張 放

(武漢大學政治與公共管理學院 武漢 430072)

0 引 言

信息公開作為實現(xiàn)善治的重要方式[1]，一直是政府治理研究的關注焦點。根據(jù)《中國政府透明度指數(shù)報告》，我國自2008年實施《政府信息公開條例》(以下簡稱《條例》)以來，雖整體取得長足進步，但地區(qū)差異仍舊明顯。在實踐初期，由于我國的信息公開是一場政府內部自我改革，相較西方國家以需求驅動為引擎，我國則以供給驅動為推力[2]。鑒于此，何以解釋地方政府信息公開在時間縱軸的發(fā)展變化？為何地區(qū)間信息公開水平會有差異？以及實踐至今，信息公開是否延續(xù)政府供給為主導？都是亟待解決的研究問題。

圍繞信息公開，國內外學者積極展開探索。以此次研究問題為落腳點，文獻脈絡大抵生成“制度-行為-評估-影響因素”邏輯鏈條。信息公開作為一項法律制度，為公眾獲取公共信息提供重要保障[3]。而該制度地實行，成效與問題并存。一方面，信息公開能提高企業(yè)投資效率[4]，有效抑制腐敗[5]，增強公眾問責[6]。另一方面，也存在被動公開，滯后公開，碎片公開等問題[7-9]。為了更好地評估信息公開，各國學者基于本土實踐情境，構建多維指標進行測量[9-11]。伴隨評估結果出臺，引發(fā)新的思考：是什么影響了信息公開水平？針對該問題，有學者通過回歸分析，進行線性探索[12-14]。有學者通過組態(tài)分析，探究因素間的組合效應[15]。但以往研究中，線性回歸聚焦單因素的“凈效應”，忽視了因素之間的互動依賴。而相關組態(tài)分析，則以跨國比較為核心，未能立足我國本土情境，同時受限于截面數(shù)據(jù)，難以解釋時間縱軸上的發(fā)展變化。我國幅員遼闊，各省發(fā)展水平參差不一，在信息公開層面，所能供給的資源稟賦存在差異。所以，如何準確把握地方政府信息公開的影響因素組合及協(xié)同效應，并因地制宜地提出與現(xiàn)實情境相匹配的改進策略，需要管理者仔細忖量。

由于政府生產信息的邊際成本為零，且公共信息面向社會公開，滿足薩繆爾森對公共物品的界定標準，即非競爭性與非排他性[16]，所以信息公開不僅是一項法律制度，一種政府行為，還是一類公共產品。基于此，本文嘗試將信息公開置于公共物品視域，借鑒供求理論，構建“供給-需求”分析框架，以 2013-2020年的省級政府為案例，采用動態(tài)QCA，揭示時間縱軸上影響地方政府信息公開水平差異的因果機制。并結合使用單因素方差分析與Kruskal-Wallis秩和檢驗，探究省域間的組態(tài)偏好差異。通過以上分析，以期回答下列問題：在時間維度上，是否存在單個因素是影響地方政府信息公開水平的必要條件？哪些因素組合對地方政府信息公開水平的影響存在等效性？這些影響因素是否呈現(xiàn)時間效應？在空間維度上，組態(tài)的省域覆蓋度是否呈現(xiàn)地區(qū)差異？在此基礎上，本文可能貢獻如下：一是在前人研究基礎上，構建“供給-需求”影響因素組態(tài)分析框架，為相關實證研究提供參考。二是本研究在國內率先采用動態(tài)QCA分析方法，打破面板數(shù)據(jù)與QCA方法之間的壁壘，探索時間效應下的因果路徑。三是通過采用單因素方差分析與Kruskal-Wallis秩和檢驗，考究組態(tài)的省域覆蓋度差異，從空間維度揭示地區(qū)間的組態(tài)偏好差異。

