楊 菲 王洪成

天津大學建筑學院 天津 300072

隨著我國城鎮(zhèn)化進程的加快， 快節(jié)奏的城市生活導致居民養(yǎng)成少運動、 久坐等不良生活習慣，由此引發(fā)的慢性病對居民健康的影響逐年顯著[1-2]。 《中國防治慢性病中長期規(guī)劃(2017—2025 年) 》 中提到， 建設充足的室外健身空間對慢性病的調(diào)節(jié)具有顯著效果， 但現(xiàn)有城市健身空間不足以應對持續(xù)攀升的健身需求。 因此學者們對城市健身環(huán)境的研究范圍逐步擴展到可達性更強的街道濱河空間等城市公共空間[3]。

街道濱河空間是指城市道路與河流水體限定的堤岸空間， 能夠為健身人群提供多樣的活動場所。 金廣君等[4]將城市濱水區(qū)空間健身環(huán)境劃分為近水、 臨水、 水上運動空間； 李德明[5]將空間按照堤岸的形式劃分為自然式和人工式護岸， 其中人工式護岸又被劃分為直落式、 緩坡式、 分級式、 組合式。 健身活動是指跑步、 廣場舞等居民能日常開展、 專業(yè)性較低， 且以身體鍛煉為主要目的的活動[6]。 劉夢萱[7]將健身活動劃分為“集體式” 與“個人式”； 孟昭晶[8]研究“線性” 健身活動的相關特征； 盧婧[9]明確了“聚集性健身活動” 的概念與活動行為特征。 當前健身活動的研究切入點包括熱力、 頻率、 時長， 以及環(huán)境偏好[10-11]等， 數(shù)據(jù)收集方法主要包括VGI 數(shù)據(jù)爬取、 行為注記、 GPS 獲取等， 研究技術手段趨于成熟。 對街道濱河空間而言， 如何在已建成空間的基礎上打造高質(zhì)量的健身環(huán)境是目前亟待解決的問題， 而探索其空間特征與健身活動的關系能夠為我們找到答案。 在空間特征對健身活動的影響層面， 已有研究表明照明環(huán)境、 安全性、 休憩設施密度[12-13]等特征會對健身活動產(chǎn)生影響， 但目前還缺乏不同類型街道濱河空間中各類健身活動的對比研究。 本文主要探究天津市中心城區(qū)不同類型街道濱河空間特征與健身活動熱力、 滿意度之間的關聯(lián)， 并提出優(yōu)化建議。

1 研究區(qū)概況

本研究以天津市中心城區(qū)作為調(diào)研范圍， 包括和平區(qū)、 紅橋區(qū)、 河東區(qū)、 河北區(qū)、 南開區(qū)、河西區(qū)6 個城市區(qū)域。 根據(jù)天津市規(guī)劃和自然資源局網(wǎng)站， 研究區(qū)內(nèi)有城市河道14 條， 包括行洪河道與城市供排水河道等多種類型。 在天津河流改造過程中， 多次截彎取直與排水工程使居民與河道的距離進一步縮減， 街道濱河空間逐漸成為天津市民游憩觀賞、 健身運動以及社交的場所。

2 研究方法

2.1 樣本選取

首先， 通過網(wǎng)絡街景進行樣地初步篩選。 其次， 根據(jù)天津市中心城區(qū)河道皆為渠化護岸、 空間進深較小且沒有水上空間的調(diào)研結果， 參考金廣君[4]、 李德明[5]等人的研究將天津市街道濱河空間劃分為分級式(利用多層平臺搭建護岸， 包含上下兩層空間)、 直落式(河岸基本直立于水面， 且與水體有較大的高差)、 緩坡式(護坡采用自然地形過渡， 與水體的高差較小) 3 類。 最后， 篩選具備一定健身活動潛力的28 個典型樣本， 每個樣本長度為150 m。 為降低外部環(huán)境因素對實驗數(shù)據(jù)的干擾， 計劃在每個街段中選擇直線距離不超過100 m 且空間特征具有差異的2 處樣本， 共14 組樣本進行數(shù)據(jù)收集。

