周衛(wèi) 范少貞 閆晨＊ 蘭思仁

全國第七次人口普查顯示，中國60 歲及以上老年人口比例持續(xù)增加（占總?cè)丝诘谋壤殉^18%）[1]，老齡化問題愈發(fā)突出。生理機能衰退與社會參與度下降是老年人多種心理疾?。ü陋毎Y、抑郁癥等）產(chǎn)生的重要原因。城市公園能夠滿足老年人提高身體機能、促進社會交往的需求，已成為支持老年人開展日常休閑活動的主要環(huán)境載體[2]。因此，作為一種能有效增進老年人健康福祉、實現(xiàn)幸福目標的生活方式[3-4]，城市公園休閑活動在老齡化社會中具有極高的公共健康價值。

近年來，針對休閑活動與幸福感關系的研究逐漸增加，不僅著眼于不同類別活動參與度對幸福感的直接影響[5]，還從個體需求與動機的視角分析兩者關系路徑的復雜性與間接性[6]。然而，已有研究大多以特定休閑運動項目為研究對象[7]，鮮有以城市公園作為老年人日常休閑目的地的實證研究。休閑活動參與度與老年人幸福感之間存在較為復雜的影響機制，以往的研究大多關注休閑效益與滿意度等因素的中介作用[8-9]，忽視了老年人的健康和情感訴求。已有學者指出，恢復體驗與積極情緒均是影響老年人幸福感水平的重要中介變量，能夠有效揭示老年人幸福感提升過程中的身心健康收益與情感狀態(tài)變化[10]。此外，老年人往往對經(jīng)常到訪的休閑活動場所具有依戀情感[2]，因而由地方依戀所形成的特殊情感依附與記憶經(jīng)驗，為解釋休閑活動參與度與幸福感的關系提供了重要研究方向。在休閑游憩領域，幸福感相關研究已經(jīng)逐漸從宏觀理論描述[11]擴展到微觀實證檢驗[12]，圍繞休閑過程中幸福感的“水平測定”[13-14]、“影響因素與機制”[15-16]等進行了跨學科、多角度的分析。雖然地方依戀影響老年人幸福感的觀點已得到多位學者支持，但大多研究主要聚焦于兩者的相關性或單一中介效應方面[17]，此類研究側(cè)重于幸福感形成的連續(xù)心理過程，鮮有對地方依戀調(diào)節(jié)效應的探討?；诖耍狙芯恳肜夏耆说牡胤揭缿偾楦凶鳛檎{(diào)節(jié)變量，構(gòu)建有調(diào)節(jié)效應的并聯(lián)中介模型，并以福州市城市公園為案例進行模型驗證，剖析老年人休閑活動參與度對幸福感的影響機制，探究恢復體驗和積極情緒的中介作用，以及幸福感是否會受到地方依戀的調(diào)節(jié)而存在閾值效應。本研究試圖構(gòu)建新的理論框架，以期進一步豐富老年人幸福感的研究視角，為城市公園休閑環(huán)境的適老化更新與高質(zhì)量發(fā)展提供理論指導。

1 相關理論

1.1 休閑活動參與度

凡是利用生活中空閑時間從事自愿性、建設性及娛樂性的活動行為皆可稱為休閑活動，包括競技、健身、參觀、社交和親子活動等[18]。本研究選取社交娛樂（棋牌、音樂與舞蹈等）、漫步賞景、休憩聊天與健身鍛煉4 類符合老年人內(nèi)在需求且得到廣泛參與的休閑活動作為研究情境。休閑活動參與度反映了個體參與休閑活動的程度[19]。既有研究普遍采用問卷形式對具體的休閑活動類型、頻率和時長等進行定量評價[6,20]。此外，有學者采用“休閑涉入”和“深度休閑”等心理學量表[7,21]進行評價，其本質(zhì)上也體現(xiàn)了特定人群的休閑活動參與水平。本研究借鑒“休閑涉入”這一概念，將休閑活動參與度視作單維度變量，以衡量休閑活動的價值與地位，從側(cè)面反映城市公園老年人的休閑活動認知與參與水平。

