The Influence of Environmental Elements in Urban Parks on Residents' Mental Health
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摘要:
为探讨城市公园中自然要素、感知要素、休息要素和活动要素对居民正向情绪、认知功能及心理症状和负向情绪三个心理健康维度的影响，以及自然联结在其中的作用，调查了911名北京市居民，并构建了结构方程模型。分析结果表明，城市公园的感知要素可以直接促进居民的正向情绪和认知功能，也可以通过自然联结间接促进居民的正向情绪和认知功能，并缓解居民的心理症状和负向情绪。另外，城市公园的活动要素可以直接促进居民的正向情绪，缓解居民的心理症状和负向情绪。然而，自然要素和休息要素对居民心理健康各维度的预测作用不显著。因此，应注重增加城市公园中的感知要素和活动要素，以及增强人与自然的互动，提高居民与自然的联结。
Abstract:To investigate the influence of the natural, perceptual, rest, and activity elements in urban parks on residents' three mental health dimensions (i.e., positive emotions, cognitive function, and psychological symptoms and negative emotions), and the role of nature connectedness in this context, the current study surveyed 911 Beijing residents and constructed a structural equation model. The results showed that the perceptual elements in urban parks could directly promote residents' positive emotions and cognitive function, and could also indirectly promote residents' positive emotions and cognitive function and alleviate psychological symptoms and negative emotions through nature connectedness. In addition, the activity elements in urban parks could directly promote residents' positive emotions as well as alleviate psychological symptoms and negative emotions. However, the natural and rest elements were not significant predictors for all the dimensions of residents' mental health. Therefore, emphasis should be placed on increasing the perceptual and activity elements in urban parks, as well as on enhancing human-nature interaction to improve the nature connectedness of residents.
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Keywords:
- urban parks /
- environmental elements /
- nature connectedness /
- mental health
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一. 研究回顾
经济的持续增长和社会竞争的加剧促使居民的工作和生活节奏逐渐加快，由此引发的各类心理问题逐渐成为影响经济发展和社会稳定的重要公共卫生问题。在“健康中国”战略部署以及健康城市建设的背景下，城市公园在促进居民心理健康中的作用成为风景园林、公共健康和环境心理学等学科关注的重点内容，并证明了城市公园中单一环境要素或多环境要素能够提升居民的心理健康[1-3]。然而，心理健康是一个多维度的概念，具体表现涵盖了积极指标和消极指标等[4-5]，城市公园的不同环境要素在居民心理健康不同维度上发挥的恢复性作用是否存在差异尚待进一步明确。另外，随着人与自然关系理论的发展，自然联结这一反映人们感知到的自身与自然亲密关系的概念被越来越多的研究者关注[6-7]，且已有研究发现，自然环境可以通过个体的自然联结影响心理健康[8-9]。然而，城市公园中的何种环境要素能够增强居民的自然联结进而提升心理健康的何种维度也有待进一步探讨。
