公共资源交易统一监管能否预防腐败：来自长三角地区的证据

刘巧兰　骆飞　王丛虎

【摘要】中国特色社会主义市场经济的发展给政府监管体制转型带来全新挑战，政府需要根据组织外部情境的变化，权变式地推进监管体制改革。然而，监管体制的权变式改革能否提升监管效能，其权变特征与改革效应之间的关系如何等问题亟待通过实证研究来检验。与公共资源集中化交易相匹配的统一监管改革为理解权变式转型提供了良好的分析基础。论文聚焦我国公共资源市场化配置程度最高、要素资源集聚性最强、监管体制改革最前沿的区域之一——长三角地区，运用准实验研究方法，对公共资源交易统一监管能否预防腐败进行实证检验。研究发现，公共资源交易统一监管有利于预防腐败，能使所在城市每年每万名公职人员中职务犯罪人数减少约４人，腐败预防效果在初始腐败水平较高的地区更显著；当统一监管覆盖两类交易项目时，腐败预防效果达到峰值；基于行政划转方式实现的公共资源交易统一监管，比地方立法授权方式具有更显著的腐败预防效果。论文为理解政府部门推进监管体制转型与外部情境之间的匹配关系提供了新的理论视角，并实证检验了统一监管能否预防腐败，为公共资源交易监管体制转型提供了实践启示。

【关键词】公共资源交易　统一监管　政策评估　腐败

一、引言

公共资源市场化配置的深化，要求其监管体制必须与高度集中的交易平台运行模式相适应（王丛虎、马文娟，2020）。从权变视角出发（朱国云，2014），将分散监管转向统一监管，即由一个综合监管机构统一负责多种公共资源交易项目的监管执法，被视作适应这种平台整合情境的一种关键性制度调适（王丛虎、刘巧兰，2022）。其核心目标在于通过实现“管办分离”，构建运行权与监管权的有效制衡机制（赵立波、朱艳鑫，2014）。在理论预期上，这种旨在匹配集中交易情境的统一监管转型，被普遍认为能通过减少不当干预空间来降低腐败的风险（纪杰，2013；王丛虎、刘巧兰，2022）。这与各地各级纪委、监委为落实二十届中央纪委四次全会部署而着重抓好权力集中、资金密集、资源富集领域系统整治的工作相契合。

然而，关于统一监管转型能否真正产生预防腐败的积极效应，学界存在显著的理论分歧，亟须实证证据支撑。支持者认为，统一监管能提升监管合力与适应性，从而有效预防腐败（赵立波、朱艳鑫，2014；王敬波，2022）。反对者则担忧监管权力集中化本身可能加剧系统性腐败的风险（汪晓林、王丛虎，2017；何增科，2017；王尘子，2021）。

既有研究为理解统一监管转型的逻辑提供了重要基础，但均属于规范性理论推演，未能基于经验数据对统一监管转型的实际效果进行系统检验，尤其缺乏对其潜在的预防腐败效应的实证检验。具体而言，公共资源交易统一监管改革是否以及在何种条件下能有效降低腐败风险?回答这一问题，对深化组织权变理论的应用、优化公共资源交易治理实践具有重要意义。为此，本文聚焦处于公共资源交易改革前沿的长三角地区，运用准实验方法，旨在实证检验公共资源交易统一监管转型对于预防腐败的实际效果，以期弥合理论分歧，并为理解监管体制改革与治理目标（如预防腐败）之间的复杂关系提供新证据。

二、理论基础与研究假设

（一）理论基础

本文旨在通过实证分析检验公共资源交易统一监管转型对预防腐败的实际影响。这一核心问题的理论探究需要建立在一个能解释监管结构选择与组织效能（如腐败预防效果）之间关联性的普适性框架之上。权变理论（Contingency Theory）为此提供了坚实的分析基础。权变理论的核心命题在于，组织效能的有效提升，高度依赖于组织结构（管理变量）与特定情境因素（环境变量）之间的适配程度（fit）（朱国云，2014；Van De Ven et al．，2013）。这种适配关系的内在逻辑是：当特定的环境条件存在时，那么与之相适配的组织结构安排将比其他安排更能有效地达成组织目标，如提升效能、降低风险等（Luthans et al．，1976）。结构与环境的匹配是组织高绩效的关键驱动力，反之则可能导致效率低下甚至失败（Donaldson，1985）。

