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城镇化快速发展的背景下，城市压力环境给居民健康带来了严重影响[1]。森林公园作为满足城市居民景观审美、活动需求的重要绿色组成，在缓解心理压力、解除生理疲劳等方面有积极作用[2]，是发展森林康养创新业态的重要载体之一[3]。通过研究森林公园与游憩者健康效益评估的作用机制，对于推动森林公园健康景观规划设计具有重要意义。在森林公园健康效益研究方面，国内外学者主要围绕恢复性环境[4]、景观特征[5]、视听感知[6]等影响路径，进行森林公园要素识别、健康效益量化等研究[7]，并总结出由环境特征、健康促进结果和介于两者之间的中介作用所构成的健康效益评估影响路径[8]。森林公园作为自然与人文系统相互结合的绿色空间载体[9]，对游憩者健康的影响不应仅局限于“环境”的物理特征，更应关注游憩者与空间交互所形成的主观感知与个人情感，甚至由个体主观意义所产生的体力活动、社会交往等环境行为趋势[10]。然而，现阶段对于森林公园健康效益的量化研究集中在相关性或单一中介的影响作用，较少结合游憩者连续的场所感知与环境行为视角对森林公园健康效益的内在转化机制进行实证探究[11]，并且由于森林公园健康景观的相关评价指标体系尚不完善[12]，导致这种相互依赖的影响机制仍未得到充分理解。本研究以福州国家森林公园为研究样地，从游憩者景观知觉和场所依恋出发，引入环境行为视角，构建了森林公园健康效益评估概念模型，结合问卷调查法、探索性因子分析法和结构方程模型分析法，解析景观知觉、场所依恋、环境行为与健康效益评估四者之间的影响路径与作用机制，提出森林公园健康景观优化建议，为探究森林公园健康效益影响机制提供新的理论视角和实践参考。
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福州国家森林公园位于福建省福州市晋安区新店上赤桥，总占地面积为859.33 hm2，是国家十大森林公园之一。整体园区自然景观资源丰富，负氧离子含量高，森林茂密，植物种类繁多，拥有良好的森林资源条件及相对完善的基础设施，被誉为“福州之肺”。园内丰富的动植物资源、水体与地形为游憩者对森林公园量化评价提供了有利条件。公园地貌以低山丘陵为主，海拔为48~507 m，属亚热带海洋性季风气候，年均降水量为1 394.3 mm，年均气温为19.6 ℃。
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游憩者的心理认知因素是构建环境与人体健康之间的重要枢纽。优美的景观环境可以缓解游憩者疲劳的生理状态、恢复积极的心理状态[13]，景观知觉是游憩者在景观环境中进行自然体验、游憩活动时，产生的认知度评价与感知[14]，反映了游憩者与环境进行互动的结果，在一定程度上决定着环境行为的意向和态度[15]。其次，唤醒理论和自我调节态度理论为游憩者感知与情感关系构建了联系，感知和评价是对环境刺激及情绪产生的因素[16]，情绪的启动通过影响情感响应的发生，进一步影响个体行为的意向和态度[17]。同时，当个人对绿地环境产生功能性依赖时，这种情感上的依恋也可能通过激起美好回忆而获得愉悦的心理感受和舒适的生理恢复等积极的健康恢复效益[18]。最后，环境行为学理论强调了自然环境与人体行为是一种相互作用的影响关系，为探寻游憩者对环境空间使用的活动状态提供了条件[19]。游憩者对环境的生理实践过程是健康效益发挥的重要途径之一，人类具有亲环境心理与行为，同时行为活动具有独特的健康恢复属性[20]，且将在自然环境中得以强化，游憩者在环境支持的行为活动下，会不同程度地促进个体健康水平[21]。
森林公园作为“环境−行为”相互作用的综合体，其健康效益影响路径的本质是通过影响游憩者对景观产生感知评价，同时诱导个人情感的产生，并激发环境行为活动意愿，进一步获得积极的健康恢复效益，最终形成游憩者“感知评价—情感响应—行为实践”互动过程所产生的健康促进结果[22]。景观知觉作为感知评价变量，是森林公园环境发挥健康效能的启动变量，场所依恋作为个人情感上的归属与联结，是森林公园环境发挥健康效能的情感响应变量，环境行为交互的是生理性的行为空间，是森林公园环境发挥健康效能的实践响应变量，并同时受到景观知觉和场所依恋的主观心理因素影响，健康效益是森林公园发挥健康效益的启动结果，最终构建森林公园健康效益评估概念模型，并提出以下假设：景观知觉对场所依恋有显著的正向影响(Z1)；场所依恋对环境行为有显著的正向影响(Z2)；环境行为对健康效益评估有显著的正向影响(Z3)；景观知觉对环境行为存有显著的正向影响(Z4)；景观知觉对健康效益评估有显著的正向影响(Z5)；场所依恋对健康效益评估有显著的正向影响(Z6)。
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本研究调查问卷包括人口统计学特征调查、景观知觉度量表、场所依恋量表、环境行为量表以及健康效益评估量表(表1)。其中，景观知觉度量表参考刘凡等[8]以及黄思颖等[23]的景观知觉自然度和场所知觉研究，并咨询20位风景园林学领域专家有关景观知觉度评价指标的意见，结合福州国家森林公园的实地情况，最终提出了19项评价指标。场所依恋量表主要借鉴WILLIAMS等[24]的研究，包含场所依赖、场所认同2个维度8个测试项。环境行为量表主要借鉴彭慧蕴等[25]的研究，包含动态型行为、静态型行为、通过型行为3个维度8个测试项。健康效益评估量表参考心境状态量表(POMS)、自评健康评定量表(SRHMS)中的健康问项[26]，包括心理健康、生理健康、社会健康3个维度9个测试项。问卷中的测量题项均采用李克特7分制量表法。
表 1 潜在变量和测量题目
Table 1. Potential variables and measurement questions
变量类别 测量题目 参考文献 景观知觉度 植被生长良好、轮廓线富有变化(A1)，能听到很多鸟或昆虫的声音(A2)，有各种各样动植物种群(A3)，有丰富的地形(A4)，水景优美、观赏性强(A5)，道路步行系统流畅(A6)，道路铺装材质舒适、有质感(A7)，游憩设施数量充足(A8)，构筑物造型丰富、尺度宜人(A9)，有清晰标识和安全防护设施(A10)，场地注重科普自然、健康教育(A11)，建筑物、雕塑、植物能体现当地文化特色(A12)，公众在场所中的互动体验程度(A13)，场地便利、能体现人性化(A14)，景观能激起自我艺术灵感(A15)，空间布局合理(A16)，空间类型多样(A17)，空间氛围安静(A18)，空间有一种亲切感(A19) [8, 23, 27] 场所依恋 您觉得公园环境已经成为生命的一部分(B1)，公园环境对您有特殊意义(B2)，您很认同公园环境(B3)，您很留恋公园环境(B4)，公园环境是最适合您休闲放松的地方(C1)，这个公园的游憩环境是其他地方不能比的(C2)，您喜欢公园休憩环境胜过公园内其他地方(C3)，在公园环境中最能满足您放松、休憩等需求(C4) [24] 环境行为 主要进行放松、思考和交流(D1)，主要进行接触自然(D2)，主要进行社会交往(D3)，主要进行设施活动(E1)，主要进行场地活动(E2)，主要进行自由活动(E3)，主要进行散步(F1)，主要进行跑步(F2) [25] 健康效益评估 缓解紧张或焦虑(G1)、缓解孤独(G2)、增强注意力(G3)、缓解疲劳(H1)、增强自身活力(H2)、缓解身体疼痛(H3)、增强亲子间交流(I1)、增强社交意愿(I2)、提高学习工作生活的积极性(I3) [26, 28] -
问卷调查于2023年6—7月在福州国家森林公园内随机抽样发放，调查对象为景区内的游憩者。问卷发放时间在8:00—11:00和14:00—17:00，调研期间气候温和。在进行问卷调查之前，调研人员需确保受访对象对问卷内容的理解，累计发放问卷500份，回收488份，有效问卷450份，有效率92%。采用SPSS 25.0以及AMOS 23.0进行数据分析以及结构方程模型检验。
通过探索性因子分析法构建变量间的相关性矩阵，以确定景观知觉度的影响因素与变量分组的合理性。具体公因子得分函数如式(1)所示。
$$ F_i=\beta_{i 1} {X}_1+\beta_{i 2} {X}_2+\cdots+\beta_{i n} {X}_n,\; i=1,\;2, \cdots, \;m 。$$ (1) 式(1)中：Fi 表示公因子，βin 是每项问卷评价变量的权重，代表各变量在式中的重要程度。公因子的数量用 m 表示，i代表公因子总数，X代表自变量，测量题项中原始变量的个数用 n 表示。
结构方程模型也被称为潜变量模型，不但能对量表的信度效度进行科学的测量分析，还可对多元变量之间的复杂关系进行解析。本研究主要针对游憩者景观知觉、场所依恋、环境行为和健康效益评估之间的影响关系进行研究，并通过估计整体结构关系模型的拟合度对提出的研究假设进行判定。
