水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升動力實(shí)證研究

薛 松,豐景春,3,鐘 云

(1.河海大學(xué)商學(xué)院,江蘇南京 211100;2.江蘇省“世界水谷”與水生態(tài)文明協(xié)同創(chuàng)新中心,江蘇南京 211100; 3.河海大學(xué)國際河流研究中心,江蘇南京 211100)

水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升動力實(shí)證研究

薛 松1,2,豐景春1,2,3,鐘 云1,3

(1.河海大學(xué)商學(xué)院,江蘇南京 211100;2.江蘇省“世界水谷”與水生態(tài)文明協(xié)同創(chuàng)新中心,江蘇南京 211100; 3.河海大學(xué)國際河流研究中心,江蘇南京 211100)

項(xiàng)目治理能力提升已經(jīng)成為水利工程PPP項(xiàng)目治理的一個重要內(nèi)容?；谒袠I(yè)相關(guān)專家的調(diào)查數(shù)據(jù),以合同治理能力、產(chǎn)權(quán)治理能力、關(guān)系治理能力、項(xiàng)目治理阻力、PPP項(xiàng)目治理能力為5個潛變量,以具體指標(biāo)為觀測變量構(gòu)建水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的結(jié)構(gòu)方程,對動力因素與PPP項(xiàng)目治理能力提升之間關(guān)系的概念模型以及潛變量之間的相互作用等進(jìn)行驗(yàn)證和修正,從而得出動力因素與治理能力提升相互作用的路徑以及路徑系數(shù)。結(jié)果表明,合同治理能力、產(chǎn)權(quán)治理能力、關(guān)系治理能力與PPP項(xiàng)目治理能力提升之間具有正相關(guān)關(guān)系;項(xiàng)目治理阻力與PPP項(xiàng)目治理能力提升之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;產(chǎn)權(quán)治理能力對合同治理能力未形成約束。從加強(qiáng)組織內(nèi)部控制力、提升項(xiàng)目監(jiān)管能力、建立信任體系、構(gòu)建項(xiàng)目協(xié)同治理機(jī)制等方面入手,可以有效提升PPP項(xiàng)目治理能力。

水利工程;PPP項(xiàng)目;項(xiàng)目管理;治理能力;提升動力

中國共產(chǎn)黨十八屆三中全會將推進(jìn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化作為全面深化改革的總目標(biāo)。2015年3月,國家發(fā)展和改革委員會、財(cái)政部、水利部聯(lián)合發(fā)布了《關(guān)于鼓勵和引導(dǎo)社會資本參與重大水利工程建設(shè)運(yùn)營的實(shí)施意見》,對提高水利管理效率,建立政府與社會資本合作機(jī)制有著重要作用。在“三期疊加”的特殊時(shí)期,公私合作(Public-Private-Partnership,簡稱PPP)機(jī)制是轉(zhuǎn)變政府職能、激發(fā)社會資本活力、提高財(cái)政資金效率、提升國家治理能力的重要手段。據(jù)統(tǒng)計(jì),1990—2013年,在中國由私人參與投資的水利項(xiàng)目建設(shè)和運(yùn)營成效參差不齊,大部分項(xiàng)目處于虧損狀態(tài),有些項(xiàng)目甚至被暫停[1-2]。面對日益增多的水利PPP項(xiàng)目,如何提升項(xiàng)目治理能力成為亟待解決的重要問題。這需要解決兩個問題:一是明確PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力因素;二是解析各動力因素對PPP項(xiàng)目治理能力提升的作用機(jī)理。目前,關(guān)于PPP項(xiàng)目治理能力提升動力的研究較少,缺乏對各動力因素與項(xiàng)目治理能力提升之間影響機(jī)理的研究。對水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力展開實(shí)證研究,旨在尋求PPP項(xiàng)目治理能力提升動力的驅(qū)動因素和制約因素,為制定水利工程PPP項(xiàng)目治理的相關(guān)政策提供依據(jù)。