我国公共资源交易领域已经基本完成从分散交易向集中交易的转变。具体来说，我国通过实践探索与政策推动，如2002年绍兴试点与2015年国务院强力整合，已在全国范围内建立起高度集中化、统一化的公共资源交易平台体系（王丛虎、马文娟，2020）。这种交易平台整合、执行机构统一及交易流程标准化的集中运行模式构成了当前及未来相当一段时期内公共资源交易领域最基本的情境特征（Kast，1979）。

面对集中化交易这一核心环境变量，相应的监管组织结构应作何调整以实现匹配?权变理论强调，组织结构需与环境复杂性、动态性、依赖性等特征相适应（米歇尔·克罗齐耶、埃哈尔·费埃德伯格，2007）。对于高度集中化的交易体系，由单一综合监管机构对公共资源交易进行集中统一的监管执法，被视为与该情境潜在的、理论上的适配选择，其逻辑在于统一监管与集中交易的匹配性。一方面，集中交易平台处理多元、综合性的交易项目，各部门分头监管的碎片化分散监管体制难以有效应对平台内部的交叉性问题和整体性风险。统一监管整合监管资源与权力，更契合集中平台的管理复杂度（王敬波，2022）。另一方面，集中化导致公共资源大量集聚和机构权力大幅扩张，“管办分离”成为内在要求。统一监管通过分离交易运行权（交易中心）与监管权（综合监管机构），构建制度化的权力制衡机制，理论上可减少运行机构被特定行业“俘获”或进行权力寻租的空间（赵立波、朱艳鑫，2014）。换言之，统一的运行平台需要与之配套的整合性监管框架，分散监管易与集中化趋势背道而驰，造成市场规则和执行标准的人为割裂。

提升监管效能是监管组织适配环境变化所追求的根本目标。在权力集中、资金密集、资源富集的公共资源交易领域，预防腐败受到高度关注，并被政策层面明确列为关键治理目标。权变理论主张，环境与结构的有效匹配应能显著提升组织实现其核心目标的能力。因此，统一监管与集中交易情境的有效匹配，理论上应能通过强化权力制衡、减少干预节点、增强规则统一性和监管协调性，从而降低腐败发生的机会空间和潜在风险，进而提升预防腐败的效能（纪杰，2013；王丛虎、刘巧兰，2022）。

尽管权变理论为统一监管作为集中化情境的潜在适配方案以及其可能提升预防腐败的效能提供了一般性的逻辑支撑，但这种理论预期在具体实践中存在显著争议，尤其是在预防腐败的效果上。那么，权变理论所预期的通过结构与环境匹配进而实现预防腐败效应提升的逻辑链条能否在公共资源交易统一监管转型的具体实践中被观察和证实?

本文基于权变理论的一般性命题，即匹配会提升效能，结合公共资源交易领域的核心情境特征（集中交易）、潜在适配结构（统一监管）以及核心效能目标（预防腐败），提出如下一般性待检验的理论命题：作为与集中化情境结构相匹配的公共资源交易统一监管，可以有效提升监管效能，具体体现为降低交易过程中的腐败风险水平。后续的假设将基于此基础性命题进行更精确的异质性探究。本文旨在权变理论的框架下，为理解特定制度安排在特定情境中对特定治理目标的作用效果提供经验证据。统一监管改革具体情况如图1所示。

（二）研究假设

权变理论认为，结构与环境的有效匹配能显著提升组织实现目标的能力（Donaldson，1985）。从理论上看，集中交易实现了交易项目整合、交易规则统一、交易流程公开及交易信息汇聚，统一监管与其实现了有效衔接和协同，更能有效地识别和遏制违法违规行为（纪杰，2013；王丛虎、刘巧兰，2022）。同时，统一监管的核心逻辑在于实现运行与监管的职能分离，即交易中心与综合机构职能分离，消除“既当运动员又当裁判员”的内在冲突（赵立波、朱艳鑫，2014），减少同一主体干预市场的行为和权力寻租的空间（张玉磊，2016）。统一监管整合监管资源与执法权责，解决了分散监管固有的标准不一、职责交叉、协调困难等碎片化问题（王敬波，2022），提高了监管行动的及时性、一致性与威慑力，增加了违规行为被发现、被惩罚的概率，以此达到预防腐败的目标。但仍有部分学者担心，统一监管导致的权力集中可能加剧系统性腐败风险。对此，我们认为，公共资源交易统一监管改革实现了管办分离，这对于监管权的制衡作用及其产生的其他正向效应将极大削弱监管权力集体性寻租的可能性。据此，本文提出如下假设。

