李紅軍

（四川省社會(huì)科學(xué)院，成都　610000）

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地方立法意愿的社會(huì)經(jīng)濟(jì)約束*

李紅軍

（四川省社會(huì)科學(xué)院，成都610000）

摘要：立法學(xué)研究文獻(xiàn)長期以來側(cè)重于立法與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素之間辯證關(guān)系的定性論述，而忽略了對(duì)立法者及其立法意愿的研究，難以清晰描述社會(huì)經(jīng)濟(jì)諸因素對(duì)地方立法的影響，不足以對(duì)當(dāng)前普遍存在的地方立法沖動(dòng)現(xiàn)象的根源做出合理解釋。本文選取18個(gè)較大的市1988年至2014年期間各屆人大常委會(huì)的立法行為數(shù)及其對(duì)18個(gè)市全部立法行為總和的占比作為測(cè)量立法意愿的代理變量，使用主成分回歸分析法進(jìn)行量化分析，發(fā)現(xiàn)不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)立法意愿的影響差異懸殊：戶籍非農(nóng)人口年均值及其增幅、第三產(chǎn)業(yè)GDP占比等因素的提高會(huì)激勵(lì)更多的立法行為；第一產(chǎn)業(yè)GDP占比、第二產(chǎn)業(yè)GDP占比等因素的增加則會(huì)降低行使立法權(quán)的意愿；行政面積、GDP、人均GDP、城市戶籍總?cè)丝诘纫蛩嘏c立法表現(xiàn)間的關(guān)聯(lián)性非常微弱。這一發(fā)現(xiàn)有助于清晰描述社會(huì)經(jīng)濟(jì)諸因素對(duì)地方立法行為的影響，增進(jìn)對(duì)城鎮(zhèn)化與地方立法之間關(guān)系的理解，并為科學(xué)評(píng)估地方立法的績效提供有益參考。

關(guān)鍵詞：地方立法；立法意愿；影響因素；城鎮(zhèn)化

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一、研究問題：地方立法沖動(dòng)

2015年3月15日，第十二屆全國人民代表大會(huì)第三次會(huì)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(diǎn)在于市級(jí)地方立法主體的擴(kuò)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(quán)擴(kuò)大至全部設(shè)區(qū)的市 （以下簡稱設(shè)區(qū)市）。截至2015年12月31日，全國共有154個(gè)設(shè)區(qū)市獲準(zhǔn)開始行使立法權(quán)，占全部設(shè)區(qū)市的54.61%，這一比例反映出各設(shè)區(qū)市對(duì)行使立法權(quán)的渴望程度，可以預(yù)見不久之后我國全部設(shè)區(qū)的市均將開始行使立法權(quán)，并迎來“地方立法爆炸”。值得關(guān)注的是，各市為何如此鐘情于獲得立法權(quán)，強(qiáng)烈的立法沖動(dòng)究竟因何而起、與當(dāng)?shù)厣鐣?huì)經(jīng)濟(jì)各主要因素間具有何種關(guān)聯(lián)？

為探尋上述問題的答案，鑒于設(shè)區(qū)市與較大市之間系人為區(qū)分而“缺乏根本性差異”［2］，本文使用與設(shè)區(qū)市行政規(guī)劃級(jí)別相同的18個(gè)較大市的立法和社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)資料，以各市每屆人民代表大會(huì)常務(wù)委員會(huì)（以下簡稱人大常委會(huì)）所作立法行為數(shù)的年均值（屆立法行為年均值）及其對(duì)18個(gè)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(nèi)社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)較大市人大常委會(huì)的立法意愿的影響。從較大市的資料中分析出的研究結(jié)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(xiàn)象。

