吐魯番城市公園游憩滿意度影響因素分析

冶建明，李靜雅，眭 櫻，張 卉，文丁鋅

(新疆石河子大學農學院，新疆 石河子 832003)

城市公園作為城市公共開放空間，主要服務對象為城市居民，承擔著休憩、娛樂、聚會等服務功能[1]。在城市經濟、文化及精神文明的可持續發展中發揮著積極地作用。因此，從直接受益于城市公園的游人視角出發，探究影響游憩品質高低的滿意度因子，科學觀測滿意程度，能夠在此基礎上為居民游憩活動及休閑生活質量的提高作出具有重要指導意義的對策及建議。

目前城市公園游憩滿意度的研究還處于探索階段，主要集中于對風景旅游區、主題公園、某地整體城市公園等的游憩滿意探究及實例分析。湯澍、張維亞從南京紫金山景區環山綠道的騎行游憩者入手，對游憩者景區感知形象和游憩滿意度之間的相關性進行了研究[2]。錢雋以森林公園品牌形象、旅游者感知質量、旅游者感知價值、游客滿意度四個方面測評游客滿意度[3]。于冰沁、謝長坤構建社區公園游憩滿意度評價體系，綜合分析影響上海城市社區居民游憩感知的6個維度33個子維度的重要性和滿意度評價[4]。

綜合目前相關研究發現：在游憩者滿意度的理論研究相對成熟的基礎上，研究集中于游憩者滿意度的構成因素及測評和實證研究[5]，評價指標多為模糊評價法、層次分析法等，但針對滿意影響因素的探討，還處于對公園自身建設因素的探究，缺乏游人心理的融合。因此，本文從心理學入手，綜合考慮游人構成因素與公園構成因素，采用相對科學的SEM模型構建研究，在經典顧客滿意模型之上，通過起因因素的增減和變化導致模型的修正乃至重建，對研究對象滿意的形成機制作出最佳的解釋。

1 研究方法

1.1 模型構建

1.1.1 影響城市公園滿意度的因素

目前，游客滿意度研究起始于20世紀90年代初，且多傾向于實證研究[6]，滿意度理論大多基于管理和服務領域的顧客滿意度理論[6,7]，結合研究對象的特征及影響因素，構建滿意度測評模型，以獲得科學的評價體系，從而總結出合理的對策及建議。Pizam等在美國麻省柯德角海濱地帶游客滿意度的研究中，指出旅游資源、服務質量、管理狀況、游覽設施、交通設施為五大影響因素[8]。Doefman在研究戶外活動時，指出游客滿意度受個人主觀目的、外在條件、期望值與實現能力等影響[9]。Bedimo-Rung等將公園結構、設施條件、可達性等作為影響公園服務效果的主要因素[10]。李瓊將南京玄武湖公園作為研究對象，從休閑切入，將影響因素總結為休閑服務、休閑環境、休閑景觀等[11]。汪芳等基于無錫城市園林，提出員工服務、擁擠程度、便利性等是影響游憩體驗的重要因素[12]。

研究國內外文獻得出，城市公園游憩滿意度因素極具復雜性與多元化特征[13]。鑒于此，本文從游人構成因素與公園構成因素兩方面入手，對潛變量重新定義，同時對相應的觀測變量更新補充，構建全面的城市公園居民游憩滿意度模型。

1.1.2 城市公園居民游憩滿意度模型

本文構建的居民游憩滿意度模型（圖1）源自ACSI的核心思想，結合游人構成因素與公園構成因素，對模型的潛變量及觀測變量進行調整更新。

其主要改進在于：一是感知質量中觀測變量的修改。感知質量具有多樣性及復雜性，本文將觀測變量細分為目的地軟件條件（環境、交通、活動項目、基礎項目等）與目的地硬件條件（服務、經營管理、社會與文化特性等）兩大類，在此類別上衍生出18個觀測變量對感知質量進行測量。二是觀測變量的遴選。感知質量中，參照風景園林規劃設計要素，增加了地形、建筑、水景等要素變量，構建了較為客觀科學的反饋機制[14]。同樣，感知價值中，將游客花費的時間、投入的精力納入觀測要素，綜合為出游成本而感知，使得模型更具解釋力。

圖1 城市公園居民游憩滿意度模型Figure 1 Residents'recreation satisfaction index model of city parks

