基于SEM的既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素

吳思材， 郭漢丁， 鄭悅紅， 陳思敏

(天津城建大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 天津 300384)

隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快及居民生活質(zhì)量的不斷提升，建筑能耗成為全社會(huì)的主要能耗來源，預(yù)計(jì)到2020年左右，建筑能耗將超越工業(yè)能耗，躍升為我國(guó)第一大能耗來源。在此背景下，大力推行既有建筑節(jié)能改造成為我國(guó)轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、建設(shè)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會(huì)不可或缺的重要內(nèi)容。我國(guó)自上世紀(jì)80年代引入合同能源管理(Energy Performance Contracting，EPC)模式以來，為既有建筑節(jié)能改造市場(chǎng)化大發(fā)展注入活力。然而EPC模式下既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目參與主體多，各主體利益訴求多元且復(fù)雜，如何實(shí)現(xiàn)主體間科學(xué)合理的收益分配成為決定既有建筑節(jié)能改造事業(yè)能否持續(xù)健康發(fā)展的關(guān)鍵。

為實(shí)現(xiàn)既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配的科學(xué)決策，首先需對(duì)項(xiàng)目收益分配的影響因素進(jìn)行探究。目前，國(guó)內(nèi)外工程項(xiàng)目收益分配影響因素的研究主要集中于PPP(Public-Private Partuership)項(xiàng)目，且大多是以定性分析為主。Viegas[1]將影響PPP項(xiàng)目收益分配的因素界定為交易成本、合同期限與再談判等； Medda等[2～4]認(rèn)為公私雙方風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)是影響PPP項(xiàng)目收益分配的關(guān)鍵致因；胡麗等[5]提出PPP項(xiàng)目收益分配影響因素可分為固定性因素與靈活性因素，其中，固定性因素為投入比重與風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)傁禂?shù)，靈活性因素為合同執(zhí)行度與貢獻(xiàn)度；何天翔等[6]分析了利益相關(guān)者滿意度對(duì)PPP項(xiàng)目收益分配過程的影響關(guān)系；宋波[7]指出PPP模式下城中村改造項(xiàng)目收益分配受到改造總收益、資源投入比重、外部風(fēng)險(xiǎn)三者的影響；段世霞等[8]在研究前人文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，總結(jié)出影響PPP項(xiàng)目收益分配的因素主要有價(jià)值貢獻(xiàn)、投資比重、承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)與合作性四大類。

可以看出，現(xiàn)有研究?jī)H停留于對(duì)收益分配影響因素的簡(jiǎn)單列舉層面，缺乏從系統(tǒng)性思維出發(fā)，以定量化手段分析各影響因素之間的交互關(guān)系及其對(duì)收益分配的影響路徑與強(qiáng)度，且研究領(lǐng)域多局限于PPP項(xiàng)目，專門針對(duì)EPC模式下既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素的研究尚少。因此，本文系統(tǒng)分析可能對(duì)EPC模式下既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配產(chǎn)生影響的因素并構(gòu)建概念模型，向相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜疫M(jìn)行問卷調(diào)查獲取資料與數(shù)據(jù)，采用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)對(duì)各影響因素的重要性權(quán)重及其相互關(guān)系和影響機(jī)理進(jìn)行量化分析，以期為既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配科學(xué)決策提供參考。

1 影響因素分析與概念模型構(gòu)建

既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配是涉及多主體利益關(guān)系的復(fù)雜過程，受到多重影響因素的共同影響。本文從既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配內(nèi)涵分析出發(fā)，對(duì)影響項(xiàng)目收益分配的主要因素進(jìn)行識(shí)別。首先，從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角來看，既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配是指把項(xiàng)目所產(chǎn)生的效益依據(jù)一定的規(guī)則分歸給項(xiàng)目各利益相關(guān)主體占有與支配的一個(gè)過程[9]，由此可知，可分配的收益和參與分配的主體是構(gòu)成既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配的兩大基本要素，可分配收益的波動(dòng)與項(xiàng)目中各主體的行為動(dòng)機(jī)、價(jià)值訴求、合作關(guān)系等勢(shì)必會(huì)對(duì)收益分配決策過程產(chǎn)生重大影響；其次，既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配是一個(gè)動(dòng)態(tài)的復(fù)雜系統(tǒng)，不僅會(huì)受到系統(tǒng)內(nèi)部主體的制約影響，還會(huì)受到來自系統(tǒng)外界環(huán)境的擾動(dòng)作用，因此，從環(huán)境層面來講，還需考慮外界的政策體系、項(xiàng)目本身特征等因素?；谏鲜龇治觯疚膶⒂绊懠扔薪ㄖ?jié)能改造項(xiàng)目收益分配的主要因素界定為綜合效益、主體關(guān)系、政府政策、項(xiàng)目特性、業(yè)主行為特征、節(jié)能服務(wù)公司(Energy Service Company，ESCO)行為特征，并分別從以上六個(gè)方面入手對(duì)既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配提出假設(shè)。