1 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力因素分析

1.1 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力分析

動力是引導(dǎo)事物主動從低級階段向高級階段變遷的原因。水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力是指為推動水利PPP項(xiàng)目治理能力提升的各種力量。石莎莎等[3-5]對PPP項(xiàng)目治理動力問題進(jìn)行了研究,分為內(nèi)部驅(qū)動力和外部驅(qū)動力。項(xiàng)目治理體制不健全、合作目標(biāo)沖突、信息不對稱、市場激勵不足等成為PPP項(xiàng)目治理的阻力。水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力分為4類:①源動力,即合同治理能力;②內(nèi)生驅(qū)動力,即產(chǎn)權(quán)治理能力;③外部驅(qū)動力,即關(guān)系治理能力;④阻力,即項(xiàng)目治理阻力。這些動力相互作用,構(gòu)成了水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力機(jī)制,如圖1所示。

1.2 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力因素

1.2.1 源動力因素

國內(nèi)外學(xué)者從合作方式、治理內(nèi)涵、風(fēng)險(xiǎn)防范、效率提升等角度對公共建設(shè)項(xiàng)目的合同治理展開研究。Brownjr[6]認(rèn)為合作雙方可以通過談判、協(xié)商的方式,明確雙方的權(quán)利和責(zé)任,減少正式合同的交易風(fēng)險(xiǎn)和不確定性。王偉昌[7]對政府合同治理的內(nèi)涵進(jìn)行了解析,并探討了合同治理的合法性風(fēng)險(xiǎn)和契約性風(fēng)險(xiǎn)。周俊[8]提出在政府購買公共服務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)防范中應(yīng)該加強(qiáng)合同管理和內(nèi)部控制能力。朱玉知等[9-10]從合同治理的視角對政府購買養(yǎng)老服務(wù)進(jìn)行分析,針對合同的整合、運(yùn)作和分離三個階段提出了完善政府購買公共就業(yè)服務(wù)方面合同治理的措施。研究表明,水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的源驅(qū)動力因素包括模式轉(zhuǎn)變、內(nèi)部控制力、合同條款的明確、合同關(guān)系管理、合同的嚴(yán)格履行、合同變化適應(yīng)性、談判與協(xié)調(diào)、經(jīng)驗(yàn)的總結(jié)和學(xué)習(xí)。

圖1 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力分析

1.2.2 內(nèi)生驅(qū)動力因素

國內(nèi)外學(xué)者從分配模型、決定因素、合作效率等方面對合作項(xiàng)目的產(chǎn)權(quán)和剩余控制權(quán)分配展開研究。Besley等[11]認(rèn)為控制權(quán)應(yīng)由對產(chǎn)品(服務(wù))價(jià)值判斷較高的一方擁有。Francesconi等[12]提出最優(yōu)的控制權(quán)配置應(yīng)該由投資重要性、雙方對產(chǎn)品價(jià)值的評價(jià)以及產(chǎn)品的公共化程度三方面因素共同決定。張喆等[13]研究了PPP剩余控制權(quán)配置對合作效率的影響,構(gòu)建了PPP剩余控制權(quán)最優(yōu)配置模型。葉曉甦等[14]探討了PPP項(xiàng)目剩余控制權(quán)的本質(zhì)。嚴(yán)玲等[15]從剩余控制權(quán)配置與風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的匹配性視角,研究了PPP模式的分類與選擇。研究表明,水利工程PPP項(xiàng)目建設(shè)的監(jiān)管能力、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、實(shí)施效率、產(chǎn)權(quán)比例、產(chǎn)權(quán)配置、風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)是項(xiàng)目產(chǎn)權(quán)治理能力提升的關(guān)鍵內(nèi)生驅(qū)動力因素。