1 文獻綜述與分析框架

1.1 相關研究進展

圍繞信息公開，學者們主要從以下四個視角展開研究。

第一，制度視角。建立信息公開制度旨在保障公民知情權[17]。伴隨社會發(fā)展，各國陸續(xù)出臺相關法規(guī)制度[18]，為研究開展提供樣本。Piotrowski對美國第二個開放政府行動計劃進行分析，發(fā)現(xiàn)其62項承諾中，以內部透明為主[19]。Worthy基于跨國視野，把英國《信息自由法》與其他國家進行比較，發(fā)現(xiàn)加拿大、澳大利亞和新西蘭的相關法案，在促進問責方面強于英國[20]。我國學者立足本土實踐情境，指出《條例》涉及的義務主體呈現(xiàn)碎片化特征，與大數(shù)據(jù)時代要求整體化產生沖突[3]，以及相關配套制度，難以滿足當下社會需求[21]。此外，由于制度并非一成不變，學者們的研究視角由靜態(tài)拓展至動態(tài)。時間動態(tài)方面，有學者系統(tǒng)探究荷蘭信息公開制度的歷史發(fā)展脈絡，并將其劃分為四個階段，分別為基礎建立、后退中前進、穩(wěn)定規(guī)則與拓展實踐、發(fā)展信息獲取[22]?？臻g動態(tài)方面，有學者以我國地方政府為樣本，從政策擴散視角出發(fā)，通過實證分析，發(fā)現(xiàn)信息公開制度呈現(xiàn)明顯鄰近擴散效應與層級擴散效應[23]。

第二，行為視角。政府作為信息公開的執(zhí)行主體，其實踐問題與博弈行為受到學者們的廣泛關注。Sáez-Martín等通過回歸分析，探討西班牙地方政府信息公開執(zhí)行程度差異，發(fā)現(xiàn)人口較少的城市傾向于消極實踐[24]。針對我國信息公開的實踐問題，有學者認為政府存在主動公開力度不足，依申請公開阻力重重，公開信息隨碎片化等問題[8, 21, 25]。也有學者認為存在宣傳力度不足，財政資源緊缺等問題[26]。除此之外，政府并非孤立存在，其信息公開行為，會與多方主體博弈互動。同級政府之間，標桿效應作為核心要素，將有力推動彼此競相模仿[27]。上下府際之間，上級政府通過采取懲罰措施、官媒輿論、標準控制驅動下級政府實行信息公開[28]。

第三，評估體系視角。從政府切入，不少學者圍繞信息公開水平展開研究。Meijer等以英國為例，提出“政治-行政”二維評估框架，強調從機構彈性、遏制腐敗等維度著手，但該框架僅提供方向指引[10]。Bearfield和Bowman參照美國著名政府績效工程(Government Performance Project)所提出的衡量標準，從財務、人力、資產、行政四個維度對西班牙217個地方政府網站的信息透明度進行全面評估[29]。在我國，相關學者與機構也進行了諸多有益探索。王芳等人強調從信息公開的內容、方式、表達等7個方面進行評估[30]。此外，中國社會科學院法學研究所于2010年發(fā)布《中國地方政府透明度年度報告(2009)：以政府網站信息公開為視角》，其指標涵蓋信息公開目錄完善狀況、依申請公開平臺有效性等六大板塊[31]，并在往后年份中不斷微調指標，逐漸完善。從公眾切入，Cucciniello以500個意大利公民為訪談樣本，發(fā)現(xiàn)人們最關心的財政信息與服務供給信息相對較少，導致公眾期待與信息公開產生內容錯配[32]。

第四，影響因素視角。在研究方法層面，以傳統(tǒng)回歸分析為主,組態(tài)分析為輔。有國外學者運用多元回歸，探討環(huán)境、政治、制度三個維度，對巴西地方政府透明度的影響效應[12]。在我國，馬亮以283個地級市為樣本，通過回歸分析，發(fā)現(xiàn)法制化進程、公民教育水平與政府信息公開呈現(xiàn)正相關[14]。閻波等運用創(chuàng)新影響因素理論，構建內外因分析框架，對省級政府面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)居民壓力、環(huán)境壓力等因素正向影響政府信息公開[33]。韓萬渠基于行政自我規(guī)制理論，運用負二項回歸模型，實證分析地級市面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)訴訟壓力、行政級別等要素是影響信息公開的關鍵[13]。此外，也有學者專門針對環(huán)境信息公開的影響因素展開研究，認為經濟發(fā)展水平、環(huán)保投入強度對公開環(huán)境信息具有促進作用[34]。在組態(tài)分析方面，有學者以50個國家為樣本，從制度視角剖析導致信息公開政策失敗的因素組合[15]。

