其中0 ≤ α ≤ 1為預(yù)期的呆賬核銷比例,Pp(或Pd)為原告(或被執(zhí)行人)對(duì)法院最終執(zhí)行回收率的預(yù)期。為簡單起見,我們假設(shè)申請(qǐng)執(zhí)行標(biāo)的額與貸款數(shù)額相同。因此申請(qǐng)執(zhí)行的充分條件是
(Pp + α -Pd ) J > C - S (5)
在不等式(5)中α中為原告即債權(quán)人所預(yù)期的呆賬核銷比例。但由于保密原因,這核銷呆賬比例并不是公開可得的。債權(quán)人自己可能也不一定確切知道這個(gè)比例,因?yàn)檫@涉及債權(quán)人和國家股東(財(cái)政部)的博弈。但是如果假設(shè)完全剝離的話,原告在申請(qǐng)執(zhí)行時(shí)期望的債權(quán)回收率和呆賬核銷比例之和應(yīng)該接近1,即Pp + α ≍ 1。在這種情況下,即使期望回收額很小,但如果拿到執(zhí)行文書后能夠按呆賬核銷,那么原告即債權(quán)人仍舊會(huì)申請(qǐng)執(zhí)行。事實(shí)上,只要 α足夠大,原告就會(huì)申請(qǐng)執(zhí)行。這就是為什么無履行能力案件進(jìn)入庭審和執(zhí)行的原因。因此市場化理論關(guān)于重要性的假說在這里就可能不成立了。但另一方面,如果當(dāng)事人雙方對(duì)法院執(zhí)行回收率存在預(yù)期誤差,即(Pp - Pd)比較大時(shí),一般來講是債權(quán)人預(yù)期較高(這樣 α就比較。瑐鶆(wù)人(被執(zhí)行人)預(yù)期較低,這種情況下,如市場化理論所預(yù)測的,原告會(huì)申請(qǐng)執(zhí)行。因此,非市場化執(zhí)行理論不改變市場化理論的第一個(gè)假說,但會(huì)使得第二個(gè)假說不成立。
關(guān)于核銷呆賬動(dòng)機(jī)和信息不對(duì)稱理論的鑒別要復(fù)雜一些。原則上來說,在案件初期階段,信息不對(duì)稱比較嚴(yán)重時(shí),假說3(H3)推論原告很可能申請(qǐng)執(zhí)行,因此申請(qǐng)執(zhí)行率高。而執(zhí)行的非市場化理論表明原告為獲得執(zhí)行文書以核銷呆賬而申請(qǐng)執(zhí)行,導(dǎo)致申請(qǐng)執(zhí)行率高。因此,這時(shí)候我們可能無法鑒別兩種理論對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行率各自的影響。但是當(dāng)審判時(shí)間變長,雙方交流越來越多時(shí),信息不對(duì)稱的情形應(yīng)當(dāng)有所改善,這時(shí)候因?yàn)樾畔⒉粚?duì)稱而導(dǎo)致申請(qǐng)執(zhí)行的可能性就會(huì)下降。但以獲得執(zhí)行文書為目的的原告,則不管審判時(shí)間長短,是仍舊要申請(qǐng)執(zhí)行的。為更形象的說明,我們假設(shè)有甲和乙兩類原告,甲可以核銷呆賬,乙則不能。當(dāng)審判時(shí)間短時(shí),甲和乙都很可能申請(qǐng)執(zhí)行,但原因不同:甲是為了獲得執(zhí)行文書,乙是因?yàn)樾畔⒉粚?duì)稱,比如不了解被告方的財(cái)產(chǎn)狀況。如果審判時(shí)間短,我們無法鑒別區(qū)分甲和乙這兩類原告。但如果審判時(shí)間持續(xù)比較長,當(dāng)事人之間的信息交流比較充分之后,乙申請(qǐng)執(zhí)行的可能性下降,但是甲申請(qǐng)執(zhí)行的傾向是不會(huì)變的。也就說隨著審判時(shí)間的增加,甲和乙的申請(qǐng)執(zhí)行傾向的差別會(huì)變得明顯。因此,隨著審判時(shí)間的增加,申請(qǐng)執(zhí)行率會(huì)下降,同時(shí)甲和乙兩類原告的申請(qǐng)執(zhí)行傾向的差別會(huì)變得顯著。