一 城市公园环境要素和心理健康
城市公园的环境要素大致可分为自然景观要素、环境感知要素和基础设施要素[1]。已往研究基于注意力恢复理论和压力缓解理论证明了城市公园的环境要素能够对居民的心理健康产生恢复性效果[1，10]。自然景观要素包括动植物、水体和地形等，研究表明城市公园中的植被指数、水体指数、生物多样性和地形起伏等状况会影响居民的心理健康水平[1, 11-12]。环境感知要素是居民对公园环境的主观感受，城市公园的安全感、吸引力和平静安逸等主观感知有助于提高居民的心理健康[1, 13]。基础设施要素包括活动设施和休息设施，城市公园活动设施的数量和种类，以及休息设施的数量、舒适性和朝向等对居民心理健康具有一定的促进作用[1, 14]。在心理学领域，心理健康被分为多个维度。例如，心理健康双因素模型把心理健康分为积极和消极两个维度[4]，也有研究把心理健康分为正向情绪、认知功能以及心理症状和负向情绪三个维度[5]，不同维度间是相互独立的。例如，当正向情绪出现时，负向情绪也可能被体验到；反之，当负向情绪强烈时，正向情绪也可以存在。已有研究以居民生活街道为研究对象，证实了街道环境在影响居民心理健康的积极和消极维度时存在路径的独立性[15]，因此，城市公园的环境要素在促进居民心理健康不同维度中所发挥的作用可能存在差异。
二 自然联结的中介作用
自然联结是自然环境对人们产生影响的重要心理机制之一，能够反映人们和自然之间存在的亲密关系[6-7]。在情感方面，人们对自然产生依恋；在认知方面，人们感知到自我与自然融为一体；在身体体验方面，人们感受到自然的魅力，被自然吸引。基于生态系统理论，个体的发展受到环环相扣的嵌套环境的影响，远端环境因素可以通过近端个体因素影响发展结果[16]。因此，城市公园中的环境要素作为远端环境也许能够通过自然联结这一近端个体因素影响居民的心理健康。已有研究证明了个体的自然体验通过促进自然联结进而提高居民的心理健康水平[8-9]，然而，城市公园中的何种环境要素能够增强居民的自然联结进而提升心理健康的何种维度尚不明确。
二. 假设模型
城市公园涉及的环境要素众多，本文参考彭慧蕴[1]对公园环境要素的分类，将城市公园的环境要素分为自然要素、感知要素、休息要素和活动要素。自然要素包括城市公园中植物的种类、水景观赏性以及地形起伏等；感知要素包括城市公园对居民有吸引力，能够提供安全、卫生及安静等方面的主观感受；休息要素包括城市公园内休息设施的数量、舒适性以及朝向等；活动要素包括城市公园内娱乐健身活动设施的数量及种类等。由于以个体对客观环境的感知和评价作为研究对象能更好地解释客观环境促进个体身心健康的内在机制[17-18]，因此本研究参考已往文献[1,15]，采用居民自我报告的方式测量城市公园环境要素的特点。
本研究采用了单维度的自然联结量表[6]来衡量自然联结的强度。在评估居民的心理健康水平时，本研究参考了许军等[5]编制的问卷，将居民的心理健康分为正向情绪、认知功能，以及心理症状和负向情绪三个维度。正向情绪是当个体的需求被满足之后产生的积极情绪体验；认知功能是指人脑加工、储存和提取外界信息的能力；心理症状和负向情绪是个体受内在环境或外在环境影响而感受到心情低落和不愉快时产生的各种负面体验，以及长期处于此状态下心理活动异常的表现。另外，根据已往研究，城市公园环境对居民心理健康的促进作用可能会受到其他因素的影响，包括居民的性别、年龄、前往次数、停留时间，以及与城市公园的距离等[19-21]，因此，本研究将其作为控制因素。
城市公园环境要素影响居民心理健康的假设模型见图1，具体的研究假设如下。H1：城市公园的各环境要素显著促进居民的心理健康（直接效应假设）。其中，H1a：城市公园的各环境要素正向预测居民的正向情绪和认知功能；H1b：城市公园的各环境要素负向预测居民的心理症状和负向情绪。H2：城市公园的各环境要素通过自然联结对居民的心理健康产生影响（间接效应假设）。其中，H2a：城市公园的各环境要素通过提高居民的自然联结水平进而正向预测居民的正向情绪和认知功能；H2b：城市公园的各环境要素通过提高居民的自然联结水平进而负向预测居民的心理症状和负向情绪。
三. 研究设计
一 数据来源