綜上，學者們從制度、行為、評估、影響因素四個方面，對政府信息公開進行積極探索，打下堅實的研究基礎。但仍存在以下不足：一是基于規(guī)范性討論的經驗歸因缺乏實證支撐。二是基于線性回歸的實證歸因聚焦單因素的“凈效應”，忽略了信息公開的多元協(xié)同路徑，難以提供差異化路徑選擇。三是雖已有學者采用模糊集定性比較分析(fsQCA)方法，但并未基于我國本土實踐情境，且受限于截面數(shù)據(jù)，難以從時間縱軸探索因素間的聯(lián)動效應。鑒于此，如何從組態(tài)視角解釋我國地方政府信息公開在時間軸上的變化趨勢，仍需進一步探究。

1.2 分析框架

在既有的影響因素分析框架中，有學者將信息公開置于行為視域，主張構建內部推力、結構張力、外部拉力三維分析框架[13]。也有將信息公開置于制度視域，認為可以從經濟資源、信息權利、公民社會等五個方面進行分析[15]。然而信息公開不僅是一種政府行為，一項法律制度，也是一類公共產品，因為其滿足非競爭性與非排他性[16]。鑒于此，本文嘗試將信息公開置于公共物品視域，并基于供求理論，構建“供給-需求”影響因素組態(tài)分析框架。

需要明確，本文所借鑒的供求理論并非特指某個理論觀點，而是一系列基于供求視角的理論集合。其中對于供求關系的探討，以及供求兩端如何影響公共物品的研析，為本次分析框架提供理論支撐。供求關系方面，薩伊在《政治經濟學概論》中進行系統(tǒng)闡述，認為供給創(chuàng)造需求，延承古典經濟學重視供給的傳統(tǒng)，對后人研究產生深遠影響[35]。而凱恩斯則認為有效需求決定供給[36]。另外，馬克思在《政治經濟學批判導言》中也進行過相關論述，認為供給主導需求，但需求也會影響供給[37]。由此可知，不論供求雙方誰占據(jù)主導地位，抑或相互制約，我們都能明確兩方存在互動關系，滿足QCA認為影響因素之間互相依賴的前提預設。但供求兩端如何影響公共產品，仍需進一步考究。關于供求關系會影響商品價格，基本達成共識。然而信息公開屬于公共物品，供求兩端會產生什么樣的影響？對此，雖然鮮有學者明確借鑒供求理論，并構建組態(tài)分析框架進行探討，但其篩選影響因素的邏輯已被運用其中。Araujo和Tejedo-Romero著重探討供給端因素對西班牙地方政府透明度的影響，通過回歸分析，發(fā)現(xiàn)投票率、政治競爭對透明度水平有顯著影響[38]。然而，該文章也存在不足，即缺少探索需求端的影響因素。Tavares和da Cruz以葡萄牙278個城市為樣本，試圖回答地方政府透明度水平主要受供給端驅動，還是被需求端主導。經過實證分析，發(fā)現(xiàn)供給端影響效應強于需求端[39]。綜上，供求理論對于此次影響因素組態(tài)分析框架有兩點較強的借鑒意義，分別是供求兩端存在互動關系，以及兩端各有因素對信息公開水平造成影響。但這些因素如何通過彼此間的依賴組合，實現(xiàn)影響結果的等效性，是前人少有涉獵的范圍，亦是本研究想要豐富拓展的地方。鑒于此，本文在供求理論的基礎上，結合我國地方政府信息公開實踐情境，分別從供求兩端甄選變量，構建“供給-需求”影響因素組態(tài)分析框架，如圖1所示。

圖1 “供給-需求”影響因素組態(tài)分析框架

1.2.1供給端

主要包括制度供給、財政供給、信息技術供給三個二級條件。信息公開制度旨在保障公民知情權[17]，并在國際實踐中，促使多國政府主動披露信息[20]。我國自2008年實施《條例》以來，透過各類第三方評估報告，可以看到各級政府在信息公開方面獲得不少成效[25]。也有學者通過實證分析，發(fā)現(xiàn)制度建設是影響信息公開水平的核心因素[13]。此外，財政資源為信息公開提供資金支持，讓政府有財力可以投入到人才培養(yǎng)、技術建設、平臺維護等方面。通常來說，財政資源越好的政府，信息公開水平越高[18]。隨著社會發(fā)展，人們的信息獲取方式開始被信息技術所改變[15]，從有形邁向無形，從被動接受到主動要求，讓信息技術成為信息公開的重要驅動因素[22]，為政府提供強有力的工具支持。

