蔡秋陽

楊紫薇

王瑤瑤

高 翅*

人類自采集捕獵時代起就與植物“互馴共榮”。人類對植物的認知伴隨著生產力革命的進程，反映出人類的歷史演變歷程[1]。在中國文化語境中植物又兼具生態(tài)、經濟、功效、審美和文化等多重含義。人對植物的感知狀況能夠反映感知主體所處自然、社會環(huán)境和歷史時期，植物感知和價值認知可以洞察人們對植景內在的需求和期望，是植景規(guī)劃設計的前提和基礎。

感知研究源于20世紀80年代顧客滿意度研究[2-4]，而后被應用于國家公園、主題公園、風景名勝區(qū)、旅游區(qū)和城市公園等游客滿意度感知的研究[5-8]。目前以植物為對象的感知研究較少。以城市公共綠地內植物為研究對象，將園林植物作為一個整體概念作為被感知客體進行研究，以期探究公眾對植物的感知影響因子，判別其價值認知機理，探尋公眾對植景營造的需求和期望，為植景規(guī)劃設計循證提供參考。

1 研究方法

1.1 模型構建

1.1.1 植物特質探討

植物特質和應用是植物感知影響因子的重要來源。植物特質和植物應用研究中涵蓋了植物生物學[9]、生態(tài)習性[10-11]、生態(tài)效益[12-13]、生長狀況[13-14]等屬性；包含生境畫境[15]，“姿、色、香、品”[16]，“形、色、香、影、聲、文”[17-19]等審美要素和價值；包括功能性[20-21]，空間格局、尺度[22-23]，頂層界面與水平界面[24]；“香、色、聲、朦之意境[17-18，25]”，文化符號[26-27]、象征意蘊[27-28]、文學藝術[29]等文化藝術方面的探討。其豐富的內涵和外延說明植物在我國文化語境中具有較為綜合的認知維度。綜上可將植物特質分為：生物學特征與生態(tài)效益、審美要素、空間屬性和文化藝術4種類型。

1.1.2 感知影響因素探討

從植物特質與應用出發(fā)，對影響因子進行遴選。

1)生物與生態(tài)學方面的感知大多需要實地技術測量才能獲取指標，而植物生命本身及其活態(tài)特征更容易被感知，該方面可被歸納為“生命特質”感知。其感知影響因子歸納為：植物生命特征，季相、年相變化。2)植物審美要素較多，例如色彩、形態(tài)、氣味和光影等。這些要素易于直接被感知，可歸納為“美學特質”感知。從五感的角度出發(fā)可歸納為：形態(tài)、色彩、氣味、聲音、質感、枝葉、花果、樹皮和光影。3)空間屬性較為專業(yè)，規(guī)劃尺度的植物空間游客不易感知，而對于人視空間、功能、邊界、頭頂和水平視線構成的空間，則相對易于感知?！翱臻g特質”歸納為：空間圍合、頂層覆蓋、水平遮擋、空間功能。4)文化藝術特質感知的程度受到感知主體的閱歷影響，“文化特質”感知影響因子歸納為：文化符號、象征意蘊、文化意境。5)價值認知上，植物具有多重感知維度和綜合價值，結合現有滿意度、感知價值等相關研究理論，將其影響因子歸納為：綜合價值、舒適性、趣味性、愉悅性。

1.1.3 植物價值認知模型

植物價值認知結構模型構建中，主要探究植物生命、美學、空間、文化4種特質感知對于植物價值認知的影響程度，構建模型如下(圖1)。

1.2 問卷與量表設計

問卷和量表包括兩部分內容：第一部分是公眾人口信息統(tǒng)計。第二部分是觀測變量的量表，采用李克特(Likert)五級量表法進行測量。因研究內容是植物感知和價值認知，并非滿意度、偏好度評價，在問卷設計中通過“不同意、中立、同意”來測量感知程度。調研對象為普通公眾，故需對專業(yè)語句附加注解，例如植物美學特質感知中聲音美感，描述并注解：植物在聲音上具有美感(例如風吹樹葉的沙沙聲)。

1.3 問卷調查

線上調研借助問卷星、百度MTC等平臺；線下于武漢市全市性綜合公園內展開，如中山公園、漢口江灘公園等。2016年8月開展預調研，無誤后于2016年10—12月開展正式調研。對問卷內容進行篩選：1)剔除“一題多選”“漏選題項”等無效問卷；2)經測試，受訪者填寫問卷平均耗時80s左右，故填寫時間小于70s的認定為存在敷衍答題的可能性，作無效問卷處理；3)量表第二部分第一題項“植物具有生命特征”，若受訪者選擇“1(完全不同意)”或者“2(不太同意)”，判定為無效問卷。經篩選，最終收到問卷754份，有效問卷596份，有效率79.05%。