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针对福州国家森林公园景观知觉度19个测量指标的问卷数据进行探索性因子分析及可靠性检验，量表整体KMO (Kaiser-Meyer-Olkin)值为0.830，＞0.7 (自由度为231，P=0.000)，表明测量题项适合做因子分析。采用主成分分析，根据方差最大旋转法以及碎石图确定评价指标因子数，删除问卷中A6题项(因子荷载值为0.484，＜0.5)与A15题项(交叉荷载为0.428，＞0.4)，最终获得景观知觉度量表的4个稳定结构，累计方差贡献率达73.70%，结果如表2所示。根据各项指标的整体特征，分别命名为自然属性感知、设施属性感知、文化属性感知、空间属性感知。自然属性感知主要是指游憩者对森林公园中植被、动物、地形水体等自然要素的感知。设施属性感知主要是指游憩者对森林公园中道路、游憩设施等人工要素的认知感受。文化属性感知主要是指历史文化景观、乡土植物、环境融入等文化氛围所激发的地方环境积极评价。空间属性感知主要是指森林环境对游憩者形成的一种安静、亲切的空间体验与感受。通过对筛选后的测量因子进行信效度检验，森林公园景观知觉度量表整体与4个维度的可靠性系数均大于0.6，组合信度均高于0.6，此外，测量题项与整体相关性均在0.01水平上显著相关，相关性系数均大于0.3，整体量表具有较好的收敛效度和内容信度。
表 2 森林公园景观知觉度量表探索性因子分析与检验
Table 2. Exploratory factor analysis and examination of forest park landscape perception scales
测量指标 因子负荷 公因子方差 与整体相关系数 平均提取方差值 组合信度 可靠性系数 因子1 因子2 因子3 因子4 因子1 0.584 0.875 0.871 A1 0.795 0.772 0.649*** A2 0.748 0.726 0.619*** A3 0.796 0.654 0.455*** A4 0.796 0.727 0.612*** A5 0.679 0.547 0.542*** 因子2 0.664 0.888 0.885 A7 0.833 0.767 0.552*** A8 0.832 0.773 0.569*** A9 0.837 0.756 0.514*** A10 0.755 0.751 0.613*** 因子3 0.664 0.887 0.900 A11 0.782 0.762 0.656*** A12 0.887 0.849 0.607*** A13 0.753 0.703 0.641*** A14 0.832 0.809 0.667*** 因子4 0.572 0.842 0.874 A16 0.706 0.667 0.650*** A17 0.776 0.777 0.694*** A18 0.824 0.765 0.605*** A19 0.714 0.724 0.704*** 特征值 7.527 2.092 1.693 1.216 旋转方差载入 20.111 18.458 18.024 17.101 旋转方差累计载入 20.111 38.569 56.593 73.694 整体 0.619 0.965 0.920 说明：***表示在0.01水平上显著相关(双尾)。 -
由表3可见：测量量表12个维度的可靠性系数为0.672~0.913，各测量题项与整体均显著相关(P＜0.01)，量表具有良好的内容效度。“您喜欢公园休憩环境胜过公园内其他地方”和“主要进行场地活动”的标准化因子负荷值分别为0.483和0.470，其余题项均＞0.5，所有测量题项的t均达到标准，为11.500~28.072。场所认同和动态型行为维度的平均提取方差值分别为0.482和0.493，其余维度均＞0.5，所有维度的组合信度均＞0.6。综上所述, 测量量表中除场所认同和动态型行为维度信效度未符合要求, 其余的信效度均达到标准。
表 3 测量量表的信效度检验及验证性因子分析
Table 3. Reliability and validity examination and confirmatory factor analysis of measurement scales
变量类别 测量指标 标准化因子负荷 t 平均提取方差值 组合信度 可靠性系数 景观知觉度 自然属性感知 A1 0.747 0.583 0.874 0.893 A2 0.774 20.808 A3 0.807 18.414 A4 0.803 20.806 A5 0.680 16.616 设施属性感知 A7 0.807 0.622 0.868 0.878 A8 0.778 18.613 A9 0.807 18.547 A10 0.764 18.839 文化属性感知 A11 0.758 0.605 0.860 0.889 A12 0.834 21.786 A13 0.727 16.748 A14 0.789 22.030 空间属性感知 A16 0.754 0.616 0.865 0.893 A17 0.802 20.232 A18 0.831 18.909 A19 0.750 21.298 场所依恋 场所依赖 B1 0.761 0.601 0.860 0.857 B2 0.799 18.316 B3 0.786 16.899 B4 0.769 16.855 场所认同 C1 0.808 0.482 0.783 0.772 C2 0.731 11.720 C3 0.483 11.064 C4 0.711 12.949 环境行为 静态型行为 D1 0.761 0.592 0.813 0.798 D2 0.758 15.479 D3 0.788 16.410 动态型行为 E1 0.826 12.259 0.493 0.735 0.736 E2 0.470 13.280 E3 0.759 通过型行为 F1 0.765 11.500 0.652 0.789 0.672 F2 0.848 健康效益评估 心理健康 G1 0.835 0.715 0.883 0.917 G2 0.852 28.072 G3 0.850 24.945 生理健康 H1 0.822 0.683 0.866 0.910 H2 0.801 24.094 H3 0.855 25.186 社会健康 I1 0.857 0.736 0.893 0.907 I2 0.886 25.264 I3 0.830 25.369 说明：测量指标所表示的含义见表1。 -
通过AMOS 23.0的极大似然法检验测量模型的整体拟合优度，由于“您喜欢公园休憩环境胜过公园内其他地方”和“主要进行场地活动”的信效度检验未达到要求，因而通过删除这2项逐次进行测量模型的修正，最终修正后的测量模型拟合指标除了卡方自由度比值稍微下降以外，其余均优于修正前的拟合指标(表4)，测量模型的拟合优度均达到要求。
表 4 测量模型拟合度检验
Table 4. Goodness-of-fit test of measurement model
拟合指标 卡方自由度比值 RMSEA GFI CFI NFI IFI TLI 理想数值 [1, 3] ＜0.08 ≥0.8 ≥0.9 ≥0.9 ≥0.9 ≥0.9 修正前模型M1 1.526 0.034 0.870 0.966 0.908 0.966 0.964 修正后模型M2 1.513 0.034 0.892 0.969 0.914 0.969 0.967 说明：RMSEA. 近似均方根残差；GFI. 拟合优度指数；CFI. 比较拟合指数；NFI. 规范拟合指数；IFI. 增量拟合指数；TLI. Tucker-Lewis 指数。 -
经过修正，最终模型的各项拟合指数分别为卡方自由度比值为3.981，近似均方根残差为0.080，拟合优度指数为0.939，比较拟合指数为0.965，规范拟合指数为0.955，增量拟合指数为0.966，Tucker-Lewis指数为0.954，理论模型的整体拟合优度均达到要求，模型具有较好的适配度。
结构关系模型路径结果如表5所示，观测变量的完全标准化负荷值为0.665~0.859，且均显著(t=12.662~18.908)。景观知觉对场所依恋有显著的正向影响(影响系数为0.745，t=12.197)，假设Z1成立；场所依恋对环境行为有显著的正向影响(影响系数为0.597，t=7.693)，假设Z2成立；环境行为对健康效益有显著的正向影响(影响系数为0.630，t=3.134)，假设Z3成立；景观知觉对环境行为有显著的正向影响(影响系数为0.397，t=5.525)，假设Z4成立；景观知觉对健康效益评估有显著的正向影响(影响系数为0.298，t=2.893)，假设Z5成立；场所依恋对健康效益没有显著的影响关系(t=−0.141)，但是场所依恋可以通过环境行为的中介作用对健康效益评估产生间接影响，假设Z6不成立。删除路径Z6后，再次进行结构方程模型分析，最终得到修正后的影响路径及最终结构关系模型，假设Z1~Z5的t=3.196~12.202 (表6，图1)。