1.1 綜合效益對(duì)收益分配的影響

既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目的準(zhǔn)公共物品屬性決定了政府大力推動(dòng)既有建筑節(jié)能改造改項(xiàng)目的首要目的就是為了實(shí)現(xiàn)包含經(jīng)濟(jì)效益、社會(huì)效益、環(huán)境效益在內(nèi)的綜合效益最大化[10]。綜合效益的實(shí)現(xiàn)是開展收益分配的前提，綜合效益的大小直接制約著項(xiàng)目各利益相關(guān)方最終分得收益的多寡。因此，提出如下假設(shè)：

H1： 綜合效益對(duì)收益分配具有直接影響。

1.2 主體關(guān)系對(duì)收益分配的影響

穩(wěn)定的主體關(guān)系是實(shí)施收益分配的基礎(chǔ)。近年來，隨著對(duì)項(xiàng)目本質(zhì)研究的深入，學(xué)術(shù)界對(duì)項(xiàng)目本質(zhì)的認(rèn)識(shí)已由過去的“生產(chǎn)函數(shù)”、“臨時(shí)性契約組織”發(fā)展為“臨時(shí)性社會(huì)網(wǎng)絡(luò)組織”。項(xiàng)目本質(zhì)認(rèn)識(shí)的演化引導(dǎo)著項(xiàng)目治理理論研究的不斷延伸與拓展，項(xiàng)目作為“臨時(shí)性社會(huì)網(wǎng)絡(luò)組織”時(shí)，項(xiàng)目治理理論更加強(qiáng)調(diào)從關(guān)系治理的角度降低收益分配談判過程中的交易成本，提高收益分配效率，這就意味著主體關(guān)系的好壞將對(duì)項(xiàng)目收益分配產(chǎn)生直接影響。因此，提出如下假設(shè)：

H2： 主體關(guān)系對(duì)收益分配存在直接影響。

1.3 政府政策對(duì)收益分配的影響

政府政策不僅是指導(dǎo)既有建筑節(jié)能改造參與主體進(jìn)行收益分配的標(biāo)準(zhǔn)，也是保障項(xiàng)目收益分配順利實(shí)施的關(guān)鍵[11]。通常情況下，政府政策通過兩條路徑作用于項(xiàng)目收益分配：第一，ESCO與業(yè)主間的收益分配活動(dòng)都要在政府制定的制度框架內(nèi)進(jìn)行，政府監(jiān)管力度的強(qiáng)弱與收益分配政策體系健全與否將直接影響項(xiàng)目收益的合理分配；第二，政府透過財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠及貸款減免等經(jīng)濟(jì)激勵(lì)政策增強(qiáng)ESCO與業(yè)主參與節(jié)能改造可獲得的收益，從而提升節(jié)能改造綜合效益進(jìn)而間接對(duì)項(xiàng)目收益分配產(chǎn)生影響。因此，基于上述分析，做出以下假設(shè)：

H3a： 政府政策對(duì)收益分配具有直接影響；

H3b： 政府政策通過影響綜合效益間接作用于收益分配。

1.4 項(xiàng)目特性對(duì)收益分配的影響

項(xiàng)目特性對(duì)收益分配過程的影響主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：首先，EPC模式內(nèi)在特質(zhì)規(guī)定了既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配有別于一般工程項(xiàng)目的一次性分配，而是動(dòng)態(tài)的、多階段分配，這不僅增大了項(xiàng)目參與方收益分配談判成本，也提升了收益分配契約設(shè)計(jì)的復(fù)雜性；其次，EPC模式的應(yīng)用使得項(xiàng)目參與主體關(guān)系由原先的競(jìng)爭(zhēng)范式向“利益共享，合作共贏”的合作范式演進(jìn)，因此，EPC模式改善了主體關(guān)系并間接影響收益分配；第三，既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目施工的復(fù)雜性及漫長(zhǎng)的效益分享期無疑增大了項(xiàng)目綜合效益實(shí)現(xiàn)的不確定性，從而間接對(duì)收益分配產(chǎn)生影響。根據(jù)這些現(xiàn)象，提出以下假設(shè)：