2.2 數(shù)據(jù)收集

2.2.1 自變量： 街道濱河空間特征因子

從空間現(xiàn)狀與健身人群需求出發(fā)， 參考馬明[14]、 張翠娜[15]等人的研究從安全感知、 健身功能、 自然氛圍、 界面特征、 配套設施5 個方面構建因子框架并提取首輪因子； 第2 輪篩選通過對20 名專業(yè)專家與研究人員進行問卷調(diào)查得到因子修正意見， 并將調(diào)整后的因子框架返還小組成員進行第2 次檢驗； 第3 輪篩選利用網(wǎng)絡問卷得到健身者對因子的重要性評分， 共收集206份有效問卷， 有效率為95.8%。 剔除分值較低因子后最終得到5 類15 項因子， 其中X4與X5為定量指標， 其余為定性指標(表1)。

表1 街道濱河空間健身活動待驗證的影響因子框架

2.2.2 因變量： 健身活動熱力與滿意度

基于街道濱河空間中健身活動現(xiàn)狀， 參考劉夢萱[7]、 孟昭晶[8]、 盧婧[9]等人的研究劃分健身活動類型(圖1)， 包括線狀健身活動(如跑步、 健步走等具有行進趨勢的活動)、 點狀分散健身活動(如拉伸、 垂釣等獨立靜態(tài)的活動)、點狀聚集健身活動(如廣場舞、 太極拳等能夠產(chǎn)生社會交往的集體運動)。

圖1 街道濱河空間中健身活動類型及活動特征

將熱力與滿意度作為切入點提取因變量Y的集合為:Y(Y1總體健身活動熱力，Y2總體健身活動滿意度，Y3線狀健身活動熱力，Y4線狀健身活動滿意度，Y5點狀分散健身活動熱力，Y6點狀分散健身活動滿意度，Y7點狀聚集健身活動熱力，Y8點狀聚集健身活動滿意度)。

2020 年6 月15 日—8 月15 日， 在健身活動的高峰時段(8 ∶00-12 ∶00、 17 ∶00-21 ∶00)，每隔2 h 對樣本中各類健身活動人數(shù)進行記錄，記錄時間持續(xù)15 min， 并將周末與工作日數(shù)據(jù)取均值， 作為該樣本最終的健身熱力數(shù)據(jù)。 此外，建立樣本照片集并通過網(wǎng)絡問卷收集健身者的滿意度數(shù)據(jù)， 最終獲取有效問卷200 份， 有效率為90.5%， 克隆巴赫系數(shù)為0.953， 具有較高信度。

2.3 數(shù)據(jù)分析

2.3.1 相關性與逐步回歸分析

將街道濱河空間特征因子數(shù)據(jù)與健身活動數(shù)據(jù)進行標準化處理后， 導入SPSS 23.0 進行相關性分析， 以觀察變量的共線性與直接相關程度。

針對城市環(huán)境實測數(shù)據(jù)的回歸分析中， 一般的線性多元回歸由于受到樣本容量的影響極易導致數(shù)據(jù)的多重共線性， 而逐步回歸分析可以很好地解決這一問題[26]。 將X(X1，X2， …，X15) 與Y(Y1，Y2， …，Y8) 導入SPSS 軟件進行逐步回歸分析， 得出每項因變量Y 所對應的多元線性回歸模型如式(1) 所示。

2.3.2 通徑分析與散點擬合分析

由于逐步回歸分析會將引起共線性的因子直接剔除， 易使部分因子被錯誤排除， 因此需要借助通徑分析修正結果。 首先， 將數(shù)據(jù)導入SPSS 軟件中進行一般線行回歸分析， 得到各因子的標準化系數(shù)， 即直 接 通 徑 系 數(shù)β′(β′X1Y1，β′X2Y1…β′X14Y8，β′X15Y8)； 其次， 利用X的自相關系數(shù)rXX(rX1X2，rX1X3…rX13X15，rX14X15)， 與變量間的相關系數(shù)rXY(rX1Y1，rX2Y1…rX14Y8，rX15Y8)， 通過式(2) 進行通徑分析[27]， 并依據(jù)βXY＞rXY判定被錯誤剔除的因子。

為進一步判定因子的影響路徑， 選擇決定系數(shù)R2最高的曲線對顯著影響因子進行散點擬合分析。 同時， 根據(jù)各因子影響的健身活動類型得出其在各類街道濱河空間中的影響范圍。

