魏永成，郭漢丁，祁 剛，王文強(qiáng)，劉美辰

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

我國城市化快速發(fā)展的同時，居住建筑數(shù)量持續(xù)增長，據(jù)統(tǒng)計，我國城鎮(zhèn)居住建筑總量已經(jīng)接近300 億m2[1]，但達(dá)到綠色建筑標(biāo)準(zhǔn)的不到1%.就既有住區(qū)來看，大量住宅建筑建設(shè)標(biāo)準(zhǔn)低，能源資源消耗高，保溫性能差；區(qū)域環(huán)境品質(zhì)低，基礎(chǔ)設(shè)施不完善，難以滿足居民日益增長的美好生活需要.推進(jìn)既有住區(qū)綠色改造是實現(xiàn)“資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會”建設(shè)和打造生態(tài)宜居城市的必然要求，也是提升住區(qū)品質(zhì)，改善住宅功能和性能的重要舉措.事實上，我國已經(jīng)在《“十二五”綠色建筑科技發(fā)展專項規(guī)劃》、《建筑節(jié)能與綠色建筑發(fā)展“十三五”規(guī)劃》等一系列規(guī)劃政策中鼓勵開展既有住區(qū)綠色改造工作，并相繼出臺《既有建筑綠色改造評價標(biāo)準(zhǔn)》、《既有社區(qū)綠色化改造技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)》等標(biāo)準(zhǔn)完善綠色改造評價及技術(shù)體系.但是，既有住區(qū)綠色改造工作仍然進(jìn)展緩慢，市場運行不暢.究其原因，在于政府一元決策主導(dǎo)改造工作所導(dǎo)致的業(yè)主改造積極性不高，有效決策達(dá)成困難.業(yè)主作為既有住區(qū)綠色改造市場核心主體之一，其積極主動參與改造決策是推動既有住區(qū)綠色改造市場發(fā)展的根本力量.如何提升業(yè)主改造能動性、提高業(yè)主決策有效性成為推動既有住區(qū)綠色改造市場健康穩(wěn)定發(fā)展亟待解決的問題.因此，深入探究住區(qū)業(yè)主改造決策行為的主要影響因素，有針對性地制定政策提升業(yè)主決策有效性具有重要的實踐價值.

目前，我國關(guān)于既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為影響因素的研究尚屬少見.一方面，對既有住區(qū)綠色改造的研究主要集中于既有建筑節(jié)能改造市場運行理論闡述，市場發(fā)展分析[2]、項目投資分析[3]、EPC 模式研究[4]等，缺少“四節(jié)一環(huán)?！焙诵睦砟钕乱宰^(qū)為研究對象的實證分析.另一方面，對既有建筑節(jié)能改造核心主體研究較關(guān)注主體行為策略[5]、政府作用力[6]、ESCO 驅(qū)動力[7]與業(yè)主內(nèi)源動力[8]等，針對外部條件與業(yè)主主觀意識共同作用于業(yè)主決策的研究較為缺乏.基于此，本文以住區(qū)業(yè)主為研究對象，綜合考慮內(nèi)部結(jié)構(gòu)變量、心理感知變量與外部條件變量對既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為的影響作用，構(gòu)建既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為研究概念模型，并設(shè)計問卷進(jìn)行實地調(diào)研，通過對調(diào)研結(jié)果進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，定量表征住區(qū)業(yè)主綠色改造決策行為影響因素的重要程度與作用機(jī)理，以期為推動我國既有住區(qū)綠色改造市場的可持續(xù)健康發(fā)展提供理論支撐.