1.2.3 外部驅(qū)動力因素

相關(guān)學(xué)者從關(guān)系結(jié)構(gòu)、影響因素、關(guān)系維度等角度對項(xiàng)目關(guān)系治理問題進(jìn)行了研究。張群洪等[16]總結(jié)了影響組織間關(guān)系治理的關(guān)鍵因素,提出了多因素下的治理策略選擇模型。王介石等[17]建立了工程項(xiàng)目利益相關(guān)者關(guān)系演進(jìn)過程分析圖譜,系統(tǒng)分析了各影響因素之間的相互作用機(jī)理。董維維等[18]從關(guān)系規(guī)范、關(guān)系狀態(tài)和關(guān)系行為角度對關(guān)系治理的維度進(jìn)行劃分。李敏等[19]認(rèn)為關(guān)系治理的共同之處是非正式關(guān)系對組織管理的嵌入而形成的治理模式。研究表明,水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的外部驅(qū)動力主要包括信任水平、利益相容性、合作強(qiáng)度、關(guān)系結(jié)構(gòu)、關(guān)系規(guī)范和關(guān)系認(rèn)知。

1.2.4 阻力因素

相關(guān)學(xué)者對公私雙方在項(xiàng)目治理過程中面臨的諸多不確定性風(fēng)險(xiǎn)問題進(jìn)行了研究,尋求制約項(xiàng)目治理能力提升的瓶頸。梁永寬[20]認(rèn)為PPP模式下合同治理存在問題包括政府缺乏責(zé)任意識、市場競爭不足、合同監(jiān)管體系不健全等。駱亞卓等[21-22]從經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)視角對建設(shè)項(xiàng)目關(guān)系治理進(jìn)行分析,指出關(guān)系治理的主要影響因素包括關(guān)系專用性資產(chǎn)、不確定性、復(fù)雜性以及信任等。孟紫霞[23]提出建設(shè)項(xiàng)目合同治理與關(guān)系治理的影響因素為資產(chǎn)專用性、項(xiàng)目不確定性、項(xiàng)目的復(fù)雜性、雙方合作期。研究表明,水利工程PPP項(xiàng)目治理阻力主要包括治理體制不健全、意識觀念差異、合作的目標(biāo)沖突、信息不對稱、不確定性約束和市場激勵不足。

2 理論假設(shè)與模型初步設(shè)計(jì)

結(jié)構(gòu)方程不僅能夠解釋項(xiàng)目治理能力的各動力要素與水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升之間的關(guān)系,而且能夠較好的度量各動力因素對PPP項(xiàng)目治理能力提升的內(nèi)外部影響,因此,選擇結(jié)構(gòu)方程模型對項(xiàng)目治理能力各動力要素對PPP項(xiàng)目治理能力提升的影響以及各潛變量之間的作用關(guān)系進(jìn)行研究。

2.1 理論假設(shè)的提出

在水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升動力識別以及對國內(nèi)主要PPP項(xiàng)目治理能力調(diào)研的基礎(chǔ)上,提出以下假設(shè)。

H1:合同治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力提升有顯著正向影響。

H2:產(chǎn)權(quán)治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力提升有顯著正向影響。

H3:關(guān)系治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力提升有顯著正向影響。

H4:項(xiàng)目治理阻力對PPP項(xiàng)目治理能力提升有顯著負(fù)向影響。

產(chǎn)權(quán)治理主要體現(xiàn)為項(xiàng)目剩余控制權(quán)的配置。合理配置項(xiàng)目剩余控制權(quán),有利于明確合同關(guān)系,降低由于產(chǎn)權(quán)不確定性產(chǎn)生的額外交易成本。產(chǎn)權(quán)治理能力提升能夠直接影響合同治理能力提升,因此,提出假設(shè)H5。

H5:產(chǎn)權(quán)治理能力對合同治理能力有顯著正向影響。

關(guān)系治理作為一種“非正式的自我履約治理”,是通過信任機(jī)制、信息共享等方式來降低交易風(fēng)險(xiǎn),能夠克服剛性的合同治理存在的缺陷。因此,提出假設(shè)H6。

H6:關(guān)系治理能力對合同治理能力有顯著正向影響。

項(xiàng)目治理阻力會使合同治理模式保持原來的狀態(tài),抑制合同治理能力的有效提升。因此,提出假設(shè)H7。

H7:項(xiàng)目治理阻力對合同治理能力有顯著負(fù)向影響。

合理配置剩余控制權(quán)能夠明確項(xiàng)目治理的各方關(guān)系,減少由于關(guān)系復(fù)雜、交叉和重疊引起的矛盾和沖突。因此,提出假設(shè)H8。