總而言之,西方訴訟理論或者應(yīng)用在執(zhí)行場景下的訴訟理論都可以被看作是不存在非市場力量(政府)干預(yù)的情形下,當(dāng)事人雙方作為市場參與人的理性行為決策理論。如前所述,為了行文的便利,我們把這類訴訟理論稱為市場化訴訟理論或者市場化理論。 [33]當(dāng)政府核銷呆賬管理辦法要求法律訴訟和執(zhí)行的文書作為依據(jù)時(shí),即使債權(quán)人和債務(wù)人雙方信息對(duì)稱、相互知根知底,對(duì)執(zhí)行結(jié)果不存在預(yù)期差異,同時(shí)執(zhí)行結(jié)果對(duì)當(dāng)事人并不存在市場化理論意義下的重要性的情況(比如回收債權(quán)數(shù)額的很小或者為零),當(dāng)事人仍然會(huì)申請(qǐng)法院強(qiáng)制執(zhí)行判決,從而導(dǎo)致申請(qǐng)執(zhí)行率增高。由此導(dǎo)致的結(jié)果是案件的執(zhí)行效果差但申請(qǐng)執(zhí)行率卻非常高。我們把存在非市場力量干涉(政府“補(bǔ)貼”)的執(zhí)行理論稱為非市場化執(zhí)行理論或非市場化理論。從某種意義上來講,非市場化執(zhí)行理論將經(jīng)濟(jì)學(xué)家發(fā)現(xiàn)的中國國有企業(yè)預(yù)算軟約束現(xiàn)象延伸到了司法程序中,從而對(duì)認(rèn)識(shí)中國法院的司法功能提出了新的研究視角。
我們以往的研究在提出非市場化理論基礎(chǔ)上提供了一定的數(shù)據(jù)支持,比如,我們發(fā)現(xiàn)2001年1月1日財(cái)政部《金融企業(yè)呆賬準(zhǔn)備提取及呆賬核銷管理辦法》(以下簡稱“《辦法》”)頒布的前后3年當(dāng)事人申請(qǐng)執(zhí)行率發(fā)生了顯著變化!掇k法》對(duì)于什么樣的司法執(zhí)行文書可以作為金融機(jī)構(gòu)核銷呆帳的依據(jù)做出了更為嚴(yán)格的要求。因此,金融機(jī)構(gòu)2001年后申請(qǐng)執(zhí)行率顯著下降。但是,我們沒有控制其它因素的影響,因此無法排除申請(qǐng)執(zhí)行率2001年前后的變化是否是其他因素作用的結(jié)果。本文將采用對(duì)數(shù)比率模型(Logit 模型)對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行進(jìn)行回歸,來檢驗(yàn)市場化理論和非市場化理論的各種要素對(duì)當(dāng)事人申請(qǐng)執(zhí)行的決定的影響。
就本文的研究來講,《辦法》的出臺(tái)為我們通過計(jì)量方法檢驗(yàn)非市場化理論提供了機(jī)會(huì)。簡而言之,2001年以前,由于呆賬管理制度對(duì)于具體什么樣的文件可以作為呆賬認(rèn)定和核銷的依據(jù)不明確,執(zhí)行終結(jié)裁定、執(zhí)行中止裁定、甚至沒有法院執(zhí)行的司法判決也被各金融機(jī)構(gòu)作為核銷呆帳的依據(jù)。但《辦法》縮小了司法類核銷呆帳文件的范圍,僅僅允許執(zhí)行終結(jié)文件作為核銷呆帳的依據(jù),從而將執(zhí)行中止裁定排除在外。這個(gè)文件適用于幾乎所有的金融機(jī)構(gòu),對(duì)差不多所有金融機(jī)構(gòu)的訴訟和執(zhí)行行為都產(chǎn)生了直接的影響。也就是說,原來通過訴訟和執(zhí)行取得執(zhí)行中止裁定就可以“結(jié)束”的呆賬追討和核銷行為,由于這一規(guī)章的限制性規(guī)定變得不可能了,許多出于這類動(dòng)機(jī)提起的訴訟和執(zhí)行大大減少。
另外,由于工、農(nóng)、中、建、交五大國有銀行作為國有獨(dú)資銀行, [34]直接受中央政府管理,同其他金融機(jī)構(gòu)相比,它們核銷呆賬的配額應(yīng)該會(huì)相對(duì)較高,因此申請(qǐng)執(zhí)行的動(dòng)機(jī)更高。因此,我們將五大銀行歸為一組,所有其他金融機(jī)構(gòu)和非金融機(jī)構(gòu)歸為一組。 [35]同樣道理,由于銀行體系是中國金融體系的核心和主體,政府可能相對(duì)更偏向于銀行,因此我們將銀行歸為一組,所有非銀行機(jī)構(gòu)歸為一組。根據(jù)非市場化執(zhí)行理論我們可以提出以下三個(gè)假說:給定其他條件不變,
