工程設(shè)計的可建造性在項目中的中介效應(yīng)

1、工程設(shè)計的可建造性在項目中的中介效應(yīng)1 相關(guān)研究現(xiàn)狀及假設(shè)提出1. 1 工程項目交易模式與成本績效的關(guān)系在 DB 模式下，總承包商負責(zé)工程項目的設(shè)計和施工，承擔設(shè)計缺陷和遺漏的風(fēng)險，變更成本一般由承包商承擔。這在一定程度上會促使承包商注意施工質(zhì)量和設(shè)計質(zhì)量，從而提高成本的確定性。陳勇強等的研究表明，在 DB 總承包模式下能顯著降低工程項目成本超支率，同時也能降低變更成本率和返工成本率，而在 DBB 模式下，降低程度不顯著。綜上所述，提出以下假設(shè)：H1 工程項目交易模式對成本績效有顯著影響，且 DB 總承包模式對成本績效的正向影響較 DBB 模式更大。1. 2 工程項目交易模式與可建造性的關(guān)系在

2、 DBB 模式下，工程項目分為設(shè)計和施工兩個獨立的階段，以設(shè)計階段所形成的圖紙和規(guī)范為基礎(chǔ)進行招標。在 DB 總承包模式下，根據(jù)業(yè)主提出的對工程項目的要求，設(shè)計和施工由一個總承包商統(tǒng)籌負責(zé)，在設(shè)計過程中就考慮了施工方法和工藝問題，因而可提高工程項目設(shè)計方案的 可 建 造 性，以 較 低 的 成 本 完 成 工 程 項目。張水波等在研究 DB 總承包模式時指出，由于設(shè)計與施工一體化，使得工程項目的可建造性增強，對工程項目的績效有很大的影響。綜上所述，提出以下假設(shè)：H2 工程項目交易模式對工程項目設(shè)計的可建造性有顯著影響，且 DB 總承包模式中的可建造性要顯著高于 DBB 模式中的可建造性。1.

3、3 工程項目設(shè)計的可建造性與成本績效的關(guān)系關(guān)于設(shè)計的可建造性與成本績效的關(guān)系，GRAY 通過實證研究指出，設(shè)計可建造性的提高可以 節(jié) 省 的 開 支 約 占 整 個 工 程 項 目 造 價 的14%.ATKINSON 等通過對工程參與方進行問卷調(diào)查，基于數(shù)據(jù)分析指出設(shè)計的可建造性可帶來成本的減少。而 TAM 在研究香港設(shè)計的可建造性時發(fā)現(xiàn)，可采用預(yù)裝配的程度作為提高設(shè)計可建造性的有效手段之一，其成本要比傳統(tǒng)方法高 2%左右，但與可建造性可節(jié)省的成本相比，從總體衡量，可建造性仍然可以降低成本，提高成本績效。美國工程行業(yè)協(xié)會的研究報告中明確指出可建造性研究是對工程項目績效有影響的 6 種管理活動之

4、一，可以降低成本。綜上所述，提出以下假設(shè)：H3 工程設(shè)計的可建造性對工程的成本績效有正向影響。根據(jù)以上假設(shè)可以看出，工程項目的交易模式對成本績效和設(shè)計的可建造性有影響，而同時設(shè)計的可建造性對成本績效也有顯著的影響。根據(jù)BARON 等關(guān)于中介變量的模型，一個變量對某一個變量有作用，同時另一個變量對該變量也有作用，那么另一個變量有可能起到中介作用。由此提出假設(shè)：H4 設(shè)計的可建造性在工程項目交易模式和成本績效的關(guān)系中起中介作用。2 研究設(shè)計2. 1 工程項目設(shè)計可建造性的測量關(guān)于設(shè)計的可建造性的測量，新加坡建設(shè)局于 2005 年提出了對可建造性進行量化的詳細規(guī)則，首次對可建造性進行量化，從結(jié)構(gòu)體系

5、的可建造性得分;、墻體體系的可建造性得分;和其他可建造性設(shè)計;得分 3 個維度建立了一套可建造性設(shè)計的評價體系（ buildable design appraisalsystem,BDAS）。LAM 等論證了 BDAS 方法的可行性，并基于 BDAS 模型，提出了 BAM 模型（ buildability assessment model） ,BAM 模型包含建筑系統(tǒng)準備方面;、各部分完成系統(tǒng);、工程項目的建筑特點;、建筑設(shè)計方面的服務(wù);、現(xiàn)場具體要求;和創(chuàng)新性觀點;等 6 個方面。筆者對兩個模型進行整合，提出中國情境下工程設(shè)計可建造性的計算概念模型，從建筑材料準備;、工程項目操作方面;和建筑