圖1 植物價值認知結構模型

2 模型檢驗與結果

2.1 人口統(tǒng)計特征與分析

對有效問卷進行人口特征統(tǒng)計(表1)，男女比例均衡；來自武漢市為主；學歷以大專/本科為主。研究根據問卷回收的實際情況，以年齡構成將受訪者分為：青年組(30歲及以下，占比29%)、中青年組(30～45歲，占比36%)、中老年組(45歲以上，占比35%)。

2.1.1 信度與效度分析

對各年齡組和全年齡組數據進行信度分析，4組克朗巴赫系數為0.593～0.873，總量表的克朗巴赫系數為0.887～0.915，問卷數據一致性良好。

2.1.2 探索性因子分析

對各年齡組和全年齡組數據進行Bartlett球形檢驗和K M O 值分析，得到P 值均為0(P＜0.001)，各組KMO值為0.865～0.906，大于0.8，符合標準。

對各組采用主成分分析法進行探索性因子分析，因子載荷最小值設為0.5，得到結果和假設略有不同，需修正：1)全年齡組公因子累計貢獻率為64.09%，得到5個公因子。美學特質感知中：“形態(tài)美感y1”“色彩美感y2”“花果美感y6”“枝葉美感y7”被歸為一個公因子；“氣味美感y3”“聲音美感y4”“質感美感y5”“樹皮美感y8”被歸入另一個公因子；2)青年組結果公因子累計貢獻率為60.69%，得到4個公因子，結果與假設一致；3)中青年組結果公因子累計貢獻率為64.73%，得到5個公因子?！肮庥懊栏衴9”被歸入空間感知特質公因子中，但理論上其不屬于空間特質感知；“空間圍合感z1”載荷小于0.5，故剔除這2個因子；4)中老年組公因子累計貢獻率為60.07%，得到4個公因子。“枝葉美感y7”“光影美感y9”同時被歸為美學特質和空間特質的感知因子當中，理論上不應同屬于2個公因子，故剔除。修正后再次分析，得到結果(表2、3)。全年齡組和中青年組美學特質感知被分為2個公因子，可分為“視覺為主”和“非視覺為主”的美學特質感知。

表1 受訪者人口特征信息統(tǒng)計

2.1.3 結果分析

植物感知影響因子可以分為：生命特質、美學特質、空間特質、文化特質。感知程度各年齡組略微不同：中青年組對植物感知的公因子比青年和中老年組多，其中美學特質感知被進一步分為“視覺為主”和“非視覺為主”的美學特質感知；而中老年組對植物感知整體偏弱。

從因子荷載看，各組均具有相同點：“季相變化”“樹皮美感”“頂層空間”以及“文化符號”“文化象征”“文化意境”載荷較高；“氣味美感”和“空間功能”載荷較低。不同點：青年組中 “形態(tài)感知”和“色彩美感”載荷較低，“水平空間”和“頂層空間”載荷較高；中青年組中“光影美感”和“空間圍合感”載荷低于0.5，而“形態(tài)美感”“色彩美感”“水平空間”載荷較高；中老年組中“枝葉美感”“光影美感”載荷低于0.5，“空間圍合”“色彩美感”載荷較高。

2.2 價值認知結構模型檢驗

2.2.1 信度與效度分析

感知影響因子分析后，加上“價值認知”潛變量，再對數據進行信度檢驗，5個潛變量的克朗巴赫系數為0.633～0.870，總量表的克朗巴赫系數為0.912，均大于0.6臨界值，說明問卷數據內部一致性良好，具有較高的可信度。

2.2.2 探索性因子分析

對問卷數據進行Bartlett球形檢驗和KMO值分析，得到P值為0，KMO值0.917，符合要求。采用主成分分析法進行探索性因子分析，因子載荷最小值設為0.5，可得結果(表4)，公因子累計貢獻率為61.3%。

從結果可以看出，加入“價值認知”潛變量后，美學特質沒有被進一步劃分為2個公因子，說明感知影響因子分析中，被劃分的“以視覺為主”和“以非視覺為主”的美學特質感知還是同屬于美學特質感知公因子范疇。分析結果與假設略有不同：“形態(tài)美感y1”因子載荷小于0.5。從實際訪談看，較多游客對“形態(tài)”一詞的理解存在差異，認為形態(tài)是某種固定的幾何形狀，例如三角形、矩形等。植物形態(tài)通常較為自由，沒有嚴格的幾何圖形，故剔除該因子。

表2 探索性因子分析結果I

2.2.3 模型檢驗

誤差變異量和標準化因子載荷量可以用來計算潛變量的組合信度(Composite Reliability，CR)和平均方差萃取(Average Variance Extracted，AVE)。分析可知：生命特質、美學特質、空間特質、文化特質、感知程度的組合信度(CR)值分別為：0.680、0.868、0.799、0.805、0.833，平均方差萃取值(AVE)為：0.421、0.453、0.500、0.579、0.557，其全部CR值均大于0.6，“生命特質”和“美學特質”AVE為0.421和0.453，略微低于標準值。整體上題項對變量解釋性良好。