1.2 幸福感

作為衡量生活品質(zhì)的重要指標，幸福感是個體在日常生活中具有的積極態(tài)度和情感的總和[10]，常被劃分為基于“實現(xiàn)論”的心理幸福感[16]和基于“享樂論”的主觀幸福感[3]。張海霞等[14]指出：城市居民公園游憩幸福感由情感、認知（生活滿意、自我效能等）以及社會（人際關系、社會認同等）3 個維度構(gòu)成。然而，為方便測量并提高模型有效性，基于休閑視角的幸福感及其影響機制研究大多將幸福感整合為單維度變量[15]。據(jù)此，本研究關于幸福感的測量主要參考“情感—認知—社會”的多維度框架，對老年人的生活滿意度和人際交往體驗等主觀認知進行評價。

1.3 恢復體驗

恢復體驗可以看作是人們在與環(huán)境的互動中，從以前的壓抑狀態(tài)中得到緩解并重新獲得健康狀態(tài)的過程，如壓力緩解、注意力提升等[22-23]?；謴腕w驗的作用機制主要建立在3 個理論的基礎上：注意力恢復理論[24]、壓力緩解理論[25]和資源保護理論[26]。其中，注意力恢復理論關注自然對認知功能的恢復效能。Korpela 等[27]基于該理論構(gòu)建的恢復性效益量表（restoration outcome scale, ROS）已被應用于相關研究中[28]。因此，本研究關于恢復體驗的測量主要參考ROS。

1.4 積極情緒

關于情緒的不同的劃分方法，Watson 等[29]將情緒分為積極和消極2 個互相獨立的維度。積極情緒是個體對外部刺激進行肯定評價的意識狀態(tài)，這一狀態(tài)滲透到休閑體驗中，具有提高個體內(nèi)在驅(qū)動和行為能力的特性[30-31]。研究表明，積極情緒與環(huán)境體驗中某種需要的滿足相聯(lián)系[32]，而休閑活動能夠滿足個體親近自然、自我完善與社會交際等現(xiàn)實需求，促進積極情緒的產(chǎn)生[33]。據(jù)此，在本研究中積極情緒被定義為個體通過休閑活動獲得身心滿足和成長收益時感知到的一種暫時愉悅。

1.5 地方依戀

地方依戀作為一種特殊的人地情感現(xiàn)象，強調(diào)了個體情感需求與環(huán)境情境之間的辯證關系[34]。學術界對地方依戀的測度存在多種觀點，其中較多學者將地方依戀視為個體對特定環(huán)境的情感性聯(lián)結(jié)所產(chǎn)生的物質(zhì)依賴與心理認同的總和，并由此將地方依戀劃分為地方依賴和地方認同2 個維度[35-36]。地方依賴被視為物質(zhì)環(huán)境資源與個體功能性需求的匹配程度；地方認同則指個體在自我認知、價值觀念和理想信仰的持續(xù)引導下，與所處實體環(huán)境或所具有的象征屬性建立情感聯(lián)結(jié)。在城市公園中，老年人通過多種休閑活動與公園建立起了情感聯(lián)系并逐漸加深，形成地方依戀[2]。

2 研究假設與理論模型構(gòu)建

2.1 休閑活動參與度對老年人幸福感的影響

根據(jù)目標理論，個體目標和價值取向是獲得并維持幸福感的主要因素。人們通常在某些動機的驅(qū)使下選擇特定休閑活動，如培養(yǎng)良好的習慣、保持樂觀的心態(tài)等。因而休閑行為與心理的參與度能否滿足這些動機成為獲得幸福感的關鍵[37]。Li 等[38]研究發(fā)現(xiàn)，休閑活動的持續(xù)參與有利于緩解個體生活、工作壓力并建立良好的社會關系，從而使人獲得較為顯著的幸福感。就老年人群體而言，休閑活動參與是老年人通過社會活動或個體活動實現(xiàn)自身價值的重要方式，有利于其重新認識自我并保持生命的活力[39]。研究表明，深度參與休閑活動能夠提高老年人的生活滿意度與幸福感[40-41]。基于此，本研究提出研究假設：休閑活動參與度對老年人幸福感有正向影響（H1）。