H1：实施公共资源交易统一监管的地区，其腐败发生率显著低于实施分散监管的地区。

不同地区的制度环境、执法基础与腐败存量存在系统性差异（Cai et al．，2011）。在腐败问题严重、治理基础薄弱的地区，引入统一监管所建立的新规则、新权力制衡机制和更强监管执行力，其所带来的新增约束作用和边际改善效果更大（Becker，1968；陈抗等，2002）。相较于原本已有较为健全的监管机制的地区，统一监管为高腐败地区提供了一种“制度强化”（Institutional Reinforcement）机制（Andrews，2013），填补治理真空，其效能提升的空间更为显著。实证研究也支持这一观点。例如，Treisman（2007）发现，制度干预在腐败热点地区更有效。据此，本文提出如下假设。

H2：统一监管对腐败的预防效果，在初始腐败水平较高的地区更显著。

权变理论强调组织结构必须与外部情境的复杂性相匹配以实现高效能（米歇尔·克罗齐耶、埃哈尔·费埃德伯格，2007；Van de Ven et al．，2013）。在公共资源交易领域，集中化平台整合多类型交易项目，情境复杂性对监管范围提出了相应的要求。一方面，统一监管范围过宽，容易超出单一监管机构的处理能力与专业认知边界，导致监管泛化、专业性不足和效率下降（刘俊杰，2005）。这反映了组织理论中的“控制跨度”（Span of Control）问题（Mintrom，2016），即管理幅度过大会引发信息过载和决策质量下降。同时，范围过宽可能过度集中监管权，若内部制衡机制缺失，会增加系统性腐败的风险（汪晓林、王丛虎，2017；何增科，2017），这与交易成本经济学中关于权力集中带来的治理成本上升的观点一致（Williamson，1975）。另一方面，统一监管范围过窄，如仅覆盖单一类型项目，难以匹配集中平台的复杂环境，无法解决跨项目的协调问题，导致监管碎片化和权力寻租（Van de Ven et al．，2013）。与此同时，协调成本和信息不对称成本难以下降（Williamson，1975），由此削弱权变匹配的整体效能。Kahneman和Tversky（1979）的决策理论中的收益与风险权衡，以及Armstrong和Sappington（2007）关于监管规模的研究发现，监管范围对腐败预防效果的影响呈现“倒U形”曲线：初期范围扩大会产生边际收益，如资源整合、信息共享；但超过阈值后边际成本上升，如专业能力稀释、协调难度增加。在中国案例中，赵立波、朱艳鑫（2014）也提出监管整合的“适度原则”。据此，本文提出如下假设。

H3：存在一个最优的公共资源交易统一监管范围，在此范围内，腐败预防效果达到峰值；偏离此范围（过窄或过宽）的腐败预防效果均减弱。

在公共资源交易统一监管体制改革的实践中，已形成“立法授权”和“行政划转”两种差异化路径。前者是指，具有地方立法权的城市通过制定地方性法规，将公共资源交易监管执法权限统一授予综合监管部门；后者是指，利用部门“三定”方案或相对集中行政处罚权改革的行政手段，将公共资源交易监管执法权从行业主管部门划转到综合监管部门。基于North（1990）的制度变迁理论，两种差异化路径在本质上代表着制度变革层次的不同，可划归为“强制性变迁”与“渐进式调整”。两种改革路径的核心差异在于对传统部门分割监管体制的突破程度，进而影响腐败的预防效果。立法授权通过法律权威打破路径依赖，实现路径创造，行政划转易受原有制度惯性的制约。具体而言，立法授权属于法律层面的原则性、彻底性变革，通过顶层规则重构制度框架、权力配置和机构职责，实现对传统行业分散监管体制的根本性突破。这种方式以地方性法规形成制度锁定效应（谭喻，2024），确保了统一监管体制的稳定性和长效性，并通过清晰界定权责边界的方式（Sunstein，1990），为监管机构独立性提供制度保障，具有权威性和高效性。相比之下，行政划转则通过政府行政手段推进监管体制调整，但其法律位阶较低，在具体实践中可能面临合法性质疑；稳定性受行政意志影响较大，持续性可能较弱（张明玖等，2022）；且权责界定存在模糊地带，未能彻底切断与原分散部门的潜在联系，原部门隐性权力的介入可能削弱统一监管的效能。基于此，本文提出如下假设。