3 結果與分析

3.1 相關性分析與影響模型搭建

3.1.1 相關性分析

街道濱河空間特征因子具有多重共線性， 原因可能為部分因子存在相互促進或抑制的關系。以X3與X5為例， 在實際空間中寬敞的空間界面往往導致視域中較高的鋪裝占比， 即較低的空間綠視率。 同時， 不同類型健身活動之間具有相關關系， 其中， 線狀健身活動和點狀分散健身活動分別與點狀聚集健身活動具有較強關聯(lián)性， 但二者之間不相關。 此外， 健身活動熱力與滿意度也存在較強的相關性， 進一步說明健身人群的主觀滿意度與實際健身行為具有關聯(lián)。

街道濱河空間特征因子中， 除X6與X13外，其余因子與健身活動熱力、 滿意度均具有顯著相關關系(P＜0.01)。 因此可以進一步剖析街道濱河空間與健身活動之間的影響關系。

3.1.2 影響模型搭建

利用逐步回歸分析構建影響模型的決定系數(shù)R2均大于0.60 (表2)， 且各模型的系數(shù)與常量β的顯著性水平P均小于0.05， 擬合結果較好。

表2 街道濱河空間中健身活動的影響模型

3.2 顯著影響因子內(nèi)容與影響路徑

3.2.1 顯著影響因子內(nèi)容

通過通徑分析修正的顯著影響因子包括:Y2影響模型中的X14(β′X14Y2＝0.931)，Y4影響模型中的X14(β′X14Y4＝0.926)，Y7影響模型中的X2(β′X2Y7＝1.792) 與X15(β′X15Y7＝1.933)。 最后整體篩選當P≤0.01 時的顯著影響因子內(nèi)容如圖2所示。

圖2 街道濱河空間特征因子對健身活動的影響程度

3.2.2 顯著因子影響路徑

如圖3 所示， 安全感知因子中:X1在3.3 ～5內(nèi)每增加1 個單位， 對應Y1增加2 個單位，Y7增加2.25 個單位， 其中， 點狀聚集健身活動對鋪裝地面與林下草坪空間的地面安全性均具有需求；X2每增加1 個單位，Y3隨之增加5 個單位， 增幅較大， 說明相較于其他2 類健身活動， 線狀健身活動在晚間對于可視范圍的需求更高。 健身功能因子中:X3在2.3 ～4.7 內(nèi)每增加1 個單位， 對應Y3提升4.17 個單位，Y7提升2.29 個單位， 說明通暢的空間便于線狀健身活動人群靈活選擇運動路徑， 較高的步行通暢性也意味著點狀聚集健身活動能夠在沿線空間充分開展。 自然氛圍因子中:X5在30%～90%內(nèi)每增加10%， 對應Y5增加1 個單位， 說明對于點狀分散健身活動， 例如垂釣、拉伸等， 充足的遮蔭環(huán)境更具有吸引力。 界面特征因子中:X8每增加1 個單位， 對應Y1提升3.13個單位，Y3提升3.38 個單位，Y8提升0.1 個單位， 增幅較小， 說明優(yōu)化硬質(zhì)場地親水性對于線狀健身活動具有顯著促進作用， 符合人群的趨水特性[28]；X10在1.7 ～4 內(nèi)每增加1 個單位，Y1提升8 個單位， 增幅較大， 同時Y5增加3.04 個單位，Y7增加2.17 個單位， 說明能夠高效進入的場地對于點狀分散與點狀聚集健身活動具有較強吸引力。 配套設施因子中:X12每增加1 個單位，Y7增加1.25 個單位；X14在1 ～3.8 內(nèi)每增加1 個單位，Y2提升0.15 個單位， 增幅較?。籜15在1.4 ～4.2 內(nèi)每提升1 個單位，Y7增加1.67 個單位， 說明較高的夜景照明美觀性、 休憩設施密度與數(shù)量一定程度上可以對整體滿意度與點狀聚集健身活動熱力產(chǎn)生影響。

圖3 街道濱河空間顯著特征因子對健身活動的影響

此外， 由于現(xiàn)狀空間特征具有異質(zhì)性， 各因子在不同類型街道濱河空間中的影響范圍具有差異性， 說明健身者在各類空間中選擇不同的區(qū)域開展健身活動。