2.2 恢復體驗的中介作用

研究表明，休閑活動中產(chǎn)生的恢復體驗與幸福感之間具有高度的內(nèi)在聯(lián)系[42]。Kang等[43]認為優(yōu)美的自然環(huán)境具有緩解壓力、消除疲勞的作用，由此產(chǎn)生的恢復體驗是提高幸福感的重要手段。陶裕春等[6]指出老年人參與休閑活動的意義在于過程中的持續(xù)肢體活動和腦力活動可以促進身心健康、提升幸福感。此外，從休閑效益出發(fā)，在休閑過程中產(chǎn)生的生理效益、心理效益及社交效益都被認為是一種積極的恢復體驗，并在休閑活動和幸福感的關系中具有中介變量的性質(zhì)[8]?；诖耍岢鲅芯考僭O：恢復體驗在休閑活動參與度和老年人幸福感之間起到中介作用（H2）。

2.3 積極情緒的中介作用

個體目標達成所獲取的休閑效益與滿足感，能夠增強積極情緒，而積極情緒的核心目標是幫助人們獲得幸福感[30]。拓展建構(gòu)理論指出，積極情緒能夠通過拓展個體認知和行動范圍，補充消耗的心理資源并極大地增加安寧感和幸福感[44]。陳怡琛等[45]通過對森林游憩者的研究強調(diào)了積極情緒的重要性，并提出積極情緒正向顯著影響幸福感。Moon[46]的研究表明，自然旅游情境下個體積極情緒對其生活質(zhì)量具有顯著正向影響。此外，還有研究指出老年人持續(xù)參與休閑活動能夠建立新的角色定位、獲取足夠的社會支持，從而產(chǎn)生積極情緒，間接促進幸福感的提升[4]。基于此，提出研究假設：積極情緒在休閑活動參與度和老年人幸福感之間起到中介作用（H3）。

2.4 地方依戀的調(diào)節(jié)作用

地方依戀的形成可以增強個人對環(huán)境的歸屬感，減輕焦慮，進而促使積極行為和心理感受的產(chǎn)生[2]。老年人對公園的依戀情感反映了客觀環(huán)境對個人物質(zhì)與精神需求的全方位滿足，不僅能顯著影響恢復體驗和積極情緒的測度[47]，還與幸福感之間存在密切聯(lián)系?，F(xiàn)有研究大多以地方依戀作為幸福感的前因變量，然而與其他人群不同，老年人對外在環(huán)境的變化更為敏感[48]，在具有歸屬感的熟悉環(huán)境中往往更易產(chǎn)生幸福感[2]。因此，在老年人幸福感的影響機制中，地方依戀的調(diào)節(jié)效應更值得探究。基于此，對地方依戀的研究將從地方依賴與地方認同2 個維度[35-36]提出以下假設：地方依賴能調(diào)節(jié)恢復體驗、積極情緒的中介作用（H4a、H4b）；地方認同能調(diào)節(jié)恢復體驗、積極情緒的中介作用（H5a、H5b）。

2.5 理論模型構(gòu)建

自我調(diào)節(jié)理論認為，個體在接受事物刺激的過程中會通過認知評價產(chǎn)生相應的情感響應與行為表現(xiàn)[41]。因此，休閑活動參與度可被視為知覺的評價變量，恢復體驗和積極情緒可以作為個體情感的響應變量，而幸福感可以作為情感喚醒的結(jié)果變量。與此同時，個體對環(huán)境的情感依戀水平可能在情感“響應—結(jié)果”的過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用?；诖?，本研究構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)的并聯(lián)中介效應模型（moderated mediation model，圖1）。