H4a： 項(xiàng)目特性對(duì)收益分配具有直接影響；

H4b： 項(xiàng)目特性作用于主體關(guān)系間接影響收益分配；

H4c： 項(xiàng)目特性作用于綜合效益間接影響收益分配。

1.5 業(yè)主行為特征對(duì)收益分配的影響

既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配過程實(shí)際上就是項(xiàng)目參與主體的談判博弈過程。因此，業(yè)主作為既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目的主要參與者，其對(duì)收益分配方式的選擇[12]、討價(jià)還價(jià)能力[13]等將對(duì)收益分配結(jié)果產(chǎn)生直接影響。另一方面，在節(jié)能改造項(xiàng)目施工階段，業(yè)主的積極配合與支持可降低ESCO開展工作的難度，是增進(jìn)雙方合作關(guān)系的關(guān)鍵因素。而在節(jié)能改造項(xiàng)目運(yùn)營(yíng)階段，業(yè)主的用能行為是否規(guī)范則是影響項(xiàng)目綜合效益能否實(shí)現(xiàn)的主要致因。因此，業(yè)主行為在項(xiàng)目施工與運(yùn)營(yíng)兩階段分別作用于主體關(guān)系與綜合效益進(jìn)而對(duì)項(xiàng)目收益分配產(chǎn)生間接影響。鑒于此，提出如下假設(shè)：

H5a： 業(yè)主行為特征對(duì)收益分配具有直接影響；

H5b： 業(yè)主行為特征通過影響主體關(guān)系間接影響收益分配；

H5c： 業(yè)主行為特征通過影響綜合效益間接影響收益分配。

1.6 ESCO行為特征對(duì)收益分配的影響

ESCO是既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目不可或缺的重要角色，負(fù)責(zé)既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目設(shè)計(jì)、融資、投資與施工建設(shè)[14]，為項(xiàng)目投入大量人力與物力資源，并承擔(dān)項(xiàng)目大部分風(fēng)險(xiǎn)，ESCO為項(xiàng)目付出越多，渴望獲得的收益也就越大，因此，ESCO對(duì)未來收益的預(yù)期將直接影響到項(xiàng)目收益分配[15]。此外，ESCO在項(xiàng)目改造階段是占有信息優(yōu)勢(shì)的一方，其是否選擇與業(yè)主共享信息，并誠(chéng)信的為業(yè)主提供服務(wù)是降低雙方信息不對(duì)等、維系雙方合作關(guān)系穩(wěn)定的重要因素。最后，節(jié)能改造最終效果與ESCO自身技術(shù)實(shí)力息息相關(guān)，ESCO良好的技術(shù)水平是保證節(jié)能改造綜合效益得以顯現(xiàn)的關(guān)鍵?；诖?，提出如下假設(shè)：

H6a： ESCO行為特征對(duì)收益分配存在直接影響；

H6b： ESCO行為特征以主體關(guān)系為中介間接影響收益分配；

H6c： ESCO行為特征以綜合效益為中介間接影響收益分配。

綜合上述對(duì)影響既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配六大方面因素的分析，構(gòu)建既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素的概念模型，見圖 1。其中，政府政策、項(xiàng)目特性、業(yè)主行為特征、ESCO行為特征是外源潛變量，綜合效益、主體關(guān)系是中介變量，收益分配是內(nèi)生潛變量。