1.2.2需求端

主要涵蓋公眾需求、社會需求、市場需求、環(huán)境需求四個二級條件。公眾需求是促進信息公開的群體力量。一方面，有學者指出基于委托-代理模型，在問責制的應用場景下，公眾需要獲取必要信息以評估政府績效[40]。另一方面，也有學者認為公眾更多想獲得與自己相關的信息[41]。社會需求是促進信息公開的第三方力量。非政府組織作為社會的重要組成部分，在與政府的互動中，成為推動信息公開的外部動力[42]。并且，Nguyen等以越南63個省為樣本，通過回歸分析，發(fā)現(xiàn)非政府組織與地方政府透明度息息相關[43]。市場需求是促進信息公開的經濟力量。市場要素主要通過調節(jié)、刺激、監(jiān)督等七個方面來左右政府信息公開，且變化敏銳，容易受到政治、社會等方面的影響[42]。環(huán)境需求是促進信息公開的突發(fā)力量。社會生活中的突發(fā)環(huán)境事件，往往不可預測，所引發(fā)的人員傷亡、經濟損失會帶來強烈的社會輿論效應，讓公眾不斷拷問政府信息的公開水平[33]。

綜上，在供給端與需求端兩個一級條件下共涵蓋七個二級條件，各要素并非彼此孤立，而是互相依賴，通過因素組合對信息公開水平產生影響。

2 研究方法與數(shù)據(jù)構建

2.1 動態(tài)QCA

傳統(tǒng)QCA囿于理論與工具，大多滯于截面數(shù)據(jù)，難以探究時間縱向的組態(tài)效應。政府信息公開自2008年以來，步入快速發(fā)展通道，是發(fā)生在時間軸上的連續(xù)事件，單獨的截面組態(tài)，并不足以闡釋因果與時間的互動關系。因此，本研究采用動態(tài)QCA分析，參照國外學者García-Castro 和 Ario提出的相關理論及方法[44]，利用R語言軟件打破面板數(shù)據(jù)與QCA之間的壁壘，探索時間效應下的組態(tài)關系，同時貫穿運用強化標準分析(ESA)，提高組態(tài)精度。不同于傳統(tǒng)QCA，動態(tài)QCA將從組間(between)、組內(within)、匯總(pooled)三個維度進行測量，并使用一致性調整距離捕捉一致性在時間維度與案例維度的變化程度。

2.2 數(shù)據(jù)構建

2.2.1測量

政府信息公開水平。我國在2008年實施《條例》，并于2019年進行修訂。《條例》對信息公開形式、公開內容、主動公開、依申請公開等方面進行詳細規(guī)定，對于衡量信息公開水平，具有較強的權威性與參考性。鑒于此，本文選取中國社會科學院2013-2020年發(fā)布的《中國政府透明度指數(shù)報告》(后簡稱《報告》)中省級政府信息公開評估分數(shù)作為結果變量的測量指標。該評估體系以《條例》規(guī)定的維度為基礎，并依據(jù)當年其他權威文件，如《政務公開工作要點》，靈活添加評估維度，微調指標權重，最后加權計算為0到100之間的評估分數(shù)。由于其評估指標隨社會發(fā)展逐年微調，參照既有研究，對不同年份的結果變量進行Max-Min標準化處理，轉化為0到1之間的標準分，保證在時間縱向上的可比對性[45]。此外，《報告》在2016年沒有對省級政府進行單獨評估，而是于2017年綜合近兩年表現(xiàn)，給予評估分數(shù)，因此本文把相對應年份的條件變量作均值處理，保證數(shù)據(jù)的一致性。

供給端。考慮到制度供給、財政供給、信息技術供給對政府信息公開的影響往往不能立竿見影，影響效應存在滯后性，所以相較結果變量前置一年，選用2012-2019年的相應數(shù)據(jù)。制度供給采用政府法條數(shù)進行測量，數(shù)據(jù)源于北大法寶公布的地方法規(guī)條例數(shù)量[13]；財政供給方面，參照馬亮的測量方法，用人均財政預算收入進行測量[14]，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》；信息技術供給，則依據(jù)周宏仁等主編的《信息化藍皮書》中各省份信息化水平指數(shù)進行測量，該指標體系從數(shù)字技術基礎設施、信息產業(yè)經濟發(fā)展、科技創(chuàng)新能力、教育與數(shù)字素養(yǎng)、數(shù)字內容與應用五個一級指標進行綜合評測，并根據(jù)每年的實際情況酌情微調，能夠全面反映省域間信息技術供給的動態(tài)變化差異。由于其指標隨發(fā)展小幅調整，所以參照結果變量，對其采用Max-Min標準化處理。