3 研究過程

3.1 研究區(qū)域

福州市位于中國東南沿海的閩江下游地區(qū)，截至2021 年，全市共建有52 個主要的城市公園[49]。筆者綜合考慮公園的地理分布、老年游客流量和建成時間等情況，選取了西湖公園、左海公園、閩江公園、溫泉公園、金牛山公園、于山風景名勝公園、鶴林生態(tài)公園和牛岡山公園為研究樣地進行調(diào)查。

3.2 研究對象

選取在上述8 個城市公園中進行休閑活動且年齡在60 周歲及以上的老年人為研究對象，并在征得其同意后進行問卷調(diào)查?？紤]到可能存在老年人閱讀問卷比較吃力的情形，必要時調(diào)研組成員逐一念出問卷題項與答案，確保受訪者在充分理解題項的基礎上作答，從而提升問卷的信效度及有效率。

3.3 問卷設計

參考現(xiàn)有的成熟量表并結(jié)合城市公園具體情景進行本次調(diào)查的自填式問卷設計。預調(diào)研于2021 年10 月1 日在西湖公園中進行，基于分析結(jié)果剔除部分題項并對問卷中難以理解的題項進行修改，形成正式問卷。其中，休閑活動參與度的測量設置5 個題項[7-8]；恢復體驗量表設置5 個題項[27]；積極情緒量表設置4 個題項[46]；地方依戀量表設置7 個題項[35]；幸福感量表設置5 個題項[14,16]。以上量表題項均采用李克特7 級量表進行測量。此外，問卷還包括受訪者的人口統(tǒng)計及一般出游特征的題項，以選擇題形式進行作答。

3.4 數(shù)據(jù)收集與分析方法

2021 年10 月10 日—11 月7 日，依據(jù)便利抽樣法，調(diào)研組在上述8 個公園中共派發(fā)問卷650 份，回收633 份，剔除無效問卷，共收集有效問卷597 份。有效樣本中，女性的比例（53.8%）較高；年齡以60～65 歲為主（32.0%）；在受教育程度方面，高中或中專及以上學歷者達61.1%；在出游特征方面，同伴多為朋友（41.5%）；訪問頻率多為每周1～3 次（33.0%）；停留時間多在2～3 h（32.3%）。

數(shù)據(jù)分析方面，運用SPSS 23.0 和AMOS 23.0 軟件進行量表的信效度與模型適配度檢驗，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型檢驗變量之間的影響關系，并采用SPSS Process V3.5 組件對有調(diào)節(jié)的中介模型進行分析。

4 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

4.1 信效度分析

根據(jù)信效度分析結(jié)果（表1），各變量的Cronbach’s α 系數(shù)在0.886～0.941，均大于信度判斷標準0.8，數(shù)據(jù)具有良好的內(nèi)在信度。在驗證了各變量均符合正態(tài)分布規(guī)律的基礎上，通過極大似然法（maximum likelihood estimation, MLE）對各變量進行驗證性因素分析。26 個觀測指標的標準化因子載荷系數(shù)（STD）在0.747～0.900，均大于理想標準0.7；各變量的組合信度（CR）均符合大于0.7 的標準；平均變異抽取量（AVE）均大于0.6，且AVE 平方根均大于該變量與其他變量的相關系數(shù)（表2）。以上結(jié)果表明各量表具有良好的收斂效度與判別效度，滿足基本的評價要求。

表1 量表的信度系數(shù)及收斂效度分析結(jié)果Tab.1 Analysis results of reliability coefficient and convergent validity of the scale adopted

表2 量表的判別效度檢驗結(jié)果Tab.2 Test results of the discriminant validity of the scale adopted