假說4(H4):2001年后申請(qǐng)執(zhí)行率顯著下降,而且下降程度隨著審判時(shí)間增加而變得更加明顯。
假說5(H5):同其他債權(quán)人相比,五大國有銀行(銀行)申請(qǐng)執(zhí)行的可能性更高,而且隨著審判時(shí)間增加,五大國有銀行(銀行)比其他債權(quán)人申請(qǐng)執(zhí)行可能性的差別變得越來越顯著。
假說6(H6):執(zhí)行預(yù)期回報(bào)對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行率沒有顯著影響。
這里的執(zhí)行預(yù)期回報(bào)指的是債權(quán)人預(yù)期通過法院回收債權(quán)的數(shù)額。本文以下部分將詳細(xì)介紹我們?nèi)绾芜M(jìn)一步計(jì)算和衡量預(yù)期回報(bào)以及它相對(duì)于市場化理論而言的含義。
二、數(shù)據(jù)和計(jì)量模型
(一)數(shù)據(jù)介紹
我們收集了沿海某中級(jí)人民法院1998年到2001年4年間審判的大約1,500個(gè)案件和該法院執(zhí)行的大約2,200個(gè)案件數(shù)據(jù)。這些案件主要是標(biāo)的額500萬人民幣以上的貸款合同案件或與貸款合同有關(guān)的擔(dān)保案件,也有少部分其他金融類型的案件,比如票據(jù)、股票糾紛等。選擇以貸款合同糾紛為主的金融糾紛案件作為研究對(duì)象主要考慮在于:貸款合同糾紛從上個(gè)世紀(jì)80年代起至今的整個(gè)20多年間,一直是全國法院民商事案件數(shù)量中第一或第二位的案件,占法院審理案件的很大比重。這類案件在法院執(zhí)行案件中也占有很大比例。在我們以往的研究中采集的貸款案件數(shù)量甚至占到了1999-2003年該法院民商事審判案件的70%到90%,民商事執(zhí)行案件的50%以上。 [36]因此,貸款類案件對(duì)于理解和解釋中國司法執(zhí)行之謎是非常具有代表性的。
在數(shù)據(jù)整理過程中,我們將審判和執(zhí)行兩部分的數(shù)據(jù)連接起來,連接起來的樣本總共為1,461個(gè)案例。如果某一案件在審判程序結(jié)束后,又繼續(xù)進(jìn)入了執(zhí)行程序,那么這一案件的紀(jì)錄則包含整個(gè)審判和執(zhí)行程序的所有信息,是否申請(qǐng)執(zhí)行的紀(jì)錄也記載為“是”;如果某一案件在審判程序結(jié)束后沒有進(jìn)入執(zhí)行程序,那么,這一案件的紀(jì)錄則只包括審判程序的信息,而是否申請(qǐng)執(zhí)行的紀(jì)錄也記載為“否” [37]。涉及審判的信息記載了原告名稱、被告名稱、案由名稱、審判立案時(shí)間、審判結(jié)案時(shí)間、審判結(jié)案標(biāo)的、審判結(jié)案方式等信息;涉及執(zhí)行的數(shù)據(jù)記載了申請(qǐng)執(zhí)行人名稱、被申請(qǐng)執(zhí)行人名稱、申請(qǐng)執(zhí)行標(biāo)的額、法院回收標(biāo)的額、執(zhí)行結(jié)案方式等信息。
貸款合同的信息 [38](包括擔(dān)保情況、貸款期限和貸款違約時(shí)間)來自于庭審裁判文書。我們將涉及每一個(gè)合同的裁判文書找到,然后從裁判文書中尋找涉案貸款合同規(guī)定的起始日期,以及是否要求債務(wù)人提供擔(dān)保以及提供什么樣的擔(dān)保方式等信息。通過計(jì)算貸款合同規(guī)定的起始日期,我們可以得到貸款期限;通過整理貸款合同規(guī)定的擔(dān)保情況,我們可以得到擔(dān)保的信息;通過計(jì)算貸款合同規(guī)定的還款日期和審判立案日期之間的時(shí)間,我們可以得到貸款合同的違約時(shí)間的信息。 [39]通過裁判文書來搜集上述信息比較客觀。比如,就貸款合同的起始日期而言,債權(quán)人在起訴時(shí)必須詳細(xì)列明涉案貸款合同的這些信息,以便于計(jì)算利息、是否超過訴訟時(shí)效等等。法院在判決書中通常也需要描述案件爭議的事實(shí)情況,以作為判決結(jié)果的依據(jù)。