本文以北京市年龄在18岁及以上且每周至少前往城市公园1次的居民为研究对象。通过问卷星平台对居民进行随机抽样调查，调查时间为2022年9月—10月，调查共发放问卷930份。剔除作答不完整、题项选择完全一致，以及前后作答相互矛盾的问卷后，最终得到有效数据911份，有效回收率为97.96%。其中，男性283人，女性628人，年龄范围为18 ~ 55岁（平均年龄为34.66岁，标准差为10.11岁）。
二 问卷情况
1 受访者的人口学信息
主要包括性别（男、女）、年龄、每周前往城市公园的次数（1 ~ 2次、3 ~ 4次和5次及以上）、每次在城市公园停留的时间（15 min之内、16 ~ 30 min、31 ~ 60 min、61 ~ 90 min和91 min及以上），以及与城市公园的距离（2 km以内、2 ~ 3 km、4 ~ 5 km和6 km及以上）。“城市公园”为受访者最常去的公园。
2 城市公园环境要素
参考彭慧蕴[1]编制的《社区公园恢复性环境特点》量表，将城市公园的环境要素分为自然要素（如植物种类丰富）、感知要素（如空间氛围安静）、活动要素（如娱乐健身设施种类丰富）和休息要素（如休息设施数量充足）4个方面，共有13道题目。采用李克特5点计分，从1至5分别代表“非常不同意”到“非常同意”。得分越高表明城市公园的环境要素越丰富。
3 自然联结
采用Schultz[6]的《自然联结》量表，该量表只有一道题目，为7对圆圈，每对圆圈中的一个圆圈代表“自然”，另一个圆圈代表“自我”，从第1对到第7对，两个圆圈重叠的部分越来越多，分别记1 ~ 7分。受访者的得分越高，表明自然联结程度越高。
4 心理健康
采用许军等[5]编制的《自测健康评定》量表中的《心理健康》子量表，共15道题，包括正向情绪（如您对未来乐观吗）、认知功能（如您容易集中精力去做一件事吗）、心理症状和负向情绪（如您感到坐立不安、心神不定吗）三个维度。采用李克特11点计分测量，从0至10分别代表“非常不乐观”到“非常乐观”。在正向情绪和认知功能维度上，得分越高表明心理健康水平越高。在心理症状和负向情绪维度上，得分越高表明心理健康水平越低。
三 数据分析方法
本文使用SPSS 26.0和MPLUS 8.0等软件分析数据。首先，使用SPSS 26.0对问卷数据进行信效度分析、共同方法偏差检验、正态分布检验以及描述性统计分析。其次，使用MPLUS 8.0检验假设模型的拟合优度。采用Bootstrap对样本进行5 000次抽取，结果效应值的95%置信区间不包含零则表示中介效应在p < 0.05水平上的统计学意义显著[22]。拟合过程中运用极大似然法进行参数估计。若χ2/df介于0 ~ 3之间、相似度指标（比较拟合指数，简称CFI；Tucker-Lewis指数，简称TLI）大于0.90、差异性指标（均方根近似误差，简称RMSEA；标准化均方残差，简称SRMR）低于0.08则表明模型具有较好的拟合优度[23-24]。
四. 研究结果
一 信效度检验
运用SPSS 26.0检验各量表的信效度，结果见表1、2。城市公园环境要素的总Cronbach's α系数为0.94，各分维度的Cronbach's α系数在0.80 ~ 0.90之间。心理健康的总Cronbach's α系数为0.90，各分维度的Cronbach's α系数在0.73 ~ 0.89之间。表明本研究使用的量表具有较高的信度。
表 1 量表的信效度检验量表 维度 测量指标 单项与
总和的相关性标准化
因子负荷平均方差提取量 各维度
Cronbach’s α系数总体
Cronbach’s α系数城市公园
环境要素自然要素 植物种类丰富 0.85 0.77 0.54 0.80 0.94 水景优美，观赏性强 0.86 0.76 地形起伏，有高差变化 0.83 0.66 感知要素 空间氛围安静 0.82 0.70 0.58 0.85 景观丰富有吸引力 0.85 0.83 空间有安全感 0.84 0.75 环境卫生好 0.81 0.75 休息要素 休息设施数量充足 0.90 0.81 0.67 0.89 休息设施舒适性好 0.92 0.83 休息设施的朝向景观好 0.90 0.82 活动要素 活动场地数量充足 0.86 0.81 0.65 0.90 娱乐健身设施种类丰富 0.94 0.80 娱乐健身设施数量充足 0.94 0.80 心理健康 正向情绪 乐观 0.84 0.79 0.60 0.89 0.90 满意生活状况 0.86 0.82 信心 0.86 0.79 环境安全 0.77 0.72 幸福 0.82 0.74 认知功能 记忆力 0.79 0.77 0.59 0.73 处理问题的能力 0.82 0.84 精神集中 0.81 0.69 心理症状和负向情绪 精神紧张 0.69 0.65 0.50 0.86 情绪低落 0.74 0.72 无故害怕 0.75 0.69 反复确认 0.65 0.68 孤独 0.77 0.72 坐立不安 0.82 0.78 空虚无聊 0.78 0.69 表 2 区分效度检验结果量表 潜变量 均值 标准差 自然要素 感知要素 休息要素 活动要素 正向情绪 认知功能 心理症状和负向情绪 城市公园
