地方立法意愿的社會經濟約束*

李紅軍

（四川省社會科學院，成都　610000）

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地方立法意愿的社會經濟約束*

李紅軍

（四川省社會科學院，成都610000）

摘要：立法學研究文獻長期以來側重于立法與社會經濟因素之間辯證關系的定性論述，而忽略了對立法者及其立法意愿的研究，難以清晰描述社會經濟諸因素對地方立法的影響，不足以對當前普遍存在的地方立法沖動現象的根源做出合理解釋。本文選取18個較大的市1988年至2014年期間各屆人大常委會的立法行為數及其對18個市全部立法行為總和的占比作為測量立法意愿的代理變量，使用主成分回歸分析法進行量化分析，發現不同社會經濟因素對立法意愿的影響差異懸殊：戶籍非農人口年均值及其增幅、第三產業GDP占比等因素的提高會激勵更多的立法行為；第一產業GDP占比、第二產業GDP占比等因素的增加則會降低行使立法權的意愿；行政面積、GDP、人均GDP、城市戶籍總人口等因素與立法表現間的關聯性非常微弱。這一發現有助于清晰描述社會經濟諸因素對地方立法行為的影響，增進對城鎮化與地方立法之間關系的理解，并為科學評估地方立法的績效提供有益參考。

關鍵詞：地方立法；立法意愿；影響因素；城鎮化

本刊網址·在線雜志：www．jhlt．net．cn

一、研究問題：地方立法沖動

2015年3月15日，第十二屆全國人民代表大會第三次會議審議通過了《中華人民共和國立法法》（以下簡稱《立法法》）修正案，其最大亮點在于市級地方立法主體的擴充［1］，即將原來較大的市（1）（以下簡稱較大市）才享有的地方立法權擴大至全部設區的市 （以下簡稱設區市）。截至2015年12月31日，全國共有154個設區市獲準開始行使立法權，占全部設區市的54.61%，這一比例反映出各設區市對行使立法權的渴望程度，可以預見不久之后我國全部設區的市均將開始行使立法權，并迎來“地方立法爆炸”。值得關注的是，各市為何如此鐘情于獲得立法權，強烈的立法沖動究竟因何而起、與當地社會經濟各主要因素間具有何種關聯？

為探尋上述問題的答案，鑒于設區市與較大市之間系人為區分而“缺乏根本性差異”［2］，本文使用與設區市行政規劃級別相同的18個較大市的立法和社會經濟統計資料，以各市每屆人民代表大會常務委員會（以下簡稱人大常委會）所作立法行為數的年均值（屆立法行為年均值）及其對18個市全部立法行為的占比 （屆立法行為占比）作為立法意愿的代理變量，采用主成分回歸方法在解釋意義上量化分析任期內社會經濟因素對較大市人大常委會的立法意愿的影響。從較大市的資料中分析出的研究結論能在一定程度上解釋我國普遍存在的“地方立法膨脹”［3］現象。

探討地方立法與社會經濟因素之間關系的既有研究成果主要側重于兩者辯證關系的定性判斷，一方面強調區域社會經濟發展對地方立法的決定作用，認為區域社會經濟發展的階段性決定了地方立法的內容和重點，區域社會經濟發展的特殊性決定了地方立法的特色和優勢［4］，認為“在對地方立法的影響因素中，客觀因素比主觀因素更具有決定性”［5］；另一方面肯定法治環境對社會經濟的發展具有重要影響，認為各地制定的大量的法規、規章，為地方的經濟發展、社會管理、公共服務提供了法制保障，推動了地區社會經濟發展和民主法治建設［6］，主張通過完善地方立法，促進和保障經濟快速健康發展。［7］在這些研究中，立法者這一關鍵的主體因素往往被忽略，論者似乎預設立法與社會經濟之間的辯證關系必然發生，而對立法者主觀意愿的存在價值缺乏關注。這種定性判斷雖不乏哲學上的思辨價值，卻不足以解釋當前設區市表現出的強烈立法沖動現象，也很難清晰描述社會經濟諸因素對地方立法的作用機制。有鑒于此，本研究以立法行為作為研究對象，采用統計分析方法揭示各主要社會經濟因素對立法者立法意愿的影響，有助于清晰展現地方立法者與所處社會經濟環境之間的相互關系。