(二)關(guān)鍵變量
當(dāng)我們要檢驗(yàn)市場化理論的三個(gè)假設(shè)時(shí),最重要的變量是重要性、預(yù)期差異和信息不對(duì)稱。
衡量重要性的辦法很多,最簡單的是采用合同的標(biāo)的額,但是由于執(zhí)行結(jié)果不確定,比較合適的是執(zhí)行的期望回收額。但我們目前能夠觀察到的是已經(jīng)申請(qǐng)法院執(zhí)行的案件的回收額,無法知道那些拿到庭審判決后沒有申請(qǐng)法院執(zhí)行的案件如果執(zhí)行的話能夠拿到的回收額。因此,我們采用按原告類型分的預(yù)期回報(bào)率乘以每個(gè)貸款合同標(biāo)的額,作為期望回報(bào)來衡量重要性。我們根據(jù)原告的類型分成若干類(11類), [40]計(jì)算出每一類原告的法院執(zhí)行判決后的債權(quán)平均回收率。然后,我們再把每一個(gè)數(shù)據(jù)中的貸款合同的標(biāo)的額乘以這個(gè)平均回收率,就得到每一個(gè)案件的預(yù)期回報(bào)。 [41]
這一指標(biāo)存在一個(gè)問題是測量誤差,由于雙方的私下交易或者資產(chǎn)估價(jià)不準(zhǔn),法院執(zhí)行過程中記錄在案的執(zhí)行標(biāo)的可能并沒有真實(shí)地衡量回收的狀況,而測量誤差的存在會(huì)使得我們的估計(jì)值趨近于零。針對(duì)這一情況,我們計(jì)算了按11類原告計(jì)算的執(zhí)行中止終結(jié)率(即每類原告申請(qǐng)執(zhí)行的案件中執(zhí)行中止和終結(jié)的比重)。我們曾指出,不同的執(zhí)行結(jié)案方式也可以用來衡量執(zhí)行的效果。執(zhí)行中止和終結(jié)這兩類執(zhí)行結(jié)案方式通常意味著執(zhí)行不成功,即回收率為零。 [42] 因此執(zhí)行中止終結(jié)率高的話,回收率就低。數(shù)據(jù)也表明兩者是顯著的負(fù)相關(guān)。
另一個(gè)衡量重要性的間接指標(biāo)是貸款合同違約時(shí)間。通常來講,合同違約時(shí)間長的案件,貸款資產(chǎn)質(zhì)量差, [43]對(duì)當(dāng)事人重要性低。反之,合同違約時(shí)間短的案件,一般而言,貸款質(zhì)量相對(duì)較好。從各金融機(jī)構(gòu)前些年開始采用的五級(jí)貸款分類法也可以看出來,違約時(shí)間越長的貸款,其不良程度越高,由此反映出來的貸款資產(chǎn)質(zhì)量越差。
關(guān)于預(yù)期差異的指標(biāo),我們利用影響雙方預(yù)期的貸款合同要素和庭審結(jié)案方式來刻畫當(dāng)事人雙方的預(yù)期差異。 [44]貸款合同要素包括貸款合同是否采用抵押和貸款期限長短。
就貸款合同擔(dān)保情況而言,我們將數(shù)據(jù)分為兩組:貸款合同規(guī)定債務(wù)人提供抵押或質(zhì)押的為一組,貸款合同規(guī)定債務(wù)人提供保證或者貸款合同沒有規(guī)定任何擔(dān)保的為另外一組。從預(yù)期差異角度看,如果是物的擔(dān)保(比如抵押或質(zhì)押),訴訟結(jié)束后如果債務(wù)人不自動(dòng)履行判決,債權(quán)人可以直接申請(qǐng)法院強(qiáng)制執(zhí)行抵押物或質(zhì)押物,而無需進(jìn)一步尋找債務(wù)人財(cái)產(chǎn)用于履行判決,這對(duì)于減少債務(wù)人不履行判決以及減少雙方對(duì)執(zhí)行結(jié)果的預(yù)期差異都有直接效果。