蘇北傳統村落環境歸屬感重塑中的景觀要素研究

文／姚 剛 中國礦業大學建筑與設計學院

陳婉菁 徐州市美的新城房地產發展有限公司

引言

回顧國內的鄉村建設實踐不難發現，由于對鄉村文化景觀缺乏充分的認識，對鄉土文化缺乏深刻的理解，對原住民環境歸屬感缺乏系統的研究，一些地方片面理解新農村建設的實質，結果導致不少歷史文化村鎮和鄉土建筑遺產消失和損毀，村民環境歸屬感嚴重缺失[1,2]。在對蘇北傳統村落的田野調研中我們發現，環境歸屬感的缺失已成為普遍現象[3，4]。那么，如何從環境歸屬感的角度引領傳統村落的保護性更新，并通過環境歸屬感的重塑，留住鄉愁記憶，促進蘇北鄉村振興，是亟待解決的重要問題。

針對上述問題，研究構建了系列化的研究框架，運用扎根理論，理清傳統村落環境歸屬感的景觀關鍵要素。同時，有針對性地開展問卷調研并進行數據分析挖掘，探究傳統村落環境歸屬感關鍵要素的重要性排序，建構蘇北傳統村落的環境歸屬感重塑體系，提出重塑蘇北傳統村落環境歸屬感的操作策略，作為指導蘇北傳統村落保護與更新中的規劃與環境設計的依據。本文將解決上述系列化研究中的面向環境歸屬感重塑的景觀關鍵要素及其重要性的排序問題。

在文章的前序研究中，已利用扎根理論的操作方法，對蘇北傳統村落環境歸屬感相關景觀要素構成進行研究，遴選面向環境歸屬感的蘇北傳統村落景觀系統的關鍵要素（范疇）[5]。前序研究通過扎根理論的開放性譯碼、主軸譯碼和選擇性譯碼，提取出41 個概念、17 個范疇、8 個主范疇和兩個可以囊括所有概念范疇的核心概念——“傳統村落人地生態景觀、傳統村落精神文化景觀”，明確了重塑蘇北傳統村落環境歸屬感核心任務的景觀設計研究切入方向（圖1）。

圖1 面向環境歸屬感重塑的景觀主范疇歸納

1 環境歸屬感中的景觀要素提取

傳統村落環境歸屬感的組成要素是多元的，在查閱文獻、專家訪談、實地調研后，依據全面性、科學性、層次性、代表性的要素選取原則，研究在“面向環境歸屬感重塑的景觀主范疇”（圖1）的結論基礎上，歸納出2 個一級指標（以A代號，即核心范疇）、8 個二級指標（以B 代號，即主范疇）及17 個三級指標（以C 代號，即環境歸屬感要素范疇）作為傳統村落環境歸屬感景觀體系構建指標基礎（表1）。

表1 傳統村落環境歸屬感景觀體系初步框架

2 環境歸屬感中的景觀要素權重分析

2.1 研究方法

本文選用SPSS 軟件作為主要數據分析工具。首先向蘇北傳統村落發放調查問卷，將所得數據以SPSS 軟件處理，先進行描述性分析及信度分析，以確保調查問卷的有效性；隨后通過主成分分析法，確定傳統村落環境歸屬感景觀要素體系主成分因子的數量，結合Excel進行數據計算，得出體系內各因子及主成分因子的權重，旨在為之后的環境歸屬感重塑提供改造重點對象。

2.2 問卷設計、發放與調查

調查問卷設計考慮了主、客觀兩個層面要素。主觀指村民職業、村民意愿等；客觀指蘇北傳統村落的村落生態、生活、文化景觀要素現狀[6]。將表1 中的三級指標作為重點考核要素，設計至調查問卷中。

課題組于2019 年6月始聯系蘇北的徐州、鹽城、連云港的住建局村鎮處，將調查問卷以線上平臺（問卷星）和走訪（歷史文化特色鮮明或建筑特色鮮明的傳統村落）的形式，發放于蘇北的傳統村落。調查問卷以前序研究中的范疇為關鍵詞進行問題設計，采用李克特五指標編制法，將問題答案劃分為：1 ＝極不滿意，2 ＝不滿意，3 ＝一般，4 ＝滿意，5 ＝十分滿意。截 至2020 年4 月，放問卷600 份，回收有效答卷575 份，問卷有效率為95.8%。