圖1 既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素概念模型

2 研究設(shè)計(jì)與研究方法

2.1 問卷設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)收集

為理清各因素對(duì)既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配的影響程度及各影響因素之間的相關(guān)關(guān)系，本文圍繞研究假設(shè)而設(shè)計(jì)了既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素調(diào)查問卷。問卷設(shè)計(jì)主要包含以下兩個(gè)步驟：第一，在現(xiàn)有文獻(xiàn)[11～16]和理論分析的基礎(chǔ)上，對(duì)上文所述7個(gè)潛變量各自下屬的觀測(cè)變量進(jìn)行總結(jié)和歸納，初步確定影響因素指標(biāo)體系；第二，將確定的主要指標(biāo)制成初步問卷，發(fā)放給五位相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜疫M(jìn)行預(yù)調(diào)查，依據(jù)專家反饋回來的意見和建議對(duì)初步問卷進(jìn)行優(yōu)化和調(diào)整，最終形成包含7個(gè)分量表共31個(gè)題項(xiàng)的正式問卷。問卷中各題項(xiàng)設(shè)置均采用通行的Likert 5級(jí)量表形式，根據(jù)測(cè)量變量的影響程度，從1到5分別表示“影響程度最低”～“影響程度最高”。

為保證問卷的可靠性，本次調(diào)研以節(jié)能服務(wù)公司、房地產(chǎn)企業(yè)、施工企業(yè)、大專院校為調(diào)查單位，以在各單位中從事建筑節(jié)能、工程項(xiàng)目管理研究或?qū)嵺`的專家學(xué)者為調(diào)查對(duì)象，通過發(fā)送電子郵件、電話訪談及直接登門造訪三種形式開展問卷調(diào)查。調(diào)研于2016年9月13日開始，至2016年10月29日截止，歷時(shí)45天，共發(fā)放問卷270份，回收問卷157份，問卷回收率為58.15%，滿足數(shù)據(jù)調(diào)查中問卷回收率不低20%的要求。并經(jīng)篩選剔除18份不符合條件的問卷，最終獲得有效問卷139份，問卷有效率為88.54%。通過統(tǒng)計(jì)問卷中調(diào)查對(duì)象的基本信息可知，來自承包單位(節(jié)能服務(wù)公司、房地產(chǎn)企業(yè))、發(fā)包單位(施工企業(yè))的受訪者分別占33.4%和29.1%，來自大專院校的受訪者占37.5%，不同單位的受訪者所占比例基本持平，避免了因立場(chǎng)不同而對(duì)于收益分配理解上的偏頗。另外，受訪者中從業(yè)年限在3年以上的占85.6%，本科及以上學(xué)歷者占74.6%，曾經(jīng)參與過2次以上既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目的占69.2%，確保了本次調(diào)研所采集數(shù)據(jù)的有效性。

2.2 測(cè)量量表及其信度、效度分析

在對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行驗(yàn)證之前，需要對(duì)測(cè)量量表的信度和效度展開檢驗(yàn)，以保證獲取的研究數(shù)據(jù)適合進(jìn)行后續(xù)研究。本文采用Cronbach’s Alpha系數(shù)法及組合信度系數(shù)(CR)測(cè)度樣本數(shù)據(jù)的信度，并利用糾正系數(shù)(CITC)刪除量表中的不適當(dāng)題項(xiàng)，凈化量表。通常認(rèn)為若量表中某一題項(xiàng)的CITC<0.3，且刪除該題項(xiàng)后量表的Cronbach’s Alpha值達(dá)到最低信度標(biāo)準(zhǔn)值0.7以上，則該題項(xiàng)應(yīng)當(dāng)被刪除，以提升量表信度[17]。經(jīng)SPSS 18.0軟件分析表明，剔除“綜合效益”中的“增加社會(huì)就業(yè)”和“增進(jìn)社會(huì)和諧”題項(xiàng)、“項(xiàng)目特性”中的“項(xiàng)目所在地環(huán)境”題項(xiàng)及“業(yè)主行為特征”中的“業(yè)主性格差異”題項(xiàng)后，總量表的Cronbach’s Alpha值提升為0.805，7個(gè)分量表的Cronbach’s Alpha值最低為0.716，最高為0.865，均滿足標(biāo)準(zhǔn)要求，各分量表的組合信度系數(shù)CR也達(dá)到0.6的判定標(biāo)準(zhǔn)，表明凈化后的測(cè)量量表符合信度要求，具有較高的內(nèi)部一致性(檢驗(yàn)結(jié)果見表1)。