表 5 结构模型路径系数及显著性检验
Table 5. Path coefficient and significance test of structural model
假设 路径 t 路径系数 假说检验 Z1 景观知觉—场所依恋 12.197 0.745*** 接受 Z2 场所依恋—环境行为 7.693 0.597*** 接受 Z3 环境行为—健康效益 3.134 0.630*** 接受 Z4 景观知觉—环境行为 5.525 0.397*** 接受 Z5 景观知觉—健康效益 2.893 0.298*** 接受 Z6 场所依恋—健康效益 −0.141 −0.025 拒绝 说明：*、**、***分别表示 在0.1、0.05、0.01的置信水平上显著。 表 6 修正后景观知觉、场所依恋、环境行为和健康效益评估之间的直接和间接效应
Table 6. Corrected direct and indirect effects between landscape perception, place attachment, environmental behavior and health benefits evaluation
假设 路径 t 直接效应 间接效应 总效应 Z1 景观知觉—场所依恋 12.202 0.744 0.744 Z2 场所依恋—环境行为 7.791 0.595 0.595 Z3 环境行为—健康效益 6.116 0.606 0.606 Z4 景观知觉—环境行为 5.600 0.398 0.443 0.841 Z5 景观知觉—健康效益 3.196 0.302 0.509 0.811 
图 1 景观知觉、场所依恋、环境行为与健康效益评估关系模型
Figure 1. Final conceptual model for health benefits evaluation of forest park
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结合专家访谈和验证性因子分析，构建了包括“自然属性感知”“设施属性感知”“文化属性感知”“空间属性感知”等4个维度的景观知觉评价模型，其解释能力分别为60.3%、48.5%、55.2%、57.0%。在4个维度中，“有各种各样动植物种群”“道路铺装材质舒适、有质感”“建筑物、雕塑、植物能体现当地文化特色”“空间氛围安静”的影响系数最高。
景观知觉对场所依恋的影响效应达74.4%。场所依赖与场所认同对场所依恋的解释能力分别为61.7%和72.4%。“公园环境对您有特殊意义”对场所依恋的影响程度最高，“公园是最适合您休闲放松的地方”对场所认同的影响程度最高，说明游憩者在森林公园中的归属感与场所互动体验感是产生场所依恋的主要因素。
景观知觉能显著影响环境行为水平，直接影响效应达39.8%，间接影响效应达44.3%，场所依恋是两者影响关系中的中介变量。静态型行为、动态型行为和通过型行为对环境行为的解释能力分别为73.9%、45.5%和44.2%，社会交往、设施活动和跑步是评估森林公园游憩者环境行为的重要指标。
景观知觉、场所依恋与环境行为的影响效应共同解释了健康效益评估76.8%的变异。景观知觉可以对健康效益评估产生30.2%的直接影响效应，也可以通过场所依恋和环境行为的中介作用对健康效益评估产生50.9%的间接影响效应，总效应达81.1%。环境行为可对健康效益评估产生直接影响作用，影响效应为60.6%，场所依恋与健康效益评估的影响关系不显著，但能通过环境行为的中介作用对健康效益评估产生36.1%的间接影响效应。总的来说，森林公园通过激发游憩者主观感知与个人情感的产生，并在诱发环境行为的相互作用下，实现以有形的物理属性转化为人体可获取的健康效益结果。
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①从自然属性、设施属性、文化属性和空间属性4个方面优化森林公园健康景观质量。通过优化植物种群结构、打造丰富的地形和水景、提升绿色空间设施质量、营造浓厚的场所文化氛围及环境静谧感和亲切感，提升游憩者景观知觉体验。②加强情感管理，培养游憩者形成情感性体验。在森林公园健康景观设计中，不仅应该关注物理环境质量的提升，同时还要重视形成个人情感因素的景观要素。森林公园具有良好的景观视觉与情感体验，通过加强游憩者与公园环境的场所互动以及参与体验，促进游憩者对森林公园进行深层次的交流与认知。③提升配套活动设施质量，满足游憩者活动需求。环境行为是影响健康效益评估的重要因素，活动设施为游憩者休憩放松、接触自然和社会交往等行为活动提供物理条件，应充分考量游憩者多样化的环境行为偏好，因地制宜对游憩者活动类型与场所进行相应设计。
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随着城镇化进程的发展，居民压力增大，行业学者逐渐将研究重点放在森林公园健康效益的挖掘，相关研究围绕景观偏好[28]、场所依恋[29]、环境行为[25]等要素对健康效益的单一影响路径，或是探讨场所感知对健康效益的中介影响路径[27]，但缺乏结合场所感知与环境行为等多维度视角探讨健康效益转化机制的内在动因。与同类研究相比，本研究通过结构关系模型检验分析，从景观知觉、场所依恋到环境行为再到健康效益评估的作用路径，揭示了游憩者在森林公园中的健康恢复是“感知评价—情感响应—行为实践”要素相互作用形成的复合体系，为森林公园健康景观的构建提供理论依据与实践指导。需要说明的是，本研究针对游憩者景观知觉、场所依恋、环境行为与健康效益评估4个维度构成要素之间的影响关系未深入探讨。另外，环境偏好作为个体主观心理因素的一部分[30]，与环境行为之间是否具有类似的影响关系？本研究主要通过问卷调查对森林公园评价与健康效益评估进行量化分析，主观认知的问卷数据可能会存在一定的片面性及误差性，后续可结合媒体大数据以及科学的人体健康测定器材开展相关研究，以拓展研究的深度和广度。
Effects of the tourists’ place perception and environmental behavior on health benefit evaluation at Fuzhou National Forest Park
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摘要:
目的 场所依恋和环境行为是探究游憩者与环境交互所形成的结果，与景观知觉的构建紧密联系，对于探讨森林公园与游憩者健康影响关系具有重要意义。结合游憩者场所感知与环境行为视角探讨森林公园健康效益的内在转化机制。 方法 以福州国家森林公园为研究样地，结合游憩者“感知评价—情感响应—行为实践”视角，构建景观知觉、场所依恋、环境行为与健康效益评估之间的关系模型，并通过结构方程模型解析四者之间的影响关系。 结果 ①自然属性感知、设施属性感知、文化属性感知、空间属性感知是构成景观知觉的主要因素，影响系数分别为0.777、0.696、0.743、0.755，景观知觉对场所依恋有显著影响，影响效应达74.4%；②景观知觉能显著影响环境行为水平，直接影响效应达39.8%，间接影响效应达44.3%，场所依恋是两者影响关系中的中介变量。③景观知觉对健康效益评估产生30.2%的直接影响效应，并通过场所依恋和环境行为的中介作用对健康效益评估产生50.9%的间接影响效应。 结论 通过结构关系模型检验分析，揭示了游憩者在森林公园中的健康恢复是“感知评价—情感响应—行为实践”要素相互作用形成的复合体系。后续可结合媒体大数据以及科学的人体健康测定器材拓展研究的深度和广度。