2.3 數據分析

2.3.1 描述性統計

描述性統計分析是對整理好的有效數據的基礎分析，可以在第一步對采集數據是否存在偏差、是否有代表性進行研究。統計表明，通過SPSS 軟件的數據處理，在575 份有效問卷中，被調查對象的基本情況為：男性371 份，占64.5 %， 女 性204份，占35.5%；年齡結構方面，25 歲以上占86.6%，25 歲 以 下 占13.2%，這表明留在村中的青年人口較少；所從事職業方面，農民占大多數，有59%，而學生所占比重僅有3.1%；受教育程度方面，大學本科以下的占81%，大學本科及以上占19%。

除對基本信息的整體篩選及二次把握外，描述性統計分析還統計調查問卷因子之間的變量特征，并對各初始因子的重要程度進行初步分析，結果如表2。

表2 描述性統計分析表

由表2 可以得知，以指標中間值2.5 為合格標準，表中因子指標數據的均值均大于2.5，表明表中因子對于蘇北傳統村落的環境歸屬感重塑都有積極影響。在此統計分析中，（C1）環境質量得分為4.55，居第一位，說明在蘇北傳統村落中，村民生存、生活的環境質量是影響其環境歸屬感的關鍵指標，在未來傳統村落發展中，應重視環境質量的營造。（C3）小型生產景觀得分為3.38 分，相對較低，且與其他指標存在些許差距，說明在環境歸屬感的塑造中，小型生產景觀的特色不夠鮮明，村民對小型生產景觀的重視程度還不夠，應在未來鄉村更新中對小型生產景觀予以關注。

2.3.2 信效度分析

①信度分析

信度分析指用同一方法對同一被試對象進行重復測試時，結果一致性的程度。量表的信度越大，其誤差越小。通常將Cronbach's α系數作為信度檢測標準，當Cronbach's α 系數＞0.8 時，說明本量表具備一定可信度，Cronbach's α 系數越接近1，則其信度越大。本量表Cronbach's α 系數為0.947，說明本調查數據信度優秀，可以繼續相關分析。

除此之外，在對量表因子進行單個信度檢驗時，其修正后的項與總計相關性應均＞0.5，且單個因子被刪除后的Cronbach's α 系數均＞0.7，則表明量表信度良好。本調查問卷量表每個因子修正后的項與總計相關性均在0.5 之上，且單個因子被刪除后的Cronbach's α 均在0.9之上，進一步證明該量表信度良好。

②效度分析

研究通過效度分析對前文定性研究的面向環境歸屬感重塑的傳統村落景觀要素體系進行進一步驗證，為后續因子權重分析建立基礎。在因子分析中，一般來說，是通過采取取樣適切性量數（KMO）與巴特利特球形檢驗統計量來對效度分別進行衡量[7]。通常看來，KMO 值越接近1，變量間的相關性就越強。當KMO 值＞0.8 時，表示該量表適合進行主成分分析。本調查量表的KMO 值為0.958，表示非常適合主成分因子的提取。

通過總方差解釋對本調查量表進行主成分分析后，發現存在兩個特征根大于1 的主成分因子，其累積方差比例為62.79%。旋轉后的成分矩陣a 代表各因子在主成分因子中的得分，若各項測量成分的因子得分大于0.5，說明這兩個主要成分因子足以解釋該調查量表，通過表3，得出本研究中提取的兩個主成分因子成立，主成分因子1 由C5、C8、C7、C17、C6、C4、C16、C2、C14、C15、C1、C3，主成分因子2由C12、C10、C9、C13、C11。此因子分析與圖1 的核心范疇及其包括的范疇一致。

表3 景觀體系因子權重降序

由于SPSS 軟件中無法直接進行指標權重的分析，遂將總方差解釋成分1、2 的總計（特征根）及成分矩陣的數據導入Excel 中，通過公式進行計算。操作步驟如下：

（1）計算指標在不同主成分線性組合中的系數

用成分矩陣的荷載數據除以表格4 總方差解釋成分1、2 的總計（特征根）的開方。即因子C 在線性組合中的系數＝成分矩陣a 中因子C 在對應主成分的值除以根號下對應主成分特征根值。例如，在主成分1的線性組合中，C5 文化傳承景觀的系數＝0.868/√9.457 ≈0.282，C17 夜景觀滿意度的系數＝0.854/√9.457 ≈0.278。按此方法，分別計算出各因子在兩個主成分線性組合中的系數。