二、研究基礎：對象、假設、數據與分析框架

（一）研究對象的選擇

基于研究問題的界定，考慮到設區市與較大市之間的高度相似性，本文選擇較大市人大常委會的立法行為作為研究對象，理由是：

首先，有利于確定研究涉及的時間起止范圍。1984年起國務院開始批準較大市，2015年3 月15日《立法法》修正案對設區市立法權配置進行了重大調整，從而形成一段起止完整的立法史，通過對這些城市歷屆人大常委會立法行為的回顧與分析，不但能厘清地方立法與與其社會經濟諸要素之間的相互關系，發現某些具有共性的立法規律，更能深刻認識影響地方立法者行使立法權時所處社會經濟條件約束，并進而為正確看待即將到來的地方立法大幅增長提供預判基礎。

其次，有利于清晰展現社會經濟諸因素對地方立法者主觀意愿的影響。與省、直轄市、自治區甚至省會市相比，較大市在我國享有地方立法權的行政區劃中等級最低，這些城市的治理者一方面需要直面來自社會經濟發展諸方面的壓力并作出及時反應［8］，另一方面又缺乏更多的政治資源以克服各種既定約束和限制，因此立法者對急劇變化的社會經濟條件認知更為敏感、反應更為直接，所作出的立法行為更能夠體現其主觀意愿受到的各社會經濟因素的影響。

最后，較大市的各屆人大常委會是實際的立法者。依據1986年修訂的《中華人民共和國地方各級人民代表大會和地方各級人民政府組織法》（以下簡稱《地方人大和政府組織法》）第七條和第三十八條，較大市的地方立法權并非賦予城市本身，而是賦予該市的人大及其常委會，本文分析涉及的2133次立法行為均系18個市的常委會作出，并未發現較大市人大行使立法權的案例，因此可以認為人大常委會才是真正的立法者。

基于以上理由，本文從國務院法制辦公室《法律法規全文檢索系統》和《北大法寶法規數據庫V5版》中檢索18個較大市的人大及其常委會的1988年至2014年的全部立法文件，將法規立、改、廢均視為立法行為進行統計。表1是18個市合計103屆人大常委會的基本信息和立法數量。如表1所示，18個城市的103屆人大常委會在1988年至2014年期間共計作出2133次立法行為，屆均值為20.71次，標準差為13.69。由于各市被國務院確定為較大市的時間不同、各市人大常委會任期和屆別計算不同（2），統計涉及各市的常委會屆數存在一定的差異。

（二）研究假設

根據馬克思主義法學關于法與社會經濟諸物質條件之間關系的論斷，法是對諸物質關系的規范表達，立法作為法的形成機制雖然體現了立法者的意志，但意志的內容歸根結底仍然是由立法者所處的社會經濟條件決定的。實證研究也表明國內生產總值、教育、城市化和基尼系數等社會經濟指標與立法總數、訴訟率、律師率和法律畢業生率等法律指標之間存在著顯著的線性正相關的關系，“法律指標的增長能夠帶來社會經濟指標的增長，而反過來社會經濟指標的增長也會給中國的法律指標帶來正面的影響”［9］。就較大市的立法者而言，由于其立法權在國家立法體制中位次最低，立法者與社會經濟的聯系更為密切，反應也更為迅捷。因此我們可以在總體上假定透過立法行為表達出來的立法意愿與所處社會經濟場域之間具有統計關聯，如果進一步將這種場域分為城市規模、經濟發展、城鎮化水平等維度，則可以提出如下系列假設：