探討地方立法與社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素之間關(guān)系的既有研究成果主要側(cè)重于兩者辯證關(guān)系的定性判斷，一方面強(qiáng)調(diào)區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)地方立法的決定作用，認(rèn)為區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性決定了地方立法的內(nèi)容和重點(diǎn)，區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特殊性決定了地方立法的特色和優(yōu)勢(shì)［4］，認(rèn)為“在對(duì)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(huán)境對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要影響，認(rèn)為各地制定的大量的法規(guī)、規(guī)章，為地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)管理、公共服務(wù)提供了法制保障，推動(dòng)了地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和民主法治建設(shè)［6］，主張通過完善地方立法，促進(jìn)和保障經(jīng)濟(jì)快速健康發(fā)展。［7］在這些研究中，立法者這一關(guān)鍵的主體因素往往被忽略，論者似乎預(yù)設(shè)立法與社會(huì)經(jīng)濟(jì)之間的辯證關(guān)系必然發(fā)生，而對(duì)立法者主觀意愿的存在價(jià)值缺乏關(guān)注。這種定性判斷雖不乏哲學(xué)上的思辨價(jià)值，卻不足以解釋當(dāng)前設(shè)區(qū)市表現(xiàn)出的強(qiáng)烈立法沖動(dòng)現(xiàn)象，也很難清晰描述社會(huì)經(jīng)濟(jì)諸因素對(duì)地方立法的作用機(jī)制。有鑒于此，本研究以立法行為作為研究對(duì)象，采用統(tǒng)計(jì)分析方法揭示各主要社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)立法者立法意愿的影響，有助于清晰展現(xiàn)地方立法者與所處社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境之間的相互關(guān)系。

二、研究基礎(chǔ)：對(duì)象、假設(shè)、數(shù)據(jù)與分析框架

（一）研究對(duì)象的選擇

基于研究問題的界定，考慮到設(shè)區(qū)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(huì)的立法行為作為研究對(duì)象，理由是：

首先，有利于確定研究涉及的時(shí)間起止范圍。1984年起國務(wù)院開始批準(zhǔn)較大市，2015年3 月15日《立法法》修正案對(duì)設(shè)區(qū)市立法權(quán)配置進(jìn)行了重大調(diào)整，從而形成一段起止完整的立法史，通過對(duì)這些城市歷屆人大常委會(huì)立法行為的回顧與分析，不但能厘清地方立法與與其社會(huì)經(jīng)濟(jì)諸要素之間的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)某些具有共性的立法規(guī)律，更能深刻認(rèn)識(shí)影響地方立法者行使立法權(quán)時(shí)所處社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件約束，并進(jìn)而為正確看待即將到來的地方立法大幅增長提供預(yù)判基礎(chǔ)。

其次，有利于清晰展現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)諸因素對(duì)地方立法者主觀意愿的影響。與省、直轄市、自治區(qū)甚至省會(huì)市相比，較大市在我國享有地方立法權(quán)的行政區(qū)劃中等級(jí)最低，這些城市的治理者一方面需要直面來自社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展諸方面的壓力并作出及時(shí)反應(yīng)［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(duì)急劇變化的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件認(rèn)知更為敏感、反應(yīng)更為直接，所作出的立法行為更能夠體現(xiàn)其主觀意愿受到的各社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的影響。

最后，較大市的各屆人大常委會(huì)是實(shí)際的立法者。依據(jù)1986年修訂的《中華人民共和國地方各級(jí)人民代表大會(huì)和地方各級(jí)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(quán)并非賦予城市本身，而是賦予該市的人大及其常委會(huì)，本文分析涉及的2133次立法行為均系18個(gè)市的常委會(huì)作出，并未發(fā)現(xiàn)較大市人大行使立法權(quán)的案例，因此可以認(rèn)為人大常委會(huì)才是真正的立法者。

基于以上理由，本文從國務(wù)院法制辦公室《法律法規(guī)全文檢索系統(tǒng)》和《北大法寶法規(guī)數(shù)據(jù)庫V5版》中檢索18個(gè)較大市的人大及其常委會(huì)的1988年至2014年的全部立法文件，將法規(guī)立、改、廢均視為立法行為進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。表1是18個(gè)市合計(jì)103屆人大常委會(huì)的基本信息和立法數(shù)量。如表1所示，18個(gè)城市的103屆人大常委會(huì)在1988年至2014年期間共計(jì)作出2133次立法行為，屆均值為20.71次，標(biāo)準(zhǔn)差為13.69。由于各市被國務(wù)院確定為較大市的時(shí)間不同、各市人大常委會(huì)任期和屆別計(jì)算不同（2），統(tǒng)計(jì)涉及各市的常委會(huì)屆數(shù)存在一定的差異。

（二）研究假設(shè)