表3 探索性因子分析結果II

圖2 修正后植物感知因子模型標準化參數估計路徑圖

運用t 值檢驗法進行檢驗，發(fā)現“生命特質”對“價值認知”路徑未通過t 檢驗，說明二者的影響關系并不顯著。對模型進行整體擬合度分析。如果2 ＜χ2/d f ＜3、NFI＞0.9、NNFI＞0.9、CFI＞0.9、RFI＞0.9、AGFI＞0.85、RSMEA＜0.08則模型擬合程度較好。從擬合指標結果看(表5)，除了χ2/df=3.29未達到最優(yōu)外，其他指標均已達到要求。因植物感知影響因子理論模型理論研究具有一定先導性，所以χ2/df的范圍可以適當放寬至2～5。

借助LISREL對統(tǒng)合模型進行整體性參數估計，可得植物感知因子模型標準化參數估計路徑圖。

2.2.4 模型修正

首先運用修正指數考慮增加路徑，但未找到MI值較大且建議增加的路徑。其次找到未通過t值檢驗的路徑，即：“生命特質感知”到“價值認知”。刪除后擬合指標如表6，χ2未明顯增大，擬合指標變化不大。理論解釋上，生命特質的感知是對植物基礎屬性的認知，應對價值認知具有一定得影響，但依據實際調研對象和結果看來，公眾對植物的生命特質的價值感知相對較弱，在研究所選取的樣本范圍內，該路徑不能得到驗證。修正后的模型如圖2。

2.2.5 結論分析

整體上，“美學特質”“文化特質”“空間特質”對植物價值認知具有正向作用，且效用依次降低。局部來看，“美學特質”的觀測變量中，除氣味美感影響效用較低外，其余因子均處于較高載荷(0.63～0.73)?！翱臻g特質”的觀測變量中，水平空間和頂層空間對價值認知影響作用較大，而空間圍合感與功能感效用較低?！拔幕刭|”的觀測變量中，文化符號感、文化象征感、文化意境感對“價值認知”的影響效用均較高?！皟r值認知”反映的觀測變量中，綜合價值載荷較高。

3 討論與思考

植景設計最終是為公眾服務，植物認知理論構建和實證研究可以反映出公眾對植物的認知程度，這為植景設計循證提供了一種信息獲取方式，為具有公眾參與性的植景設計做出嘗試。經研究可得到以下思考。

表4 探索性因子分析

表5 擬合指標結果

表6 修正后擬合指標結果

1)美學特質主導。獲取審美體驗是公眾欣賞和體驗植景的重要目的之一，而植景設計正是在于利用植物進行造景。美學特質在認知因子中地位最為突出，其感知和價值認知影響因子因年齡段不同而不同，若要細分可大體分為“視覺為主”和“非視覺為主”的審美體驗。故植景設計過程中，依據不同感官，有針對性地對植物各美學特質因子進行合理匹配是造景的關鍵。

2)空間界面推敲。植物是園林空間營造的要素之一，而空間通常具有特定的使用功能和美學價值。植物空間設計需要匹配其空間功能定位，對頂層空間界面與垂直空間界面進行設計與推敲，使其更能提升公眾的游覽體驗和滿意度。

3)“植景”到“植境”的升華。植物文化特質是植物在中國文化語境中有別于其他文化系統(tǒng)的獨特要素，其往往和傳統(tǒng)詩詞歌賦相關。其呈現方式不可脫離詩詞歌賦等文化載體所蘊含的文化符號、象征和意境等。這對植景的營造者和觀賞者的理解力均提出了較高要求，需意在筆先，營植景之繁盛，呈植境之氣韻。

4)注重植物生命特質科普教育。植物生態(tài)效益、生命特質等在研究結果中對植物“價值認知”的影響效用不顯著，但這些因子客觀上是植景設計中不可或缺的因素。植物生態(tài)、生命特質價值認知的缺失，也許是生態(tài)價值被忽視、環(huán)境被肆意破壞的原因之一。因此，應有意識地在綠地中增設與植物生態(tài)、生命特質相關的科普教育設施。

感知影響因子受到感知主體自身的自然和社會等多重屬性影響，例如不同年齡組人群植物感知影響因子組成和效用存在局部的差異。為了營建公眾滿意的綠色空間，探究公眾植物感知和認知影響因子尤為必要，這些影響因子和不同樣本群體呈現的局部差異可為設計師提供設計循證與參考。

由于植物感知研究理論基礎相對較少，研究在理論構建、因子選取以及樣本篩選方面具有一定先導性，從感知理論到規(guī)劃設計循證還需要進一步探究和完善。因此，植物感知指標體系和價值認知理論的研究是未來需要繼續(xù)探索和努力的方向。

注：文中圖片均由作者繪制。

致謝：感謝高曈曦、沈凱、王毅磊對數據收集提供的幫助。