H8:產(chǎn)權(quán)治理能力對關(guān)系治理能力有顯著正向影響。

PPP項(xiàng)目治理能力的提升需要不斷調(diào)整項(xiàng)目各方的關(guān)系結(jié)構(gòu)、資源配置等,項(xiàng)目治理阻力會阻礙這些關(guān)系調(diào)整的正向變化。因此,提出假設(shè)H9。

H9:項(xiàng)目治理阻力對關(guān)系治理能力有顯著負(fù)向影響。

2.2 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升動力概念模型的構(gòu)建

根據(jù)上述的理論假設(shè),構(gòu)建水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升動力概念模型,如圖2所示。

圖2 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升動力概念模型

模型包含5個潛變量:合同治理能力、產(chǎn)權(quán)治理能力、關(guān)系治理能力、項(xiàng)目治理阻力和PPP項(xiàng)目治理能力提升。其中,外生潛變量有2個,為項(xiàng)目治理阻力和產(chǎn)權(quán)治理能力,即不受其他潛變量的影響;內(nèi)生潛變量有3個,分別是合同治理能力、關(guān)系治理能力和PPP項(xiàng)目治理能力提升。

2.3 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升動力模型測量指標(biāo)體系

為了方便模型構(gòu)建,使用字母XQ、HJ、JZ、ZL和SJ分別表示合同治理能力、產(chǎn)權(quán)治理能力、關(guān)系治理能力、項(xiàng)目治理阻力和PPP項(xiàng)目治理能力提升。調(diào)查問卷中項(xiàng)目治理能力提升動力因素及測量指標(biāo)分別與其對應(yīng),如表1所示。

表1 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升動力因素的測量指標(biāo)

3 實(shí)證分析

研究對象為參與水利工程項(xiàng)目治理實(shí)際工作的管理者和相關(guān)領(lǐng)域的專家,樣本采取高、中、低分層抽樣方法,結(jié)合以上指標(biāo)采用1～5分量表進(jìn)行問卷測量,其中,“1”表示完全不符合,“5”表示完全符合。本次調(diào)查采用橫斷面調(diào)查,發(fā)放問卷200份,回收問卷143份,對不符合樣本進(jìn)行了剔除之后,共得有效問卷119份,占回收問卷的83.2%,占總發(fā)放問卷的59.5%。

運(yùn)用箱圖對樣本數(shù)據(jù)的正態(tài)性檢驗(yàn)進(jìn)行分析。合同治理能力、產(chǎn)權(quán)治理能力、關(guān)系治理能力、項(xiàng)目治理阻力和PPP項(xiàng)目治理能力提升的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中正常值分布2～5分之間,50%的數(shù)據(jù)值為3分或4分,數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布。

3.1 樣本信度檢驗(yàn)

選用一致性指數(shù)Cronbach'sα值檢驗(yàn)方法對樣本數(shù)據(jù)的信度進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)α＞0.7時(shí),表示可信度比較高,當(dāng)α＜0.5時(shí),表示可信度無法接受。根據(jù)問卷的數(shù)據(jù),利用SPSS軟件對5個隱變量的信度進(jìn)行檢驗(yàn),各隱變量對應(yīng)的信度如表2所示。

表2 問卷數(shù)據(jù)信度分析

由表2可以看出,5個隱變量的總體信度是0.920,各隱變量的值都大于0.7,因此,樣本數(shù)據(jù)具有較高的可信度。

3.2 樣本效度檢驗(yàn)

采用探索性因子分析來檢驗(yàn)問卷的構(gòu)思效度。首先使用KMO值與巴特利球體檢驗(yàn)判定數(shù)據(jù)是否適合做因子分析。KMO值越接近1,越適合作因子分析。當(dāng)同一量表所有的測量題項(xiàng)各自對潛變量的因子載荷高于0.5時(shí),表示此量表具有相當(dāng)程度的收斂效度。樣本數(shù)據(jù)的效度如表3所示。