图1表6参 30 Abstract:Objective Place attachment and environmental behavior are the results of the interaction between tourists and the environment, closely related to the construction of landscape perception, and of great significance for exploring the impact mechanism of the forest parks and tourists’ health. This paper explored the internal transformation mechanism of the forest parks’ health benefits from the perspectives of tourists’ place perception and environmental behavior. Method Taking Fuzhou National Forest Park as an example, this paper combined the perspective of tourists’ perceived evaluation, emotion response, and behavior practice, to construct the relational model of landscape perception, place attachment, environmental behavior, and health benefit assessment. Finally, analysed the influence relationship between the four through the structural equation model. Result (1) The perception of natural attributes, facility attributes, cultural attributes, and spatial attributes are the four dimensions that constitute the landscape perception. The influence coefficients are 0.777, 0.696, 0.743, and 0.755. Landscape perception has significant correlation with place attachment, with an impact degree of 74.4%. (2) Landscape perception has a significant impact on environmental behavior, with a direct impact effect of 39.8%, and an indirect impact effect of 44.3%. Place attachment is a mediator variable in the relationship between the two. (3) Landscape perception has a significant impact on health benefit evaluation, with a direct impact effect of 30.2%, and an indirect impact of 50.9% is achieved through the mediator effect of place attachment and environmental behavior. Conclusion Through the construction and testing analysis of structural equation model testing, this paper revealed the impact mechanism of forest park and tourists’ health benefit, is a composite system formed by the interaction elements of “perceived evaluation, emotional response, behavioral practice”. It is necessary to combine media data and scientific human health testing equipment to expand the depth and breadth of research in future. [Ch, 1 fig. 6 tab. 30 ref.] -
Key words:
- forest parks /
- landscape perception /
- place attachment /
- environmental behavior /
- health benefit
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开展珍稀濒危植物的群落生态学研究有助于野生植物资源的保护、恢复和可持续更新。群落生态学研究一般通过探究物种的分布范围、群落结构及种内与种间联结关系等，揭示群落生活史、适应性、生长趋势等[1-3]。物种组成与群落结构在一定程度上展现植物对资源的利用能力和群落的稳定程度[4]。汪国海等[5]通过研究濒危植物单性木兰Kmeria septentrionalis的群落结构与空间分布格局，探究其聚集方式和传播途径。濒危物种的生态位宽度与群落总体关联度能够反映物种间的相互关系(竞争或促进作用)及对生境条件的适应状况和资源利用情况等[6-8]。刘万德等[9]对藤枣Eleutharrhena macrocarpa的生境特征和种间联结研究发现：藤枣与下层木呈极显著负相关，减少群落内下层木可以促进藤枣群落可持续生长[3, 9-11]。杨国平等[12]通过建立预测景东翅子树Pterospermum kingtungense群落动态的Lefkovitch矩阵模型，探究濒危物种在特定的小生境片段中的分布区间。因此，基于群落生态学的研究方法，有助于全面评估珍稀濒危物种的内外致濒因子，缓解其濒危态势，实现有效的拯救保护[10-11]。
细果秤锤树Sinojackia microcarpa为中国特有的极小群落野生植物，多分布在浙江临安、建德等地，处于极度濒危和受胁迫状态[13-17]。目前，对秤锤属Sinojackia的研究相对较多。杨国栋等[18]采用生态学理论结合自组织特征映射网络(SOM)方法，划分了野生秤锤树群落的群丛类型。徐惠明等[19]分析了狭果秤锤树S. rehderiana的群落年龄结构，发现该群落具有良好的更新潜力。周赛霞等[20]研究发现：受密度制约或种子扩散限制等，狭果秤锤树的空间聚集分布趋势逐渐减弱。秤锤属物种多表现出竞争能力相对较弱，对外界干扰的响应较为显著[18-19]。本研究通过对细果秤锤树群落的长期动态监测，分析细果秤锤树群落的物种组成、生态位宽度及其与主要树种的种间关联，揭示细果秤锤树的生境适应性与竞争强度，有助于在就地、迁地保护回归实践中建立适宜的生存环境。
1. 研究区概况与研究方法
1.1 研究区概况
浙江省建德市属亚热带北缘季风气候，雨量充沛，四季分明，年平均气温为17.4 ℃。土壤类型以凝灰岩发育的红壤、黄棕色壤土为主，土层浅薄且质地较为疏松，钱塘江水系中上游，境内以低山丘陵地貌为主。细果秤锤树集中分布于浙江省建德市建德林场乌石滩林区(29°32′56″~29°35′43″N，119°33′08″~119°34′05″E)，主要分布在林区乌石滩、富家坞和灵山顶，海拔为23~429 m。多生长在岩石裸露率较大的山谷溪沟边的灌丛林中，呈条带状分布，群落生境数年前遭受人为砍伐干扰较严重。
1.2 样地设置与调查
细果秤锤树为典型极小群落野生植物，残存数量较少，因适存的小流域生境使得群落呈带状分布，样地设置受限。2020年8—9月，在全面踏查细果秤锤树野生群落的基础上，参照热带森林科学研究中心(CTFS)的样地建设技术规程，建立0.18 hm2的固定监测样地。使用全站仪在乌石滩、富家坞和灵山顶分别设置3个典型样方开展群落调查，共计9个10 m×20 m样方；在每个样方内设置3个5 m×5 m的下层木样地以及3个1 m×1 m的草本层样地。开展树种定位、地形测定(海拔、经纬度、坡向坡位等)、生境因子测定(土壤理化性质等)。
1.3 物种重要值计算
本研究计算上层木与下层木的物种重要值。上层木重要值=(相对多度+相对频度+相对显著度)/3；下层木重要值=(相对多度+相对频度)/2；相对多度=(某种植物的数量/样地植物的总数量)×100%；相对频度=(某种植物的频度/样地所有植物物种的频度总和)×100%；相对优势度=(某种植物的胸高断面积之和/样地所有物种的胸高断面积之和)×100%。
1.4 生态位特征与种间联结性
物种生态位特征主要采用Levins指数、Shannon-Wiener指数[21-23]反映生态位宽度，Schoener生态位相似性[24-25]与Pianka生态位重叠指数[26]反映生态相似与重叠程度。种间联结分析主要采用总体联结指数[6, 8]、卡方检验(χ2)、联结系数(AC)[24]和Pearson相关系数[8, 22]探究物种间关联性。采用R 4.1.0中spaa包计算生态位宽度、生态位相似性和生态位重叠程度、χ2检验、Pearson相关系数检验结果。