需求端。由于公眾與環(huán)境的需求對政府信息公開的影響具有較強的實時性，例如當某個地區(qū)公民依法申請信息公開或突然爆發(fā)環(huán)境事件，政府往往迫于壓力，予以及時回應，所以兩者數(shù)據(jù)年份與結果變量保持一致。反之，市場與社會的需求釋放相對滯后，其數(shù)據(jù)年份前置一年處理。公眾需求的測量，參照既有研究，往往與訴訟壓力掛鉤，數(shù)據(jù)通過中國裁判文書網檢索獲得，搜索關鍵詞為政府名稱與信息公開[13]；環(huán)境需求采用當年突發(fā)環(huán)境事件頻次總數(shù)作為測量指標[33]，數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》；社會需求以社會組織數(shù)量作為測量指標，數(shù)據(jù)來自于《中國民政統(tǒng)計年鑒》；市場需求則把樊綱等人主編的《中國分省份市場化指數(shù)報告》中市場化總指數(shù)評分作為測量指標，鑒于不同年份的測量指標隨經濟發(fā)展有微小差異，比照結果變量，使用Max-Min標準化法處理。

2.2.2校準

本文在現(xiàn)有理論及前人研究的基礎上，對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)一校準[46]，以便后續(xù)分析組內、組間及整體的一致性與覆蓋度。根據(jù)本次變量的數(shù)值特點，采用直接校準法，將95%分位數(shù)、50%分位數(shù)、5%分位數(shù)設為校準錨點，分別代表完全隸屬、交叉點、完全不隸屬。具體校準結果，如表1所示。

表1 變量校準

3 數(shù)據(jù)分析與實證結果

3.1 單個條件的必要性分析

必要條件分析的判斷標準是一致性水平高于0.9，則該條件變量可視為結果變量的必要條件[47]。在QCA面板數(shù)據(jù)分析中，當調整距離小于0.1時，匯總一致性精確度較高，可作為判斷依據(jù)[44]。但當調整距離大于0.1時，需要研究者進一步探究其必要性。此次分析結果如表2所示，制度供給、信息技術供給、市場需求、社會需求、環(huán)境需求5個條件變量的調整距離均小于0.1，且匯總一致性均小于0.9，表明這些因素并非結果變量的必要條件。但是財政供給與公眾需求中存在組間調整距離大于0.1的情況，需要進一步考察。通過分析相應變量的組間一致性與覆蓋度(如表3所示)，有如下發(fā)現(xiàn)：第一，在情況a和情況b中，各年份的一致性水平均小于0.9，并不存在必要關系；第二，在情況c中，雖然2020年的一致性大于0.9，且覆蓋度大于0.5，但通過繪制散點圖發(fā)現(xiàn)其都集中右側y軸，未通過必要條件檢驗[47]；第三，在情況d中，2011年一致性大于0.9，但覆蓋度低于0.5，也不構成必要關系[47]。但值得注意，在情況c中，雖然公眾需求并未構成結果變量的必要條件，但該因素已呈現(xiàn)明顯時間效應，必要性逐年增加(如圖2所示)。

表2 必要條件分析

表3 調整距離大于0.1的組間數(shù)據(jù)

圖2 情況c組間一致性

該結果與前人相關研究結論形成呼應，都凸顯了公眾需求的重要性。但不同的是，此次研究結果從時間維度揭示了公眾需求的變化趨勢，彌補了相關不足。究其原因，可能是公民受教育程度不斷提高，導致公共信息需求迅速攀升，加之信息技術持續(xù)發(fā)展，為公民提供強有力的工具支持。此外，雖然公眾需求在2020年才邁過必要條件的判斷閾值，但通過觀察逐年增加的變化趨勢，可預見其重要性將不斷彰顯。因此，地方政府在未來的信息公開實踐中，需重點關注民眾需求，動態(tài)捕捉需求變化。

3.2 條件組態(tài)的充分性分析

組態(tài)分析作為QCA方法的核心，旨在考察不同前因條件組合如何影響結果產生。判斷標準是充分性的一致性水平，Schneider and Wagemann提出不得低于0.75[47]?；谇叭搜芯?，結合此次研究的具體情況，在真值表構建過程中，本文所選擇的一致性閾值為0.9，頻數(shù)閾值為2，PRI閾值為0.75[48]，最終涵蓋198個案例。構建真值表后，進入強化標準分析，在反事實分析部分，先將矛盾簡化假設排除，然后由于我國幅員遼闊，省域資源稟賦差異較大，前因條件對結果的作用難以統(tǒng)一判斷，所以不進行方向預設，全部選擇“存在或缺失”。最終得到增強型的簡單解、中間解、復雜解。