6、設(shè)計其他方面;3 個維度來計算設(shè)計的可建造性。2. 2 成本績效的測量對于成本績效的測量，陳勇強等采用了返工成本率;、變更成本率;和成本超支率;3 個指標，但研究結(jié)果顯示，在返工成本率方面，DB 項目與 DBB 項目的差異不顯著。因此，筆者擬采用變更成本率;和成本超支率;兩個指標定量研究成本績效。變更成本率指工程變更產(chǎn)生的成本占工程總成本之比，反映工程變更對成本的影響；成本超支率指實際支付合同額與中標合同額之間的偏差度。上述兩個維度在問卷中采用李克特 5分量表，可得到分數(shù)按平均值合成的成本績效。3 數(shù)據(jù)分析3. 1 數(shù)據(jù)收集為確保問卷的科學(xué)性和有效性，在初步問卷設(shè)計完成后，在研究組內(nèi)以團隊討論

7、的形式進行商議，同時向領(lǐng)域?qū)＜液蛯W(xué)者咨詢以進行問卷的修改，并且對 30 位有 5 年以上工作經(jīng)驗的人員進行試調(diào)查，進一步完善問卷。在問卷確定后，通過電子郵件的方式向內(nèi)地的 200 名工程行業(yè)管理人員發(fā)出了問卷調(diào)查的邀請，回收問卷 152 份（ 回收率 76%） ,通過問卷完整性分析，得到有效問卷110 份（ 有效率 72. 4% ） .在 110 份有效問卷中，有 10 年以上工作經(jīng)驗的被試者為 9 人，約占被試者總數(shù)的 8%; 5 10 年工作經(jīng)驗的被試者為 66人，所占比例為 60% .所承建的工程項目有92% （ 101 份） 的工程項目工程額在 1 億元以上，其中 6 億元以上的項目有

8、 44 個，所占比例為40% .工程所采用的交易模式中，有 64 份為DBB 模式，46 份為 DB 總承包模式。從被試者的信息匯總情況可看出，被試者在我國工程項目從業(yè)者中具有一定的代表性，可作為抽樣樣本進行研究。采用各因子的 Cronbach s α 值檢驗各因子之間的內(nèi)部一致性。根據(jù) NUNNALLY 設(shè)定的標準，α 0. 90 為信度非常好，0. 70 0. 90 為高信度，0. 35 0. 70 為中信度，0. 35 以下為低信度。通過 SPSS 19. 0 中的可靠性分析得出，所設(shè)計的可建造性 3 個維度和成本績效兩個維度的Cronbach s α

9、 分別為 0. 637 和 0. 872,均通過內(nèi)部一致性檢驗。為驗證數(shù)據(jù)是否符合正態(tài)分布，采用 SPSS 19. 0 中的探索性分析進行研究，當 Kol-mogorov - Smirnova 統(tǒng)計量和 Shapiro - Wilk 統(tǒng)計量的顯著性均小于 0. 05 時，證明所測變量符合正態(tài)分布。成本績效的得分和設(shè)計的可建造性得分的Kolmogorov - Smirnova 統(tǒng)計量和 Shapiro - Wilk 統(tǒng)計量的顯著性均為 0. 000 2. 910） ,支持了 H2 的內(nèi)容。工程項目交易模式對設(shè)計的可建造性得分影響 -主體間效應(yīng)的檢驗源 均方 F Sig.截距 1 181. 911

10、 2 537. 345 0. 000工程項目交易模式 18.566 39. 857 0.000誤差 0. 466 - -表 5 DB 和 DBB 模式下可建造性得分的獨立樣本 T 檢驗源統(tǒng)計結(jié)果PDS 均值 標準差方差方程的 Levene 檢驗假設(shè)狀況 Sig.均值方程的 T 檢驗T Sig. （ 雙側(cè)）對可建造性的影響DB 3. 740 0. 575 假設(shè)方差相等 0. 093 6. 313 0. 000DBB 2. 910 0. 750 假設(shè)方差不相等 - 6. 590 0. 000在研究設(shè)計的可建造性與成本績效的關(guān)系時，兩者均為定量變量，且線性回歸是用來確定兩種或兩種以上變量間相互依賴的