2. 结果与分析
2.1 细果秤锤树群落野外分布与生境分析
细果秤锤树总计509株，其中富家坞分布个体数量最多(243株)，灵山顶最少(71株)。群落里单丛萌蘖枝干中的最大胸径为8.10 cm，平均树高为5.40 m(表1)。乌石滩、富家坞、灵山顶细果秤锤树群落的胸径变异系数分别为34%、33%和33%，均表现为较低变异性。
表 1 细果秤锤树群落资源组成Table 1 Composition of population resources of S. microcarpa分布区 数量/
株胸径/
cm树高/
m胸径变异
系数/%树高变异
系数/%乌石滩 195 3.07±1.05 5.00±1.87 34 38 富家坞 243 3.05±1.02 5.40±1.98 33 41 灵山顶 71 2.95±0.98 4.90±2.41 33 54 说明：胸径和树高数值为平均值±标准差 细果秤锤树分布在海拔23~429 m的区域(表2和表3)，乌石滩和富家坞受人工干预程度较高，存在人为滥砍及割灌除草等抚育过程。土壤呈较疏松多孔的黏质土，土壤容重为1.06~1.19 g·cm−3，pH为4.72~5.79，偏酸性土壤，有效磷和速效钾偏低。细果秤锤树群落土壤有机质、氮、磷、钾及其速效成分中等，土壤养分条件一般。
表 2 细果秤锤树群落生境调查Table 2 Environmental survey of S. microcarpa population分布区 样地 海拔/m 纬度(N) 经度(E) 坡向 群落特征 乌石滩 P1 58 29°34′16″ 119°33′10″ 西 樟树Cinnamomum camphora-板栗Castanea mollissima混交林 P2 45 29°34′18″ 119°33′60″ 西 板栗林 P3 64 29°34′17″ 119°33′00″ 东北 板栗林 富家坞 P4 58 29°34′57″ 119°33′42″ 东南 柏木Cupressus funebris-南酸枣Choerospondias axiliaris混交林 P5 95 29°34′57″ 119°33′36″ 东南 柏木林 P6 128 29°35′20″ 119°33′24″ 东 柏木-拟赤杨Alniphyllum fortunei混交林 灵山顶 P7 190 29°35′35″ 119°33′52″ 东北 樟树林 P8 384 29°35′11″ 119°33′11″ 东北 毛竹Phyllostachys edulis林 P9 396 29°35′40″ 119°33′10″ 东北 毛竹林 表 3 细果秤锤树群落的生境因素Table 3 Habitat factors of S. microcarpa分布区 海拔/m 土壤容重/
(g·cm−3)土壤pH 土壤有机
质/(g·kg−1)土壤总孔
隙度/%土壤碱解氮/
(mg·kg−1)土壤有效磷/
(mg·kg−1)土壤速效钾/
(mg·kg−1)乌石滩 70±26 a 1.01±0.10 a 5.46±0.20 a 38.84±3.66 a 61.74±3.67 a 103.41±3.08 a 6.23±0.82 a 82.46±3.22 a 富家坞 109±39 a 1.12±0.06 a 5.47±0.43 a 40.76±1.22 a 57.72±2.25 a 97.61±6.90 a 5.79±1.26 a 82.93±6.82 a 灵山顶 370±110 a 1.07±0.09 a 5.23±0.15 a 45.74±3.42 a 59.72±3.44 a 107.71±8.72 a 5.54±1.45 a 95.48±14.02 a 变化范围 23~429 1.00~1.19 4.72~5.79 36.81~48.38 55.20~62.42 91.04~113.67 5.30~7.84 75.69~102.80 说明：数值为平均值±标准差。同列不同小写字母表示同一指标不同分布区之间差异显著(P＜0.05) 2.2 细果秤锤树群落物种组成
细果秤锤树样地内共记录到胸径≥1 cm的木本植物401株，隶属于35科50属51种。其中优势科有樟科Lauraceae (5属6种)、山茶科Theaceae (3属4种)、壳斗科Fagaceae (3属3种)、马鞭草科Verbenaceae (3属3种)、安息香科Styracaceae (2属3种)、大戟科Euphorbiaceae (2属2种)、金缕梅科Hamamelidaceae (2属2种)、漆树科Anacardiaceae (2属2种)、茜草科Rubiaceae (2属2种)、榆科Ulmaceae (2属2种)。樟树的平均胸径最大，达30.8 cm，有22株；平均胸径较大的树种有臭椿Ailanthus altissima、枫香Liquidambar formosana、柏木、南酸枣和毛竹。
样地中重要值≥1%的上层木物种共16种，重要值排前4位的物种是毛竹、柏木、板栗和细果秤锤树，这4个物种重要值之和为49.85%，是群落优势树种(表4)。下层中阔叶箬竹Indocalamus latifolius的重要值最高，为15.48%；重要值排前3位的物种有水团花Adina pilulifera、毛花连蕊茶Camellia fraterna和细果秤锤树(表5)。细果秤锤树在上、下木层中重要值分别为9.50%和4.60%，是主要建群种之一。
表 4 细果秤锤树群落上层木主要物种的重要值和生态位宽度Table 4 Important values and niche breadth of the dominant species in upper wood layer of S. microcarpa community编号 物种 重要值/
%生态位宽度 编号 物种 重要值/
%生态位宽度 Levins
指数Shannon-Wiener
指数Levins
指数Shannon-Wiener
指数1 毛竹 19.63 1.96 0.68 11 杉木 2.00 1.78 0.63 2 柏木 10.84 2.48 1.00 12 黄檀 1.95 2.29 0.90 3 板栗 9.88 2.80 1.13 13 白花泡桐 1.70 1.00 0.00 4 细果秤锤树 9.50 5.87 1.92 14 盐肤木 1.51 1.00 0.00 5 樟树 8.44 1.82 0.64 15 木油桐 1.27 1.96 0.68 6 南酸枣 2.75 1.83 0.80 16 大叶白纸扇 1.21 2.00 0.69 7 拟赤杨 2.34 1.95 0.68 17 厚壳树 0.99 1.00 0.00 8 枫香 2.32 1.00 0.00 18 臭椿 0.96 1.00 0.00 9 木蜡树 2.18 2.70 1.05 19 檵木 0.88 1.63 0.00 10 棕榈 2.09 2.78 1.06 说明：木蜡树Toxicodendron sylvestr；棕榈Trachycarpus fortunei；杉木Cunninghamia lanceolata；黄檀Dalbergia hupeana；白花泡桐Paulownia fortunei；盐肤木Rhus chinensis；木油桐Vernicia montana；大叶白纸扇Mussaenda shikokiana；厚壳树Ehretia thysiflora；檵木Loropetalum chinensis 表 5 细果秤锤树群落下层木主要物种的重要值和生态位宽度值Table 5 Important value and niche breadth of the dominant species in lower wood layer of S. microcarpa community编号 物种 重要值/% 生态位宽度 编号 物种 重要值/% 生态位宽度 Levins
指数Shannon-Wiener
指数Levins
指数Shannon-Wiener