本文以增強型中間解為主，輔助增強型簡約解，找到核心與邊緣條件。表4呈現(xiàn)了此次整體組態(tài)分析結果，一共包含四種組態(tài)，可進一步提煉為三種模型，即“單供給-多需求”模型、供求聯(lián)動模型、需求驅動模型。

3.2.1匯總結果

通過表4可知，整體解的匯總一致性為0.887，大于0.75，且單個組態(tài)的組內調整距離與組間調整距離均低于0.1，表明匯總一致性具有較好解釋力度，這四個組態(tài)可以視為高信息公開水平產生的充分條件。

表4 組態(tài)分析結果

在“單供給-多需求”模型中，單維供給與多維需求產生組態(tài)效應，共同影響信息公開水平。其中，組態(tài)1的供給端以信息技術供給為主，與市場需求、社會需求、環(huán)境需求共同影響結果。組態(tài)2的供給端以制度供給為核心，以財政供給缺席為邊緣，聯(lián)動公眾需求、市場需求、社會需求構成高信息公開水平產生的充分條件組合。在供求聯(lián)動模型中，供給端與需求端呈現(xiàn)相對均衡狀態(tài)，都并非單維度發(fā)力，而是多維聯(lián)動。通過組態(tài)3可以看到，供給端的制度供給、信息技術供給、財政供給，聯(lián)同公眾需求、市場需求推高政府信息公開水平。在需求驅動模型中，供給端影響力下降，主要是需求端推高政府信息公開水平。由組態(tài)4可知，當制度供給缺席時，公眾需求、社會需求、市場需求作為核心條件，也能驅使信息公開水平提高。

通過比較組態(tài)2和3，可以進一步探究組態(tài)間的潛在替代關系。對于強制度供給省份，當同時面對較強的公眾需求與市場需求時，弱財政供給與強社會需求構成的條件配置可以和強財政供給與強信息技術供給的條件組合相互替代。

綜上，供求兩端通過因素組合能“殊途同歸”地實現(xiàn)高信息公開水平。該研究結果表明，在我國省域資源差異較大的實踐情境下，各地可結合自身情況對癥下藥，實現(xiàn)因素聯(lián)動，促進信息公開。另外，在四條路徑的因素分布中，需求端占比較大，表明我國地方政府不再延續(xù)以供給為主導的傳統(tǒng)模式，而開始轉向以需求為驅動。但兩種模式的優(yōu)劣仍需進一步研究探明，因為完全以需求為驅動，則容易陷入被動公開的困境。

3.2.2組間結果

雖然4個組態(tài)的組間一致性調整距離都未大于0.1，表示不存在明顯時間效應。但進一步考察其時間變化，發(fā)現(xiàn)4個組態(tài)的一致性水平于2013—2019年都在0.75以上波動，但在2020年集體呈現(xiàn)斷崖下跌趨勢(如圖3所示)。其中組態(tài)2與組態(tài)3的一致性甚至低于0.75，分別為0.738、0.704。但這樣的波動集中于2020年，并非隨機分布，不屬于良性偏差[44]。該組間分析結果，一方面彌補了過往截面組態(tài)在時間縱軸的不足，另一方面表明4個組態(tài)在2013-2019年之間具有較好的解釋力度。至于為何在2020年集體下跌，可能由于當年新冠疫情爆發(fā)，作為突發(fā)公共衛(wèi)生事件，成為推動地方政府信息公開的核心要素。相較之下，其他因素的解釋力度難免下降。但由于組間調整距離小于0.1，并不會對整體解釋力度產生影響，所以本次研究結果對于常態(tài)下的信息公開仍具有較強適用性。

圖3 組間一致性變化

3.2.3組內結果

與組間一致性調整距離一樣，組內一致性調整距離并未大于0.1，說明4個組態(tài)的解釋力度在各省份間并未存在明顯差異。在解釋力度相差無幾的情況下，考察組內覆蓋度差異，可以反映各組態(tài)所能解釋案例的地區(qū)分布情況。鑒于QCA還未開發(fā)專門針對該情況的測算指標，此部分采用單因素方差分析與Kruskal-Wallis秩和檢驗，探討各組態(tài)在東、中、西部的覆蓋度分布是否具有顯著差異。其中，組態(tài)1不滿足正態(tài)性檢驗，采用Kruskal-Wallis秩和檢驗。組態(tài)2和組態(tài)3滿足正態(tài)性檢驗和方差齊性檢驗，采用單因素方差分析。組態(tài)4在正態(tài)性檢驗中，接近不滿足邊緣，則兩種方法并用，進行雙重檢驗。具體結果如表5、表6所示。