环境要素自然要素 3.75 0.69 0.73 感知要素 3.78 0.65 0.77 0.76 休息要素 3.69 0.74 0.66 0.76 0.82 活动要素 3.59 0.80 0.63 0.70 0.77 0.81 心理健康 正向情绪 7.41 1.67 0.24 0.31 0.29 0.28 0.77 认知功能 6.73 1.53 0.20 0.24 0.20 0.20 0.51 0.71 心理症状和负向情绪 4.43 1.64 −0.12 −0.16 −0.11 −0.14 −0.54 −0.36 0.77 注：对角线上的数字为对应变量的平均变异抽取量的算术平方根，非对角线数字为变量间的相关系数，所有相关系数均在0.01水平（双侧）上显著相关（双尾检验）。 另外，大部分测量指标的因子负荷高于0.7。虽然有小部分测量指标的因子负荷小于0.7，但均高于0.65，符合Hair等人提出的高于0.5的标准[25]。所有维度的平均方差提取量在0.50 ~ 0.67之间，均高于0.5的标准，表明本研究的模型具有良好的收敛效度。除了自然要素平均方差提取量的算术平方根小于感知要素，其他维度平均方差提取量的算术平方根均大于其本身与其他潜变量的相关系数，说明本研究的模型具有良好的判别效度。由此可见，本研究中使用的量表具有较高的效度。
二 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法对本研究中的34个题目进行因子分析，特征值大于1的共有5个因子，其中第一个公因子的方差解释百分比为27.06%，小于40%的标准。根据周浩等的观点[26]，本研究中不存在明显的共同方法偏差。
三 正态分布检验
使用极大似然法对数据进行参数估计的必要前提是数据呈正态分布[27]。使用SPSS 26.0对所有题目进行偏度和峰度检验，结果表明所有题目的偏度系数绝对值在0 ~ 0.85之间，峰度系数绝对值在0.06 ~ 0.76之间，均小于2，因此本研究中的所有题目均呈正态分布。
四 描述性统计分析
研究样本中，71.90%、21.19%和6.91%的受访者每周前往城市公园的次数分别为1 ~ 2次、3 ~ 4次和5次及以上。17.45%、33.81%、22.72%、14.93%和11.09%的受访者通常在城市公园中停留的时间分别为15 min之内、16 ~ 30 min、31 ~ 60 min、61 ~ 90 min和91min及以上。38.53%、41.27%、14.05%和6.15%的受访者与城市公园的距离分别为2 km以内、2 ~ 3 km、4 ~ 5 km和6 km及以上。
五 假设检验
使用MPLUS 8.0软件对模型的拟合优度进行检验。结果表明模型的χ2/df = 2.11，CFI = 0.97，TLI = 0.95，SRMR = 0.03，RMSEA = 0.04。因此，本研究中的模型具有较好的拟合优度。
具体结果见表3和图2。城市公园环境的感知要素显著促进居民的自然联结（β = 0.21，p < 0.001）、正向情绪（β = 0.16，p < 0.01）和认知功能（β = 0.16，p < 0.01）；活动要素显著促进居民的正向情绪（β = 0.11，p < 0.05），并缓解心理症状和负向情绪（β = −0.12，p < 0.05）；自然联结显著促进居民的正向情绪（β = 0.17，p < 0.001）和认知功能（β = 0.12，p < 0.001），以及缓解心理症状和负向情绪（β = −0.14，p < 0.001）。本模型中的其他路径未达到显著性水平。
表 3 模型标准路径回归系数路径关系 标准化系数 标准误 Z值 显著性 95%置信区间 自然要素→自然联结 −0.02 0.05 −0.42 > 0.05 [−0.12，0.08] 感知要素→自然联结 0.21 0.06 3.59 < 0.001 [0.09，0.32] 休息要素→自然联结 −0.05 0.06 −0.90 > 0.05 [−0.17，0.06] 活动要素→自然联结 0.01 0.06 0.26 > 0.05 [−0.09，0.02] 自然要素→正向情绪 −0.03 0.05 −0.62 > 0.05 [−0.12，0.07] 自然要素→认知功能 0.02 0.05 0.41 > 0.05 [−0.08，0.13] 自然要素→心理症状和负向情绪 0.02 0.05 0.30 > 0.05 [−0.09，0.12] 感知要素→正向情绪 0.16 0.06 2.95 < 0.01 [0.05，0.27] 感知要素→认知功能 0.16 0.05 2.97 < 0.01 [0.05，0.26] 感知要素→心理症状和负向情绪 −0.10 0.06 −1.74 > 0.05 [−0.21，0.01] 休息要素→正向情绪 0.08 10.06 1.45 > 0.05 [−0.03，0.19] 休息要素→认知功能 0.01 0.06 0.12 > 0.05 [−0.11，0.13] 休息要素→心理症状和负向情绪 0.05 0.05 0.96 > 0.05 [−0.06，0.16] 活动要素→正向情绪 0.11 0.05 2.25 < 0.05 [0.01，0.21] 活动要素→认知功能 0.06 0.05 1.14 > 0.05 [−0.05，0.16] 活动要素→心理症状和负向情绪 −0.12 0.05 −2.17 < 0.05 [−0.22，−0.01] 自然联结→正向情绪 0.17 0.03 5.31 < 0.001 [0.11，0.24] 自然联结→认知功能 0.12 0.03 3.53 < 0.001 [0.05，0.18] 自然联结→心理症状和负向情绪 −0.14 0.03 −4.39 < 0.001 [−0.21，−0.08] 另外，自然联结在感知要素和心理健康各维度之间具有显著的中介效应。感知要素显著促进居民的自然联结，进而提高居民的正向情绪和认知功能，以及缓解居民的心理症状和负向情绪，自然联结的中介效应量分别为0.04、0.03和−0.03，中介效应占总效应的比值分别为20%、15.79%和23.08%。其中，自然联结在感知要素、正向情绪及认知功能间具有部分中介作用，自然联结在感知要素、心理症状和负向情绪间具有完全中介作用。
为了更加简洁明了地展示结果，图2只展示了结果显著的路径，且本模型中的控制因素（受访者的性别、年龄、每周前往城市公园的次数、每次在城市公园的停留时间及与城市公园的距离）没有被描绘出来。路径值是标准化的回归系数（标准误差）。
五. 分析与讨论
在“健康中国”的战略部署以及健康城市建设的背景下，本研究探讨了城市公园中的自然要素、感知要素、休息要素和活动要素对居民心理健康三个维度（正向情绪、认知功能、心理症状和负向情绪）的影响，及自然联结在其中的作用。结果表明，在控制了居民的性别、年龄、每周前往城市公园的次数、停留时间及与城市公园的距离后，感知要素可以直接正向预测居民的正向情绪和认知功能，也可以通过自然联结正向预测居民的正向情绪、认知功能以及负向预测居民的心理症状和负向情绪。另外，城市公园的活动要素可以正向预测居民的正向情绪，以及负向预测居民的心理症状和负向情绪。然而，自然因素和休息因素对居民心理健康各维度的预测作用不显著。
首先，感知要素可以显著正向预测居民的正向情绪和认知功能，然而未显著预测居民的心理症状和负向情绪，这与研究假设部分一致。城市公园中的感知要素能够为居民提供具有吸引力、安静、安全且卫生的自然环境，居民置身其中，感受到宁静和放松，从而提高正向情绪。另外，根据注意力恢复理论[10]，良好的自然环境会吸引个体的无意注意，使有意注意资源逐渐得到恢复，并且积极思考，从而提高认知功能。然而，心理症状和负向情绪的形成可能受到个体特质、观念和期望，以及社会环境等多方面的影响[28-29]，因此，城市公园中的感知要素可能需要更复杂的路径以缓解居民的心理症状和负向情绪。
其次，感知要素可以通过自然联结正向预测居民的正向情绪和认知功能，并负向预测居民的心理症状和负向情绪，与研究假设一致。该结果可以解释为感知要素能够促使个体感受到自然的吸引力，感受到自然与自我融为一体，产生亲密关系和情感依恋，获得心理支持，从而对心理健康的各维度产生积极效应。另外，根据社会心理学中的移情现象[30]，人类与人类之间以及人类与自然环境之间产生的情感是相似的，自然联结可以帮助个体发展与他人的亲密关系与情感依恋，有助于个体获得更多的社会支持，从而对心理健康的各维度产生积极效应[31]。同时，研究结果也表明感知要素通过自然联结预测居民心理健康各维度的效应量较小，这可能是因为心理健康在一定程度上是个体社会化的产物，是社会适应的表现，受社会因素的影响较大，受自然环境因素的影响较小[32]。但是，即使效应量较小，也达到了显著水平，表明自然环境在促进居民心理健康中发挥着重要作用。
再次，城市公园的活动要素可以正向预测居民的正向情绪，以及负向预测居民的心理症状和负向情绪，这与研究假设部分一致。这一结果可能是因为体育活动具有宣泄功能，可以释放压力，促进个体身心愉悦。另外，个体的情绪与神经水平和皮层下某些组织的激活程度有关。已有研究证明，相较于体育活动前，被试前额不对称性在体育活动后有明显增加，表明体育活动具有调节情绪的作用[33]。然而，本研究未发现城市公园中的活动要素在预测居民认知功能方面的显著作用。这可能是因为相较于正向情绪以及心理症状和负向情绪，认知功能涉及到更高水平或更复杂的恢复路径，城市公园的活动要素对认知功能的恢复作用相对较弱。