根據(jù)馬克思主義法學(xué)關(guān)于法與社會(huì)經(jīng)濟(jì)諸物質(zhì)條件之間關(guān)系的論斷，法是對(duì)諸物質(zhì)關(guān)系的規(guī)范表達(dá)，立法作為法的形成機(jī)制雖然體現(xiàn)了立法者的意志，但意志的內(nèi)容歸根結(jié)底仍然是由立法者所處的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件決定的。實(shí)證研究也表明國內(nèi)生產(chǎn)總值、教育、城市化和基尼系數(shù)等社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與立法總數(shù)、訴訟率、律師率和法律畢業(yè)生率等法律指標(biāo)之間存在著顯著的線性正相關(guān)的關(guān)系，“法律指標(biāo)的增長能夠帶來社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的增長，而反過來社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的增長也會(huì)給中國的法律指標(biāo)帶來正面的影響”［9］。就較大市的立法者而言，由于其立法權(quán)在國家立法體制中位次最低，立法者與社會(huì)經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系更為密切，反應(yīng)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(dá)出來的立法意愿與所處社會(huì)經(jīng)濟(jì)場(chǎng)域之間具有統(tǒng)計(jì)關(guān)聯(lián)，如果進(jìn)一步將這種場(chǎng)域分為城市規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平等維度，則可以提出如下系列假設(shè)：

（三）變量、數(shù)據(jù)與分析框架

為檢驗(yàn)前文提出的各項(xiàng)假設(shè)，本文根據(jù)18個(gè)市人口、GDP等多項(xiàng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，設(shè)計(jì)若干變量并采用社會(huì)科學(xué)通常使用的回歸方法展開分析。

表1　18個(gè)較大市立法行為基本信息

1.變量設(shè)計(jì)

作為上層建筑的一部分，法是對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)各種關(guān)系的反映，而立法行為則是形成這一反映的過程機(jī)制，因此立法行為受到立法主體和社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(biāo)的設(shè)定和立法路徑的選擇，進(jìn)而作出立法與否、立哪些法的決策；從社會(huì)經(jīng)濟(jì)約束維度看，立法者的立法意愿和決策權(quán)最終必然受到所處環(huán)境的約束而不能任性妄為。在這個(gè)意義上，立法行為是立法者主觀意志和客觀環(huán)境約束下的產(chǎn)物，不僅表征了社會(huì)經(jīng)濟(jì)實(shí)踐對(duì)規(guī)范秩序的法律訴求，也展現(xiàn)了立法者的價(jià)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(duì)立法行為的觀測(cè)來分析立法者的主觀意愿與周遭約束條件之間的交互關(guān)系。基于這一思路并鑒于立法意愿的難以量化觀測(cè)性，本文以每屆人大常委會(huì)的立法行為年均值數(shù)（3）和該屆人大立法行為數(shù)在18個(gè)城市103屆常委會(huì)立法行為總數(shù)中的占比作為觀察常委會(huì)立法意愿的代理變量，前者以每屆大常委會(huì)立法行為數(shù)除以任期年數(shù)，反映了該屆人大常委會(huì)行使立法權(quán)的頻繁程度，用以表征每屆常委會(huì)立法行為的絕對(duì)數(shù)量，后者以每屆常委會(huì)立法行為數(shù)除以總立法行為數(shù)，代表每屆常委會(huì)立法數(shù)在總立法行為數(shù)中的相對(duì)比，用以測(cè)量每屆常委會(huì)立法行為的相對(duì)數(shù)量。一般而言，立法意愿越強(qiáng)烈，立法權(quán)的行使越頻繁，立法行為年均值越高，在總立法行為數(shù)中的占比越高，因此可以通過比較各人大常委會(huì)立法行為均值和占比，來間接衡量各屆人大常委會(huì)之間行使立法權(quán)意愿的強(qiáng)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(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境諸因素對(duì)立法意愿的影響，本文根據(jù)《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》、18個(gè)城市及其所屬省份的統(tǒng)計(jì)年鑒所提供的數(shù)據(jù)，設(shè)計(jì)11個(gè)解釋變量從4個(gè)維度測(cè)量可能對(duì)立法者造成影響的因素。為消除各屆人大常委會(huì)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(jīng)濟(jì)總量是城市規(guī)模的主要指標(biāo)，因此以行政規(guī)劃面積年均值、年末戶籍總?cè)丝跀?shù)年均值和GDP年均值作為測(cè)定城市規(guī)模的變量；（2）考慮到人均GDP是經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度高低的主要標(biāo)志、非農(nóng)人口數(shù)是城市化程度的重要指標(biāo)，因此分別以二者年均值測(cè)定城市經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展水平；（3）鑒于城市經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展速度主要體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)總量的增長幅度和城鎮(zhèn)化速度，因此以GDP增幅年均值和戶籍非農(nóng)人口增幅年均值來分別測(cè)定城市經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展速度；（4）經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)雖然內(nèi)容豐富，但從宏觀上看由三大產(chǎn)業(yè)組成的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)無疑是其中的重要內(nèi)容，因此可以三大產(chǎn)業(yè)GDP占比年均值作為衡量經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的尺度。（4）而城市的社會(huì)結(jié)構(gòu)和非農(nóng)人口占比息息相關(guān)，因此可以戶籍非農(nóng)業(yè)人口占比年均值（以下簡稱非農(nóng)人口占比）測(cè)量社會(huì)結(jié)構(gòu)。（5）