由表3可以看出,5個隱變量的KMO值都大于0.8,P值顯著,測量選項(xiàng)適合做因子分析,樣本數(shù)據(jù)具有較高的可信度。

3.3 模型擬合與修正

3.3.1 測量模型的識別與修正

在運(yùn)用信度和效度對問卷的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)以及運(yùn)用SPSS對因子進(jìn)行分析后,還需要對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行檢驗(yàn),其核心是模型的擬合性。當(dāng)絕對擬合指數(shù)中的近似誤差的均方根RSMEA≤0.1、卡方自由度比CMIN/DF≤3、擬合優(yōu)度指數(shù)GFI≥0.9,相對擬合指數(shù)中的比較擬合指數(shù)CFI≥0.9、規(guī)范擬合指數(shù)NFI≥0.9時(shí),模型的擬合效果良好。

在合同治理能力、產(chǎn)權(quán)治理能力、關(guān)系治理能力、項(xiàng)目治理阻力和PPP項(xiàng)目治理能力的測量模型中,各測量因子不相關(guān),故測量模型均可以識別。通過計(jì)算,各因子的標(biāo)準(zhǔn)誤差均小于0.2,臨界比均大于7,標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)均大于0.5小于0.95。初始模型擬合優(yōu)度指數(shù)如表4所示。

表3 問卷數(shù)據(jù)效度分析

修正后各項(xiàng)參數(shù)估計(jì)值如表5所示。

3.3.2 結(jié)構(gòu)模型擬合與修正

在PPP項(xiàng)目治理相關(guān)文獻(xiàn)中,沒有找到產(chǎn)權(quán)治理能力和項(xiàng)目治理阻力的關(guān)系,在AMOS17.0繪制時(shí),將兩者的協(xié)方差設(shè)定為0。將數(shù)據(jù)導(dǎo)入后,擬合結(jié)果中GFI=0.779＜0.9,NFI=0.789＜0.9,初始模型的擬合指標(biāo)不在可接受范圍內(nèi)。

對初始模型變量之間的回歸系數(shù)及統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn),結(jié)果顯示產(chǎn)權(quán)治理能力與合同治理能力的回歸模型中回歸系數(shù)與零無顯著差異,這與理論假設(shè)不相符。因此,需要對假設(shè)模型進(jìn)行修正,刪掉產(chǎn)權(quán)治理能力與合同治理能力的路徑,并對模型進(jìn)行相關(guān)的修正,修正模型如圖3所示。

表4 初始模型擬合優(yōu)度指數(shù)

圖3 PPP項(xiàng)目治理能力提升動力修正模型

表5 修正后模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

修正模型潛變量之間的路徑系數(shù)如表6所示,修正模型的擬合優(yōu)度指標(biāo)均滿足要求。各測量指標(biāo)對潛變量之間的路徑系數(shù)如表7所示。

表6 修正模型擬合結(jié)果

表7 測量指標(biāo)對潛變量的路徑系數(shù)

3.4 模型結(jié)果分析

3.4.1 理論假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

對路徑圖的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行計(jì)算,可以得到變量間的直接效應(yīng)及間接效應(yīng)系數(shù)。

a.合同治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力有顯著的正向影響,路徑系數(shù)等于0.528,P值小于0.05,達(dá)到顯著水平。支持假設(shè)H1。

b.產(chǎn)權(quán)治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力有顯著的正向影響,路徑系數(shù)等于0.231,P值小于0.05,達(dá)到顯著水平。支持假設(shè)H2。

c.關(guān)系治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力間有顯著的正向影響,路徑系數(shù)等于0.133,P值小于0.05,達(dá)到顯著水平。支持假設(shè)H3。

d.項(xiàng)目治理阻力對PPP項(xiàng)目治理能力有顯著的負(fù)向影響,路徑系數(shù)等于-0.285,P值小于0.05,達(dá)到顯著水平。支持假設(shè)H4。

e.關(guān)系治理能力對合同治理能力有顯著的正向影響,路徑系數(shù)等于0.546,P值小于0.05,達(dá)到顯著水平。支持假設(shè)H6。

f.項(xiàng)目治理阻力對合同治理能力有顯著的負(fù)向影響,路徑系數(shù)等于-0.102,P值小于0.05,達(dá)到顯著水平。支持假設(shè)H7。

g.產(chǎn)權(quán)治理能力對關(guān)系治理能力有顯著的正向影響,路徑系數(shù)等于0.664,P值小于0.05,達(dá)到顯著水平。支持假設(shè)H8。

h.項(xiàng)目治理阻力對關(guān)系治理能力有顯著的負(fù)向影響,路徑系數(shù)等于-0.248,P值小于0.05,達(dá)到顯著水平。支持假設(shè)H9。