最后，自然因素和休息因素对居民心理健康各维度的预测作用不显著。在自然要素方面，可能是因为本研究中调查的是居民日常生活中最常去的城市公园，居民对公园中的自然要素“习以为常”，导致感受性降低，引发自然联结和恢复心理健康的效用减弱。在休息要素方面，城市公园的休息设施对居民尤其是老年人是必要的。然而，大多数居民在工作和生活中处于久坐状态，希望在城市公园中适当运动以及接触自然，因此，休息要素可能在恢复居民心理健康中发挥的作用较小。
本文具有理论和实践两方面的意义。在理论意义方面，本研究基于生态系统理论所构建的模型及相关结论，丰富和拓展了城市公园社会效益相关领域的研究，尤其是在心理健康的恢复性效果及其机制方面具有一定的价值。首先，在研究视角方面，本文结合影响个体心理健康的远端环境和近端个体因素构建了理论模型，从微观视角拓展了城市公园的社会效益研究，有益于城市公园人地关系的理论探索。其次，在研究内容方面，本文将城市公园的环境要素和心理健康划分为不同维度，具体探讨了城市公园各要素在促进心理健康各维度中所表现出的差异。研究结果为城市公园促进居民心理健康的影响机制提供了一种更加微观的解释和研究证据，有助于从理论上推进城市公园环境要素的研究，拓宽了城市居民心理健康的影响机制探索。在实践意义方面，本研究对城市公园的高质量发展具有一定的启示意义。首先，城市公园设计应注重增加感知要素，为居民提供氛围安静、有吸引力、安全感高及卫生条件好的城市公园环境，使居民在其中能够感受到舒适、安宁和平静。其次，城市公园设计应注重增加活动要素，为居民提供活动场地，并依托公园环境创新居民的活动方式，提高活动的趣味性与多样性。最后，居民从进入城市公园到促进心理健康是一个渐进式的过程，在城市公园的设计中，应注重人与自然的互动，增加丰富多样的沉浸式体验形式，促进居民产生对自然的亲密和依恋，提高自然联结。
虽然本研究分析了城市公园各环境要素对居民心理健康各维度的恢复作用，但仍存在局限性。首先，由于已往研究表明以个体对客观环境的主观感知和评价为研究对象，能更好地解释客观环境促进个体身心健康的内在机制[17-18]，因此，本研究采用居民自我报告的方式测量城市公园的环境要素特点。但是，这种方式导致研究中涉及的公园较多，未来研究可以聚焦某一个或几个公园进行分析，为城市公园建设提供更具有针对性的建议。其次，本研究所使用的调查方法为问卷法，研究结果可能受社会期许影响产生偏差，未来研究可以结合访谈法等对本研究的结果做进一步验证。最后，本研究使用的是横向研究设计，未对研究对象进行持续关注，未来可进一步考虑使用纵向追踪设计，探讨城市公园环境要素与居民心理健康状态之间的动态关系。
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表 1 量表的信效度检验
量表 维度 测量指标 单项与
总和的相关性标准化
因子负荷平均方差提取量 各维度
Cronbach’s α系数总体
Cronbach’s α系数城市公园
环境要素自然要素 植物种类丰富 0.85 0.77 0.54 0.80 0.94 水景优美，观赏性强 0.86 0.76 地形起伏，有高差变化 0.83 0.66 感知要素 空间氛围安静 0.82 0.70 0.58 0.85 景观丰富有吸引力 0.85 0.83 空间有安全感 0.84 0.75 环境卫生好 0.81 0.75 休息要素 休息设施数量充足 0.90 0.81 0.67 0.89 休息设施舒适性好 0.92 0.83 休息设施的朝向景观好 0.90 0.82 活动要素 活动场地数量充足 0.86 0.81 0.65 0.90 娱乐健身设施种类丰富 0.94 0.80 娱乐健身设施数量充足 0.94 0.80 心理健康 正向情绪 乐观 0.84 0.79 0.60 0.89 0.90 满意生活状况 0.86 0.82 信心 0.86 0.79 环境安全 0.77 0.72 幸福 0.82 0.74 认知功能 记忆力 0.79 0.77 0.59 0.73 处理问题的能力 0.82 0.84 精神集中 0.81 0.69 心理症状和负向情绪 精神紧张 0.69 0.65 0.50 0.86 情绪低落 0.74 0.72 无故害怕 0.75 0.69 反复确认 0.65 0.68 孤独 0.77 0.72 坐立不安 0.82 0.78 空虚无聊 0.78 0.69 
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表 2 区分效度检验结果
量表 潜变量 均值 标准差 自然要素 感知要素 休息要素 活动要素 正向情绪 认知功能 心理症状和负向情绪 城市公园