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

在數(shù)據(jù)的使用方面，本文優(yōu)先采納《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)，如有闕如才使用省年鑒中的數(shù)據(jù)，以求最大限度保證數(shù)據(jù)的客觀性和真實(shí)性，各變量值在原始數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上換算成為年均值錄入。表3是解釋變量和控制變量的統(tǒng)計(jì)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(shù)據(jù)主要根據(jù)各市的行政規(guī)劃面積、總?cè)丝跀?shù)、非農(nóng)人口數(shù)、GDP、GDP產(chǎn)業(yè)構(gòu)成、財(cái)政收入等計(jì)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(jìn)行回歸分析，然后從標(biāo)準(zhǔn)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(chǔ)討論各解釋變量與立法意愿之間的關(guān)系。

三、實(shí)證發(fā)現(xiàn)：地方立法意愿的社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(shù)目較多且存在多重共線性，不能直接進(jìn)行線性回歸分析，同時(shí)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(shù)量關(guān)系。

首先采用運(yùn)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(guān)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(gè)因子作為分析的主因子。然后采用方差最大正交旋轉(zhuǎn)法對(duì)初始因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，使因子載荷矩陣系數(shù)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(xiàn)主因子對(duì)測(cè)試變量的載荷。為便于表達(dá)，將該5個(gè)因子分別編碼為F1、F2、F3、F4和F5，表4是旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。經(jīng)旋轉(zhuǎn)處理后的5個(gè)因子呈現(xiàn)出相互獨(dú)立的狀態(tài)且分別反映了可能影響被解釋變量的多個(gè)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(jié)果詳見表6。

表4　旋轉(zhuǎn)成分矩陣

表5　回歸模型分析結(jié)果

表6　原變量回歸模型

根據(jù)上表所含統(tǒng)計(jì)信息可以看出，運(yùn)用5個(gè)因子的線性綜合值來解釋每屆人大常委會(huì)的年均立法行為數(shù)和立法行為占比在總體上具有顯著效果（p<0.05）。調(diào)整R2分別為0.168和0.143，根據(jù)科恩的效應(yīng)規(guī)則［10］，該效應(yīng)在社會(huì)科學(xué)研究領(lǐng)域?qū)儆谥械龋≧2=0.13）以上的效應(yīng)。其中F2、F3、F5等三個(gè)因子的回歸系數(shù)因缺乏顯著性（p>0.05）應(yīng)予以刪除，在此基礎(chǔ)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(biāo)準(zhǔn)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(jìn)入的模型。根據(jù)表6可以看出，在控制財(cái)政收入因素的前提下：

首先，城市規(guī)?？傮w上并未強(qiáng)化立法意愿，因此推翻假設(shè)1關(guān)于城市規(guī)模越大，立法意愿越強(qiáng)烈的假定。行政面積年均值與被解釋變量均呈微弱負(fù)相關(guān)——在其他變量保持不變的情況下，行政規(guī)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(guī)劃面積并不構(gòu)成一個(gè)激勵(lì)立法者積極行使立法權(quán)的因素，《立法法》第七十二條將行政規(guī)劃面積作為確定設(shè)區(qū)市行使立法權(quán)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(shù)接近于0，表明二者與立法意愿的強(qiáng)弱無實(shí)質(zhì)性關(guān)聯(lián)。