4.2 中介模型檢驗

本研究通過 bootstrap 法 （sample=5 000 次 ）并采用定義估計（defined estimands）的方式檢驗中介模型中路徑系數(shù)的顯著性。模型適配度分析顯示，卡方自由度比值χ2/df=2.03，近似均方根誤差RMSEA=0.042，符合檢驗標準；絕對適配度指標（GFI、AGFI）與增值適配度指標（CFI、NFI 和TLI）均大于0.9，表明樣本數(shù)據(jù)與研究模型具有良好的適配度。

在AMOS 23.0 軟件中，采用MLE 對構(gòu)建的中介模型進行參數(shù)估計可獲取影響路徑的標準化估計值（β）和p值，從而判斷變量之間的因果關系并檢驗研究假設是否成立。中介效應的檢驗結(jié)果表明：休閑活動參與度對幸福感的直接效應（β=0.273）、以恢復體驗為中介變量的間接效應（β=0.091）、以積極情緒為中介變量的間接效應（β=0.137）、總效應（β=0.502）均在p≤0.001 水平上顯著（表3，圖2）。因此，休閑活動參與度能直接或通過恢復體驗和積極情緒的中介作用間接正向影響老年人幸福感，即研究假設H1、H2 和H3 成立。

2 中介模型檢驗結(jié)果Test results of mediation model

表3 Bootstrap 檢驗結(jié)果Tab.3 Test results of Bootstrap

4.3 有調(diào)節(jié)的雙中介模型檢驗

根據(jù)研究假設，在中介模型的后半段分別引入調(diào)節(jié)變量地方依賴和地方認同，采用SPSS Process 組件的Model 14 進行標準化下有調(diào)節(jié)的雙中介模型分析。為深入剖析調(diào)節(jié)變量的作用機制，本研究通過Johnson-Neyman技術進行簡單斜率檢驗，以選點法取得帶95%置信區(qū)間（CI）的中介效應及其被調(diào)節(jié)后的變化情況，從而進行非標準化下調(diào)節(jié)區(qū)間的判斷[36]。

4.3.1 地方依賴的調(diào)節(jié)效應

在休閑活動參與度對幸福感的影響機制中，恢復體驗和積極情緒起到的中介作用受到地方依賴的調(diào)節(jié)（圖3）。當恢復體驗為中介變量時，地方依賴與恢復體驗的乘積項顯著正向影響幸福感（β=0.171），表明地方依賴能顯著促進恢復體驗對老年人幸福感的影響，從而正向調(diào)節(jié)恢復體驗的中介效應，假設H4a 成立。進一步的簡單斜率檢驗表明，地方依賴調(diào)節(jié)恢復體驗中介效應的極小值為4.572（圖4），即當?shù)胤揭蕾嚨母兄潭戎担ǖ胤揭蕾嚵勘碇胁煌}項得分的平均值，XD）小于4.572 時，置信區(qū)間（CI）包含0，恢復體驗的中介效應值（YB）不顯著。當積極情緒為中介變量時，地方依賴與積極情緒的乘積項顯著負向影響幸福感（β=?0.181），表明地方依賴能夠削弱積極情緒對老年人幸福感的影響，從而負向調(diào)節(jié)積極情緒的中介效應，且調(diào)節(jié)積極情緒中介效應的極大值為6.141（圖5），假設H4b 成立。

3 地方依賴的調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果Test results of the moderating effect of place dependence

4 地方依賴調(diào)節(jié)下恢復體驗的中介效應Mediating effect of recovery experience under the moderation of place dependence

5 地方依賴調(diào)節(jié)下積極情緒的中介效應Mediating effect of positive emotion under the moderation of place dependence