假設(shè)H5不成立,主要是因?yàn)楫a(chǎn)權(quán)治理能力對合同治理能力的路徑依賴的影響較弱,說明現(xiàn)階段產(chǎn)權(quán)治理能力還不足以滿足合同治理能力的要求。

3.4.2 模型路徑解釋

根據(jù)PPP項(xiàng)目治理能力提升動力修正模型的計(jì)算結(jié)果,各動力因素與PPP項(xiàng)目治理能力提升之間的效應(yīng)如表8所示。

表8各動力因素與水利工程PPP項(xiàng)目治理能力之間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)。

a.合同治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力提升總效應(yīng)為0.53,是所有動力中效應(yīng)最大的,說明合同治理能力推動水利工程PPP項(xiàng)目治理能力的作用力很大。如果能夠在模式觀念轉(zhuǎn)變、內(nèi)部控制力、合同關(guān)系管理等方面得到改善,那么推動水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力就越大。

b.產(chǎn)權(quán)治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力提升的總效應(yīng)為0.51。其中,直接效應(yīng)為0.23,說明項(xiàng)目經(jīng)濟(jì)特性、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)等對于推動PPP項(xiàng)目治理能力提升起到了較大的作用。產(chǎn)權(quán)治理能力通過影響企業(yè)的關(guān)系治理能力以及合同治理能力,進(jìn)而起到推動PPP項(xiàng)目治理能力提升的間接作用力是0.28,產(chǎn)權(quán)治理能力的提升對于關(guān)系治理能力的直接效應(yīng)為0.66,說明監(jiān)管能力、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)等對于提升PPP項(xiàng)目的利益相容性、信任水平、合作強(qiáng)度等有很大的正向作用,在滿足項(xiàng)目的關(guān)系治理提升起到了一定的作用。

c.關(guān)系治理能力對PPP項(xiàng)目治理能力提升的總效應(yīng)為0.42。其中,直接效應(yīng)是0.13,說明關(guān)系治理能力對于推進(jìn)PPP項(xiàng)目治理能力提升動力不足。關(guān)系治理能力通過合同治理能力間接推動PPP項(xiàng)目治理能力提升的效應(yīng)是0.29,關(guān)系治理能力直接推動合同治理能力的效應(yīng)為0.55,說明關(guān)系治理能力對于合同治理能力提升有很大的正向作用,利益相容性、信任水平、合作強(qiáng)度等提升有助于監(jiān)管能力、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)等方面得到改善,滿足項(xiàng)目合同治理能力的提升,從而間接地推動水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升。

表8 各動力因素與水利工程PPP項(xiàng)目治理能力之間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)

d.項(xiàng)目治理阻力對PPP項(xiàng)目治理能力提升總效應(yīng)為-0.44,說明項(xiàng)目治理阻力對于PPP項(xiàng)目治理能力提升有較大的阻礙作用。其中,直接效應(yīng)為-0.29,說明監(jiān)管體制不健全、意識觀念差異、合作目標(biāo)沖突等降低了PPP項(xiàng)目治理主體對環(huán)境的反應(yīng)能力,阻礙了PPP項(xiàng)目治理能力的提升。項(xiàng)目治理阻力通過影響合同治理能和關(guān)系治理能力間接的影響PPP項(xiàng)目治理能力提升的間接效應(yīng)為-0.15,其中,項(xiàng)目治理阻力對合同治理能力的總效應(yīng)為-0.24,對關(guān)系治理能力的總效應(yīng)為-0.25,這說明監(jiān)管體制不健全、意識觀念差異等對于合同治理能力提升有負(fù)向影響,項(xiàng)目治理阻力會阻礙合同治理的優(yōu)化,增加風(fēng)險(xiǎn)成本,同時(shí)也會阻礙PPP項(xiàng)目各利益相關(guān)方責(zé)權(quán)利關(guān)系的調(diào)整。因此,項(xiàng)目治理阻力通過影響合同治理能力和關(guān)系治理能力,間接抑制水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升。