表5 Kruskal-Wallis秩和檢驗結果

表6 單因素方差分析結果

根據(jù)表5、表6可知，組態(tài)1、4所能解釋的案例分布并未呈現(xiàn)顯著的地區(qū)差異。其中,組態(tài)1所能解釋案例包括廣東、四川、湖南等省份。作為典型代表之一，廣東省較早開始布局信息技術建設，于2001年出臺《關于構建創(chuàng)新人才培養(yǎng)體系推動廣東信息技術產業(yè)加快發(fā)展的建議》，強調從人才培養(yǎng)、產業(yè)發(fā)展等方面打造信息強省。歷經多年發(fā)展，廣東省取得良好建設成果。根據(jù)《信息化藍皮書》相關數(shù)據(jù)顯示，廣東省信息化水平指數(shù)長期位居全國前列，為信息公開打下堅實技術基礎。同時，作為改革開放排頭兵，廣東省市場化程度高，社會組織活躍，加之所處地理區(qū)位，突發(fā)環(huán)境事件較多。這些需求端因素聯(lián)動信息技術供給，共同推高廣東省信息公開水平。組態(tài)4所能解釋省份包括河南、江蘇、四川等。河南作為典型代表，在供給端相對薄弱的情況下，以需求驅動為核心。根據(jù)河南省統(tǒng)計局公布數(shù)據(jù)，截至2020年11月1日，河南常住人口達9930多萬。在如此龐大的人口基數(shù)下，公眾需求旺盛，社會組織較多，再加上河南突發(fā)環(huán)境事件頻繁，讓供給端三股力量匯聚，成為推動河南省信息公開水平提高的主要因素組合。

與以上兩個組態(tài)不同，組態(tài)2、3所能解釋案例的空間分布有顯著地區(qū)差異。由表7可知：組態(tài)2對應的解釋案例主要分布在中部地區(qū)，代表省份有湖南、江西、安徽。該組態(tài)在供給端以制度供給核心。以江西省為例，2012年印發(fā)全省信息公開工作要點通知，涵蓋推進“三公”經費和行政經費公開、食品安全信息公開、保障性住房信息公開等8個方面的內容，以及打造信息公開機構和隊伍建設。隨著社會發(fā)展，江西省信息公開內容不斷與時俱進，如2017年著力促進脫貧和社會救助信息公開，消費市場運行信息公開，強調以政務公開惠及民生、助力改革。同時，隨著江西省市場化水平不斷提高、社會組織不斷增多、公眾需求不斷增長、共同推進信息公開水平提高。組態(tài)3能解釋的案例主要集中在北京、上海、天津、浙江等東部沿海地區(qū)，這些省份的信息公開水平受供求兩端多因素聯(lián)合驅動。例如，財政資源方面，東部地區(qū)經濟發(fā)達，人均財政收入長期位居全國前列，能為信息公開提供資金支持。信息技術方面，根據(jù)《信息化藍皮書》的相關數(shù)據(jù)，東部沿海地區(qū)的信息化指數(shù)水平，高于全國平均。此外，東部地區(qū)作為改革開放先行之地，市場化程度與人均受教育程度都高于其他地區(qū)，這也導致市場需求與公眾需求相對旺盛。

表7 地區(qū)組態(tài)覆蓋度均值

整體來看，東中西部存在一定的組態(tài)偏好差異，部分東部省份為“供求聯(lián)動”，而部分中西部省份則依賴需求推動。在供給端三個因素中，制度供給屬于地方政府主觀可控條件，且能夠有效克服客觀資源限制，所以部分中西部省份可效仿江西，出臺一系列配套制度，提高信息公開水平。此外，應警惕純粹依賴需求推動，長此以往，容易出現(xiàn)被動公開、滯后公開等問題。雖然“條條大路”通羅馬，面對高信息公開水平的結果，有多條路徑可以實現(xiàn)，但各路徑所帶來的潛在問題，仍值得管理者和研究者深入思考。

