yīng)保留了該條路徑． 精簡路徑后修正項(xiàng)1的整體擬合度仍未達(dá)到理想， 因此用Boolean-Stine Bootstrap來調(diào)整不符合多元正態(tài)的模型擬合度[36]， 修正后的整體擬合度達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)．

表5 預(yù)設(shè)模型M路徑系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

2.5 路徑系數(shù)分析

基于精簡路徑后的修正模型， 城市公園空間活力的影響路徑及其參數(shù)估計結(jié)果如圖4所示． 模型驗(yàn)證結(jié)果顯示： H1a(β=0.32，t=5.78， S.E.=0.055)， H1b(β=0.28，t=4.541， S.E.=0.061)， H2a1(β=0.24，t=4.407， S.E.=0.054)， H2c1(β=0.20，t=2.519， S.E.=0.079)， H2b2(β=0.23，t=3.900， S.E.=0.06)， H2c3(β=0.26，t=2.656， S.E.=0.096)， H3a(β=0.08，t=1.976，p=0.023， S.E.=0.041)， H3b(β=0.16，t=4.128， S.E.=0.039)， H3c(β=0.28，t=9.000， S.E.=0.031)， 其中， H2c1(p=0.006)和H3a(p=0.023)在0.05的水平上差異有統(tǒng)計學(xué)意義； H1a，H1b，H2a1，H2b2，H2c3，H3b和H3c的P值均小于0.001， 在0.001的水平上差異有統(tǒng)計學(xué)意義， 且正相關(guān)性與假設(shè)相符， 故上述9條路徑得到驗(yàn)證．

圖4 城市公園空間活力結(jié)構(gòu)方程修正模型標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計路徑圖

2.6 中介效應(yīng)分析

為探明城市公園空間環(huán)境特征通過中介變量(行為活動)對城市公園空間活力的間接影響， 使用2 000個Bootstrap樣本， 執(zhí)行百分位Bootstrap和偏差校正Bootstrap方法估計95%的中介效應(yīng)置信區(qū)間[37]． 參考普里徹和海耶斯[38]的研究， 計算了上下限的置信區(qū)間， 以檢驗(yàn)中介效應(yīng)顯著性， 如果置信區(qū)間不包括0， 說明相應(yīng)的中介效應(yīng)顯著． 從表6可知， 娛樂行為→城市公園空間活力(H3a)的置信區(qū)間包含了0， 表明娛樂行為與城市公園空間活力無顯著正向影響關(guān)系， 故自然環(huán)境通過娛樂行為對城市公園空間活力的中介效應(yīng)不顯著； 自然環(huán)境和人工設(shè)施分別對城市公園空間活力的直接效應(yīng)、 間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著， 說明是部分中介； 空間感知對城市公園空間活力的間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著且相等， 說明是完全中介．

表6 變量間的標(biāo)準(zhǔn)化直接、 間接和總效應(yīng)檢驗(yàn)表

3 討論與建議

3.1 城市公園空間活力的影響路徑

根據(jù)研究結(jié)果分析可知， 修正模型與預(yù)設(shè)模型的原假設(shè)存在一定差異， 原預(yù)設(shè)模型共有15條路徑， 但經(jīng)驗(yàn)證分析發(fā)現(xiàn)其中只有9條路徑與假設(shè)相符． 城市公園空間環(huán)境的3個維度和居民的三類行為活動對城市公園空間活力的影響方式和程度也存在差異． 對于城市公園空間環(huán)境， 其中自然環(huán)境特征具有三類影響路徑且總效應(yīng)最為明顯， 人工設(shè)施具有兩類影響路徑且總效應(yīng)次之， 空間感知僅通過交流行為間接影響且總效應(yīng)最??； 對于居民行為活動， 其中交流行為是影響城市公園空間活力最顯著的中介變量， 健身行為次之， 娛樂行為對城市公園空間活力的中介效應(yīng)不顯著．

故本研究提出建議： 在進(jìn)行城市公園的建設(shè)和管理時， 應(yīng)充分重視城市公園內(nèi)自然環(huán)境要素， 豐富園內(nèi)植物種類， 打造優(yōu)美的自然環(huán)境風(fēng)景， 為城市公園使用者提供良好的視覺享受； 并充分考慮使用者游憩城市公園的舒適性， 地形起伏設(shè)計應(yīng)自然和適宜， 避免刻意追求地面高低層次感， 關(guān)注城市公園內(nèi)行人道路及休憩設(shè)施等與遮陰喬木的搭配． 根據(jù)本研究調(diào)研及分析結(jié)果了解到， 目前由于居民較強(qiáng)的工作和生活壓力， 對自然和半自然環(huán)境的需求更加強(qiáng)烈， 其渴望能在具有自然環(huán)境特征的空間里與他人交流、 休閑放松． 故建議在城市公園內(nèi)利用各類植物和設(shè)施， 為居民提供良好的交流和休閑空間， 這將極大提高居民的公共空間生活質(zhì)量， 也能吸引更多的居民使用城市公園， 發(fā)揮城市公園的社會效益．

3.2 城市公園空間環(huán)境特征的活力效應(yīng)分析

從修正模型的效應(yīng)檢驗(yàn)表(表6)可以看出， 城市公園空間環(huán)境特征選取的3個潛變量都具有活力效應(yīng)， 按照對城市公園空間活力總效應(yīng)值的影響程度呈現(xiàn)為“0.393(自然環(huán)境)>0.315(人工設(shè)施)>0.071(空間感知)”． 自然環(huán)境和人工設(shè)施通過直接和間接的方式對城市公園空間活力產(chǎn)生影響， 而空間感知只通過交流行為間接作用于城市公園空間活力， 并無直接影響．