4 水利工程PPP項(xiàng)目治理能力提升的對策建議

通過對表7中各測量指標(biāo)對潛變量之間的路徑系數(shù)分析可知,合同治理能力對項(xiàng)目組織內(nèi)部控制力的路徑系數(shù)為0.588,產(chǎn)權(quán)治理能力對項(xiàng)目監(jiān)管能力的路徑系數(shù)為0.574,關(guān)系治理能力對信任水平的路徑系數(shù)為0.657,項(xiàng)目治理能力對治理體制不健全的路徑系數(shù)為0.682。這4個路徑系數(shù)相對較低,說明這4個方面對PPP項(xiàng)目治理能力提升的動力不足,需要進(jìn)行及時(shí)調(diào)整。

a.加強(qiáng)PPP項(xiàng)目組織內(nèi)部控制力。PPP項(xiàng)目組織作為一種新型的組織間合作方式,需要突破傳統(tǒng)觀念的阻力,樹立合作共贏的風(fēng)向標(biāo)。一方面,建立健全組織內(nèi)部控制行為價(jià)值目標(biāo)體系,使得項(xiàng)目成員在行為過程中有標(biāo)準(zhǔn)可遵循;另一方面,加強(qiáng)組織的有效管理,包括選擇合適的組織治理方式、建立項(xiàng)目管理信息平臺、構(gòu)建項(xiàng)目組織內(nèi)部治理評估體系等。

b.提升PPP項(xiàng)目監(jiān)管能力。在大力推進(jìn)簡政放權(quán)的背景下,“小政府、大社會”成為未來政府發(fā)展趨勢。政府應(yīng)創(chuàng)新和改進(jìn)對PPP項(xiàng)目的準(zhǔn)入、市場、質(zhì)量、安全等方面的監(jiān)管機(jī)制,加強(qiáng)事中事后監(jiān)管。在監(jiān)管力量不足的地區(qū)探索以政府購買服務(wù)方式委托具備專業(yè)能力的專業(yè)機(jī)構(gòu)協(xié)助監(jiān)管,充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。

c.建立信任體系,營造良好的合作氛圍。選擇適合的合作伙伴是建立合作伙伴關(guān)系的首要任務(wù)。而選擇合作伙伴、組織運(yùn)行等都需要建立一套組織內(nèi)部信任評估體系。在此基礎(chǔ)上,設(shè)計(jì)合理的利益分配機(jī)制,創(chuàng)造公平的環(huán)境。建立信息共享平臺,促進(jìn)組織間溝通交流。此外,還需要利用激勵與懲罰的手段,維持信任關(guān)系的良性運(yùn)行。

d.構(gòu)建PPP項(xiàng)目協(xié)同治理機(jī)制。將項(xiàng)目治理理論、協(xié)同理論與信息技術(shù)相結(jié)合,構(gòu)建以協(xié)同治理目標(biāo)、協(xié)同治理模式、協(xié)同治理結(jié)構(gòu)、協(xié)同治理平臺為主要內(nèi)容的PPP項(xiàng)目協(xié)同治理機(jī)制,以彌補(bǔ)傳統(tǒng)項(xiàng)目治理體制的不足。

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F062.4

A

1003 -9511(2015)03 -0041 -07

2015-03 -30 編輯:張志琴)

10.3880/j.issn.1003 -9511.2015.03.010

國家社會科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(14AZD024);中國博士后科學(xué)基金(2014M551498);中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助(2014B09014);教育部創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)項(xiàng)目(IRT13062)

薛松(1980—),男,安徽淮南人,博士,從事項(xiàng)目管理研究。E-mail:xuer2399@163.com