1 研究理論基礎(chǔ)與概念模型構(gòu)建

1.1 計劃行為理論

既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為屬于消費者環(huán)境行為.國內(nèi)外對居民親環(huán)境消費行為的研究主要基于計劃行為理論（theory of planned behavior，TPB）. 該理論可追溯于1963 年菲什拜因（Fishbein）提出的多屬性態(tài)度理論（theory of multi-attribute attitude），該理論認(rèn)為個體的行為意向會受到行為態(tài)度的影響.1975 年菲什拜因（Fishbein）與阿耶茲（Ajzen）建立理性行為理論（theory of reasoned action，TRA），在多屬性態(tài)度理論的基礎(chǔ)上提出主觀規(guī)范與行為態(tài)度共同影響個體行為意向.之后阿耶茲在《計劃行為學(xué)》一書中將TRA 拓展為TPB，認(rèn)為個體行為意愿受行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制等三個變量的共同影響[9]. 很多學(xué)者運用TPB 對個體環(huán)境行為進(jìn)行了研究，如Werner 等[10]學(xué)者發(fā)現(xiàn)行為意向只能部分解釋個體行為，而略過行為意向直接探討影響因素對行為的解釋作用后發(fā)現(xiàn)，研究結(jié)果具有顯著性.Tarkiainen 等[11]檢驗了行為態(tài)度與主觀規(guī)范對個體環(huán)境行為的影響作用；Martin 等[12]、Simmon 等[13]的研究表明知覺行為控制對于個體環(huán)境消費行為具有促進(jìn)作用.基于TPB 與先前研究，本文提出以下假設(shè)：

H1：行為態(tài)度正向影響業(yè)主改造決策行為.

H2：主觀規(guī)范正向影響業(yè)主改造決策行為.

H3：知覺行為控制正向影響業(yè)主改造決策行為.

1.2 期望價值理論

個體對特定行為的期望價值決定其行為決策動機(jī)，既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策價值期望影響業(yè)主決策行為. 期望價值理論（expectancy value theories）是研究個體預(yù)期心理動機(jī)較有影響的理論，它由阿特金森（Atkinson John W.）在總結(jié)前人的研究結(jié)論上首先提出，后經(jīng)眾多學(xué)者們不斷修正拓展與完善.該理論認(rèn)為個體完成某一任務(wù)的動機(jī)受其對完成任務(wù)所獲得的預(yù)期價值影響，期望價值越高，個體完成動機(jī)越強(qiáng)烈.楊建平通過研究得出，住戶的感知期望對綠色改造決策有顯著影響[14].基于此，本文提出以下假設(shè)：

H4：期望價值正向影響業(yè)主綠色改造決策行為.

1.3 感知風(fēng)險理論

感知風(fēng)險理論（perceived risk theory）是指個體進(jìn)行決策時對決策可能產(chǎn)生的不確定性后果的主觀認(rèn)知，由哈佛大學(xué)的Baure 首先提出.1967 年Cunninghana在實證研究后，將感知風(fēng)險定義為個體對某種行為發(fā)生后所產(chǎn)生不確定性后果的判斷.在既有住區(qū)綠色改造中，業(yè)主無法判斷做出改造決策后所帶來的不確定后果，感知風(fēng)險隨即產(chǎn)生，進(jìn)一步作用于業(yè)主綠色改造決策行為.因此，本文提出以下假設(shè)：

H5：感知風(fēng)險負(fù)向影響業(yè)主綠色改造決策行為.

1.4 A-B-C 理論

已有研究表明，外部條件也是影響個體環(huán)境行為的重要因素之一.如學(xué)者Guangnano[15]在1995 年提出的A-B-C 理論中指出個體環(huán)境行為的態(tài)度（attitude，A）與行為發(fā)生時的外部條件（condition，C）共同影響個體環(huán)境行為（behavior，B）.該理論為單純從社會心理學(xué)角度研究個體環(huán)境行為提供了新的視角.Grazhdani[16]從信息宣傳視角研究了外部條件對個體環(huán)境行為的正向影響；Oskamp[17]等基于政策角度探討了外部條件對個體行為的促進(jìn)作用.在既有住區(qū)綠色改造工程中，合理的激勵政策可以激發(fā)業(yè)主改造熱情；成熟的市場發(fā)展能夠提升業(yè)主對綠色改造的期望價值，降低業(yè)主的感知風(fēng)險，影響業(yè)主的改造決策；對綠色改造政策、知識及改造效果等進(jìn)行宣傳可以提升業(yè)主的環(huán)保觀念，培養(yǎng)業(yè)主綠色改造意識.綜合上述分析，本文將以激勵政策、市場發(fā)展、信息宣傳等三個角度衡量外部條件對既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策的影響作用，并提出以下假設(shè)：

H6：激勵政策正向影響業(yè)主綠色改造決策的知覺行為控制.