同有抵押或質(zhì)押的債權(quán)相比,沒有任何擔(dān)保的債權(quán)明顯增大債務(wù)人不自動(dòng)履行判決的可能性并增大雙方對(duì)執(zhí)行結(jié)果的預(yù)期差異。有保證的債權(quán)雖然在一定程度上能夠增大債權(quán)人回收債權(quán)的可能性,但是同有抵押和質(zhì)押的債權(quán)相比,有保證的債權(quán)人擁有追索權(quán)仍然是對(duì)保證人(以及債務(wù)人)資產(chǎn)的籠統(tǒng)的追索權(quán),而不是對(duì)具體和特定資產(chǎn)的權(quán)利。因此,我們把保證和無擔(dān)保債權(quán)歸為一組,把抵押和質(zhì)押歸為一組。有抵押和質(zhì)押的貸款合同,當(dāng)事人對(duì)執(zhí)行結(jié)果的預(yù)期差異小。
就貸款期限而言,金融機(jī)構(gòu)按期限劃分的貸款種類很多,大致可以分為一年以下的短期貸款和一年以上的中長期貸款。 [45]目前國內(nèi)銀行的絕大部分貸款都是一年以下的短期貸款。短期貸款(比如一年期貸款)的貸款合同通常規(guī)定債務(wù)人每三個(gè)月還一次利息,一年到期時(shí)還本付息。從訂立貸款合同到貸款到期這個(gè)過程中,如果債務(wù)人不能歸還本金,債權(quán)人對(duì)債務(wù)人還款能力的觀察相對(duì)比較有限。如果債務(wù)人沒有如期還款,債權(quán)人比較難以判斷債務(wù)人是否還有能力還款,如何還款。而期限長的貸款,貸款到期前,債權(quán)人對(duì)債務(wù)人的財(cái)務(wù)和還款能力的觀察比較充分(通常有幾年的時(shí)間)。從這個(gè)角度講,雙方在申請(qǐng)法院執(zhí)行前對(duì)執(zhí)行結(jié)果的預(yù)期差異不同,期限短的貸款預(yù)期差異大,期限長的貸款則預(yù)期差異小,申請(qǐng)執(zhí)行的可能性較低。
審判結(jié)案方式主要包括判決和調(diào)解。 [46]調(diào)解結(jié)案是指當(dāng)事人雙方在法院的調(diào)解下達(dá)成妥協(xié)、結(jié)束糾紛。調(diào)解結(jié)案說明雙方對(duì)其實(shí)體權(quán)利義務(wù)的內(nèi)容差異不大,對(duì)法院的執(zhí)行能力和貸款回收額也有一致的判斷。這種情況下債務(wù)人自動(dòng)履行調(diào)解協(xié)議的可能性比較高。判決結(jié)案則是由法院確定當(dāng)事人雙方的權(quán)利義務(wù)。所以,判決結(jié)案在一定程度上說明當(dāng)事人雙方對(duì)其實(shí)體權(quán)利義務(wù)的內(nèi)容存在不同認(rèn)識(shí),對(duì)可能的執(zhí)行結(jié)果預(yù)期也不盡相同,從而在一定程度上影響債務(wù)人自動(dòng)履行判決的積極性。因此,同調(diào)解結(jié)案的案件相比,判決結(jié)案的案件反映出當(dāng)事人雙方預(yù)期差異大,債權(quán)人也更容易申請(qǐng)法院強(qiáng)制執(zhí)行。審判結(jié)案方式理論上也反映了信息不對(duì)稱的狀況,信息對(duì)稱情形下當(dāng)事人更容易接受和解,而信息不對(duì)稱時(shí)則容易導(dǎo)致判決結(jié)案。但是下面我們用審判時(shí)間來控制信息不對(duì)稱的嚴(yán)重程度,在給定相同審判時(shí)間情況下,審判結(jié)案方式則更大程度上反映了當(dāng)事人雙方的預(yù)期差異。
審判時(shí)間包含了案件中雙方信息不對(duì)稱程度的信息,也包含了法院能力的信息。但由于我們的數(shù)據(jù)來自于同一個(gè)法院,法院的審判能力對(duì)所有案件來說應(yīng)該是相對(duì)給定的,因此,審判時(shí)間可能是主要反映了前者:當(dāng)審判時(shí)間比較有限時(shí),信息不對(duì)稱的情況可能相對(duì)比較嚴(yán)重,雙方爭議就比較多,隨著審判時(shí)間的增加,談判過程中雙方互相增進(jìn)了解,尤其是對(duì)債務(wù)人的償債能力。因此審判時(shí)間越長,信息交流更充分,可能越有利于當(dāng)事人解決爭議,從而促成自覺履行法院裁決,而不需要申請(qǐng)法院強(qiáng)制執(zhí)行。因此審判時(shí)間越長,債權(quán)人越不容易申請(qǐng)法院執(zhí)行。
