基于SEM的舊工業(yè)建筑綠色改造影響因素分析
——以開發(fā)階段為例

張 揚，李慧民

（ 西安建筑科技大學土木工程學院，陜西 西安 710055 ）

隨著我國產業(yè)結構調整，在國內各大城市涌現大量閑置的工業(yè)建筑.面對其中在建筑使用、歷史社會等層面仍具有一定價值的群體，改造再利用成為處理舊工業(yè)建筑的主要手段之一.為了優(yōu)化舊工業(yè)建筑再生手段，課題組在國內22個典型城市106個項目展開實地調研，發(fā)現我國舊工業(yè)再生利用在安全性、環(huán)保性、經濟性等方面均存在突出問題，可采用綠色建筑的理念對舊工業(yè)建筑再生手段進行優(yōu)化.

在綠色建筑評價和工業(yè)建筑再生利用評價體系上，已有學者分別展開了研究.天津大學胡云亮(2008)采用AHP法建立了大型公共建筑的綠色度綜合模糊評價模型[1]，長安大學戴德新(2010)建立基于BREEAM的西安地區(qū)綠色公共建筑綜合評價指標[2].當前研究針對綠色建筑評價和舊工業(yè)建筑改造評價分別展開的，并不能很好的解決前文提及的問題.本文為解決上述問題，通過研究分析現有各類關于綠色建筑、舊工業(yè)建筑評價標準、相關文獻中建立的評價體系及調研時獲得的數據信息，提取相關指標，結合舊工業(yè)建筑改造全壽命周期中各階段的工作內容和特點，利用結構方程模型分析篩選影響舊工業(yè)建筑改造項目全壽命周期綠色性的主要因素[3-4].因篇幅限制，本文以開發(fā)決策階段為例進行分析.

1 調研現狀與問題分析

從20世紀90年代開始，企業(yè)將有區(qū)位優(yōu)勢的工業(yè)建筑以經濟自救為目的進行了轉租改造；同時受發(fā)達國家舊工業(yè)建筑再生利用成功案例的影響；以及對有歷史文物價值的工業(yè)建筑遺產的保護意識的加強，我國逐步展開了舊工業(yè)建筑保護與利用的理論研究及實踐工作.舊工業(yè)建筑的再生利用從實踐角度體現了可持續(xù)發(fā)展的思想，從資源利用、文物保護等多個角度體現了其再生價值.但在實際操作中仍主要存在一下幾方面的問題：①安全性不足.我國的閑置工業(yè)建筑多建于1979年以前[5]，存在當時標準規(guī)范和技術規(guī)程不健全、不能與現在標準要求相匹配，建筑在使用損耗、動荷載和混凝土徐變作用下抗震性能不佳，以及線路老化等問題，不經檢測加固直接使用存在一定安全隱患；②建筑能耗較高.由于工業(yè)建筑功能特性，廠房體量大、層高高、窗墻比較大，保溫材料的使用不符合民用建筑要求，保溫隔熱性能不佳；③使用舒適度不足.部分改造項目受原建筑結構和投資限制，存在配套不齊全(包括停車場、電梯、衛(wèi)生間等配套設施)，建筑空間布局不合理，采光、通風、建筑環(huán)境較差；④改造造價偏高.除早期自上而下式的改造項目，國內部分成功的改造項目一味追求工業(yè)建筑的噱頭，不能很好控制“去”與“留”的平衡，經歷結構修復到重新裝修，造價往往高于新建建筑[6].結合綠色建筑的打造節(jié)約能源資源、回歸自然的建筑的概念，為解決上述問題，在合理解決舊工業(yè)建筑的處置問題的同時，提高再生建筑的健康舒適性、降低建筑能耗，打造親近自然的使用環(huán)境，建立一套綠色再生舊工業(yè)建筑評價標準是十分必要的.

2 初始理論模型的建立

2.1 階段分析

綠色改造舊工業(yè)建筑全壽命周期可分為綠色開發(fā)、綠色設計、綠色施工、綠色運營四個階段.以綠色開發(fā)階段為例進行分析.項目開發(fā)決策階段主要包括項目構思分析、投資機會研究、預期總體目標、項目定義、總體方案策劃、項目建議書、可行性研究8個基本程序，需要對項目進行初步構思并分析投資機會，由此針對上層系統(tǒng)組織的情況、戰(zhàn)略要求，以及社會和經濟環(huán)境條件，提出項目要達到的各項指標，進一步明確項目目標系統(tǒng)的構成、范圍，并對目標說明.根據所提出的目標情況，對項目的實施的總體方案進行策劃，包括功能定位、產品種類、占地位置、規(guī)劃思路、融資方案、建設方案等.對工程項目的所涉及的各個方面進行科學合理的分析論證，從經濟效益、社會影響、環(huán)境影響等多個角度進行決策[7].