（三）變量、數據與分析框架

為檢驗前文提出的各項假設，本文根據18個市人口、GDP等多項統計數據，設計若干變量并采用社會科學通常使用的回歸方法展開分析。

表1　18個較大市立法行為基本信息

1.變量設計

作為上層建筑的一部分，法是對社會經濟各種關系的反映，而立法行為則是形成這一反映的過程機制，因此立法行為受到立法主體和社會經濟諸因素的雙重約束。從主體維度看，立法者的偏好必然影響立法目標的設定和立法路徑的選擇，進而作出立法與否、立哪些法的決策；從社會經濟約束維度看，立法者的立法意愿和決策權最終必然受到所處環境的約束而不能任性妄為。在這個意義上，立法行為是立法者主觀意志和客觀環境約束下的產物，不僅表征了社會經濟實踐對規范秩序的法律訴求，也展現了立法者的價值偏好和利益選擇。因此，立法行為是研究立法過程的窗口，可以通過對立法行為的觀測來分析立法者的主觀意愿與周遭約束條件之間的交互關系。基于這一思路并鑒于立法意愿的難以量化觀測性，本文以每屆人大常委會的立法行為年均值數（3）和該屆人大立法行為數在18個城市103屆常委會立法行為總數中的占比作為觀察常委會立法意愿的代理變量，前者以每屆大常委會立法行為數除以任期年數，反映了該屆人大常委會行使立法權的頻繁程度，用以表征每屆常委會立法行為的絕對數量，后者以每屆常委會立法行為數除以總立法行為數，代表每屆常委會立法數在總立法行為數中的相對比，用以測量每屆常委會立法行為的相對數量。一般而言，立法意愿越強烈，立法權的行使越頻繁，立法行為年均值越高，在總立法行為數中的占比越高，因此可以通過比較各人大常委會立法行為均值和占比，來間接衡量各屆人大常委會之間行使立法權意愿的強烈程度。被解釋變量的基本信息見表2：

表2　被解釋變量及其描述

為分析社會經濟環境諸因素對立法意愿的影響，本文根據《中國城市統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》、18個城市及其所屬省份的統計年鑒所提供的數據，設計11個解釋變量從4個維度測量可能對立法者造成影響的因素。為消除各屆人大常委會任期長短的影響，所有變量均為屆任期年均值：（1）由于面積、人口和經濟總量是城市規模的主要指標，因此以行政規劃面積年均值、年末戶籍總人口數年均值和GDP年均值作為測定城市規模的變量；（2）考慮到人均GDP是經濟發展程度高低的主要標志、非農人口數是城市化程度的重要指標，因此分別以二者年均值測定城市經濟和社會發展水平；（3）鑒于城市經濟和社會發展速度主要體現為經濟總量的增長幅度和城鎮化速度，因此以GDP增幅年均值和戶籍非農人口增幅年均值來分別測定城市經濟和社會發展速度；（4）經濟結構雖然內容豐富，但從宏觀上看由三大產業組成的產業結構無疑是其中的重要內容，因此可以三大產業GDP占比年均值作為衡量經濟結構的尺度。（4）而城市的社會結構和非農人口占比息息相關，因此可以戶籍非農業人口占比年均值（以下簡稱非農人口占比）測量社會結構。（5）

考慮到財政收入是影響城市制度供給的重要因素，而各城市間財政收入差異較大，為統一比較基準，本文在分析過程中引入財政收入年均值（絕對數）和財政收入GDP占比年均值（相對數）作為控制變量。

在數據的使用方面，本文優先采納《中國城市統計年鑒》和《中國人口統計年鑒》的數據，如有闕如才使用省年鑒中的數據，以求最大限度保證數據的客觀性和真實性，各變量值在原始數據基礎上換算成為年均值錄入。表3是解釋變量和控制變量的統計描述：

表3　解釋變量、控制變量及其描述

2．分析框架

由于解釋變量的數據主要根據各市的行政規劃面積、總人口數、非農人口數、GDP、GDP產業構成、財政收入等計算而來，因此變量之間存在明顯的共線性，為了避免分析誤差，本文采用主成分回歸方法，從解釋變量中提取主成分因子進行回歸分析，然后從標準化回歸模型中換算出以原始變量表示的普通回歸模型，并以此為基礎討論各解釋變量與立法意愿之間的關系。

三、實證發現：地方立法意愿的社會經濟影響

（一）立法意愿及其影響因素的回歸分析

由于前述自變量數目較多且存在多重共線性，不能直接進行線性回歸分析，同時為盡可能保持模型的完整性，避免簡單地剔除變量造成的信息遺漏，本文選擇主成分回歸分析方法分析立法意愿及其影響因素間的數量關系。