H4：以“行政划转”或“立法授权”路径推进的统一监管，其腐败预防效果存在显著差异。

三、研究设计

（一）研究方法与模型设定

本文旨在评估公共资源交易统一监管改革的效果，即能否预防腐败。双重差分方法（Difference-in-differences Method）是评估政策变化因果影响的最流行的研究设计之一（Callaway ＆ Sant＇Anna，2021）。双重差分能消除随时间而变化的选择性偏差，识别可靠的因果关系，它的思路是将新政策视为一项准实验，将实施新政策的研究样本作为实验组，未实施新政策的样本作为对照组，且实验组和对照组必须满足趋势一致性，即如果没有外部冲击，两组样本不存在显著差异或具有相似的发展趋势。如此一来，实施外部干预后，实验组区别于对照组的变化即外部干预带来的效果。

本文根据当地是否实施公共资源交易统一监管，将研究样本分成实验组和对照组，通过控制其他因素，比较实施统一监管后，实验组与对照组在腐败发生率上的差异，从而检验统一监管的效果。由于实验组各城市实施公共资源交易统一监管的时间不同，本文采用多期DID模型，参照Thorsten Beck等（Angrist ＆ Pischke，2009；Beck et al．，2010）的做法，构建如下双向固定效应计量模型：

在式（1）中，i表示城市，t表示年份。corruptit表示城市i在t年的腐败发生率，α0为常数项，didit为双重差分估计量，如果城市i在t年实施的公共资源交易监管模式为统一监管，则didit=1，否则为0；Xit表示一系列控制变量，λi为城市固定效应，γt为时间固定效应，εit表示随机扰动项。α1是本文的核心参数，它衡量的是公共资源交易统一监管对腐败发生率的净效应，如果α1显著为负，那么本文提出的假设“实施公共资源交易统一监管的地区，其腐败发生率显著低于实施分散监管的地区”将得到验证。

（二）样本选择

根据政策梳理和实地调研，截至2023年底，就地级市层面而言，实施公共资源交易统一监管体制的城市分布在安徽省和浙江省。因此，本文以长三角地区41个地级市作为样本，研究的时间范围划定在2018—2023年①。将实施统一监管的安徽省和浙江省下辖地级市作为实验组样本，其他未实施统一监管的地级市作为对照组。在安徽省，宿州和池州两个地级市仍维持公共资源交易行业分散监管体制，纳入对照组；其余14个地级市均通过行政划转或地方立法授权的方式进行统一监管体制改革，纳入实验组。在浙江省，湖州市和宁波市分别在2017年和2020年实施公共资源交易统一监管，纳入实验组；其余9个地级市均延续行业分散监管体制，纳入对照组。在江苏省，13个地级市均为行业分散监管体制，纳入对照组。在此基础上，由于绍兴、镇江、泰州、连云港、淮安、宿迁6个城市数据缺失严重，本文不纳入研究样本。针对数据缺失较少的城市，本文采用插值法补齐。考虑到上海是直辖市，具有全国经济中心、金融中心和贸易中心等特殊功能定位，本文没有将上海市纳入研究样本。由此，本文确定了最终的研究样本，包括16个样本的实验组和18个样本的对照组（见表1）。

①将研究的时间范围限定在2018年及以后，主要有两个方面的考虑。第一，2018年是全面贯彻落实党的十九大精神的开局之年，为避免反腐力度在党的十九大前后存在差异而导致估计结果偏误，本文将样本数据限定为2018年及以后。进一步考虑到其他影响各城市反腐败力度的因素，本文还将中央巡视情况作为控制变量加入模型之中。第二，本文拟用“每万名公职人员中职务犯罪人数”来测量因变量“腐败发生率”。2017年11月4日，《全国人民代表大会常务委员会关于在全国各地推开国家监察体制改革试点工作的决定》正式发布，因此，2018年及以后各市人民检察院工作报告和统计年鉴对于职务犯罪人数的统计口径从“检察机关直接立案侦查职务犯罪人数”转变为“检察机关起诉职务犯罪人数”。为确保统计口径前后一致，本文将研究时间限定为2018年及以后。