2.2 提取影響因素并提出假設

根據國內外現行的綠色建筑評價標準、書籍文獻中的綠色建筑評價及舊工業(yè)建筑再生利用評價指標體系、以及對我國22個城市的實地調研分析出的影響改造項目開發(fā)決策過程的主要因素，將影響舊工業(yè)建筑綠色再生開發(fā)決策階段的影響因素分為：經濟因素、社會因素及環(huán)境因素三個部分(見表1第1、2列)，并結合綠色再生工業(yè)建筑的特征提出如下假設：

H1：經濟因素對舊工業(yè)建筑綠色再生具有顯著正向影響；H2：社會因素對舊工業(yè)建筑綠色再生具有顯著正向影響；H3：環(huán)境因素對舊工業(yè)建筑綠色再生具有顯著正向影響.

根據以上假設建立初始模型如圖1所示.

圖1 初始理論模型Fig.1 The initial model

3 量表設計及調研分析

3.1 建立初始量表

量表中各題目采用李克特5級量表，根據測量變量的取值范圍，結合既有綠色建筑評價標準進行分級打分，從1到5分別表示“極其不符合”到“極其符合”.表中列出了綠色開發(fā)階段的四個潛變量和18個測量變量.

表1 測量變量及其信度分析Tab.1 Weight value of environmental protection, energy conservation and economy

續(xù)表

3.2 樣本分析

在課題組進行的兩次大規(guī)模調研中，以實地調研的百余個實體項目為載體，針對從事舊工業(yè)建筑改造及綠色建筑開發(fā)等相關工作人員，采用“一人考評多個項目、一個項目多人考評”的方式發(fā)放調研問卷500份，針對每個項目開發(fā)階段的操作手段和使用階段的實現效果進行評分.截止2015年3月1日回收有效問卷164份.回收問卷中，施工單位12人(7%)，監(jiān)理公司14人(9%)，房地產公司36人(22%)，設計院28人(17%)，政府機構24人(15%)，科研機構6人(4%)，高校44人(27%)；其中，76%以上具備從事相關工作3年以上工作經驗.符合利用結構方程模型的基本要求.利用SPSS20.0、AMOS21.0統(tǒng)計分析軟件對數據進行分析.

3.3 量表的效度與信度分析

(1) 效度分析

本問卷基于既有標準和相關文獻建立，又經過相關專家多輪修改；在調研過程中結合被調研者的意見建議又進行了僅有一步改進，可以認為具有較好的內容效度.

利用SPSS20.0對18個題項進行因子分析來檢驗量表的建構效度.對數據進行因子分析前應先進行KMO（檢測采集樣本的充足性，檢驗變量間的偏相關性的大?。┖虰artlett球體檢驗（對變量之間是否相互獨立進行檢驗），檢驗結果見表2.其中，KMO值應介于0到1之間，越接近1，越適合用于因子分析(Kaiser(1974)).進行因子分析的普通準則是其KMO值在0.6以上，當KMO值小于0.5時則不適合做因子分析.當其p值達到顯著性水平時（p＜0.05），適合進行因子分析.

表2 KMO值和 Bartlett 的檢驗Tab.2 KMO and Bartlett's test

如表2所示，影響因素量表的KMO值為0.851，均高于0.7，且Bartlett的球形度檢驗p值接近于0，達到了0.05顯著水平，可見量表適合做因子分析.

通過KMO及Bartlett球體檢驗后，運用主成分分析發(fā)進行因子分析，以特征值大于1為抽取原則，結合Kaiser標準化的最大方差法進行正交旋轉后的共得到4個特征值大于1的公因子.4個因子的方差貢獻率分別為19.651%、14.491%、13.386%、12.6619%，累計方差貢獻率為60.188%，表示4個因子共解釋了量表60.188%的信息，達到60%的最低標準，而且每個題項在各自維度上的因子載荷都大于0.5，說明所提取的因子可以被接受.

通過以上的因子分析可知，本研究的量表具有較好的建構效度.

(2) 信度分析

利用目前廣泛采用的Cronbach ɑ系數進行信度測量，分析檢驗量表的可靠性.Nunnaly (1978)提出0.7為其下限，也有學者指出分量表的Cronbach ɑ值最好高于0.60.

通過因子分析刪除部分指標后，運用SPSS 20.0對回收的164份有效問卷數據進行內部一致性分析，各分量表和總量表的Cronbach ɑ值見表1第三列.其中，總量表的Cronbach ɑ值為0.873，4個分量表的Cronbach ɑ系數最低為0.752，最高為0.841，都高于0.7，表示分量表部分題項的量表內部一致性信度較高，而總量表18個題項的Cronbach ɑ系數為0.873，高于0.8，表示本研究的量表具有較好的信度.

綜合以上分析可知，本研究的量表信度、效度都較佳.

4 結構方程模型分析

4.1 測量模型

結構方程模型一般由測量模型和結構模型兩個部分組成.測量模型，主要處理觀測指標與潛變量之間的關系，也稱為驗證性因子分析(CFA).通過驗證性因子分析，可以對量表內部質量和擬合度等進行檢驗，通過對結構模型的檢驗則可以進行路徑分析，檢驗研究假設.