环境要素自然要素 3.75 0.69 0.73 感知要素 3.78 0.65 0.77 0.76 休息要素 3.69 0.74 0.66 0.76 0.82 活动要素 3.59 0.80 0.63 0.70 0.77 0.81 心理健康 正向情绪 7.41 1.67 0.24 0.31 0.29 0.28 0.77 认知功能 6.73 1.53 0.20 0.24 0.20 0.20 0.51 0.71 心理症状和负向情绪 4.43 1.64 −0.12 −0.16 −0.11 −0.14 −0.54 −0.36 0.77 注：对角线上的数字为对应变量的平均变异抽取量的算术平方根，非对角线数字为变量间的相关系数，所有相关系数均在0.01水平（双侧）上显著相关（双尾检验）。
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表 3 模型标准路径回归系数
路径关系 标准化系数 标准误 Z值 显著性 95%置信区间 自然要素→自然联结 −0.02 0.05 −0.42 > 0.05 [−0.12，0.08] 感知要素→自然联结 0.21 0.06 3.59 < 0.001 [0.09，0.32] 休息要素→自然联结 −0.05 0.06 −0.90 > 0.05 [−0.17，0.06] 活动要素→自然联结 0.01 0.06 0.26 > 0.05 [−0.09，0.02] 自然要素→正向情绪 −0.03 0.05 −0.62 > 0.05 [−0.12，0.07] 自然要素→认知功能 0.02 0.05 0.41 > 0.05 [−0.08，0.13] 自然要素→心理症状和负向情绪 0.02 0.05 0.30 > 0.05 [−0.09，0.12] 感知要素→正向情绪 0.16 0.06 2.95 < 0.01 [0.05，0.27] 感知要素→认知功能 0.16 0.05 2.97 < 0.01 [0.05，0.26] 感知要素→心理症状和负向情绪 −0.10 0.06 −1.74 > 0.05 [−0.21，0.01] 休息要素→正向情绪 0.08 10.06 1.45 > 0.05 [−0.03，0.19] 休息要素→认知功能 0.01 0.06 0.12 > 0.05 [−0.11，0.13] 休息要素→心理症状和负向情绪 0.05 0.05 0.96 > 0.05 [−0.06，0.16] 活动要素→正向情绪 0.11 0.05 2.25 < 0.05 [0.01，0.21] 活动要素→认知功能 0.06 0.05 1.14 > 0.05 [−0.05，0.16] 活动要素→心理症状和负向情绪 −0.12 0.05 −2.17 < 0.05 [−0.22，−0.01] 自然联结→正向情绪 0.17 0.03 5.31 < 0.001 [0.11，0.24] 自然联结→认知功能 0.12 0.03 3.53 < 0.001 [0.05，0.18] 自然联结→心理症状和负向情绪 −0.14 0.03 −4.39 < 0.001 [−0.21，−0.08]
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[1] 彭慧蕴. 社区公园恢复性环境影响机制及空间优化[D]. 重庆:重庆大学,2017. [2] 金慧,罗川西,金荷仙. 城市公园绿视率对人体身心健康的影响:以杭州为例[J]. 南方建筑,2022(6):43-51. [3] XU W,ZHENG D,HUANG P,et al. Does bird diversity affect public mental health in urban mountain parks?——a case study in Fuzhou City,China[J]. International Journal of Environmental Research and Public Health,2022,19(12):7029. doi: 10.3390/ijerph19127029
[4] GREENSPOON P,SAKLOFSKE D. Toward an integration of subjective well-being and psychopathology[J]. Social Indicators Research,2001,54(1):81-108. doi: 10.1023/A:1007219227883
[5] 许军,李博,胡敏燕,等. 自测健康评定量表修订版的信度研究[J]. 中国行为医学科学,2002,11(3):341-343. [6] SCHULTZ P. The structure of environmental concern:concern for self,other people,and the biosphere[J]. Journal of Environmental Psychology,2002,21(4):327-339.