H7：激勵政策負(fù)向影響業(yè)主綠色改造決策的感知風(fēng)險.

H8：市場發(fā)展正向影響業(yè)主綠色改造決策的知覺行為控制.

H9：市場發(fā)展正向影響業(yè)主綠色改造決策的期望價值.

H10：市場發(fā)展負(fù)向影響業(yè)主綠色改造決策的感知風(fēng)險.

H11：信息宣傳正向影響業(yè)主綠色改造決策的行為態(tài)度.

H12：信息宣傳正向影響業(yè)主綠色改造決策的主觀規(guī)范.

H13：信息宣傳正向影響業(yè)主綠色改造決策的知覺行為控制.

H14：信息宣傳正向影響業(yè)主綠色改造決策的期望價值.

H15：信息宣傳負(fù)向影響業(yè)主綠色改造決策的感知風(fēng)險.

基于以上理論假設(shè)，本文構(gòu)建出既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為研究的概念模型（見圖1）.

圖1 既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為研究概念模型

2 數(shù)據(jù)收集與實證分析

2.1 問卷設(shè)計及數(shù)據(jù)收集

本問卷主要包括兩部分：被試者基本狀況及潛變量測量題項.為確保問卷設(shè)計的科學(xué)性及調(diào)查的有效性，本文對行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、期望價值、感知風(fēng)險、激勵政策、市場發(fā)展與信息宣傳等8個潛變量下36 個題項的設(shè)計均參考經(jīng)典英文文獻(xiàn)并與我國綠色改造實際情況相結(jié)合（見表1）. 問卷采用李克特量表（Likert scale）5 點評分法，在天津市某居民區(qū)進(jìn)行預(yù)調(diào)研，并根據(jù)預(yù)調(diào)研結(jié)果對既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為影響因素調(diào)查問卷題項進(jìn)行完善.然后采用隨機(jī)抽樣方法對天津市5 個使用年限大于15 a的老舊小區(qū)進(jìn)行實地問卷調(diào)研，共收回問卷354 份，其中有效問卷297 份，有效率83.9%，達(dá)到通常的問卷調(diào)查標(biāo)準(zhǔn).

表1 題項描述及來源

2.2 被試者基本信息分析

對有效樣本中的被試者屬性特征進(jìn)行統(tǒng)計分析，結(jié)果見表2.樣本中被試對象男女比例基本均衡，并涉及到不同學(xué)歷及各種職業(yè)人群.在年齡結(jié)構(gòu)上，40 歲以上受訪者共計223 人，占受訪者的大多數(shù)，可知老舊住區(qū)的居住者多為中老年人.在家庭結(jié)構(gòu)方面，以兩代同堂為主（占比56.9%）.平均月收入集中在5 000元以下及5 000～10 000 元（共占比79.1%），與天津市人均月收入差距較小，說明本次調(diào)查具有很好的代表性.

2.3 信度及效度檢驗

本文采用SPSS22.0 軟件對收集數(shù)據(jù)進(jìn)行信度與效度分析. 首先檢查各潛變量下觀測變量的整體信度，通過觀察克隆巴赫系數(shù)是否大于0.7 判斷數(shù)據(jù)是否通過檢驗，檢驗結(jié)果如表3 所示，各變量克隆巴赫系數(shù)均大于0.7，同時總量表克隆巴赫系數(shù)值為0.883，表示各個觀測變量均能較好反應(yīng)潛變量，且量表整體數(shù)據(jù)可靠.

對有效樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行效度檢驗. 首先對36 個觀測變量數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO 和Bartlett 檢驗，結(jié)果顯示，樣本 KMO 檢驗值為 0.796，Bartlett 球形檢驗值為15 133.759，在0.000 水平顯著，表明各觀測變量數(shù)據(jù)的獨立性及相關(guān)性檢驗符合評判標(biāo)準(zhǔn).然后對變量數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析，采用旋轉(zhuǎn)的最大方差法進(jìn)行主成分分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，期望價值（EV）下的觀測變量EV6 無論在哪個因子下的因子荷載均小于0.4，因此將該變量從模型中去除.其余變量按照特征根大于1共析出8 個公因子，且正交旋轉(zhuǎn)后的各觀測變量在各自潛變量上的因子載荷均大于0.5，說明量表的區(qū)分度較好.再利用AMOS22.0 軟件對樣表數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析，由分析結(jié)果（見表4）可知，量表各變量組合信度系數(shù)CR 均大于0.8，且平均方差抽取量AVE值均在0.5 以上，表明量表的聚斂效度較好.