为确保估计结果的无偏性，本文使用双重差分方法需要实验组和对照组满足随机性和趋势一致两个前提条件。第一，实施公共资源交易统一监管是安徽省和浙江省部分地级市的自主选择和主动探索。进行此项改革，并不是因为它们的腐败程度高于其他地级市，而是基于成熟的客观条件、当地领导者的创新精神和改革魄力等。因此可以认为，是否实施公共资源交易统一监管并不是以当地腐败程度高低为依据，不存在内生性问题，研究样本符合双重差分的分组随机性前提假设。第二，使用双重差分模型需要满足实验组和对照组趋势一致这一前提假设。也就是说，如果没有公共资源交易统一监管这一项外部冲击，实验组和对照组在腐败发生率上应该有一致的变化趋势。长三角地区各地级市地理位置毗邻，战略地位相似，经济开放程度相近，资源禀赋类似，公共资源交易市场规模、活跃度和规范化程度相仿。而长三角区域公共资源交易一体化发展战略又反过来进一步强化了长三角城市的协同发展。因此，长三角地区各地级市很有可能满足发展趋势一致的条件。后文将对实验组和对照组进行平行趋势检验，结果显示，两组在实施统一监管前不存在显著差异，满足使用双重差分模型的趋势一致这一前提条件。

（三）主要变量及其测量

1．被解释变量

腐败发生率（corrupt）是本文的被解释变量。借鉴已有实证研究的做法（Del Monte ＆  Papagni，2001；王勇等，2019；梁城城、张淑娟，2020），本文用“每万名公职人员中职务犯罪人数”来衡量腐败发生率，并对计算结果进行向下取整。职务犯罪数据来源于各市人民检察院历年工作报告，并以各市统计年鉴作为补充和验证。2018年，我国实施监察体制改革后，各市人民检察院工作报告和统计年鉴对职务犯罪人数的统计口径为“检察机关起诉职务犯罪人数”。公职人员数量来自市统计年鉴中“城镇非私营单位内从事公共管理、社会保障以及社会组织工作的就业人员数目”。需要补充说明的是，本文使用“检察机关起诉职务犯罪人数”来测量实际腐败人数可能会受到质疑，因为腐败定罪数量仅仅是实际腐败数量的“冰山一角”，体现了反腐败力度和成效，并不等同于实际发生的腐败数量（Glaeser ＆ Saks，2006；Zhang ＆ Kim，2018；倪星，2011）。但相关研究表明，被定罪的官员腐败数量与反腐败和执法力度没有统计学上显著的相关性，可以作为衡量政府腐败程度的有效指标（Liu ＆ Mikesell，2014；Liu et al．，2017）。况且，政府反腐力度事实上是同腐败状况密切相关的，力度的增强往往是对腐败状况恶化的回应，把两者截然分开恐有不妥（公婷、吴木銮，2012）。鉴于此，本文用“检察机关起诉职务犯罪人数”作为实际腐败人数的替代测量具有一定合理性。

2．解释变量

解释变量did是反映某一城市是否实施公共资源交易统一监管的虚拟变量，它是组别虚拟变量treated（实验组城市赋值为1，对照组城市赋值为0）和时间虚拟变量time（统一监管发生当年及以后赋值为1，统一监管发生前赋值为0）的交互项。只有treated和time同时为1，解释变量did才等于1，否则为0。

3．控制变量

为控制其他影响腐败发生率的因素，本文借鉴已有研究，选取一系列控制变量。一是经济发展水平（agdp），用地区人均GDP来衡量。有研究发现，腐败与中国经济增长之间存在“倒U形”曲线关系（李国璋等，2010）；也有研究表明，人均GDP与地区腐败呈正相关（潘春阳等，2011）；还有研究以经济发展水平较高的副省级城市为样本进行实证研究，结果显示，经济发展对腐败水平有消减作用（倪星、陈珊珊，2013）。二是经济开放度（open），用地区进出口总额与GDP的比值来表示。多数研究认为，国际贸易开放程度越高，市场竞争越激烈，国内生产商垄断市场的可能性越小，官员可以从中攫取的非法利润越少（Treisman，2007）。跨国研究同样表明，一个国家的腐败程度会伴随着其经济开放度的提升而逐渐下降（Ades ＆ Di Tella，1999）。三是公职人员工资水平（wage）（Van Rijckeghem ＆ Weder，2001；周黎安、陶婧，2009），以地区公务员平均工资与全国公务员平均工资的比值来衡量（万广华、吴一平，2012）。目前，大部分实证研究表明，增加公务员工资有助于降低腐败（Herzfeld ＆ Weiss，2003）。也有少部分研究发现，腐败案件随着公务员薪酬的上升而增加（公婷、吴木銮，2012）。还有研究证实，提高公务员工资会减少小额腐败，但不会减少大额腐败（Liu et al.，2025）。四是政府财政透明度（ftrans）。财政透明能显著降低腐败立案数（杜亚斌，2020）。但整个过程非常复杂，透明度对腐败的有益影响取决于透明度的类型（Bauhr et al.，2020）。借鉴肖兴志等（肖兴志、王伊攀，2014）的做法，政府财政透明度来源于清华大学发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》。五是换届年份（transition）。中国干部人事制度中的政治流动性决定了地方领导人的激励和行为（Zhu ＆ Zhang，2019）。在地方党政机关换届之际，腐败立案和处分数常呈现出显著的变化趋势（倪星、孙宗锋，2015）。2022年是党的二十大召开之年，本文设置虚拟变量transition，当年份为2022年时，设置transition=1，否则为0。六是反腐败力度（anti-corrupt），用中央巡视情况表示。反腐败力度会对腐败发生率产生直接的影响。本文将研究时间限定在2018年及以后，是为了控制党的十九大前后反腐败力度的差异。当然，各地在具体的腐败治理行动上仍不可避免地存在差异，尤其是中央巡视带来的显著影响。因此，本文将中央巡视情况②作为控制变量加入模型之中。本文设置虚拟变量inspection，将中央巡视组进驻省份所辖全部地级市当年的inspection值设为1，其余为0。对反腐败力度进行控制意味着各地反腐败力度相当，则被曝光和查处的腐败人数可以较好地反映当地的腐败程度，也就能直接呈现当地腐败预防效果。有效回应了“腐败发生率反映的是反腐力度而不是腐败程度”这一质疑。