量表效度則需要進(jìn)行內(nèi)容效度與結(jié)構(gòu)效度兩方面檢驗(yàn)。內(nèi)容效度檢驗(yàn)方面，本問卷基于相關(guān)文獻(xiàn)建立，在發(fā)放之前又經(jīng)過專家學(xué)者的多輪修改，基本保證了問卷的維度和題項(xiàng)能夠包含影響既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配的主要因素，具有一定代表性，可以認(rèn)為具有較好的內(nèi)容效度。結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)方面，本文借助于因子分析法來檢驗(yàn)，一般認(rèn)為各觀測(cè)變量在其相關(guān)潛變量上的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷可被接受的最低標(biāo)準(zhǔn)為0.5，該值越大表明觀測(cè)變量越能夠準(zhǔn)確反映潛變量的特征，量表的結(jié)構(gòu)效度也就越高，但在此之前應(yīng)首先對(duì)量表進(jìn)行KMO檢驗(yàn)，以判斷本研究數(shù)據(jù)是否適合做因子分析。通過SPSS 18.0軟件分析得知，量表中各潛變量及量表總體的KMO值均大于其最低臨界值0.5，可見研究數(shù)據(jù)適合開展后續(xù)的因子分析。運(yùn)行SPSS18.0軟件對(duì)量表進(jìn)行因子分析得到的結(jié)果表明，各觀測(cè)變量在各自歸屬的潛變量上的因子載荷都大于0.5，而在其他潛變量上的負(fù)載則很低，說明本研究量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度(檢驗(yàn)結(jié)果見表1)。

綜合以上分析可知，測(cè)量量表的信度、效度均滿足要求，適合進(jìn)行進(jìn)一步的假設(shè)模型分析。

3 初始模型檢驗(yàn)與修正

3.1 模型擬合度檢驗(yàn)

從整體模型的擬合角度出發(fā)，運(yùn)用AMOS 18.0軟件對(duì)初始假設(shè)模型與樣本數(shù)據(jù)間的擬合程度進(jìn)行分析[18](表2)。從擬合結(jié)果可以看出，雖然初始模型的簡(jiǎn)約指數(shù)PNFI與PCFI達(dá)到理想值要求，但絕對(duì)指數(shù)中的卡方自由度比(χ2/df)與近似誤差均方根RMSEA數(shù)值相較理想值偏大，擬合優(yōu)度指數(shù)GFI則偏小，同時(shí)，相對(duì)指數(shù)中的規(guī)范擬合指數(shù)NFI也超出了標(biāo)準(zhǔn)值的范圍，因此，初始模型與樣本數(shù)據(jù)的擬合效果一般，需要對(duì)初始模型進(jìn)行修正。

表1 修正量表的變量及其信度和效度分析

表2 初始模型整體擬合度的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系及擬合結(jié)果

3.2 模型修正

利用極大似然估計(jì)法對(duì)各潛在變量之間結(jié)構(gòu)關(guān)系的假設(shè)路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，并根據(jù)檢驗(yàn)所得出的結(jié)論刪除未達(dá)顯著水平的影響路徑，以提高模型的整體擬合優(yōu)度，從而修正模型，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。由表3可知政府政策對(duì)綜合效益、項(xiàng)目特性對(duì)收益分配、項(xiàng)目特性對(duì)主體關(guān)系這三條作用路徑的臨界比C.R.都小于標(biāo)準(zhǔn)閾值1.96且其顯著性水平P均大于建議標(biāo)準(zhǔn)0.5，說明這三條作用路徑中的前一潛變量對(duì)后一潛變量的影響并不顯著，即假設(shè)H3b，H4a，H4b不成立。因此，刪除這三條路徑，得到修正模型M0，并重新對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。

表3 初始模型各假設(shè)路徑檢驗(yàn)結(jié)果

注：*,**,***分別表示在10%,5%,1%水平差異顯著

參照表4輸出結(jié)果，修正模型M0相較初始模型在擬合效果上有較大的改善，其中規(guī)范擬合指數(shù)NFI已達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)要求，但模型的卡方自由度比χ2/df、近似誤差均方根RMSEA與擬合優(yōu)度指數(shù)GFI距離判定標(biāo)準(zhǔn)仍有一定差距，故模型還需進(jìn)一步修正。

表4 修正模型M0的擬合結(jié)果

此時(shí)選擇放開模型參數(shù)限制，允許AMOS軟件對(duì)模型展開自由估計(jì)，根據(jù)所給出的修正指數(shù)(Modification Index，MI)從大到小，依照參數(shù)修改一次一個(gè)的原則逐次進(jìn)行修改，并結(jié)合相關(guān)領(lǐng)域知識(shí)，判斷每次修改是否具有理論價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義，以保證修正后模型的合理性、邏輯性與有效性。