其次，從城市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度看，較高的城鎮(zhèn)化水平會(huì)激勵(lì)更多的立法行為。模型顯示人均GDP與被解釋變量相關(guān)性非常弱（回歸系數(shù)接近于0），但非農(nóng)人口占比對(duì)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(nóng)業(yè)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(jié)果部分支持了假設(shè)2的預(yù)判，也即較高的城鎮(zhèn)化水平在一定程度上會(huì)激發(fā)更多的立法行為，從而表現(xiàn)出較強(qiáng)的立法欲望。

再次，城市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度對(duì)立法意愿的影響截然相反。代表社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的GDP增幅、非農(nóng)人口增幅與立法行為均值和占比具有非常顯著的統(tǒng)計(jì)關(guān)聯(lián)，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(shù)及其占比數(shù)呈負(fù)相關(guān)，GDP增速均值每提高1個(gè)百分點(diǎn)，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(nóng)人口增幅年均值每增加一個(gè)百分點(diǎn)，立法行為數(shù)將增加1.250次，屆立法行為占比隨之提高0.260%。這一結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度越快立法意愿越微弱，城鎮(zhèn)化越迅猛立法意愿越強(qiáng)烈，因此部分否定了假設(shè)3的預(yù)判。

最后，社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)方面，立法行為年均值和占比與第三產(chǎn)業(yè)GDP占比、非農(nóng)業(yè)人口占比之間呈顯著正相關(guān)，而與第一、第二產(chǎn)業(yè)GDP占比呈負(fù)相關(guān)，支持了關(guān)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與立法意愿相關(guān)的假設(shè)4，其中第三產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和非農(nóng)人口占比兩項(xiàng)指標(biāo)與城鎮(zhèn)化高度相關(guān)，因此這一發(fā)現(xiàn)再次證明城鎮(zhèn)化與地方立法行為之間具有內(nèi)在的關(guān)聯(lián)性。

（二）社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素、城鎮(zhèn)化與立法意愿

前述統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，非農(nóng)人口和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)變量是激勵(lì)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(jìn)或阻礙城鎮(zhèn)化的主要?jiǎng)恿?，因此城?zhèn)化背景成為理解各社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)立法意愿的作用機(jī)制的關(guān)鍵，其基本邏輯關(guān)系是“農(nóng)業(yè)—非農(nóng)”人口結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化推動(dòng)城鎮(zhèn)化，城鎮(zhèn)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(yīng)。

首先，立法沖動(dòng)和立法抑制的解釋變量組均是影響城鎮(zhèn)化的主要因素，其中第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展和非農(nóng)人口增長相關(guān)變量促進(jìn)城鎮(zhèn)化，而第一產(chǎn)業(yè)GDP占比和財(cái)政收入GDP占比則顯著阻礙城鎮(zhèn)化，第二產(chǎn)業(yè)GDP占比與城鎮(zhèn)化相關(guān)程度較弱。

農(nóng)業(yè)原初就業(yè)水平、農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變兩個(gè)因素共同影響特定地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平。［11］我國第三產(chǎn)業(yè)以勞動(dòng)密集型的服務(wù)業(yè)為主，單位產(chǎn)值勞動(dòng)人數(shù)容納能力要顯著大于資本密集型的加工制造業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展能大力帶動(dòng)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長，比第二產(chǎn)業(yè)更直接地作用于城鎮(zhèn)化進(jìn)程，成為推動(dòng)中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要?jiǎng)恿?。?2］城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)呈顯著正相關(guān)而與工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重相關(guān)程度不高。［13］相反，農(nóng)業(yè)化率與城鎮(zhèn)化之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。［14］稅收負(fù)擔(dān)的增加也必然擠壓經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間，進(jìn)而削弱經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的積極性，抑制對(duì)成本高度敏感的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，并最終降低城鎮(zhèn)化的速度。由于18個(gè)較大市基本為礦業(yè)資源型城市，GDP增長主要依賴采掘業(yè)和冶煉業(yè)發(fā)展，因此這些城市的GDP增長與第二產(chǎn)業(yè)的占比增長具有同構(gòu)性，無助于推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