②据中央纪委国家监委网站披露，在本文实证研究时间范围2018年1月1日至2023年12月31日内，党中央共开展11次巡视工作，其中十九届中央开展9轮巡视，二十届中央开展2轮巡视。其中，2018年2—5月，十九届中央第一轮巡视进驻省份包含江苏省；2018年10—11月，十九届中央第二轮巡视进驻省份包括安徽省；2020年10—12月，十九届中央第六轮巡视进驻省份覆盖浙江省、安徽省。

（四）多重共线性检验

为检验自变量之间是否存在多重共线性问题，本文对模型进行多重共线性检验。结果表明，包括解释变量、控制变量在内的所有变量的VIF值都小于5，证明不存在多重共线性问题③。

③受篇幅限制，此处未详细汇报多重共线性检验结果，如有需要可向作者索取（qiaolanliu@gxu．edu．cn）。

（五）描述性统计

在进行回归分析之前，本文对所有变量进行了描述性统计分析④。

④受篇幅限制，此处未详细汇报描述性统计结果，如有需要可向作者索取。

四、实证结果分析

（一）平行趋势检验

运用双重差分法评估政策效应的一个重要前提是满足平行趋势假设。为验证处理组和对照组的腐败程度在实施公共资源交易统一监管之前是否存在差异，本文使用Jacobson等（1993）提出的事件研究法进行平行趋势检验，构建如下模型：

式（2）中，pre_j表示实施公共资源交易统一监管前j年，post_k表示实施统一监管后k年，current为实施统一监管当年。根据交互项didipre_j的回归系数βpre_j的显著性判断实验组和对照组在实施统一监管之前是否存在差异，进而判断实验组和对照组是否满足平行趋势假设。图2反映了实施公共资源交易统一监管前3年和后13年解释变量did的估计系数及其95%的置信区间（短虚线）。为避免多重共线性，本文以公共资源交易统一监管实施前1年作为基准期，因此式（2）和图2不包括pre_1的数据。可以看到，实施公共资源交易统一监管之前，didipre_j的估计系数均未通过95%的显著性水平检验，表明实验组和对照组在实施统一监管前不存在显著差异，符合平行趋势假设，满足使用双重差分模型的前提条件。实施统一监管后，didipost_k的估计系数大多为负，且随着时间的推移，其绝对值越来越大。在实施统一监管后的第9年，交互项的系数在95%的置信区间上显著为负，说明统一监管有助于降低腐败发生率，但其效用显现具有较长的滞后期。可能的原因在于公共资源交易统一监管改革需要历经机构成立、制度设计、机制构建、权责设定、人员配备等多方面安排，与各行业主管部门沟通协调及组建综合执法队伍更需要花费大量时间成本，由此导致统一监管改革效果需要经过较长时间才能逐步显现。

（二）基准回归结果分析

本文构建双重差分模型来分析公共资源交易统一监管对腐败预防的净影响，结果如表2所示。第（1）列和第（2）列表明，无论是否添加控制变量，核心解释变量did的系数均在1%的水平上显著为负，这就意味着实施公共资源交易统一监管的地区，其腐败发生率显著低于实施分散监管的地区，H1获得支持。基于第（2）列可以预测，公共资源交易统一监管能促使所在城市每年每万名公职人员中职务犯罪人数减少约4人。