指数1 阔叶箬竹 15.48 1.98 0.84 9 短柄枹栎 2.41 1.84 0.65 2 水团花 8.45 3.43 1.30 10 紫麻 2.30 1.08 0.16 3 细果秤锤树 4.60 6.82 2.00 11 木荷 1.86 1.00 0.00 4 毛花连蕊茶 4.58 4.95 1.77 12 华箬竹 1.63 1.00 0.00 5 茶 4.44 4.09 1.73 13 杉木 1.59 1.28 0.38 6 檵木 3.05 4.39 1.60 14 海金子 1.58 1.92 0.74 7 窄基红褐柃 2.98 1.00 0.00 15 黄檀 1.54 2.81 1.06 8 杭州榆 2.69 1.00 0.00 16 朱砂根 1.45 3.90 1.57 说明：窄基红褐柃Eurya rubiginosa var. attenuata；杭州榆Ulmus changii；短柄枹栎Quercus glandulifera；木荷Schima superba；华箬竹Sasa sinica；朱砂根Ardisia crenata 2.3 细果秤锤树群落生态位宽度
细果秤锤树具有最大的生态位宽度，Levins的生态位宽度指数及Shannon-Wiener的生态位宽度指数在上层木中分别为5.87%和1.92%(表5)，板栗、棕榈、木蜡树与柏木的生态位宽度依次降低。细果秤锤树在上层木林层与下层木林层中生态位宽度差异不明显，说明细果秤锤树的种对竞争具有一定优势，在所调查的小流域生境中具有较强的适应能力，分布幅度较广。
2.4 细果秤锤树群落生态位相似性与重叠程度
细果秤锤树群落上层木物种生态位相似性和生态位重叠值最大均为盐肤木-臭椿(表6)。细果秤锤树与上层优势树种樟树生态相似性值最高(0.62)，白花泡桐次之(0.59)。生态位宽度较大的柏木和黄檀的生态位相似性达0.65，而生态位宽度较窄的枫香和臭椿的生态位相似性为0，说明生态位相似性与生态位宽度有一定关联。生态位重叠值在0.8~1.0的种对有杉木-盐肤木和南酸枣-枫香，大于0.5的种对有39对(占20.53%)，其中生态位重叠值小于0.1的种对共有90对(占47.37%)。上层木树种间生态位重叠值总体偏低，对资源利用的利用策略存在差异。细果秤锤树与樟树(0.62)和黄檀(0.59)具有较大的生态位重叠，存在较大的生态和资源利用相似性。
表 6 细果秤锤树群落上层木主要优势种间的生态位相似性比例和生态位重叠指数Table 6 Niche similarity and niche overlap of dominant plant species in S. microcarpa community in the upper wood layer编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 1 0 0 0.06 0 0 0.14 0 0 0.27 0.58 0 0.07 0.42 0 0 0 0.42 0 2 0 0.04 0.34 0 0.23 0.41 0.45 0.26 0.43 0 0.52 0 0 0.19 0.74 0.19 0 0.55 3 0 0.02 0.35 0.15 0.41 0.04 0.04 0 0.04 0 0.04 0.52 0 0.04 0.04 0.04 0 0 4 0.09 0.54 0.47 0.42 0.43 0.18 0.15 0.13 0.25 0.20 0.21 0.38 0.04 0.02 0.21 0.16 0.04 0.19 5 0 0 0.11 0.62 0.40 0 0 0 0 0.42 0 0.34 0 0 0 0.52 0 0 6 0 0.15 0.49 0.48 0.68 0.23 0.23 0.09 0.14 0.40 0.14 0.27 0 0.14 0.14 0.54 0 0 7 0.12 0.46 0.01 0.33 0 0.22 0.57 0.71 0.29 0.14 0.15 0 0.14 0.15 0.15 0.15 0.14 0 8 0 0.49 0.05 0.22 0 0.32 0.72 0.42 0.49 0 0.58 0 0 0.58 0.42 0.48 0 0 9 0 0.41 0 0.32 0 0.17 0.96 0.59 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 10 0.27 0.58 0.05 0.25 0 0.22 0.24 0.65 0 0.27 0.73 0 0.27 0.49 0.66 0.48 0.27 0.24 11 0.64 0 0 0.32 0.62 0.54 0.12 0 0 0.28 0 0.07 0.38 0 0 0.42 0.38 0 12 0 0.65 0.06 0.24 0 0.25 0.18 0.73 0 0.89 0 0 0 0.68 0.75 0.48 0 0.32 13 0.09 0 0.63 0.59 0.30 0.39 0 0 0 0 0.04 0 0 0 0 0 0 0 14 0.59 0 0 0.09 0 0 0.19 0 0 0.45 0.63 0 0 0 0 0 1.00 0 15 0 0.30 0.06 0.04 0 0.27 0.20 0.81 0 0.80 0 0.90 0 0 0.42 0.48 0 0 16 0 0.87 0.04 0.40 0 0.16 0.12 0.48 0 0.79 0 0.88 0 0 0.59 0.42 0 0.58 17 0 0.20 0.04 0.28 0.66 0.75 0.13 0.55 0 0.54 0.52 0.61 0 0 0.67 0.40 0 0 18 0.59 0 0 0.09 0 0 0.19 0 0 0.45 0.63 0 0 1.00 0 0 0 0 19 0 0.86 0 0.46 0 0 0 0 0 0.39 0 0.43 0 0 0 0.80 0 0 说明：编号所代表物种见表4。对角线下方为生态位相似性，对角线上方为生态位重叠值 下层木物种生态位相似性为0~0.96，生态位重叠为0~0.10，最大值种对均为海金子Pittosporum illiciodes-紫麻Oreocnide frutescens。细果秤锤树与下层优势树种檵木生态相似性值最高(0.86)；与水团花(0.51)和茶Camellia sinensis (0.48)具有较大生态重叠(表7)。下层木主要物种生态位重叠平均值为0.23，且多数种对的生态位重叠在其平均值附近，表明下层木主要物种的竞争关系相对稳定。
表 7 细果秤锤树群落下层木主要优势种间的生态位相似性比例和生态位重叠指数Table 7 Niche similarity and niche overlap of dominant plant species in S.microcarpa community in the lower wood layer编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 1 0.09 0.32 0.21 0.16 0.20 0.34 0.02 0.25 0 0 0.09 0.09 0 0 0 2 0.04 0.51 0.43 0.53 0.52 0.29 0.46 0 0 0.13 0.56 0.19 0 0 0 3 0.30 0.65 0.36 0.48 0.63 0.33 0.38 0.23 0.01 0.10 0.07 0 0.01 0 0 4 0.34 0.58 0.38 0.59 0.53 0.46 0.54 0 0.08 0.39 0.24 0.11 0.11 0.17 0.08 5 0.18 0.58 0.53 0.64 0.55 0.27 0.47 0 0.34 0.19 0.21 0.11 0.34 0.06 0 6 0.19 0.65 0.86 0.52 0.62 0.44 0.34 0.04 0.04 0.24 0.13 0.13 0.07 0.09 0.12 7 0.31 0.27 0.32 0.47 0.21 0.36 0.14 0.34 0 0.39 0.29 0.24 0.04 0.17 0.16 8 0.02 0.56 0.47 0.75 0.48 0.41 0.15 0 0.05 0.18 0.17 0 0.06 0.03 0.01 9 0.35 0 0.41 0 0 0.09 0.70 0 0 0 0 0 0 0 0 10 0 0 0.02 0.20 0.75 0.07 0 0.08 0 0.01 0 0 0.96 0 0 11 0 0.12 0.03 0.41 0.10 0.29 0.44 0.10 0 0.01 0.11 0 0.05 0.22 0.64 12 0.06 0.77 0.12 0.44 0.32 0.12 0.33 0.24 0 0 0.14 0.35 0 0 0 13 0.13 0.35 0 0.29 0.23 0.26 0.50 0.01 0 0 0 0.48 0 0 0 14 0 0 0.02 0.21 0.75 0.08 0.01 0.08 0 1.00 0.05 0 0 0 0.04 15 0 0 0 0.45 0.13 0.19 0.35 0.05 0 0 0.32 0 0 0 0 16 0 0 0 0.21 0 0.24 0.33 0.02 0 0 0.93 0 0 0.04 0 说明：编号所代表物种见表5。对角线下方为生态位相似性，对角线上方为生态位重叠值 2.5 细果秤锤树群落联结性与Pearson相关分析