4.3.2 地方認同的調(diào)節(jié)效應

根據(jù)地方認同的調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果（圖6），當恢復體驗為中介變量時，地方認同與恢復體驗的乘積項顯著正向影響幸福感（β=0.125），表明地方認同能夠顯著促進恢復體驗對老年人幸福感的影響，從而正向調(diào)節(jié)恢復體驗的中介效應，其調(diào)節(jié)恢復體驗中介效應的極小值為4.669（圖7），假設H5a成立。當積極情緒為中介變量時，地方認同與積極情緒的乘積項顯著負向影響幸福感（β=?0.171），表明地方認同顯著負向調(diào)節(jié)積極情緒和老年人幸福感之間的關系，從而負向調(diào)節(jié)積極情緒的中介效應，其調(diào)節(jié)積極情緒中介效應的極大值為6.229（圖8），假設H5b 成立。

6 地方認同的調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果Test results of the moderating effect of place identity

7 地方認同調(diào)節(jié)下恢復體驗的中介效應Mediating effect of recovery experience under the moderation of place identity

8 地方認同調(diào)節(jié)下積極情緒的中介效應Mediating effect of positive emotion under the moderation of place identity

5 討論

本研究從老年人休閑活動參與度出發(fā)，重點驗證了恢復體驗和積極情緒的中介效應及地方依戀對這2 個中介變量的調(diào)節(jié)效應，揭示了休閑活動參與度對老年人幸福感的影響機制。

5.1 休閑活動參與度直接或通過恢復體驗和積極情緒間接正向影響幸福感

分析發(fā)現(xiàn)，城市公園老年人休閑活動參與度對幸福感具有顯著的正向影響，與前人的研究結(jié)論一致[6,40]，進一步證實了積極的公園休閑活動可提升老年人的幸福感。老年人在公園環(huán)境中經(jīng)由高質(zhì)量的休閑娛樂與審美感知，既能促進身心健康，又能通過群體性活動促進人際交往[50]，因而在公園環(huán)境范圍的休閑體驗是老年人實現(xiàn)幸福目標的重要途徑，這也凸顯了城市公園作為老年人日常休閑環(huán)境的重要性和必要性。此外，恢復體驗和積極情緒是休閑活動參與度對老年人幸福感影響機制中重要的中介變量。這一結(jié)論延伸了前人的研究[10]，為休閑活動與老年人幸福感的關系研究提供了新的中介變量。隨著更頻繁地訪問城市公園，當老年人通過休閑活動獲得的生理、心理恢復體驗和積極的情感體驗足夠強時，休閑期望能夠得到滿足，并將這種認知與心理收益轉(zhuǎn)化為有利于推動幸福呈現(xiàn)的具體行動，如更積極的自我感受和人際交往[51]，該結(jié)果也呼應了“心理幸福感”理論的核心內(nèi)涵[14]。值得注意的是，分析發(fā)現(xiàn)積極情緒比恢復體驗的中介效應更強。由調(diào)查結(jié)果可知，選擇公園作為休閑目的地的老年人較多結(jié)伴而行，因而老年人在休閑活動中，經(jīng)由交互的地方體驗及在此收獲的人際關系和群體認同，強化了老年人對公園的滿意度和積極情感，也會相應增加幸福感。