3.2.1 自然環(huán)境

自然環(huán)境的直接效應(yīng)為0.318， 間接效應(yīng)為0.075， 說明城市公園自然環(huán)境特征與城市公園空間活力匹配度較高， 自然環(huán)境對城市公園空間活力的直接影響明顯， 并通過交流行為間接影響城市公園空間活力． 從觀測變量的貢獻(xiàn)來看， 自然環(huán)境中的2個觀測變量“X2”和“X1”的外荷載系數(shù)較大(分別為0.89和0.84)， 是影響城市公園空間活力的重要因素． 優(yōu)美的綠化景色和豐富的植物種類能夠促使居民在城市公園中閑坐聊天、 靜坐觀看和約會聚會等社會交往行為， 進(jìn)而激發(fā)城市公園空間活力[39]． 對于賞景、 游戲、 樂器演奏、 拍照或帶孩子玩等自由娛樂活動而言， 高品質(zhì)的自然環(huán)境特征是富有吸引力的影響因素． 在實(shí)地調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)， 居民對遮蔭喬木數(shù)量的關(guān)注與天氣密切相關(guān)， 有喬木遮陽的座椅使用率更高， 且受訪者們表示由于重慶地形的特殊性， 對城市公園地形起伏是否適宜更具有包容性．

3.2.2 人工設(shè)施

人工設(shè)施的直接效應(yīng)為0.277， 通過健身行為的間接效應(yīng)為0.038， 由此可見， 人工設(shè)施對城市公園空間活力的直接和間接影響均弱于自然環(huán)境． 人工設(shè)施潛變量中的觀測變量“X7”和“X6”的外荷載系數(shù)較大(分別為0.89和0.80)， 對潛變量貢獻(xiàn)明顯． 居民關(guān)注游樂設(shè)施的數(shù)量和種類， 以滿足在城市公園內(nèi)開展場地活動和設(shè)施活動． 此外， 合理配置的遮蔽設(shè)施和數(shù)量充足的休息桌椅等對提升居民健身行為也具有重要的作用， 休息設(shè)施決定了居民在城市公園中的停留時間長短， 其充足的數(shù)量能為居民在城市公園內(nèi)休憩和停留提供條件， 這對激發(fā)和保持城市公園空間活力具有重要意義．

3.2.3 空間感知

空間感知的間接效應(yīng)為0.071， 介于自然環(huán)境和人工設(shè)施的間接效應(yīng)之間． 空間感知的觀測變量中， “X11”和“X12”的路徑系數(shù)較高(分別為0.87和0.81)， 說明居民重視城市公園環(huán)境的潔凈度和設(shè)施維護(hù)情況． 打造環(huán)境衛(wèi)生、 設(shè)施完備、 氛圍安靜和舒適性強(qiáng)的城市公園環(huán)境， 能為居民提供一個良好的行為活動空間， 提高居民對城市公園的滿意度， 豐富城市公園內(nèi)活動類型， 進(jìn)一步吸引更多居民使用城市公園， 提升城市公園空間活力．

3.3 人口學(xué)特征和生活環(huán)境特征的影響

運(yùn)用方差分析檢驗(yàn)了居民的人口學(xué)特征和生活環(huán)境特征對城市公園空間活力的影響． 結(jié)果表明： 調(diào)查對象的性別、 年齡、 職業(yè)、 受教育程度、 收入水平和游園動機(jī)對城市公園空間活力無顯著影響； 游園同伴類型、 交通方式和花費(fèi)時間3個方面對城市公園空間活力有顯著影響．

由此發(fā)現(xiàn)： 家人陪同游園有利于提升城市公園空間活力； 而交通方式和花費(fèi)時間實(shí)質(zhì)是城市公園可達(dá)性對城市公園空間活力的影響： 步行方式可到達(dá)的城市公園空間活力相對較高， 增加城市公園及周邊公交車站點(diǎn)等利于提升城市公園空間活力； 到達(dá)城市公園花費(fèi)時間低于20 min能夠激發(fā)更高的城市公園空間活力． 故通過在20 min車程范圍內(nèi)， 適度增加可到達(dá)城市公園的公交路線數(shù)量， 增大城市公園的服務(wù)范圍， 能讓更多居民能夠使用城市公園．

4 結(jié)論

本研究通過分析居民行為活動與城市公園空間環(huán)境的關(guān)系， 構(gòu)建了城市公園空間活力作用機(jī)理的理論模型， 并通過實(shí)地調(diào)研重慶10個城市公園， 以實(shí)證研究加以驗(yàn)證． 最終總結(jié)出影響城市公園空間活力的三類空間環(huán)境要素和三類行為模式， 細(xì)分為21個重要影響要素， 提煉出5個恰當(dāng)表征城市公園空間活力的觀測變量． 并發(fā)現(xiàn)： 在城市公園空間環(huán)境特征中自然環(huán)境特征對城市公園空間活力的影響最大； 居民行為活動中交流行為對城市公園空間活力的中介效應(yīng)最為顯著； 城市公園的交通便利性以及家人同行游憩城市公園均對城市公園空間活力具有顯著影響．

本研究在理論上是對城市公園空間活力影響機(jī)制研究的一種補(bǔ)充， 在實(shí)踐上有利于城市公園管理及相關(guān)部門采取相應(yīng)措施， 提高城市公園的服務(wù)質(zhì)量或使用頻率等以激發(fā)城市公園空間活力． 城市公園空間活力的影響因素錯綜復(fù)雜， 本研究僅調(diào)查了城市公園空間環(huán)境特征、 城市公園內(nèi)居民的行為活動及其個人特征， 未對城市公園的周邊環(huán)境特征等進(jìn)行分析， 今后還需要進(jìn)一步豐富研究角度， 優(yōu)化城市公園空間活力的影響機(jī)制模型．