[7] 李一茗,黎坚,伍芳辉. 自然联结的概念、功能与促进[J]. 心理发展与教育,2018,34(1):120-127. [8] BACEVICIENE M,JANKAUSKIENE R. The mediating effect of nature restorativeness,stress level,and nature connectedness in the association between nature exposure and quality of life[J]. International Journal of Environmental Research and Public Health,2022,19(4):2098. doi: 10.3390/ijerph19042098
[9] LIU H,NONG H,REN H,et al. The effect of nature exposure,nature connectedness on mental well-being and ill-being in a general Chinese population[J]. Landscape and Urban Planning,2022,222:104397. doi: 10.1016/j.landurbplan.2022.104397
[10] KAPLAN S. The restorative benefits of nature:toward an integrative framework[J]. Journal of Environmental Psychology,1995,15(3):169-182. doi: 10.1016/0272-4944(95)90001-2
[11] YUE Y,YANG D,VAN D. Urban greenspace and mental health in Chinese older adults:associations across different greenspace measures and mediating effects of environmental perceptions[J]. Health and Place,2022,76:102856. doi: 10.1016/j.healthplace.2022.102856
[12] NORDH H,HARTING T,HAGERHALL M,et al. Components of small urban parks that predict the possibility for restoration[J]. Urban Forestry & Urban Greening,2009,8(4):225-235.
[13] 张帆. 环境心理学视野下高架桥穿行的城郊公园景观设计研究[D]. 武汉:湖北工业大学,2020. [14] 王淑芬,许春城,王瑶,等. 促进老年人身心健康的城市公园景观空间研究[J]. 北京工业大学学报,2022,48(10):1036-1045. [15] 董禹,李珍,董慰. 生活性街道环境感知特征对居民心理健康的影响:哈尔滨市老城区的实证研究[J]. 中国园林,2021,37(11):45-50. [16] KRISHNAKUMAR A,BLACK M. Longitudinal predictors of competence among African American children:the role of distal and proximal risk factors[J]. Journal of Applied Developmental Psychology,2002,23(3):237-266.
[17] BARAHMAND U,SHAHBAZI H,SHAHBAZI Z. Implications of perceived physical and social aspects of the environment for self-reported physical and mental health[J]. International Journal of Environmental Health Research,2012,23(1):31-45.
[18] ZUBE E H. Environmental evaluation:perception and public policy[M]. Cambridge: Cambridge University Press,1980.
[19] 谢波,肖扬谋,王潇. 城市绿道使用对居民健康的影响研究:以武汉东湖绿道为例[J]. 中国园林,2022,38(11):40-45. [20] 袁青,赵家璇,冷红. 冬季住区绿地活动行为对老年人心理健康的影响研究[J]. 中国园林,2022,38(3):45-50. [21] PUTRA I,ASTELL-BURT T,CLIFF D,et al. Association between green space quality and prosocial behaviour:a 10-year multilevel longitudinal analysis of Australian children[J]. Environmental Research,2020,196:110334.
[22] PREACHER J,HAYES F. Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models[J]. Behavior Research Methods,2008,40(3):879-891. doi: 10.3758/BRM.40.3.879
[23] BROWN A. Confirmatory factor analysis for applied research[M]. New York:The Guilford Press,2006.
[24] HU L,BENTLER M. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis:conventional criteria versus new alternatives[J]. Structural Equation Modeling:A Multidisciplinary Journal,1999,6(1):1-55. doi: 10.1080/10705519909540118
[25] HAIR J,BLACK C,BABIN J,et al. Multivariate data analysis[M]. 7th ed. Harlow:Pearson,2014.
[26] 周浩,龙立荣. 共同方法偏差的统计检验与控制方法[J]. 心理科学进展,2004,12(6):942-950. [27] 高军,马耀峰,吴必虎. 结构方程模型之旅游研究近况:理性回顾、审视与反思[J]. 旅游学刊,2012,27(7):98-111. [28] 赵玉晶,王申连,张宝菁,等. 同胞冲突对青少年心理健康的影响:同胞亲密度的中介作用与母子关系的调节作用[J]. 中国临床心理学杂志,2022,30(5):1063-1067. [29] 林在煌. 人际自立、人际归因、人际应激与心理症状的关系研究[D]. 昆明:西南大学,2013. [30] CLAYTON S,IRKHIN D,NARTOVA-BOCHAVER K. Environmental identity in Russia:validation and relationship to the concern for people and plants[J]. Journal of the Higher School of Economics,2019,16(1):85-107.
[31] HAKULINEN C,PULKKI-RABACK L,JOKELA M,et al. Structural and functional aspects of social support as predictors of mental and physical health trajectories:Whitehall Ⅱ cohort study[J]. Journal of Epidemiology & Community Health,2016,11(7):1-6.
[32] 刘华山. 心理健康概念与标准的再认识[J]. 心理科学,2001(4):480-481. [33] 肖章艳. 有氧运动对情绪调节的脑电研究[D]. 昆明:西南大学,2020. -
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1. 王思燕，张宏志. 基于熵权-TOPSIS法的居住型口袋公园景观互动性水平评价. 山东林业科技. 2025(01): 50-56+49 . 
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