5.2 地方依戀顯著正向調(diào)節(jié)恢復體驗的中介效應

本研究發(fā)現(xiàn)，在休閑活動參與度對幸福感的影響機制中，恢復體驗和積極情緒起到的中介效應不是恒定的，會受到地方依戀的影響并存在調(diào)節(jié)閾值。其中，地方依戀能夠提高恢復體驗對幸福感的影響，從而進一步正向調(diào)節(jié)恢復體驗的中介效應。城市公園是老年人參與休閑活動與社會交往的公共空間，當公園的自然環(huán)境、物理設施等功能屬性能滿足老年人的活動需求時，會促使其對公園產(chǎn)生功能性依賴；同時，老年人在休閑過程中的體驗、互動和感知以及在此期間形成的人際關系和群體認同，則進一步強化了老年人對公園的功能依賴和情感聯(lián)系，從而構(gòu)成老年人的地方依戀[2]。這種對公園的情感認同和心理歸屬，促使老年人形成一種“主人翁”的意識，使其在交友聊天、鍛煉身體中獲得更好的恢復體驗。此外，地方依賴對恢復體驗的中介效應的正向調(diào)節(jié)能力更強，這可能與地方依賴的形成機制有關。公園的功能屬性更易給老年人帶來滿足感，從而激起他們的戀地情結(jié)；而地方認同的形成往往需要長時間交互的地方體驗，并與自身文化和價值體系產(chǎn)生共鳴。此外，分析發(fā)現(xiàn)地方依戀的調(diào)節(jié)效應存在閾值區(qū)間，即當?shù)胤揭缿俚母兄潭仍谝欢ㄩ撝捣秶?，恢復體驗的中介效應未能通過顯著性檢驗，即恢復體驗的中介作用消失。

5.3 地方依戀顯著負向調(diào)節(jié)積極情緒的中介效應

調(diào)節(jié)效應檢驗的結(jié)果表明，地方依戀能夠削弱積極情緒對老年人幸福感的影響，從而負向調(diào)節(jié)積極情緒在休閑活動參與度與幸福感的關系中的中介效應?；赪iley 等[52]的觀點，具有較高地方依戀水平的游客對地方具有深厚的情感認同與歸屬，他們往往更加注重休閑娛樂所帶來的身心健康收益；而具有較低地方依戀水平的游客則對游憩場所有更強的探索欲，以期獲得積極的情緒體驗。因此，隨著地方依戀水平的提高，積極情緒對老年人幸福感的影響逐漸減小，從而削弱了積極情緒的中介效應。此外，分析表明當?shù)胤揭缿俚母兄潭仍谝欢ㄩ撝捣秶?，積極情緒的中介效應未能通過顯著性檢驗，即積極情緒的中介作用消失。

6 結(jié)論

由上述討論可知，提高老年群體的休閑活動參與度不僅是城市公園適老化更新的重點，也是影響老年人幸福感的關鍵因素。因此，在今后的改造和更新時應充分考慮到老年人的休閑需求與活動特性，從供給側(cè)出發(fā)實現(xiàn)老年人休閑期望與環(huán)境質(zhì)量相匹配的目標，提高老年人的休閑活動參與水平。

此外，對于地方依戀水平較高的老年群體，如因在附近生活、工作而經(jīng)常到訪公園的老年人，恢復體驗發(fā)揮的中介效應較高，城市公園管理應重點提升老年人的恢復體驗。1）充分利用自然環(huán)境促進老年群體心理恢復。園區(qū)的景觀設計應減少與環(huán)境不協(xié)調(diào)的人工景觀，加強自然景觀的管理與維護，創(chuàng)造更多接觸自然的機會。2）合理誘導老年人進行體力活動促進生理恢復。一方面，合理的動線設計可提高內(nèi)外部空間的連通性、滲透性，誘發(fā)更多的通過型行為（如散步、慢跑等）；另一方面，公園應提供充足的健身活動場地與設施，以便開展豐富的園林康養(yǎng)活動，使老年群體獲得更高的健康效益。

對于地方依戀水平低的老年群體，應重點提升老年人積極的情感體驗：1）針對老年人更注重休閑場所安全性與便捷性的心理特質(zhì)，園區(qū)應在進一步優(yōu)化道路系統(tǒng)的同時，提升管理服務水平，增設適老型公園休閑娛樂設施，如在老年人休憩活動區(qū)域增設桌椅，盡可能滿足老年人的活動需求；2）在強化各項基礎性服務上，公園應提高休閑過程的趣味性，如結(jié)合老年群體的喜好，組織開展棋牌娛樂、音樂舞蹈和主題攝影等趣味活動，提升老年人的精神活力和滿意度，從而更好地提升其幸福感。

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