工程設計的可建造性在項目中的中介效應,工程管理論文在DB形式下，總承包商負責工程項目的設計和施工，承當設計缺陷和遺漏的風險，變更成本一般由承包商承當。這在一定程度上會促使承包商注意施工質量和設計質量，進而提高成本確實定性。陳勇強等的研究表示清楚，在DB總承包形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形式下，降低程度不顯著。綜上所述，提出下面假設：H1工程項目交易形式對成本績效有顯著影響，且DB總承包形式對成本績效的正向影響較DBB形式更大。1.2工程項目交易形式與可建造性的關系在DBB形式下，工程項目分為設計和施工兩個獨立的階段，以設計階段所構成的圖紙和規范為基礎進行招標。在DB總承包形式下，根據業主提出的對工程項目的要求，設計和施工由一個總承包商統籌負責，在設計經過中就考慮了施工方式方法和工藝問題，因此可提高工程項目設計方案的可建造性，以較低的成本完成工程項目。張水波等在研究DB總承包形式時指出，由于設計與施工一體化，使得工程項目的可建造性加強，對工程項目的績效有很大的影響。綜上所述，提出下面假設：H2工程項目交易形式對工程項目設計的可建造性有顯著影響，且DB總承包形式中的可建造性要顯著高于DBB形式中的可建造性。1.3工程項目設計的可建造性與成本績效的關系關于設計的可建造性與成本績效的關系，GRAY通過實證研究指出，設計可建造性的提高能夠節省的開支約占整個工程項目造價的14%.ATKINSON等通過對工程介入方進行問卷調查，基于數據分析指出設計的可建造性可帶來成本的減少。而TAM在研究香港設計的可建造性時發現，可采用預裝配的程度作為提高設計可建造性的有效手段之一，其成本要比傳統方式方法高2%左右，但與可建造性可節省的成本相比，從總體衡量，可建造性仍然能夠降低成本，提高成本績效。美國工程行業協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種管理活動之一，能夠降低成本。綜上所述，提出下面假設：H3工程設計的可建造性對工程的成本績效有正向影響。根據以上假設能夠看出，工程項目的交易形式對成本績效和設計的可建造性有影響，而同時設計的可建造性對成本績效也有顯著的影響。根據BARON等關于中介變量的模型，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：H4設計的可建造性在工程項目交易形式和成本績效的關系中起中介作用。2研究設計2.1工程項目設計可建造性的測量關于設計的可建造性的測量，新加坡建設局于2005年提出了對可建造性進行量化的具體規則，初次對可建造性進行量化，從構造體系的可建造性得分、墻體體系的可建造性得分和其他可建造性設計得分3個維度建立了一套可建造性設計的評價體系〔buildabledesignappraisalsystem,BDAS〕。LAM等論證了BDAS方式方法的可行性，并基于BDAS模型，提出了BAM模型〔buildabilityassessmentmodel〕,BAM模型包含建筑系統準備方面、各部分完成系統、工程項目的建筑特點、建筑設計方面的服務、現場詳細要求和創新性觀點等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設計其他方面3個維度來計算設計的可建造性。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。因而，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，可得到分數按平均值合成的成本績效。3數據分析3.1數據收集為確保問卷的科學性和有效性，在初步問卷設計完成后，在研究組內以團隊討論的形式進行商議，同時向領域專家和學者咨詢以進行問卷的修改，并且對30位有5年以上工作經歷體驗的人員進行試調查，進一步完善問卷。在問卷確定后，通過電子郵件的方式向內地的200名工程行業管理人員發出了問卷調查的邀請，回收問卷152份〔回收率76%〕,通過問卷完好性分析，得到有效問卷110份〔有效率72.4%〕.在110份有效問卷中，有10年以上工作經歷體驗的被試者為9人，約占被試者總數的8%;5~10年工作經歷體驗的被試者為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，華而不實6億元以上的項目有44個，所占比例為40%.工程所采用的交易形式中，有64份為DBB形式，46份為DB總承包形式。從被試者的信息匯總情況可看出，被試者在我們國家工程項目從業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Cronbachs值檢驗各因子之間的內部一致性。根據NUNNALLY設定的標準，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下面為低信度。通過SPSS19.0中的可靠性分析得出，所設計的可建造性3個維度和成本績效兩個維度的Cronbachs分別為0.637和0.872,均通過內部一致性檢驗。為驗證數據能否符合正態分布，采用SPSS19.0中的探尋求索性分析進行研究，當Kol-mogorov-Smirnova統計量和Shapiro-Wilk統計量的顯著性均小于0.05時，證明所測變量符合正態分布。成本績效的得分和設計的可建造性得分的Kolmogorov-Smirnova統計量和Shapiro-Wilk統計量的顯著性均為0.0000.05,因而可以為成本績效的得分和設計的可建造性得分近似于正態設計的可建造性和成本績效的正態分布探尋求索性檢驗源Kolmogorov-Smirnova統計量dfSig.Shapiro-Wilk統計量dfSig.可建造性得分0.2621100.0000.8251100.000成本績效得分0.2491100.0000.8841100.000分布。