首先，先從初始MI值最大的參數(shù)關(guān)系開始修改，經(jīng)AMOS軟件估計(jì)發(fā)現(xiàn)，“ESCO與業(yè)主信任度X5”與“ESCO與業(yè)主合作的信息共享X6”的殘差項(xiàng)之間的MI值最大為24.647，需要進(jìn)行修正，因此，增設(shè)一條X5與X6之間的殘差相關(guān)路徑能有效降低模型卡方值。而既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目參與主體間的信任與其信息互通程度之間顯然具有相關(guān)關(guān)系，因此，修正后增加X5與X6之間的殘差相關(guān)路徑。

接下來進(jìn)行第二次修正，繼續(xù)尋找MI值較大的參數(shù)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)“EPC合同期限X12”和“節(jié)能改造施工的復(fù)雜性X14” 的殘差項(xiàng)之間的MI值較大為18.925，應(yīng)當(dāng)增設(shè)二者的殘差相關(guān)路徑。事實(shí)上，EPC合同期限的長(zhǎng)短在一定程度上受到節(jié)能改造施工復(fù)雜性的影響，反之亦然。因此，增加X12與X14間的殘差相關(guān)路徑符合邏輯。

再進(jìn)行第三次修正，其中，“節(jié)能改造施工的復(fù)雜性X14”和“業(yè)主配合與支持X16”的殘差項(xiàng)之間的MI值為11.283，需要修正。事實(shí)上，節(jié)能改造施工過程越復(fù)雜，對(duì)業(yè)主的正常生活造成的影響越大，業(yè)主則越不配合，反之，業(yè)主的積極配合對(duì)降低項(xiàng)目施工復(fù)雜性也有一定影響。因此，增加X14與X16間的殘差相關(guān)路徑是可被解釋的。

最后，進(jìn)行第四次修正，發(fā)現(xiàn)“污染物排放量”X3與“居住環(huán)境變化”X4的殘差項(xiàng)之間的MI值為6.225，需要修正。實(shí)際上，建筑污染物外放量的降低對(duì)居民生存環(huán)境與生活質(zhì)量的提升確實(shí)具有影響，因此，增加二者間的殘差相關(guān)路徑在理論上是合理的。第四次修正完畢后，發(fā)現(xiàn)其余變量的MI值已小于建議的修改標(biāo)準(zhǔn)值5，意味著即使增加變量間的殘差相關(guān)路徑，也未必能夠提高模型的整體擬合優(yōu)度。因此，其余變量的MI值已不宜繼續(xù)進(jìn)行處理，模型修正完成，修正后的模型M1的擬合結(jié)果見表5。

表5 修正模型M1的擬合結(jié)果

參照表5輸出結(jié)果，修正后模型M1的適配效果良好，各項(xiàng)擬合指數(shù)均得到進(jìn)一步優(yōu)化，已全部符合判斷標(biāo)準(zhǔn)要求，表明初始假設(shè)模型經(jīng)改進(jìn)后基本與樣本數(shù)據(jù)契合。

運(yùn)行AMOS 18.0軟件重新估計(jì)修正后的最終模型M1的路徑系數(shù)，并做出其結(jié)構(gòu)模型圖(圖2)，此圖描繪了各種影響既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配的因素間的關(guān)系、作用、影響。圖中具有顯著性的影響路徑畫實(shí)線，不具有顯著性的影響路徑畫虛線；X1～X27為各潛變量各自下屬的觀測(cè)變量；e1～e30代表殘差項(xiàng)。

圖2 既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素最終結(jié)構(gòu)模型

4 研究結(jié)論與對(duì)策

通過上文分析，分別從既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素的影響強(qiáng)度、影響路徑及關(guān)聯(lián)關(guān)系三個(gè)方面得出如下結(jié)論。