本研究的測量模型中共包含4個潛變量，18個觀測變量，運用AMOS21.0軟件進行驗證性因子分析，模型圖如圖2所示.

圖2 測量模型Fig.2 Measurement model

在AMOS21.0程序里運行以上模型，得到的驗證性因子分析的各指標的CR值(T值)、P值等標準化因子載荷，見表1第4～7列.

通過檢測測量模型中潛變量中各指標的標準化因子載荷大小、T值、p值即可判斷模型的內在質量是否理想.其中，各指標的標準化因子載荷應都大于0.5，且p值小于0.05.

由表1可看出，各測量指標的標準化因子載荷最低為0.596，都高于0.5，符合最低標準，且都在0.001的水平上達到了顯著水平，指標都符合標準，可見本研究的測量模型質量較好.

模型擬合指數也是判定模型質量的重要標準，測量模型的主要擬合指標如表3所示.

表3 模型擬合指數Tab.3 Model fitting index

4.2 路徑分析和假設檢驗

對測量模型檢驗過后，需要對結構模型進行路徑分析，并根據研究的假設構造的結構模型圖如圖3所示.

圖3 最終結構模型Fig.3 The final structure model

研究假設可以通過各個潛在變量之間的路徑系數進行驗證.基于統(tǒng)計顯著性（p＜0.05）為前提對各假設的路徑進行評價.在AMOS中運行以上的結構模型，得到的結構模型的研究假設、路徑參數以及假設結果見表4.4.3 假設模型的結果分析

表4 假設結果分析Tab.4 Analysis of the assuming results

如表4所示，本研究的3個假設中，路徑“經濟因素→建筑綠色再生”的標準路徑系數為0.301，p＜0.001，達到顯著，說明經濟因素對建筑綠色再生存在顯著正向影響，假設 H1得到支持；路徑“環(huán)境因素→建筑綠色再生”的路徑系數為0.398，p＜0.001，達到顯著水平，說明環(huán)境因素對建筑綠色再生存在顯著的正向影響，假設 H2得到支持；路徑“社會因素→建筑綠色再生”的路徑系數為0.379，p＜0.001，在0.001水平上達到水平，說明社會因素對建筑綠色再生存在顯著的正向影響，假設H3得到支持.可以得出假設模型成立的結論.三個標準化路徑系數均大于0.30且數值相對接近，說明經濟因素、環(huán)境因素以及社會因素對舊工業(yè)建筑的綠色再生均有顯著影響，且其影響力大致相同，開發(fā)決策時，應兼顧這三方面才能保證舊工業(yè)建筑成功綠色再生.

5 結論

依托國內百余個改造項目的實地調研，通過對舊工業(yè)建筑再生利用項目開發(fā)決策階段各影響因素的提取和分析并建立結構方程模型，可得出以下結論：

(1) 為保證改造后的舊工業(yè)建筑的優(yōu)化使用狀態(tài)，可參考綠色建筑的基本要求指導改造工作，通過成功的進行舊工業(yè)建筑的綠色再生來保證改造后項目的環(huán)保舒適的使用需求，有效提高建筑品質；

(2) 舊工業(yè)建筑的綠色再生受到經濟、環(huán)境、社會三大因素的顯著影響，開發(fā)決策時，應兼顧這三方面才能保證舊工業(yè)建筑成功綠色再生；

(3) 結合表1中各測量變量的因子荷載可知，項目投資計劃D2、改造模式合理性D8、資源利用程度D14對舊工業(yè)建筑的綠色再生影響作用顯著.改造時，應重點保證項目投資計劃是否考慮全面、合理可行，選擇符合規(guī)劃、適合市場需求的改造模式及改造規(guī)模，采取適宜的改造再生模式進行處理；選擇合理的容積率、建筑密度、人均使用面積，充分利用土地資源及原有建筑材料，制定合理的固體廢棄物處置方案；項目總投資D1(單方項目投資總成本高于本地其他項目)、綠色技術投資增量D4(擬使用的綠色節(jié)能技術措施費用占投資總成本比例高)、能源規(guī)劃綠色性D12(能源供給方案中能源轉換效率高，對城市能源系統(tǒng)沖擊??；充分利用可再生能源和新能源；建筑能耗導致的環(huán)境影響小)等因素對舊工業(yè)建筑綠色再生的影響程度并不突出，改造時應避免一味以增大投資成本、求新求異的使用綠色技術為噱頭來提高改造建筑的綠色性.

由于篇幅限制只考慮了開發(fā)決策階段各因素對舊工業(yè)建筑綠色改造的影響，值得注意的是，舊工業(yè)建筑綠色改造的成功取決于項目全壽命周期中各階段中各因素的作用.舊工業(yè)建筑改造設計、施工、運營階段影響因素的提取及其作用機理需要進行進一步挖掘分析，為建立綠色再生舊工業(yè)建筑評價標準體系建立基礎.

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