4 結論與啟示

4.1 研究結論

本文運用動態(tài)QCA研究方法，以我國31個省級政府為案例，探究供求兩端影響因素對政府信息公開水平的協(xié)同影響效應，揭示了2013-2020年間影響我國省級政府信息公開水平的核心影響因素及彼此間的互動關系。主要研究結論包括：第一，供求兩端并沒有單個條件成為高信息公開水平的必要條件，但公眾需求的必要性逐年遞增，呈現(xiàn)明顯時間效應。究其原因，可能是人們受教育程度不斷提高，再加上信息技術發(fā)展，致使公眾需求節(jié)節(jié)攀升，必要性逐漸凸顯。第二，在條件組合的充分性分析中，主要有4條構成路徑，可提煉為3個模型。其一為“單供給-多需求”模型，特點是供給端以單因素為核心條件，聯(lián)同多個需求端因素，共同促進信息公開。其二是供求聯(lián)動模型，強調通過供求兩端的多因素組合，聯(lián)動推高信息公開水平。其三是需求驅動模型，在供給端薄弱的情況下，依賴需求端的因素組合效應，實現(xiàn)高信息公開水平。第三，雖然匯總一致性在時序上的變化并未呈現(xiàn)時間效應，但四條組態(tài)的一致性在2020年呈現(xiàn)集體下降。可能是因為2020年新冠疫情爆發(fā)，成為另一個促使政府信息公開的核心因素，導致其他因素的解釋力度下降。第四，通過單因素方差分析與Kruskal-Wallis秩和檢驗，發(fā)現(xiàn)組態(tài)2與組態(tài)3的組內覆蓋度存在明顯地區(qū)差異。其中組態(tài)2所能解釋的案例更多分布在中部地區(qū)，而能被組態(tài)3解釋的案例則更多分布在東部地區(qū)。

4.2 理論貢獻

本文的理論貢獻主要為以下兩個方面：第一，將政府信息公開問題研究從制度、行為等視角，轉向基于公共產品的供需聯(lián)動視角。本文在既有研究基礎上，借鑒供求理論，結合我國實踐情境，構建“供給-需求”影響因素組態(tài)分析框架，涵蓋兩個一級條件，七個二級條件。該分析框架從供給端與需求端探究影響因素間的聯(lián)動匹配關系，揭示信息公開背后的復雜因果關系，有助于從供求視角理解我國地方政府信息公開的推動因素。第二，首次將動態(tài)QCA研究方法運用到信息公開問題研究中，探索縱向時間維度下的組態(tài)效應。以往相關研究主要存在兩點局限：一是大多運用回歸分析，忽視了因果間的依賴關系。二是對QCA方法的運用受限于截面數(shù)據(jù)，且集中關注一致性，疏略對覆蓋度的探索。本文運用動態(tài)QCA，分析時間維度下，我國地方政府信息公開水平驅動因素。同時結合單因素方差分析與Kruskal-Wallis秩和檢驗，探究不同組態(tài)的省域覆蓋度差異。

4.3 實踐啟示

本次研究結果能為地方政府帶來以下幾點啟示：第一，供求兩端存在聯(lián)動影響，表明信息公開驅動機制多元，地方政府可根據(jù)自身境況，探索適合自己的發(fā)展道路，但同時需注意不同路徑可能帶來的潛在影響；第二，通過觀察四條路徑，發(fā)現(xiàn)都有需求端因素作為核心條件，表明地方政府信息公開不再延續(xù)初期以政府供給為主導。但部分地區(qū)需警惕過度依賴需求主導，如果信息公開如果長期僅被需求驅動，則會存在信息滯后等系列問題。第三，制度供給在兩個組態(tài)中均為核心因素，對信息公開具有較強驅動力，也是地方政府較好著手的地方。部分省份可在新修訂《條例》指導下，加強制度配套建設，規(guī)范公開程序，健全工作規(guī)章。

4.4 研究局限及展望

本研究仍有局限。首先，本次影響因素從供求視角進行篩選，雖包含較多已被檢驗的變量，但仍有漏失。此次分析框架受限于數(shù)據(jù)的可獲取性，并未包括來自個體領導層面的影響因素，以及突發(fā)公共衛(wèi)生事件頻次。其次，本研究采用二手公開數(shù)據(jù)，僅從宏觀層面進行探討。未來需要進一步結合質性訪談、參與觀察，從微觀層面揭開信息公開背后的影響機制。最后，本文僅關注省級政府，研究結論是否能夠拓展至省級以下層面，仍需進一步探索。