3.2假設檢驗經過根據問卷所得數據，研究成本績效與工程項目交易形式之間的關系，由于工程項目交易形式在測量時采用的是定類變量，而單因素方差分析是用來研究一個控制變量的不同水平能否對觀測變量產生顯著影響的方式方法，因而采用單因素方差分析的方式方法研究在DB和DBB兩種不同的形式下成本績效的水平能否有所不同，所采用的檢驗統計量是F統計量。通過SPSS19.0的分析得到的結果如表2所示。工程項目交易形式對成本績效影響的F值為27.678,在0.05的水平上顯著，講明工程項目交易形式對成本績效有顯著影響。為了進一步驗證DB總承包形式對成本績效的影響能否比DBB形式大，即驗證兩個樣本的平均數能否存在顯著差異及其差異性，而獨立樣本T檢驗是用來比擬服從正態分布的兩個獨立的樣本的平均數能否有差異的方式方法。通過SPSS19.0的獨立樣本T檢驗，以交易形式為分類變量，對成本績效的影響為因變量分析。在DB總承包形式中，對成本績效影響的得分均值為4.020,比DBB形式中的得分均值3.130要高，且通過雙側顯著性為0.000,講明DB總承包形式對成本績效的正向影響較DBB形式更大。綜合上述單因素方差分析的結果，H1得到了驗證。DB和DBB形式下成本績效影響-主體間效應的檢驗源均方FSig.截距1366.9761757.9960.000工程項目交易形式21.52227.6780.000誤差0.778--在研究工程項目交易形式與工程項目設計的可建造性的影響時，采用同樣的單因素方差分析和獨立樣本T檢驗的方式方法，分析結果等：設計的可建造性在工程項目中的中介作用101表3DB和DBB形式下成本績效的獨立樣本T檢驗源統計結果PDS均值標準差方差方程的Levene檢驗假設狀況Sig.均值方程的T檢驗TSig.〔雙側〕對成本績效的影響DB4.0200.715假設方差相等0.0015.2610.000DBB3.1300.984假設方差不相等-5.5370.0005所示。從數據結果能夠看出，在DB和DBB形式下，可建造性得分的水平有顯著區別〔F=39.857,Sig.=0.000〕,且DB總承包形式中的工程項目設計的可建造性得分較DBB形式中的得分高〔3.7402.910〕,支持了H2的內容。工程項目交易形式對設計的可建造性得分影響-主體間效應的檢驗源均方FSig.截距1181.9112537.3450.000工程項目交易形式18.56639.8570.000誤差0.466--表5DB和DBB形式下可建造性得分的獨立樣本T檢驗源統計結果PDS均值標準差方差方程的Levene檢驗假設狀況Sig.均值方程的T檢驗TSig.〔雙側〕對可建造性的影響DB3.7400.575假設方差相等0.0936.3130.000DBB2.9100.750假設方差不相等-6.5900.000在研究設計的可建造性與成本績效的關系時，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互相依靠的定量關系的一種統計分析方式方法，因而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，結果如表6所示。結果表示清楚兩者的影響關系系數為Sig.=0.000,由于概率值非常小，因而能夠以為在0.05水平下多元線性回歸的效果顯著，這講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為0.704,回歸方程為：成本績效=0.704設計的可建造性。成本績效與可建造性的回歸分析結果源回歸系數標準差標準回歸系數TSig.R2常量0.6650.283-2.3460.0210.495可建造性得分0.8710.0850.70410.2980.000-文獻的研究顯示，從嚴格意義上來講，一個關系模型構思中的變量為中介變量，它必須同時知足3個條件：①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；③當A和B同時出如今模型中時，原來存在顯著關系的A與C之間關系不再顯著，若A與C之間直接的關系變為0,這時B具有最強的中介作用。通過研究能夠發現，設計的可建造性、工程項目交易形式與成本績效3個變量之間存在的關系如下：①通過H1的結論，工程項目交易形式與成本績效之間具有顯著的解釋力；②通過H3的結論，設計的可建造性與成本績效之間具有顯著的解釋力。因而，為研究設計的可建造性在工程項目交易形式與成本績效之間能否為中介作用時，只要分析當設計的可建造性和工程項目交易形式同時對成本績效產生影響時各變量之間的關系即可。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式方法，所采用的檢驗統計量是F統計量。該方式方法能夠用來研究設計的可建造性和工程項目交易形式同時對成本績效產生影響的情況，通過SPSS19.0的雙因素方差分析所得的結果中能夠看出，當設計的可建造性和工程項目交易形式同時作用于成本績效時，工程項目交易形式對成本績效的影響發生了變化，F=2.202且影響不顯著〔Sig.=0.141〕,而設計的可建造性得分對成本績效的影響F=65.284,影響經過仍然顯著〔Sig.=0.000〕,這講明當設計的可建造性和工程項目交易形式同時出如今模型中時，原來存在顯著關系的工程項目交易形式與成本績效之間關系不再顯著，而設計的可建造性對成本績效的作用仍然明顯。根據文獻的研究結論能夠推出，設計的可建造性在工程項目交易形式與成本績效的影響關系經過中起中介作用，H4得到了驗證。2020年2月工程項目交易形式對成本績效影響-有協變量的主體間效應的檢驗源均方FSig.截距362.7017.7670.006設計的可建造性得分31.82265.2840.000工程項目交易形式1.0732.2020.141誤差0.487--4結果及結論