首先采用運用因子分析法（6），從各解釋變量中通過提取公因子重新組合成不相關的新自變量，并選取新因子中提取特征值大于1、累積可解釋原有變量85.071%總方差的5個因子作為分析的主因子。然后采用方差最大正交旋轉法對初始因子進行旋轉，使因子載荷矩陣系數在0和1間分化，確保以盡可能少的因子載荷較高的變量信息，從而清晰展現主因子對測試變量的載荷。為便于表達，將該5個因子分別編碼為F1、F2、F3、F4和F5，表4是旋轉后的因子載荷矩陣。經旋轉處理后的5個因子呈現出相互獨立的狀態且分別反映了可能影響被解釋變量的多個變量的信息，因此可以將該些主要因子用于回歸分析，得到分析結果詳見表6。

表4　旋轉成分矩陣

表5　回歸模型分析結果

表6　原變量回歸模型

根據上表所含統計信息可以看出，運用5個因子的線性綜合值來解釋每屆人大常委會的年均立法行為數和立法行為占比在總體上具有顯著效果（p<0.05）。調整R2分別為0.168和0.143，根據科恩的效應規則［10］，該效應在社會科學研究領域屬于中等（R2=0.13）以上的效應。其中F2、F3、F5等三個因子的回歸系數因缺乏顯著性（p>0.05）應予以刪除，在此基礎上，將表4所示的F1、F4所荷載的原變量信息代入表5的模型，并從標準化得分中還原出解釋變量和被解釋變量的原值，形成表6所示以原變量直接進入的模型。根據表6可以看出，在控制財政收入因素的前提下：

首先，城市規模總體上并未強化立法意愿，因此推翻假設1關于城市規模越大，立法意愿越強烈的假定。行政面積年均值與被解釋變量均呈微弱負相關——在其他變量保持不變的情況下，行政規劃面積每增加1萬平方公里，立法行為均值和屆立法行為占比分別減少0.017次和0.001%，表明行政規劃面積并不構成一個激勵立法者積極行使立法權的因素，《立法法》第七十二條將行政規劃面積作為確定設區市行使立法權的適格條件，其合理性值得商榷。而GDP年均值、人口年均值與被解釋變量回歸系數接近于0，表明二者與立法意愿的強弱無實質性關聯。

其次，從城市社會經濟發展程度看，較高的城鎮化水平會激勵更多的立法行為。模型顯示人均GDP與被解釋變量相關性非常弱（回歸系數接近于0），但非農人口占比對立法行為均值和屆立法行為占比有一定的影響：在其他變量保持不變的情況下，非農業人口每增加1萬人，年均立法行為將增加0.008次，占比提高0.001%，這一結果部分支持了假設2的預判，也即較高的城鎮化水平在一定程度上會激發更多的立法行為，從而表現出較強的立法欲望。

再次，城市社會經濟發展速度對立法意愿的影響截然相反。代表社會經濟發展速度的GDP增幅、非農人口增幅與立法行為均值和占比具有非常顯著的統計關聯，但方向相反：在其他變量保持不變的情況下，GDP增幅與立法行為數及其占比數呈負相關，GDP增速均值每提高1個百分點，立法行為年均值減少1.549次，屆立法行為占比降低0.327%；而非農人口增幅年均值每增加一個百分點，立法行為數將增加1.250次，屆立法行為占比隨之提高0.260%。這一結果表明經濟發展速度越快立法意愿越微弱，城鎮化越迅猛立法意愿越強烈，因此部分否定了假設3的預判。

最后，社會經濟結構方面，立法行為年均值和占比與第三產業GDP占比、非農業人口占比之間呈顯著正相關，而與第一、第二產業GDP占比呈負相關，支持了關于社會經濟結構與立法意愿相關的假設4，其中第三產業GDP占比在其他變量保持不變的情況下每增長1%，立法行為年均值增加0.153次，占比上升0.032%。由于產業結構和非農人口占比兩項指標與城鎮化高度相關，因此這一發現再次證明城鎮化與地方立法行為之間具有內在的關聯性。