表2 既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為調(diào)查問卷樣本基本信息

表3 潛變量特征及信度檢驗結(jié)果

表4 驗證性因子分析結(jié)果

2.4 模型假設(shè)檢驗

運用AMOS22.0 軟件對模型路徑關(guān)系進(jìn)行擬合檢驗發(fā)現(xiàn)，卡方與自由度比值（CMIN/DF）、擬合優(yōu)度指數(shù)GFI、相對擬合指數(shù)CFI 及近似誤差均方根RMSEA 均未達(dá)到評價標(biāo)準(zhǔn)，模型需要進(jìn)行調(diào)整.根據(jù)輸出結(jié)果中的回歸權(quán)重發(fā)現(xiàn)，“知覺行為控制←市場發(fā)展”、“感知風(fēng)險←激勵政策”、“期望價值←信息宣傳”3 條路徑所對應(yīng)的P 值均大于0.05，不具有顯著性，因此考慮刪除.再合理增加同一潛變量下MI 值較大殘差之間的相關(guān)關(guān)系.經(jīng)過修正后，模型的各項指標(biāo)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)要求，模型具有較好的適配度.修正后的擬合模型如圖2 所示.

圖2 模型結(jié)果

2.5 討 論

由結(jié)構(gòu)方程模型運算結(jié)果可知，內(nèi)部結(jié)構(gòu)變量中行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制對既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑估計系數(shù)分別為0.13，0.23，0.29，表明行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制對既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為具有正向影響，即假設(shè)H1-H3 成立.心理感知變量中感知風(fēng)險、期望價值對業(yè)主決策行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑估計系數(shù)分別為-0.37，0.39，表明感知風(fēng)險、期望價值顯著影響業(yè)主決策行為，即假設(shè)H4、H5 成立.外部條件變量中，信息宣傳顯著作用于行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制與感知風(fēng)險，激勵政策對知覺行為控制具有顯著正向影響，市場發(fā)展直接影響感知風(fēng)險與期望價值，即假設(shè)H6、H9-H13、H15 得到驗證.假設(shè) H7、H8、H14 沒有得到原始數(shù)據(jù)支持.

在圖示模型中“外部條件變量→中介變量→決策行為”的路徑系數(shù)可以用外部條件變量對中介變量的標(biāo)準(zhǔn)化估計系數(shù)乘以中介變量對決策行為的標(biāo)準(zhǔn)化估計系數(shù)來進(jìn)行計算.例如：

①“信息宣傳→行為態(tài)度→決策行為”的路徑系數(shù)為：0.33×0.13=0.042 9.

②“激勵政策→知覺行為控制→決策行為”的路徑系數(shù)為：0.41×0.29=0.118 9.

③“市場發(fā)展→感知風(fēng)險→決策行為”的路徑系數(shù)為0.45×0.37=0.166 5.

同理可得，“信息宣傳→主觀規(guī)范→決策行為”、“信息宣傳→知覺行為控制→決策行為”、“信息宣傳→感知風(fēng)險→決策行為”、“市場發(fā)展→期望價值→決策行為”的路徑系數(shù)分別為0.062 1，0.052 2，0.136 9，0.167 7.

模型中外部條件變量對既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為的影響系數(shù)如下.

①“信息宣傳→決策行為”的影響程度是：0.042 9+0.062 1+0.052 2+0.136 9=0.294 1.

②“激勵政策→決策行為”的影響程度是：0.41×0.29=0.118 9.

③“市場發(fā)展→決策行為”的影響程度是：0.166 5+0.167 7=0.333 2.

表示信息宣傳、激勵政策、市場發(fā)展每增加一個單位對既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為效用分別增加 0.294 1，0.118 9，0.333 2 個單位.