（2）主成分的方差貢獻率

表格總方差解釋中，成分1、2 的方差百分比數據代表每個主成分的方差貢獻率。方差貢獻率與主成分重要性成正比，因此以這兩個主成分的方差百分比數據為權重，計算綜合得分模型中的系數指標值。即因子C 在綜合得分模型中的系數＝（線性組合中因子C 占主成分1的值×主成分1 的方差百分比值+線性組合中因子C 占主成分2 的值×主成分2 的方差百分比值）/（主成分1 的方差百分比值+主成分2的方差百分比值）。

例如，C5 文化傳承景觀的系數＝（0.282×55.627+（-0.133）×7.170）/（55.627+7.170）≈0.235。以此方法，在Excel 中計算出所有因子的系數（因文章篇幅有限，結果省略）。

（3）因子權重的歸一化

根據綜合得分模型中各因子的系數，對因子權重進行歸一化處理。用綜合得分模型中的各系數值除以綜合得分模型中的各系數值總和，得到歸一后的各系數因子權重。最后對所得因子權重進行降序排序，排序結果如表3 所示。

綜上，將提取的主成分因子同圖1 的核心范疇“傳統村落人地生態景觀，傳統村落精神文化景觀”結合，得出蘇北傳統村落環境歸屬感景觀要素體系的因子權重（表4）。

表4 蘇北傳統村落環境歸屬感景觀要素體系中的因子權重總覽

3 結論

由上述研究可知，在面向環境歸屬感重塑的蘇北傳統村落景觀要素體系構成中，核心范疇傳統村落人地生態景觀占有至關重要的地位。而在二級指標中，權重最大的前五個因素即關鍵范疇依次是精神內涵景觀（0.253）、日常活動景觀（0.18）、居住景觀（0.125）、生產景觀（0.115）、布局建筑（0.108）。每個范疇對應的關鍵因子則是旌表性物體、街巷文化、夜景觀、生產景觀、民居建筑（表5）。

表5 蘇北傳統村落環境歸屬感中的景觀因子權重

總體來看，精神內涵景觀與日常活動景觀相差不多。精神內涵景觀范疇中，旌表性物體權重最高（0.067），是關鍵要素，說明在傳統村落環境歸屬感塑造的過程中，關于村莊美好品質精神的景觀設計必不可少。以人為本、從人出發的景觀要素更易促進村民的環境歸屬感，同時注重將鄉村文化與景觀設計相結合，通過景觀小品與景觀節點等設計手法，能夠避免“千村一面”、無靈魂、大規模、批量化傳統村落的出現。

日常活動景觀要素的凸顯，表明在傳統村落的發展與建設過程中，要為村民的自發行為留出足夠場地與空間。在進行鄉村景觀設計時，應充分考慮休閑節點、健身節點、廣場等公共場所的設計。與此同時，街巷文化是此范疇內的關鍵要素（0.061）。作為鄉村的骨架，在環境歸屬感重塑中，可與當地鄉村文化結合，重點進行街巷空間打造，既能夠提升鄉村空間品質，又有利于村民環境歸屬感的營造。

居住環境的重要影響再次點出了鄉村氛圍的關鍵，切忌盲目學習都市景觀建設。而其中夜景觀的指標比重（0.064）啟示大家在對鄉村景觀資源挖掘構建的基礎上，提升村民對環境的心理感知，進而對環境歸屬感的提升帶來正面作用。

生產景觀中農田作為關鍵要素（0.062），是鄉村的農業特色，揭示了鄉村里的半畝方田應同鄉村的布局建筑一起在傳統村落的環境歸屬感重塑中發揮重要作用，設計師在進行村落改造時，不光要重點保護有特色的民居建筑，還應注重對蘊含鄉土景觀特色的農田的塑造。

綜上所述，研究最終目標旨在成為鄉村發展的指揮棒，為鄉村建設提供系統思路。根據本文研究得出的“面向環境歸屬感的蘇北傳統村落景觀要素體系及其因子權重”，理清了在蘇北傳統村落的活化更新與改造中，哪些景觀要素和因子至為重要，從這些景觀要素入手對蘇北傳統村落進行更新設計，能夠更有效地重塑傳統村落村民的環境歸屬感，為相關傳統村落的保護、更新與改造實踐提供理論支撐。

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