(1)影響強(qiáng)度

影響強(qiáng)度方面，四個(gè)外源潛變量對(duì)項(xiàng)目收益分配影響的總效應(yīng)按從高到低的順序排列依次為：業(yè)主行為特征(0.785)、ESCO行為特征(0.758)、政府政策(0.449)和項(xiàng)目特性(0.220)。其中，既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目的兩大參與主體業(yè)主與ESCO二者的行為對(duì)項(xiàng)目收益分配的影響占據(jù)絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，因此，對(duì)二者行為的合理規(guī)制應(yīng)是提升項(xiàng)目收益分配效率、保障項(xiàng)目收益科學(xué)分配所需要關(guān)注的重點(diǎn)。而相較于ESCO而言，業(yè)主行為特征對(duì)項(xiàng)目收益分配的影響則更為顯著，這種結(jié)果主要是由EPC模式?jīng)Q定的。EPC模式下，業(yè)主是既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目的主導(dǎo)者，幾乎不用在項(xiàng)目中承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)，就可享有節(jié)能改造帶來的豐厚的增值收益。業(yè)主對(duì)未來收益的預(yù)期、對(duì)分配方式的選擇，以及是否采取合適的用能行為等都將影響到項(xiàng)目的收益分配狀況。因此，針對(duì)這一情況，可從以下三個(gè)方面入手對(duì)業(yè)主行為進(jìn)行管理：首先，政府應(yīng)增大對(duì)業(yè)主的節(jié)能知識(shí)宣傳力度，以提高業(yè)主的節(jié)能意識(shí)，進(jìn)而促使業(yè)主端正自身用能行為，降低項(xiàng)目的收益風(fēng)險(xiǎn)；其次，ESCO應(yīng)主動(dòng)加強(qiáng)與業(yè)主的溝通，向業(yè)主闡明其可獲得的具體收益情況，并將自身對(duì)項(xiàng)目的付出及對(duì)未來收益的想法與業(yè)主進(jìn)行交流，促使業(yè)主樹立正確的收益分配理念，在談判時(shí)選擇有利于雙方的分配方式；第三，現(xiàn)有EPC模式過度的將項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移給ESCO一方承擔(dān)，不僅嚴(yán)重制約著項(xiàng)目整體績(jī)效的實(shí)現(xiàn)，也不利于對(duì)業(yè)主行為的約束。因此，應(yīng)適時(shí)推進(jìn)傳統(tǒng)EPC模式的創(chuàng)新，合理分配項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，明確業(yè)主風(fēng)險(xiǎn)責(zé)任及違規(guī)懲罰措施，以科學(xué)的風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)機(jī)制有效管控業(yè)主行為。

除去項(xiàng)目直接參與主體業(yè)主與ESCO之外，政府政策對(duì)項(xiàng)目收益分配的影響也較為顯著。實(shí)踐中，主要體現(xiàn)在對(duì)分配準(zhǔn)則的界定、對(duì)參與主體的激勵(lì)及對(duì)市場(chǎng)交易過程的規(guī)范等方面。由此可知，政府依然在既有建筑節(jié)能改造過程中扮演著不可替代的重要角色，政府應(yīng)明確自身責(zé)任，持續(xù)發(fā)揮好自身作用，才能為項(xiàng)目收益分配的有序開展提供更好的支撐與保障。

此外，對(duì)比兩個(gè)中介變量主體關(guān)系(0.574)與綜合效益(0.368)我們可以發(fā)現(xiàn)，主體關(guān)系在項(xiàng)目收益分配過程中發(fā)揮的中介效應(yīng)要強(qiáng)于綜合效益。這主要是因?yàn)轫?xiàng)目收益分配需要以一定的關(guān)系框架作為基礎(chǔ)，對(duì)于主體關(guān)系良好的業(yè)主與ESCO，雙方在收益分配契約談判與執(zhí)行過程中的猜忌與摩擦?xí)苌?，反之，雙方則會(huì)糾結(jié)于合同條款中的具體文字表述或?yàn)榱艘徊糠掷娑磸?fù)爭(zhēng)奪，導(dǎo)致收益分配效率低下。在實(shí)踐中，管理者可以從主體關(guān)系優(yōu)化的角度提高雙方對(duì)彼此的信任，以此降低收益分配談判成本。主體關(guān)系的優(yōu)化通常應(yīng)從主動(dòng)與被動(dòng)兩個(gè)層面來展開，不僅需要用嚴(yán)謹(jǐn)?shù)恼胶贤鳛橐?guī)范雙方關(guān)系的硬性標(biāo)準(zhǔn)，還需要加之非正式的關(guān)系治理機(jī)制作為補(bǔ)充，實(shí)現(xiàn)合同治理與關(guān)系治理的有效耦合，以保證合同條款剛性與靈活性的適度均衡。