1.2 問卷與量表設計

調查問卷主要涉及兩部分內容，第一部分是調查對象的基礎資料，第二部分是對35個觀測變量進行的調查題項。題項采用Likert（李克特）五級量表法進行測量[15]。

1.3 數據收集

參考《城市綠地分類標準》，結合本論文的研究需求，將吐魯番城市公園分成綜合公園、專類公園、社區公園、帶狀公園四個大類。案例公園地的選取盡量分布在吐魯番東南西北的各個區域，以期調查結果盡可能全面，共隨機發放600份問卷，回收573份，回收率為95.5%，其中獲得有效問卷546份。

2 結果與分析

2.1 樣本數據分析

2.1.1 居民人口統計特征分析

樣本的居民人口特征調查結果見表1。結果顯示：吐魯番常住居民占67.2%，省外游客占24.7%，因此經常游憩公園人群共約占90%，符合調查居民游憩滿意度的基礎條件要求。

表1 被調查者基本情況Table1 The basic information of respondents in survey

2.1.2 信度與效度分析

2.1.2.1 信度分析

為了使調查信息全面可信，需要對問卷中涉及到的各個數據進行信度檢驗分析[15]，本調查量表克朗巴α哈系數（Cronbach's Alpha，CA）在0.622和0.876之間，整體信度為0.882，滿足總量表信度系數在0.8以上的檢驗標準，因此問卷具有較高的信度（表2）。

2.1.2.2 效度分析

運用SPSS軟件進行驗證性因子分析，展開KMO檢驗和Bartlett球形檢驗[15]。KMO取值越接近于1，因子分析的效果越好，計算得出值為0.847，由此認為樣本數據適合于因子分析（表3）。同時P值為0.000（<0.001），說明各變量間具有相關性，因子分析有效。

表2 問卷信度分析Table2 Analysis of questionnaire reliability

表3 KMO值和Bartlett球形檢驗Table3 KMO and Barlett's values of sphericity

如表4所示，除“地方特色”與“游覽安排”因子載荷數小于0.5，其余觀測變量均在0.5之上，分析發現：游覽安排與標識系統在概念上有所重復，因此不保留這一變量。對于地方特色而言，一方面由于我國城市化發展及世界全球化導致的文化沖擊，公園建設本身趨于統一化，越發不具地方特色。另一方面由于人口遷移與流動，居民對于公園的使用大多集中于休憩娛樂，不太注重公園特色。變量的組合信度為0.64~0.90，具有較好的一致性。通過平均方差抽取量AVE來考察模型聚和效度，檢驗結果顯示，“顧客抱怨”未到達建議界值0.5，其余潛變量均在其之上，說明題項對變量的解釋性較好。

2.2 模型的檢驗與修正

2.2.1 模型檢驗

經過上述因子分析后，對擬合度較低的觀測變量進行調整，調整后模型共包含33個觀測變量和7個潛變量。對城市公園游憩滿意度進行假設驗證，通過結構方程式的LISREL8.80 Student軟件包估計，得到模型標準化路徑系數（圖2）。

表4 效度分析Table4 The validity analysis

隨后，通過t檢驗法進行路徑系數顯著性檢驗[15]（表5）。結果表明：顧客抱怨對顧客忠誠路徑未通過t檢驗，模型存在不足，需進一步修正。檢驗修正模型的衡量指標主要分為卡方檢驗（X2），擬合優度指數（GFI），非規范擬合指數（NNFI），近似誤差的均方根（RMSEA）、比較擬合指數（CFI）等。 從結果看出，RMSEA 為 0.122， 而 NNF（0.912）、CFI（0.917）、IFI（0.903）均在0.9以上，證實模型整體擬合有待改善（表6）。

表5 結構方程模型標準回歸路徑系數Table5 The standardization regression path coefficients in structural equation model

圖2 居民游憩滿意度模型標準化參數估計路徑圖Figure 2 The path diagram of RRSI’s standardized parameter estimation

表6 模型的配適度分析Table6 The match degree analysis of the model

2.2.2 模型修正

模型修正主要有兩種方法：一是增加MI值較大的路徑，若增加后卡方值明顯減小且可被理論解釋，則路徑修正合理；二是刪除部分不必要的路徑，若刪除后擬合優度指標未發生太大變動，卡方值未出現明顯增加，且可被理論解釋，則路徑修正合理。