（二）社會經濟因素、城鎮化與立法意愿

前述統計結果表明，非農人口和產業結構相關變量是激勵或抑制較大市立法意愿的主要因素，而這些因素恰好也是促進或阻礙城鎮化的主要動力，因此城鎮化背景成為理解各社會經濟因素對立法意愿的作用機制的關鍵，其基本邏輯關系是“農業—非農”人口結構和產業結構的變化推動城鎮化，城鎮化帶來的治理壓力催生制度和秩序需求，制度和秩序需求迫使立法者作出回應。

首先，立法沖動和立法抑制的解釋變量組均是影響城鎮化的主要因素，其中第三產業發展和非農人口增長相關變量促進城鎮化，而第一產業GDP占比和財政收入GDP占比則顯著阻礙城鎮化，第二產業GDP占比與城鎮化相關程度較弱。

農業原初就業水平、農業向非農產業轉變兩個因素共同影響特定地區的城鎮化水平。［11］我國第三產業以勞動密集型的服務業為主，單位產值勞動人數容納能力要顯著大于資本密集型的加工制造業，第三產業發展能大力帶動非農產業的就業增長，比第二產業更直接地作用于城鎮化進程，成為推動中國城鎮化發展的主要動力。［12］城鎮化率與第三產業呈顯著正相關而與工業產值占GDP比重相關程度不高。［13］相反，農業化率與城鎮化之間呈顯著的負相關關系。［14］稅收負擔的增加也必然擠壓經濟發展的空間，進而削弱經濟活動的積極性，抑制對成本高度敏感的第三產業發展，并最終降低城鎮化的速度。由于18個較大市基本為礦業資源型城市，GDP增長主要依賴采掘業和冶煉業發展，因此這些城市的GDP增長與第二產業的占比增長具有同構性，無助于推進城鎮化進程。

其次，城鎮化帶來的城市治理壓力催生強烈的制度需求。城鎮化首先是人口的城鎮化，與傳統社會相比，城鎮化具有集中性，表現為大量農業人口在短期內向城市集中、城市規模迅速擴大、社會經濟活動圍繞城市為中心展開，這與以分散的村落為基本居住和活動單位的傳統社會形成鮮明對比。地理范圍相對有限的城市集中了大量人口和社會經濟活動，必然引發公共空間利用與私人領域保護、公共產品供給與成本分攤等一系列個體難以解決的矛盾和沖突，必須建立以強制規范為基礎的社會秩序以確保城市功能正常運轉和市民正常生活。

然而，快速的城鎮化進程下，道德等內生性規則因人口的高度流動而難以提供這種秩序。人們自發在城市之間、城市和農村之間流動，形成與集中趨勢相對應的另一種城市張力。與此同時，大量集中的城市人口高度“異質性”［15］化，彼此之間在職業、文化、經濟地位和思想意識等方面的差異懸殊。這種流動性和差異化極大地阻礙了道德等內生性規則的形成，難以通過聲譽機制和重復博弈矯正社會失范行為。此種情形下，以國家暴力為基礎的法律規則具有道德等規范難以比擬的優勢，成為維持秩序、裁決爭議和矯正失范行為的主導性規則，法治因之成為城鎮化的題中之義。［16］

再次，面對城鎮化產生的制度需求和治理壓力，較大市的立法者必然主動或被動進行立法回應。較大市作為我國近300個設區的市的典型，是我國城鎮化的主力，面對城鎮化帶來的治理挑戰和制度需求，這些城市的治理者必須作出積極回應以確保城市秩序穩定和機能運轉正常，而制定地方性法規是回應制度需求的最重要手段。從這一視角看，較大市的立法沖動可以認為是對城鎮化所生制度和秩序需求的積極回應，進一步證明了全面賦予設區的市地方立法權具有高度的合理性和強烈的現實需要。