3 結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

（1）內(nèi)部結(jié)構(gòu)變量顯著正向影響既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為.行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制對業(yè)主決策行為具有直接影響，且知覺行為控制對業(yè)主決策行為影響最大，其次為主觀規(guī)范與行為態(tài)度.當(dāng)業(yè)主在經(jīng)濟(jì)實力、時間精力、相關(guān)知識儲備等自身條件較為充足的情況下，且有順暢的溝通渠道及合理的溝通方式表達(dá)自身利益訴求時，傾向于進(jìn)行綠色改造.其次，業(yè)主決策行為還易受到自身價值觀與責(zé)任意識和周圍人的影響.具有較高環(huán)保意識且對綠色改造項目擁有正確價值判斷的業(yè)主更容易做出綠色改造決策；此外，家庭成員、鄰居及居委會的態(tài)度都會對業(yè)主進(jìn)行既有住區(qū)綠色改造決策產(chǎn)生影響.

（2）業(yè)主心理感知變量顯著影響既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為.其中期望價值正向影響業(yè)主決策，感知風(fēng)險對業(yè)主決策行為具有負(fù)向影響.在既有住區(qū)綠色改造工程中，業(yè)主往往具有較高的期望價值.當(dāng)業(yè)主認(rèn)為綠色改造不僅可以帶來能源資源的節(jié)約及住區(qū)環(huán)境設(shè)施提升和室內(nèi)布局的改善，還可以提高住宅熱舒適度及房屋價值時，業(yè)主更傾向于選擇進(jìn)行綠色改造.這種理性動機(jī)與情感動機(jī)能夠讓業(yè)主擁有較高的期望：自己將來付出的時間成本與資金成本等都會得到有效的回報，業(yè)主的心理感知層面獲取了較大的激勵值，從而提高了業(yè)主的改造積極性.當(dāng)業(yè)主擔(dān)心期望價值難以實現(xiàn)時，感知風(fēng)險隨即產(chǎn)生.此外，既有住區(qū)綠色改造工程屬于復(fù)雜施工項目，承包商的可靠性、施工過程的風(fēng)險性、住區(qū)環(huán)境被破壞和家庭生活節(jié)奏被打亂的可能性等風(fēng)險都會在一定程度上負(fù)向影響既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策.

（3）外部條件變量顯著影響既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為.在“外部條件變量→中介變量→決策行為”的影響路徑中，“市場發(fā)展→期望價值→決策行為”為本模型中影響效應(yīng)最大的顯著路徑.表示在擁有完善的法律法規(guī)體系及成熟的政府監(jiān)管機(jī)制的條件下，綠色改造企業(yè)與施工單位具備成熟的改造經(jīng)驗且市場信息透明時，業(yè)主的期望價值會顯著提高，其對期望價值實現(xiàn)的信心持續(xù)增長，顯著影響住區(qū)業(yè)主的綠色改造決策行為.在外部條件對既有住區(qū)綠色改造業(yè)主決策行為影響的總效應(yīng)值中，市場發(fā)展對業(yè)主決策行為影響的總效應(yīng)值最大，其次為信息宣傳與激勵政策.市場發(fā)展通過增加業(yè)主期望價值、降低業(yè)主感知風(fēng)險影響業(yè)主決策行為.多措并舉對法規(guī)政策、示范工程與環(huán)境知識等進(jìn)行宣傳，可以提高業(yè)主行為態(tài)度與責(zé)任意識，提升住戶知覺行為控制強(qiáng)度，減弱業(yè)主心理感知風(fēng)險，并進(jìn)一步作用于業(yè)主決策行為.激勵政策則通過直接或間接的經(jīng)濟(jì)獎勵減少業(yè)主資金成本，提高業(yè)主綠色改造決策積極性.