细果秤锤树群落上层木12个优势种间总体联结性方差比率为1.23，大于1，即种间存在一定程度正联结；其显著检验统计量为11.05，高于χ2分布临界值，表明上层木群落间总体上呈显著的正联结关系。下层木12个优势种间总体联结性方差比率为0.58，小于1，即种间存在一定程度负联结；其显著检验统计量为5.19，介于χ2分布临界值之间，即下层木12个优势种间呈不显著负联结关系。
χ2检验主要反映不同种对之间联结的显著度。联结系数检验结果显示：上层和下层各12个优势木中，正、负联结种对数相接近。细果秤锤树群落上层木中正、负联结的种对分别为27和28个(各占种对数的40.91%和42.42%)，正负关联比为0.96∶1.00。种对间总体显著率为12.12%，种间联结较松散，无联结的种对占16.67%，细果秤锤树与其他种之间都不存在联结性。下层木种对联结显著度的分布大致与上层木相似，正负关联比0.83∶1.00。细果秤锤树与水团花呈显著正联结关系。细果秤锤树-阔叶箬竹、细果秤锤树-茶、细果秤锤树-檵木、细果秤锤树-窄基红褐柃表现出极显著负关联(表8)。
表 8 细果秤锤树群落12个优势种χ2检验、联结系数(AC)及Pearson相关检验结果Table 8 Result of χ2 test, association coefficient (AC) and Pearson correlation coefficient of the 12 dominant species in S. microcarpa community检验方法 检验结果 数值范围 上层木 下层木 检验方法 检验结果 数值范围 上层木 下层木 种对数 占比/% 种对数 占比/% 种对数 占比/% 种对数 占比/% χ2 正相关 P≤0.01 0 0 0 0 AC 负相关 −0.2≤AC＜0 2 3.03 2 3.03 0.01＜P≤0.05 2 3.03 7 10.61 −0.6≤AC＜−0.2 3 4.54 3 4.54 P＞0.05 25 37.88 22 33.33 AC≤−0.6 23 34.85 30 45.46 无关联 χ2=0 11 16.67 2 3.03 负相关 P≤0.01 0 0 0 0 Pearson
相关检验正相关 P≤0.01 13 19.70 0 0 0.01＜P≤0.05 6 9.09 5 7.58 0.01＜P≤0.05 0 0 0 0 P＞0.05 22 33.33 30 45.45 P＞0.05 25 37.88 31 46.97 无关联 0＜P＜0.20 0 0 0 0 AC 正相关 AC≥0.6 9 13.64 20 30.30 负相关 P≤0.01 0 0 0 0 0.2≤AC＜0.6 8 12.12 2 3.03 0.01＜P≤0.05 0 0 0 0 0＜AC＜0.2 8 12.12 7 10.61 P＞0.05 28 42.42 35 53.03 无关联 AC =0 13 19.70 2 3.03 上层木中总体显著率为19.70%(极显著正关联13个，P＜0.01)，不显著(P＞0.05)正关联25个，占37.88%；不显著负关联28个，占比42.42%。细果秤锤树与其他树种为无联结关系，整个细果秤锤树群落处于优势发展趋势(表8)。下层木中总体显著率为0，不显著正关联31个，占46.97%；不显著负关联35个，占53.03%。细果秤锤树与水团花、毛花连蕊茶、杭州榆、短柄枹栎呈不显著正关联，与阔叶箬竹、茶、檵木、窄基红褐柃呈不显著负关联。
3. 讨论
3.1 物种组成与群落结构
建德市野生细果秤锤树群落动态监测样地内树种组成相对简单，细果秤锤树多生长在次生常绿阔叶林和针阔混交林中，群落优势树种主要为毛竹、柏木、板栗和细果秤锤树。这与秤锤属调查样地内的物种组成及数量相类似[13, 15-16]。调查发现：细果秤锤树群落中缺乏小径级个体或幼苗，这可能是因为秤锤属的种子萌发困难或遭受了人为的抚育等干扰，影响了幼苗的更新[13-14]。细果秤锤树是小流域生境群落中的优势种，早期生长喜较为荫蔽的环境，群落中高大上层木树种如樟树、毛竹、柏木等可在其幼苗更新时期起到遮光作用，以保护幼苗不受高温、强光照影响。在细果秤锤树生长后期，对光照需求增强，可间伐上层木，对高度接近细果秤锤树的树种进行一定程度的抚育，降低群落郁闭度[12, 16-17]。
3.2 生态位宽度与生态位重叠程度
生态位宽度作为植物群落的环境适应力和资源利用能力的衡量性指标，值越大，反映物种适应能力越强，在群落中更具优势[22, 27]。细果秤锤树在群落物种中重要值排在第4位，但生态位宽度却排在首位。可能是其喜光、耐贫瘠、喜微酸性土壤等生长特性有利于细果秤锤树在小溪流水域附近广泛分布。细果秤锤树的生态位宽度较大还可能与本研究的样地设置有关。本研究以细果秤锤树生长的位置为核心展开设置并调查，且呈聚集分布均匀的群落使得其占较大资源位或较大资源量，与极小群落植物圆叶玉兰Magnolia sinensis[28]、小花木兰Oyama sieboldii[29]、缙云秋海棠Begonia jinyunensis[30]在所处群落中生态位宽度均较大这一研究结果相同，表明在该分布点的研究区域生境条件下，生态位宽度大小与细果秤锤树致濒机制无必然联系。研究中有一些物种的生态位宽度大小排序与其重要值大小排序不同，如樟树、南酸枣等，这说明生态位宽度和重要值在物种之间的表现方式略有不同且并无显著关联性。
生态位相似性特征反映种间资源利用的相似程度，重叠值特征衡量生态位相似的树种在特定空间环境下资源利用的差异性，两者结合衡量种间资源竞争程度[31-33]。细果秤锤树与上层优势树种樟树和黄檀的生态相似性与生态重叠性均最高。可能是因为樟树、黄檀是对环境适应性广泛的泛化种，也可能是适合调查区域环境的特化种，因此出现与细果秤锤树较高的生态位重叠值，也表明这些种对间生态学特性比较一致，或者对生境的要求比较相似[8]。一般来说，当多个物种同时具有较大的生态位宽度时，它们之间存在较高生态位重叠的可能性更大[21]。但是，具有较大生态位宽度的物种也可能与较小生态位宽度的物种间存在较大的生态位重叠[21, 31]。这是因为细果秤锤树与水团花、毛花连蕊茶为中生植物，在资源有限的条件下，它们对资源环境的竞争比较大，且对资源的利用和需求相近[32]，因此，它们之间的联系也更为紧密，具有较高的生态位重叠[22, 26]。且细果秤锤树所在群落中物种之间的生态位重叠程度总体偏低，说明细果秤锤树群落中大多物种对资源利用的相似程度降低，物种之间竞争较弱，生态位可通过产生分化来降低种间竞争使得物种间在群落的结构与功能上互补且稳定[7, 22]。本研究发现：细果秤锤树群落大部分种对间的相关性比较弱，表明物种联结性较弱。种间负联结关系占主导，但大部分优势种种对间关联性比较低，说明样地中的不同物种间不存在紧密的相互关系，缺乏竞争或相互促进的趋势，物种间具有独立性，受外界的干扰较小[30]。
4. 结论
细果秤锤树群落中物种组成较为简单，群落结构相对单一，细果秤锤树群落幼树较少，更新相对较差。细果秤锤树生态位宽度最大，在时空上占据着优势地位，属于稍耐阴、耐贫瘠、适应力较强的植物，能更好利用资源和空间。调查样地中多数树种生态位重叠度较高，大部分物种间的竞争较强，对资源利用的相似程度高。树种间不存在较显著的种间相关联结，植物种间缺乏较强的相互依赖或竞争趋势。本研究明确了细果秤锤树生存的独特环境结构和群落间相互关系，对维持其野生群落的幼苗更新和群落规模增长具有重要作用。
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图 1 景观知觉、场所依恋、环境行为与健康效益评估关系模型
Figure 1 Final conceptual model for health benefits evaluation of forest park
表 1 潜在变量和测量题目
Table 1. Potential variables and measurement questions