（三）稳健性检验

尽管前文证实了公共资源交易统一监管有利于降低腐败发生率，但这一结论可能受到遗漏变量等问题的干扰，进而导致估计结果存在偏误。为此，本文对基准回归结果进行安慰剂检验、PSM-DID检验、剔除省会城市及排除极端值影响等一系列检验，估计结果依旧稳健，进一步验证了研究结论的可靠性⑤。

⑤受篇幅限制，此处未详细汇报稳健性检验结果，如有需要可向作者索取。

（四）异质性分析

以上分析验证了H1的正确性，也就是公共资源交易统一监管有利于预防腐败。然而，公共资源交易统一监管对腐败的预防效果是否存在差异性仍需要进一步讨论。

1．腐败程度异质性分析

本文对34个城市在2018—2023年内每万名公职人员中的职务犯罪总人数进行计算，并采用两种分组方式。一是根据职务犯罪总人数，本文将34个城市平均拆分为腐败程度高与低的两个组别，每组包含102个样本，并分别进行回归，结果见表3第（1）、（2）列与第（5）、（6）列。二是根据职务犯罪总人数，本文将16个实验组城市平均拆分为腐败程度高与低的两个组别，而不对18个对照组城市进行拆分，即将所有对照组城市纳入回归分析，由此形成的两个组别分别包含156个样本，回归结果见表3第（3）、（4）列与第（7）、（8）列。结果显示，无论腐败程度高低，添加控制变量与否，did的估计系数都显著为负，这意味着公共资源交易统一监管对腐败预防起到正向作用。在腐败程度较高的城市，did的估计系数绝对值大于腐败程度较低的组别。综上，实施公共资源交易统一监管的地区，其腐败发生率显著低于实施分散监管的地区，且统一监管对腐败的预防效果在初始腐败水平较高的地区更显著，H2得到有效验证。

2．统一监管范围异质性分析

为验证公共资源交易统一监管范围异质性导致的腐败预防效果差异，根据当前实践情况，本文将16个实验组样本分为三组：第一组是仅对一类交易项目进行监管的城市，包括黄山、宣城、六安、芜湖、铜陵、阜阳、安庆和宁波，均是对工程建设项目招投标活动进行监管；第二组是对两类交易项目进行统一监管的城市，包括马鞍山、滁州和亳州，均是对工程建设项目招投标和土地交易两大类进行监管；第三组是对三类及以上交易项目进行统一监管的城市，包括蚌埠（工程建设项目招投标、土地交易、政府采购）、淮北（工程建设项目招投标、土地交易、产权交易）、湖州（工程建设项目招投标、土地交易、产权交易）、合肥（建设工程、产权交易、政府采购、土地出让）、淮南（建设工程、产权交易、政府采购、土地出让）。

实证结果如表4所示。无论公共资源交易统一监管覆盖几类交易项目，估计系数都为负数。当覆盖一类和两类交易项目时，估计系数均显著为负，后者的系数绝对值大于前者，这就意味着对两类交易项目进行统一监管时，腐败预防效果更显著。当统一监管范围覆盖三类及以上交易项目时，估计系数同样为负，但回归结果未通过显著性水平检验。因此，H3得到证实，即存在一个最优的公共资源交易统一监管范围，在此范围内腐败预防效果达到峰值，偏离此范围（过窄或过宽）的腐败预防效果均减弱。对一类交易项目进行监管的效果不如两类交易项目的可能原因在于，仅对一类交易项目进行监管难以在监管平台运行、技术应用、数据共享及人员配备等方面产生显著的规模效应。而对三类及以上交易项目进行统一监管又可能导致两个新的问题。一是统一监管机构面临综合性事务繁重、专业化水平不足等挑战，阻碍了监管效能的提升；二是统一监管机构覆盖监管范围过大，导致监管权力过于集中，可能增加新的腐败风险。