11、定量關(guān)系的一種統(tǒng)計分析方法，因此采用回歸分析進行研究。以可建造性為自變量，成本績效為因變量進行回歸分析，結(jié)果如表 6 所示。結(jié)果表明兩者的影響關(guān)系系數(shù)為 Sig. =0. 000,由于概率值非常小，因此可以認為在 0. 05 水平下多元線性回歸的效果顯著，這說明可建造性對成本績效有顯著的影響，驗證了 H3.可建造性與成本績效之間的標準回歸系數(shù)為 0. 704,回歸方程為： 成本績效 = 0. 704 ×設(shè)計的可建造性。成本績效與可建造性的回歸分析結(jié)果源回歸系數(shù)標準差標準回歸系數(shù)T Sig. R2常量 0. 665 0. 283 - 2. 346 0.021 0. 495可建造性得分

12、 0. 871 0. 085 0. 704 10. 298 0.000 -文獻的研究顯示，從嚴格意義上來說，一個關(guān)系模型構(gòu)思中的變量為中介變量，它必須同時滿足 3 個條件： 自變量 A 對因變量 C 具有顯著的解釋力； 自變量 B 對因變量 C 有顯著的解釋力； 當 A 和 B 同時出現(xiàn)在模型中時，原來存在顯著關(guān)系的 A 與 C 之間關(guān)系不再顯著，若 A與 C 之間直接的關(guān)系變?yōu)?0,這時 B 具有最強的中介作用。通過研究可以發(fā)現(xiàn)，設(shè)計的可建造性、工程項目交易模式與成本績效 3 個變量之間存在的關(guān)系如下： 通過 H1 的結(jié)論，工程項目交易模式與成本績效之間具有顯著的解釋力； 通過 H3的結(jié)論，

13、設(shè)計的可建造性與成本績效之間具有顯著的解釋力。因此，為研究設(shè)計的可建造性在工程項目交易模式與成本績效之間是否為中介作用時，只要分析當設(shè)計的可建造性和工程項目交易模式同時對成本績效產(chǎn)生影響時各變量之間的關(guān)系即可。雙因素方差分析是對影響因變量的兩個因素進行檢驗，確定究竟是一個因素在起作用，還是兩個因素都起作用，或是兩個因素的影響都不顯著的分析方法，所采用的檢驗統(tǒng)計量是 F 統(tǒng)計量。該方法可以用來研究設(shè)計的可建造性和工程項目交易模式同時對成本績效產(chǎn)生影響的情況，通過SPSS 19. 0 的雙因素方差分析所得的結(jié)果中可以看出，當設(shè)計的可建造性和工程項目交易模式同時作用于成本績效時，工程項目交易模式對成

14、本績效的影響發(fā)生了變化，F(xiàn)= 2. 202 且影響不顯著（ Sig. = 0. 141） ,而設(shè)計的可建造性得分對成本績效的影響 F = 65. 284,影響過程仍然顯著（ Sig. =0. 000） ,這說明當設(shè)計的可建造性和工程項目交易模式同時出現(xiàn)在模型中時，原來存在顯著關(guān)系的工程項目交易模式與成本績效之間關(guān)系不再顯著，而設(shè)計的可建造性對成本績效的作用依然明顯。根據(jù)文獻的研究結(jié)論可以推出，設(shè)計的可建造性在工程項目交易模式與成本績效的影響關(guān)系過程中起中介作用，H4 得到了驗證。2014 年 2 月工程項目交易模式對成本績效影響 -有協(xié)變量的主體間效應(yīng)的檢驗源 均方 F Sig.截距 362.

15、701 7.767 0. 006設(shè)計的可建造性得分 31. 822 65. 284 0.000工程項目交易模式 1. 073 2. 202 0. 141誤差 0. 487 - -4 結(jié)果及結(jié)論筆者研究了工程項目交易模式對成本績效的影響，主要分析了工程項目設(shè)計的可建造性在這一影響過程中的作用。通過建筑材料準備;、工程項目操作方面;和建筑設(shè)計其他方面;3個維度，實現(xiàn)了對工程項目設(shè)計的可建造性進行度量； 同時通過變更成本率;和成本超支率;對成本績效進行衡量。驗證了工程項目的交易模式對成本績效的顯著影響，其中 DB 總承包模式對成本績效的影響更大； 工程項目交易模式對設(shè)計的可建造性也有顯著影響，在 DB 總承包模式中，設(shè)計的可建造性要明顯優(yōu)于 DBB 模式； 設(shè)計的可建造性對成本績效有影響。在 DB 模式下，由于總承包商承擔設(shè)計工作，可以利用自身的施工經(jīng)驗和專業(yè)知識對項目設(shè)計進行參與，并承擔設(shè)計缺陷和遺漏的風(fēng)險，且施工過程中的變更成本一般都由承包商自身承擔，可以提高成本的確定性。由此可以看出，采用 DB 模式在保證設(shè)