其次，城鎮(zhèn)化帶來的城市治理壓力催生強(qiáng)烈的制度需求。城鎮(zhèn)化首先是人口的城鎮(zhèn)化，與傳統(tǒng)社會(huì)相比，城鎮(zhèn)化具有集中性，表現(xiàn)為大量農(nóng)業(yè)人口在短期內(nèi)向城市集中、城市規(guī)模迅速擴(kuò)大、社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)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(dòng)單位的傳統(tǒng)社會(huì)形成鮮明對(duì)比。地理范圍相對(duì)有限的城市集中了大量人口和社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，必然引發(fā)公共空間利用與私人領(lǐng)域保護(hù)、公共產(chǎn)品供給與成本分?jǐn)偟纫幌盗袀€(gè)體難以解決的矛盾和沖突，必須建立以強(qiáng)制規(guī)范為基礎(chǔ)的社會(huì)秩序以確保城市功能正常運(yùn)轉(zhuǎn)和市民正常生活。

然而，快速的城鎮(zhèn)化進(jìn)程下，道德等內(nèi)生性規(guī)則因人口的高度流動(dòng)而難以提供這種秩序。人們自發(fā)在城市之間、城市和農(nóng)村之間流動(dòng)，形成與集中趨勢(shì)相對(duì)應(yīng)的另一種城市張力。與此同時(shí)，大量集中的城市人口高度“異質(zhì)性”［15］化，彼此之間在職業(yè)、文化、經(jīng)濟(jì)地位和思想意識(shí)等方面的差異懸殊。這種流動(dòng)性和差異化極大地阻礙了道德等內(nèi)生性規(guī)則的形成，難以通過聲譽(yù)機(jī)制和重復(fù)博弈矯正社會(huì)失范行為。此種情形下，以國家暴力為基礎(chǔ)的法律規(guī)則具有道德等規(guī)范難以比擬的優(yōu)勢(shì)，成為維持秩序、裁決爭(zhēng)議和矯正失范行為的主導(dǎo)性規(guī)則，法治因之成為城鎮(zhèn)化的題中之義。［16］

再次，面對(duì)城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的制度需求和治理壓力，較大市的立法者必然主動(dòng)或被動(dòng)進(jìn)行立法回應(yīng)。較大市作為我國近300個(gè)設(shè)區(qū)的市的典型，是我國城鎮(zhèn)化的主力，面對(duì)城鎮(zhèn)化帶來的治理挑戰(zhàn)和制度需求，這些城市的治理者必須作出積極回應(yīng)以確保城市秩序穩(wěn)定和機(jī)能運(yùn)轉(zhuǎn)正常，而制定地方性法規(guī)是回應(yīng)制度需求的最重要手段。從這一視角看，較大市的立法沖動(dòng)可以認(rèn)為是對(duì)城鎮(zhèn)化所生制度和秩序需求的積極回應(yīng)，進(jìn)一步證明了全面賦予設(shè)區(qū)的市地方立法權(quán)具有高度的合理性和強(qiáng)烈的現(xiàn)實(shí)需要。

四、結(jié)　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(duì)18個(gè)市人大常委會(huì)的2133次立法行為與同期社會(huì)經(jīng)濟(jì)諸要素之間關(guān)系的分析表明，盡管這些城市享有廣泛的立法權(quán)，但權(quán)力的行使并非信馬由韁而是受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)多方面因素的約束。其中，非農(nóng)人口均值、非農(nóng)人口占比、第三產(chǎn)業(yè)GDP占比和非農(nóng)人口增幅均值四個(gè)變量均與立法意愿增強(qiáng)相關(guān)，能夠?qū)Φ胤搅⒎_動(dòng)作出合理解釋；而第一產(chǎn)業(yè)GDP占比、第二產(chǎn)業(yè)GDP占比、GDP增幅等變量均與立法意愿減弱相關(guān)，能夠解釋地方立法抑制現(xiàn)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(guān)性。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，解釋立法沖動(dòng)的變量同時(shí)也是推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的主要因素，而解釋立法抑制的變量則與城鎮(zhèn)化關(guān)系微弱甚至呈負(fù)相關(guān)，因此可以認(rèn)為地方立法沖動(dòng)現(xiàn)象系對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程所生制度需求的積極回應(yīng)。