3.3 優(yōu)化與驗證

3.3.1 天津市中心城區(qū)街道濱河空間優(yōu)化

結合空間現(xiàn)狀特征因子得分情況(圖4)， 提出針對各類街道濱河空間的優(yōu)化措施。

圖4 天津市中心城區(qū)街道濱河空間待優(yōu)化因子

1) 分級式街道濱河空間。 應重點提升垂直綠化占比， 利用既有擋墻結合植物提高綠視率； 通過增加上下層空間連接的階梯、 坡道密度或加寬臺階的方式， 使健身路徑更為順暢； 結合現(xiàn)有墻體增設休憩設施。

2) 直落式街道濱河空間。 結合圍欄與藤本植物， 增加垂直方向的綠色覆蓋； 將空間中的“障礙” 要素進行集約布局， 例如照明設施、 座椅、垃圾桶等， 從而拓寬入口可視寬度， 便于健身人群的快速進入； 林下布置“之字形” 座椅， 增加健身微空間的同時提供休憩設施。

3) 緩坡式街道濱河空間。 需要鋪設平整防滑鋪裝并定期維護； 重點提升針對沿線路面的照明覆蓋， 為夜間健身者提供安全視野； 提升沿岸出入口密度， 加強內(nèi)外側空間連接； 在滿足防汛、管理安全的前提下延長水邊挑臺或增加棧橋， 縮短親水距離； 結合樹池邊緣等結構布置休憩設施，為健身人群提供充足休息區(qū)域。

3.3.2 典型樣本優(yōu)化驗證

從調(diào)研樣本中選擇具有代表性的街道濱河空間， 綜合考慮健身活動顯著影響因子與現(xiàn)狀分值進行優(yōu)化。 選擇10 位風景園林專業(yè)的研究生對定性因子進行重新打分，X5則采用人視點效果圖進行計算。 依據(jù)更正的得分與影響模型， 估算總體健身活動熱力與滿意度。 優(yōu)化后的3 類空間整體健身活動熱力估測數(shù)值較實際數(shù)值有顯著提升， 但滿意度沒有明顯波動 (表3)， 說明因子對健身人群熱力具有更高解釋能力。

表3 街道濱河空間優(yōu)化與結果驗證

4 討論

地面安全性、夜間能見度等因子對健身活動熱力與滿意度具有顯著促進作用，這與Rosli[16]、He[19]、Xiong[25]等人的研究結果基本一致。 而健身器材豐富度、植物景觀美感度、水體美感度等因子對健身活動的影響與Veitch[29]、關芃[13]、任欣欣[30]等人的研究結果具有差異，原因可能為天津市街道濱河空間中的部分因子在調(diào)研樣本中數(shù)據(jù)波動較小，難以形成具有統(tǒng)計學意義的影響關系。此外，不同健身活動的比例也是部分因子研究結果產(chǎn)生異質(zhì)性的潛在原因。 線性健身活動較高的占比決定了天津市街道濱河空間中的健身者對鋪裝美感度等因子的關注度較低。

相較于其他城市公共空間中健身活動的相關研究，本文重點關注不同類型街道濱河空間特征對各類健身活動的定量影響關系，但由于受到新型冠狀肺炎疫情的反復影響，通過行為注記法記錄的健身活動數(shù)據(jù)較疫情前會有一定的出入，這也造成了后續(xù)分析可能存在一定的誤差。

5 結論

1) 天津市中心城區(qū)街道濱河空間特征因子對健身活動具有顯著影響。 地面安全性、夜間能見度、步行通暢性、空間綠視率、硬質(zhì)場地親水性、空間可進入性、夜景照明美觀性、休憩設施美觀性、休憩設施密度等因子在一定區(qū)間內(nèi)能夠調(diào)動不同類型健身活動人群的積極性，同時對健身環(huán)境滿意度具有一定影響。 健身器材豐富度、植物景觀美感度、視線通透性等因子對健身活動數(shù)據(jù)不具有解釋能力。

2) 天津市不同類型街道濱河空間特征對健身活動影響范圍具有差異性。 分級式街道濱河空間主要是上層近水小空間、整體下層空間，以及上下層的連接空間(臺階或緩坡)對健身活動產(chǎn)生影響；直落式街道濱河空間中能對健身活動產(chǎn)生影響的區(qū)域主要為沿河一側的路徑、入口廣場、沿線小空間與水岸臺階；緩坡式街道濱河空間的路網(wǎng)、廣場及林下草坪空間的特征均能夠?qū)∩砘顒赢a(chǎn)生影響。