(2)影響路徑

影響路徑方面，除了業(yè)主行為特征與ESCO行為特征對(duì)項(xiàng)目收益分配的影響存在三條作用路徑之外，其他外源潛變量對(duì)收益分配的影響僅有一條作用路徑。其中，項(xiàng)目特性對(duì)收益分配的直接影響路徑H4a及通過主體關(guān)系而對(duì)收益分配產(chǎn)生間接影響的間接路徑H4b未得到驗(yàn)證。從表面上來看，EPC模式下既有建筑節(jié)能改造的獨(dú)有特性會(huì)對(duì)項(xiàng)目收益分配產(chǎn)生一定的直接影響，但是數(shù)據(jù)并不支持這一假設(shè)。同時(shí)，政府政策通過綜合效益而對(duì)收益分配產(chǎn)生間接影響的間接路徑H3b也未得到驗(yàn)證。實(shí)際上，在調(diào)查中我們發(fā)現(xiàn)，為了提高項(xiàng)目綜合效益，各級(jí)政府都及時(shí)出臺(tái)了一系列經(jīng)濟(jì)激勵(lì)政策，在財(cái)政、稅收、信貸等方面給予一定的優(yōu)惠和傾斜。實(shí)證研究表明這些政策并沒有發(fā)揮預(yù)期的效果。究其原因，一是每年的補(bǔ)貼資金雖說相當(dāng)可觀，但均攤下來，每位業(yè)主或每家企業(yè)可獲得的補(bǔ)助只是杯水車薪；二是經(jīng)濟(jì)激勵(lì)政策缺乏必要的配套措施，導(dǎo)致執(zhí)行起來困難重重，許多政策淪為空頭文件。因此，為了激發(fā)市場(chǎng)主體參與節(jié)能改造的熱情，不斷提升節(jié)能改造綜合效益，政府除了應(yīng)繼續(xù)加大各種專項(xiàng)資金支持力度、完善經(jīng)濟(jì)激勵(lì)政策配套外，還應(yīng)探索其他更為積極有效的激勵(lì)手段，做到多重激勵(lì)手段的組合協(xié)同，實(shí)現(xiàn)激勵(lì)成本最小化、激勵(lì)效益最大化。

(3)關(guān)聯(lián)關(guān)系

關(guān)聯(lián)關(guān)系方面，從最終模型的結(jié)構(gòu)圖可以看出(圖2)，ESCO與業(yè)主信任度和ESCO與業(yè)主合作的信息共享的關(guān)聯(lián)系數(shù)為0.51，節(jié)能改造施工的復(fù)雜性和EPC合同期限的關(guān)聯(lián)系數(shù)為0.27，業(yè)主配合與支持和節(jié)能改造施工的復(fù)雜性的關(guān)聯(lián)系數(shù)為0.39，污染物排放量與居住環(huán)境變化的關(guān)聯(lián)系數(shù)為0.33，說明各影響因素之間存在一定的相互作用。也表明在項(xiàng)目收益分配過程中，不能僅單純地考量每個(gè)影響因素的影響，而應(yīng)從整體視角出發(fā)，綜合考慮各因素間的關(guān)聯(lián)關(guān)系與傳導(dǎo)作用，做到對(duì)各類影響因素的統(tǒng)籌兼顧。

5 結(jié) 語

實(shí)現(xiàn)科學(xué)合理的既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配是明確主體責(zé)任與利益關(guān)系，繁榮既有建筑節(jié)能改造市場(chǎng)的內(nèi)在要求。既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目涉及利益主體多、各主體利益關(guān)系復(fù)雜，深入剖析既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素是實(shí)現(xiàn)項(xiàng)目收益合理分配的前提。本文在對(duì)既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素識(shí)別的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配影響因素概念模型，利用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)各影響因素的影響強(qiáng)度、影響路徑、關(guān)聯(lián)關(guān)系等方面進(jìn)行實(shí)證研究，提出了收益分配優(yōu)化對(duì)策。研究結(jié)果對(duì)既有建筑節(jié)能改造項(xiàng)目收益分配的科學(xué)決策有一定的啟發(fā)與幫助，可促進(jìn)既有建筑節(jié)能改造事業(yè)的發(fā)展。

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