四、結　論

本文以立法行為均值和占比作為地方立法者立法意愿的代理變量，對18個市人大常委會的2133次立法行為與同期社會經濟諸要素之間關系的分析表明，盡管這些城市享有廣泛的立法權，但權力的行使并非信馬由韁而是受到社會經濟多方面因素的約束。其中，非農人口均值、非農人口占比、第三產業GDP占比和非農人口增幅均值四個變量均與立法意愿增強相關，能夠對地方立法沖動作出合理解釋；而第一產業GDP占比、第二產業GDP占比、GDP增幅等變量均與立法意愿減弱相關，能夠解釋地方立法抑制現象；行政面積均值、GDP均值、人均GDP均值、人口均值等變量則與立法意愿之間缺乏明晰的相關性。進一步分析發現，解釋立法沖動的變量同時也是推進城鎮化進程的主要因素，而解釋立法抑制的變量則與城鎮化關系微弱甚至呈負相關，因此可以認為地方立法沖動現象系對城鎮化進程所生制度需求的積極回應。

如果依法治理是未來城市治理的發展方向和可欲目標，則本文研究結論的意義在于：首先，有助于增進城鎮化與地方立法之間關系的理解，思考地方立法在城鎮化中的作用和意義；其次，在評估地方立法績效時，應當跳出就法律評法律的思維束縛，重點判斷立法者是否適時回應和滿足了城鎮化發展對法律規則的需求，而不應完全局限于對立法本身的技術細節評判；最后，地方法制建設呈現出體系化特征［17］，GDP的增長并不必然激發更強的立法意愿，如果加強地方立法是實現依法治理的重要組成部分，則應當降低經濟增長因素在決定地方黨政領導晉升中的權重，以激勵地方治理者改進產業結構促進城市化進程，進而在促進城鎮化和改進經濟結構中提高城市治理的水平。

注釋：

（1）“較大的市”這一特殊概念是為了解決地級市立法權而于1982年創設，非省會設區的市一旦認定為“較大的市”，就擁有了地方立法權。除省會城市外，國務院先后分四次共批準了19個較大的市：吉林市、大連市、唐山市、大同市、包頭市、邯鄲市、鞍山市、本溪市、撫順市、齊齊哈爾市、青島市、無錫市、淮南市、洛陽市、寧波市、淄博市、蘇州市、徐州市、重慶市，其中重慶市1997年升級為直轄市。

（2）盡管1986年修訂的《中華人民共和國地方各級人民代表大會和地方各級人民政府組織法》第六條規定設區的市的人民代表大會每屆任期五年，但實踐中各市常委會任期并不完全一致，每屆時間起點和屆數計算差異也很大。

（3）使用年均值的原因是考慮到各地人大的任期存在差異，通過計算平均值可以消除任期長短差異的影響。

（4）以三大產業GDP占比和非農人口占比測量經濟和社會結構顯然有以偏代全之嫌，但考慮到很難找到一個綜合性指標用以綜合界定經濟結構和社會結構，且產業結構屬于經濟結構的主要內容之一，而人口結構是社會結構的主要方面，因此以二者表征社會經濟結構仍具有一定的合理性。《中國人口統計年鑒》中的各地區非農業人口、農業人口為公安部的戶籍數據，各地區市非農業人口、農業人口是指市區與縣級市的非農業人口、農業人口，不包括市轄縣的數據。

（5）《中國人口統計年鑒》中的各地區非農業人口、農業人口為公安部的戶籍數據，各地區市非農業人口、農業人口是指市區與縣級市的非農業人口、農業人口，不包括市轄縣的數據。

（6）KMO和Bartlett's測試表明：KMO=0.617，達到因子分析的要求，Bartlett球形度檢驗值=1123.537，sig= 0.000，說明數據具有較強相關性，適宜作因子分析。

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（責任編輯丹若）

中圖分類號：D901

文獻標志碼：A

文章編號：1001-862X（2016）04-0127-008

*基金項目：2016年四川省委宣傳部委托課題“地方立法實證研究”；四川省社會科學院2016年重大課題 “黨的群眾路線教育實踐活動及十八屆五中全會和省委十屆六次全會精神相關問題研究”（16XW16）

作者簡介：李紅軍（1976—），貴州赫章人，四川省社會科學院助理研究員，博士，主要研究方向：立法法，法社會學。