变量类别 测量题目 参考文献 景观知觉度 植被生长良好、轮廓线富有变化(A1)，能听到很多鸟或昆虫的声音(A2)，有各种各样动植物种群(A3)，有丰富的地形(A4)，水景优美、观赏性强(A5)，道路步行系统流畅(A6)，道路铺装材质舒适、有质感(A7)，游憩设施数量充足(A8)，构筑物造型丰富、尺度宜人(A9)，有清晰标识和安全防护设施(A10)，场地注重科普自然、健康教育(A11)，建筑物、雕塑、植物能体现当地文化特色(A12)，公众在场所中的互动体验程度(A13)，场地便利、能体现人性化(A14)，景观能激起自我艺术灵感(A15)，空间布局合理(A16)，空间类型多样(A17)，空间氛围安静(A18)，空间有一种亲切感(A19) [8, 23, 27] 场所依恋 您觉得公园环境已经成为生命的一部分(B1)，公园环境对您有特殊意义(B2)，您很认同公园环境(B3)，您很留恋公园环境(B4)，公园环境是最适合您休闲放松的地方(C1)，这个公园的游憩环境是其他地方不能比的(C2)，您喜欢公园休憩环境胜过公园内其他地方(C3)，在公园环境中最能满足您放松、休憩等需求(C4) [24] 环境行为 主要进行放松、思考和交流(D1)，主要进行接触自然(D2)，主要进行社会交往(D3)，主要进行设施活动(E1)，主要进行场地活动(E2)，主要进行自由活动(E3)，主要进行散步(F1)，主要进行跑步(F2) [25] 健康效益评估 缓解紧张或焦虑(G1)、缓解孤独(G2)、增强注意力(G3)、缓解疲劳(H1)、增强自身活力(H2)、缓解身体疼痛(H3)、增强亲子间交流(I1)、增强社交意愿(I2)、提高学习工作生活的积极性(I3) [26, 28] 
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表 2 森林公园景观知觉度量表探索性因子分析与检验
Table 2. Exploratory factor analysis and examination of forest park landscape perception scales
测量指标 因子负荷 公因子方差 与整体相关系数 平均提取方差值 组合信度 可靠性系数 因子1 因子2 因子3 因子4 因子1 0.584 0.875 0.871 A1 0.795 0.772 0.649*** A2 0.748 0.726 0.619*** A3 0.796 0.654 0.455*** A4 0.796 0.727 0.612*** A5 0.679 0.547 0.542*** 因子2 0.664 0.888 0.885 A7 0.833 0.767 0.552*** A8 0.832 0.773 0.569*** A9 0.837 0.756 0.514*** A10 0.755 0.751 0.613*** 因子3 0.664 0.887 0.900 A11 0.782 0.762 0.656*** A12 0.887 0.849 0.607*** A13 0.753 0.703 0.641*** A14 0.832 0.809 0.667*** 因子4 0.572 0.842 0.874 A16 0.706 0.667 0.650*** A17 0.776 0.777 0.694*** A18 0.824 0.765 0.605*** A19 0.714 0.724 0.704*** 特征值 7.527 2.092 1.693 1.216 旋转方差载入 20.111 18.458 18.024 17.101 旋转方差累计载入 20.111 38.569 56.593 73.694 整体 0.619 0.965 0.920 说明：***表示在0.01水平上显著相关(双尾)。
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表 3 测量量表的信效度检验及验证性因子分析
Table 3. Reliability and validity examination and confirmatory factor analysis of measurement scales
变量类别 测量指标 标准化因子负荷 t 平均提取方差值 组合信度 可靠性系数 景观知觉度 自然属性感知 A1 0.747 0.583 0.874 0.893 A2 0.774 20.808 A3 0.807 18.414 A4 0.803 20.806 A5 0.680 16.616 设施属性感知 A7 0.807 0.622 0.868 0.878 A8 0.778 18.613 A9 0.807 18.547 A10 0.764 18.839 文化属性感知 A11 0.758 0.605 0.860 0.889 A12 0.834 21.786 A13 0.727 16.748 A14 0.789 22.030 空间属性感知 A16 0.754 0.616 0.865 0.893 A17 0.802 20.232 A18 0.831 18.909 A19 0.750 21.298 场所依恋 场所依赖 B1 0.761 0.601 0.860 0.857 B2 0.799 18.316 B3 0.786 16.899 B4 0.769 16.855 场所认同 C1 0.808 0.482 0.783 0.772 C2 0.731 11.720 C3 0.483 11.064 C4 0.711 12.949 环境行为 静态型行为 D1 0.761 0.592 0.813 0.798 D2 0.758 15.479 D3 0.788 16.410 动态型行为 E1 0.826 12.259 0.493 0.735 0.736 E2 0.470 13.280 E3 0.759 通过型行为 F1 0.765 11.500 0.652 0.789 0.672 F2 0.848 健康效益评估 心理健康 G1 0.835 0.715 0.883 0.917 G2 0.852 28.072 G3 0.850 24.945 生理健康 H1 0.822 0.683 0.866 0.910 H2 0.801 24.094 H3 0.855 25.186 社会健康 I1 0.857 0.736 0.893 0.907 I2 0.886 25.264 I3 0.830 25.369 说明：测量指标所表示的含义见表1。
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表 4 测量模型拟合度检验
Table 4. Goodness-of-fit test of measurement model
拟合指标 卡方自由度比值 RMSEA GFI CFI NFI IFI TLI 理想数值 [1, 3] ＜0.08 ≥0.8 ≥0.9 ≥0.9 ≥0.9 ≥0.9 修正前模型M1 1.526 0.034 0.870 0.966 0.908 0.966 0.964 修正后模型M2 1.513 0.034 0.892 0.969 0.914 0.969 0.967 说明：RMSEA. 近似均方根残差；GFI. 拟合优度指数；CFI. 比较拟合指数；NFI. 规范拟合指数；IFI. 增量拟合指数；TLI. Tucker-Lewis 指数。
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表 5 结构模型路径系数及显著性检验
Table 5. Path coefficient and significance test of structural model
假设 路径 t 路径系数 假说检验 Z1 景观知觉—场所依恋 12.197 0.745*** 接受 Z2 场所依恋—环境行为 7.693 0.597*** 接受 Z3 环境行为—健康效益 3.134 0.630*** 接受 Z4 景观知觉—环境行为 5.525 0.397*** 接受 Z5 景观知觉—健康效益 2.893 0.298*** 接受 Z6 场所依恋—健康效益 −0.141 −0.025 拒绝 说明：*、**、***分别表示 在0.1、0.05、0.01的置信水平上显著。
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表 6 修正后景观知觉、场所依恋、环境行为和健康效益评估之间的直接和间接效应
Table 6. Corrected direct and indirect effects between landscape perception, place attachment, environmental behavior and health benefits evaluation
假设 路径 t 直接效应 间接效应 总效应 Z1 景观知觉—场所依恋 12.202 0.744 0.744 Z2 场所依恋—环境行为 7.791 0.595 0.595 Z3 环境行为—健康效益 6.116 0.606 0.606 Z4 景观知觉—环境行为 5.600 0.398 0.443 0.841 Z5 景观知觉—健康效益 3.196 0.302 0.509 0.811
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