如果依法治理是未來城市治理的發(fā)展方向和可欲目標(biāo)，則本文研究結(jié)論的意義在于：首先，有助于增進(jìn)城鎮(zhèn)化與地方立法之間關(guān)系的理解，思考地方立法在城鎮(zhèn)化中的作用和意義；其次，在評(píng)估地方立法績效時(shí)，應(yīng)當(dāng)跳出就法律評(píng)法律的思維束縛，重點(diǎn)判斷立法者是否適時(shí)回應(yīng)和滿足了城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)法律規(guī)則的需求，而不應(yīng)完全局限于對(duì)立法本身的技術(shù)細(xì)節(jié)評(píng)判；最后，地方法制建設(shè)呈現(xiàn)出體系化特征［17］，GDP的增長并不必然激發(fā)更強(qiáng)的立法意愿，如果加強(qiáng)地方立法是實(shí)現(xiàn)依法治理的重要組成部分，則應(yīng)當(dāng)降低經(jīng)濟(jì)增長因素在決定地方黨政領(lǐng)導(dǎo)晉升中的權(quán)重，以激勵(lì)地方治理者改進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進(jìn)城市化進(jìn)程，進(jìn)而在促進(jìn)城鎮(zhèn)化和改進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)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(jí)市立法權(quán)而于1982年創(chuàng)設(shè)，非省會(huì)設(shè)區(qū)的市一旦認(rèn)定為“較大的市”，就擁有了地方立法權(quán)。除省會(huì)城市外，國務(wù)院先后分四次共批準(zhǔn)了19個(gè)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(jí)為直轄市。

（2）盡管1986年修訂的《中華人民共和國地方各級(jí)人民代表大會(huì)和地方各級(jí)人民政府組織法》第六條規(guī)定設(shè)區(qū)的市的人民代表大會(huì)每屆任期五年，但實(shí)踐中各市常委會(huì)任期并不完全一致，每屆時(shí)間起點(diǎn)和屆數(shù)計(jì)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(jì)算平均值可以消除任期長短差異的影響。

（4）以三大產(chǎn)業(yè)GDP占比和非農(nóng)人口占比測(cè)量經(jīng)濟(jì)和社會(huì)結(jié)構(gòu)顯然有以偏代全之嫌，但考慮到很難找到一個(gè)綜合性指標(biāo)用以綜合界定經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和社會(huì)結(jié)構(gòu)，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)屬于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的主要內(nèi)容之一，而人口結(jié)構(gòu)是社會(huì)結(jié)構(gòu)的主要方面，因此以二者表征社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)仍具有一定的合理性?！吨袊丝诮y(tǒng)計(jì)年鑒》中的各地區(qū)非農(nóng)業(yè)人口、農(nóng)業(yè)人口為公安部的戶籍?dāng)?shù)據(jù)，各地區(qū)市非農(nóng)業(yè)人口、農(nóng)業(yè)人口是指市區(qū)與縣級(jí)市的非農(nóng)業(yè)人口、農(nóng)業(yè)人口，不包括市轄縣的數(shù)據(jù)。

（5）《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》中的各地區(qū)非農(nóng)業(yè)人口、農(nóng)業(yè)人口為公安部的戶籍?dāng)?shù)據(jù)，各地區(qū)市非農(nóng)業(yè)人口、農(nóng)業(yè)人口是指市區(qū)與縣級(jí)市的非農(nóng)業(yè)人口、農(nóng)業(yè)人口，不包括市轄縣的數(shù)據(jù)。

（6）KMO和Bartlett's測(cè)試表明：KMO=0.617，達(dá)到因子分析的要求，Bartlett球形度檢驗(yàn)值=1123.537，sig= 0.000，說明數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)相關(guān)性，適宜作因子分析。

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（責(zé)任編輯丹若）

中圖分類號(hào)：D901

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1001-862X（2016）04-0127-008

*基金項(xiàng)目：2016年四川省委宣傳部委托課題“地方立法實(shí)證研究”；四川省社會(huì)科學(xué)院2016年重大課題 “黨的群眾路線教育實(shí)踐活動(dòng)及十八屆五中全會(huì)和省委十屆六次全會(huì)精神相關(guān)問題研究”（16XW16）

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