3．路径选择异质性分析

本文聚焦于改革中后期的路径选择，将16个实验组样本分为行政划转组和立法授权组，前者包括黄山、蚌埠、淮北、马鞍山、滁州、亳州、宣城、六安、芜湖、铜陵、阜阳、安庆、湖州，后者包括具有地方立法权限的合肥、淮南、宁波。表5显示，did的估计系数均为负数，这意味着运用行政划转或立法授权推动的公共资源交易统一监管对腐败发生率都具有负向影响。但是，前者在1%的水平上显著为负，后者未通过显著性水平检验。虽然这一实证结果与“立法授权比行政划转具有更显著的改革效果”的初期理论推演存在一定出入，但这一结论可能受到立法授权样本数量较少的客观限制。因此，本文认为，H4的核心观点——以“行政划转”或“立法授权”路径推进的统一监管，其腐败预防效果存在显著差异，得到了验证。

五、结论与讨论

随着市场经济的发展和要素配置市场化改革的深入推进，政府部门也在持续推进监管体制转型。在公共资源市场化配置的过程中，集中统一的交易过程对政府监管提出了新的要求。结合公共资源交易的地方创新实践，本文发现，公共资源交易监管部门正在积极推动权变式转型，即推动监管体制与交易模式相互匹配。换言之，在公共资源交易实现集中统一后，公共资源交易的监管也逐步实现集中统一。

本文基于组织权变的理论视角，聚焦公共资源市场化配置环节，以公共资源交易重点区域——长三角地区为研究样本，对公共资源交易监管体制权变式改革的核心效能目标（预防腐败）进行实证检验。研究发现：第一，公共资源交易统一监管改革有利于预防腐败，能使所在地每年每万名公职人员中职务犯罪人数减少大约4人，且腐败预防效果在初始腐败水平较高的地区更显著。第二，当统一监管覆盖两类交易项目时，腐败预防效果达到峰值，偏离此范围（过窄或过宽）的腐败预防效果均减弱。因此，在具体实践中，不能一味地追求统一监管范围的扩大，而需要综合考虑部门基础和能力，确定合适的监管范围和项目类别，并不断提升部门监管执法水平，为应对监管范围的扩大奠定基础。第三，与地方立法授权相比，通过行政划转实现公共资源交易统一监管的城市具有更明显的腐败预防效果。但这一结论也可能受到立法授权样本数量较少的客观影响。因此，推进公共资源交易的统一监管没有最佳路径选择，各地需要在合法合规的前提之下，因地因时选择行政划转路径或立法授权路径，以深入推进统一监管。

本文的理论意义与贡献在于以下三个方面。首先，创新性地提出权变式改革的分析模式与理论视角。本文聚焦公共资源交易领域的监管转型，关注监管体制与监管对象之间的匹配关系，将公共资源市场化配置范围中的政府监管体制转型与广泛应用于组织变革中的权变理论对接起来，并回应学术界关于为匹配集中交易情境而进行的权变式转型，即公共资源交易统一监管，能否达成预防腐败这一核心效能目标的分歧，为相关研究提供实证依据。其次，深化了监管视角下的权力配置与环境权变的动态平衡分析。本文聚焦于监管体制的权变式改革，公共资源交易统一监管体制改革实质上是监管权力从分散到集中的权变式转型过程，其本身的绩效取决于集中化的监管权力配置能否与相应的监管对象形成匹配。也就是说，权力集中统一与分散制衡并无绝对优劣，而要综合考虑其与外界情境特征的匹配程度。因此，本研究进一步刻画了权力配置与环境权变的相关关系。最后，拓展了组织变革与预防腐败之间的关系解释。现有关于腐败治理的文献主要从如何完善制度设计、强化技术应用、建设廉政文化等角度展开，少有研究关注监管组织的体制变革与预防腐败之间的关系。

本文还存在一些不足和拓展空间。其一，本文以长三角地区为研究样本，数量有限。但目前实施公共资源交易统一监管的16个地级市均已包含在本文的实验组中。我们期待公共资源交易统一监管在更多城市推行，为实证检验提供更为充足的数据和材料。日后，笔者将开展持续性研究，不断扩大样本规模。其二，综合监管机构是公共资源交易统一监管体制的载体，其基本职能、权责清单、隶属关系、组织架构、权力运行机制以及如何应对不同行业间的差异和冲突等问题都值得未来进一步系统地研究。

参考文献：略

【作者信息】刘巧兰，广西大学公共管理学院讲师，广西高校人文社会科学重点研究基地“区域社会治理创新研究中心”研究员。骆飞，中国人民大学公共管理学院博士研究生。通讯作者：王丛虎，中国人民大学公共管理学院教授，中国人民大学公共资源交易研究中心主任。

文字 | 刘语洁

编辑、一审一校 | 刘语洁

二审二校 | 蓝媛美

三审三校 | 黄六招