首先，考慮增加路徑。找出修正指數MI最大的路徑可達程度（η2）→顧客忠誠（η6），增加路徑 β62后，從數據上來看：RMSEA達到標準，卡方值明顯減小，從理論意義來看：居民進行游憩活動的基礎即為良好的可達程度，會直接導致游憩忠誠。故支持增加路徑β62。

其次，考慮刪除部分路徑，通過分析發現，居民抱怨（η5）對居民忠誠（η6）和可達程度（η2）對顧客預期（η3）這兩條路徑t值較小。若刪除路徑β65，理論上：若游憩抱怨越多，居民的公園忠誠度下降甚至消失。數據上：卡方值無顯著變化且擬合指數變化不大，故支持刪除路徑β65。若刪除路徑β32，理論上：可達程度越好，其對顧客預期也有較為顯著的效果（出游成本低），故保留該路徑。如表7所示，經過增刪修整，模型擬合指標有所改善，RMSEA達到標準，標準化參數估計路徑圖（圖3）如下。

表7 修正模型的配適度分析Table7 The match degree analysis of modification′s model

圖3 居民游憩滿意度模型修正標準化參數估計路徑圖Figure 3 The path diagram of modified RRSI's standardized parameter estimation

2.2.3 結果分析

（1）從修正模型擬合度結果看：一是參照風景園林設計要素增添的觀測變量（Y14~Y18）的外載荷系數較大，說明這四個變量對潛變量的作用明顯，感知質量中觀測變量的增刪有意義的；二是增加可達程度→顧客忠誠路徑，刪除居民抱怨→居民忠誠路徑之后，模型擬合指標有所改善，使得模型更具緊密關聯性與科學客觀性。

（2）滿意度影響因子中，可達程度影響效應為0.46，是第一大因素。感知質量居于第二位，路徑系數為0.32。感知價值也具有相應的影響力，為0.21。可達程度對滿意度有正向顯著影響，且通過對感知質量的間接效應對滿意度產生影響。說明公園可達性直接或間接影響著居民游憩滿意度，因此，在公園設計及建設初期需要著重考慮公園綠地可達性問題。顧客預期對感知價值存在負向顯著影響。

（3）進一步分析發現，在影響可達程度的4個觀測變量（Y3~Y6）中，“與居住區的距離（Y4）”和“出入口分布（Y5）”的因子載荷系數較高，說明這兩個因子對潛變量作用更顯著。在感知質量的影響因子中，“公園規模（X2）”、“公園治安（X9）”、“休憩設施（X10）”、“植物（X17）”和“道路安排（X18）”的因子載荷均為0.8以上，說明這5項觀測變量對城市居民滿意度存在較大影響。表明在公園管理中，治安有保障，休憩設施完善，植物搭配合理等，有助于提高城市公園游憩品質。在感知價值中，“出游成本（Y2）”相較于其他變量因子，其因子載荷系數較大，影響效果較顯著。

3 結論與討論

本文通過對吐魯番城市公園的實地調研與考察，結合問卷調查，對模型進行檢驗修正，探究吐魯番城市居民游憩滿意度影響因素與方式，并提出如下優化建議和改進策略：

（1）完善城市用地規劃，構建綠地網絡系統，提高公園可達程度。一方面，合理布置出入口，縮短至公園的時間，提高便捷度、可達性。另一方面，結合城市自身的自然、生態、社會及人文環境等條件確定公園用地面積及性質，在城市建設架構之下，構建大區域城市公園綠化系統網絡。

（2）注重生態自然和諧，延續城市歷史文化，提升公園游憩吸引。基于吐魯番干旱、高溫的地理氣候條件，城市公園應加大力度養護 植物、維護生態環境，增加城市公園游覽吸引力。加強建筑、休憩設施、景觀小品的修繕及保護，繼承和發揚城市文脈，打造發展特色名片，提升活動參與價值。基于公園資源環境，尋求與政府的合作，定期承辦主題表演、節慶文化活動，提高民眾認知度與參與性。

（3）加強公共設施建設，營造良好游憩環境，保障公園服務質量。在吐魯番城市公園今后的建設過程中合理布置園區公共設施，完善道路景點標識系統，引導游客人流導向，保障游憩質量。在公園管理人員服務方面，加強對員工的業務培訓，將居民滿意度與工作人員服務表現直接關聯，構成正向提升關系，從而營造融洽的人文環境，提升游憩舒適度。