3.2 措施建議

基于以上分析及研究結(jié)論，對政策制定者提出以下幾點提升業(yè)主綠色改造積極性與決策有效性的建議：

（1）建立健全法律法規(guī)，保障市場健康發(fā)展

目前我國專門針對既有住區(qū)綠色改造的法律較為少見，現(xiàn)有法律法規(guī)主要集中于單體建筑的節(jié)能改造.基于既有住區(qū)綠色改造市場健康化、法制化的發(fā)展要求，我國首先應(yīng)建立以國家法律為統(tǒng)帥、行政法規(guī)為主干、地方法規(guī)為配套、部門規(guī)章為補(bǔ)充的豎向完善的法律法規(guī)體系，為我國既有住區(qū)綠色改造市場規(guī)范運行提供法制保障.其次，應(yīng)橫向健全可操作、可量化的既有住區(qū)綠色改造標(biāo)準(zhǔn)體系，作為建筑監(jiān)管部門管理綠色改造項目的依據(jù).包括綠色改造標(biāo)準(zhǔn)、能源資源消耗檢測標(biāo)準(zhǔn)、設(shè)計標(biāo)準(zhǔn)、施工標(biāo)準(zhǔn)、驗收標(biāo)準(zhǔn)、維護(hù)標(biāo)準(zhǔn)以及評價標(biāo)準(zhǔn)等，科學(xué)合理的標(biāo)準(zhǔn)體系可以使綠色改造項目全過程監(jiān)管體系的推進(jìn)有法可依，保障綠色改造市場的健康發(fā)展.同時，健全的法律法規(guī)體系是政府降低業(yè)主感知風(fēng)險、提升期望價值以及暢通業(yè)主利益訴求渠道、豐富溝通方式、創(chuàng)新溝通模式的基本前提與保證.

（2）宣傳綠色改造知識，增強(qiáng)業(yè)主改造動力

宣傳環(huán)保知識、普及改造政策、推廣示范工程是提高住戶綠色改造意識、推動業(yè)主參與既有住區(qū)綠色改造實踐的有效途徑.研究表明，信息宣傳是影響業(yè)主綠色改造決策行為的關(guān)鍵因素，且信息宣傳的作用路徑最多，影響范圍最廣.因此，建議政府、居委會等部門通過廣告、媒體、宣講會等多種形式加強(qiáng)對業(yè)主環(huán)保知識、改造知識的宣傳教育及政策標(biāo)準(zhǔn)的解讀，倡導(dǎo)綠色節(jié)約的生活習(xí)慣，提升業(yè)主的環(huán)保意識和綠色改造知識掌握水平；充分利用廣告牌、電視、社交媒體等媒介，發(fā)揮示范工程的帶動作用，提高業(yè)主的期望價值；學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國家先進(jìn)經(jīng)驗，建立綠色改造專業(yè)機(jī)構(gòu)，進(jìn)行免費宣傳與展覽等公益工作，普及既有住區(qū)綠色改造帶來的經(jīng)濟(jì)效益與社會效益，增強(qiáng)業(yè)主綠色改造的參與動力.

（3）實施經(jīng)濟(jì)激勵措施，激發(fā)業(yè)主改造熱情

合理的經(jīng)濟(jì)激勵政策是調(diào)動業(yè)主改造能動性、內(nèi)化既有住區(qū)綠色改造正外部性的關(guān)鍵舉措.一方面，既有住區(qū)綠色改造項目屬于復(fù)雜工程，其實施的風(fēng)險性不僅體現(xiàn)在施工工程的風(fēng)險性和改造效益的不確定性，還有其較高的投資成本，業(yè)主對改造工程的實施有抵觸情緒.合理的資金補(bǔ)貼和經(jīng)濟(jì)獎勵可以減少業(yè)主資金成本，提高業(yè)主收益，增強(qiáng)業(yè)主改造的自愿性.另一方面，業(yè)主投資進(jìn)行節(jié)能改造服務(wù)，除了降低能源資源消耗、提高住宅熱舒適度、改善住區(qū)環(huán)境外，還帶動了整個綠色改造產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，降低了社會資源消耗，減緩空氣污染，為城市公眾帶來了更好的環(huán)境體驗，但住區(qū)業(yè)主并沒有因為其為他人及社會做出的貢獻(xiàn)而得到應(yīng)有的報酬，因此，適度的經(jīng)濟(jì)激勵是內(nèi)化市場外部性、激發(fā)業(yè)主改造熱情的重要手段.由于我國幅員遼闊，東西南北自然條件、文化習(xí)俗差異較大，不同區(qū)域住區(qū)建筑特點各不相同，業(yè)主考慮因素存在差異，因此各地政府應(yīng)因地制宜地制定相關(guān)經(jīng)濟(jì)激勵政策.