從非市場化理論來講,根據(jù)以往的研究結(jié)果,我們采用三個(gè)指標(biāo)來衡量非市場化因素。第一、二個(gè)指標(biāo)是原告類型:是否為五大銀行和是否為銀行。我們根據(jù)審判數(shù)據(jù)記載的原告名稱,對(duì)所有原告(債權(quán)人)進(jìn)行分類,中國工商銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國銀行、中國建設(shè)銀行以及交通銀行為一組,所有其他金融機(jī)構(gòu)為另外一組。同樣辦法,我們將所有銀行作為原告的歸為一組,其他非銀行機(jī)構(gòu)(信托公司、財(cái)務(wù)公司、信用合作社以及非金融類公司)歸為另外一組。
第三個(gè)變量是表示2001年前后的虛擬變量。上面說明了2001年1月1日財(cái)政部頒布的《金融企業(yè)呆賬準(zhǔn)備提取及呆賬核銷管理辦法》對(duì)于金融機(jī)構(gòu)采取什么樣的法院執(zhí)行文書作為其呆賬核銷的依據(jù)做出了更為嚴(yán)格的規(guī)定。因此,同2001年前相比,2001年后金融機(jī)構(gòu)的申請(qǐng)執(zhí)行率應(yīng)該顯著下降。
通過上述方法,我們得到了衡量市場化理論、非市場化理論、以及當(dāng)事人是否申請(qǐng)法院強(qiáng)制執(zhí)行這一被解釋變量的信息。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理和整理后我們得到的樣本數(shù)為1,180個(gè)案例(附錄一對(duì)數(shù)據(jù)整理過程中的處理情況和理由做了解釋)。
三、描述統(tǒng)計(jì)和回歸結(jié)果
(一)描述統(tǒng)計(jì)
附錄中表1到表4報(bào)告了市場化理論、非市場化理論各個(gè)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)情況。表7報(bào)告了用對(duì)數(shù)比率模型(Logit模型)對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行率進(jìn)行回歸的結(jié)果。
1、貸款合同的特點(diǎn)
從表1可以看出,貸款合同標(biāo)的額平均為人民幣1,080萬左右,數(shù)額較大,這和數(shù)據(jù)來源于中級(jí)法院而中級(jí)法院多審理數(shù)額較大的案件有很大關(guān)系。貸款合同期限平均為337天,這說明涉訴合同基本上是一年以內(nèi)的短期貸款合同。從表2的貸款合同規(guī)定的擔(dān)保方式來看,合同明確表明沒有擔(dān)保的有85個(gè),無法獲得擔(dān)保信息的60個(gè),兩者合計(jì)占所有貸款合同數(shù)量的12.3%左右,其余的貸款或者有保證(760或64.4%),或者有抵押(256或21.7%)或質(zhì)押(19或1.6%)。在有擔(dān)保的貸款合同中,保證的比例很大,而抵押和質(zhì)押兩者合計(jì)約占所有貸款合同數(shù)量的23.3%。從貸款合同的履行情況(貸款合同違約時(shí)間)來看,貸款合同平均違約時(shí)間為552天,大約一年半左右,相對(duì)比較長。
從貸款合同要素和申請(qǐng)執(zhí)行的關(guān)系來看,同不申請(qǐng)執(zhí)行的案件相比,申請(qǐng)執(zhí)行的案件貸款合同標(biāo)的額較低,貸款期限和違約時(shí)間都較短,但差異不大。從貸款的擔(dān)保方式和申請(qǐng)執(zhí)行、執(zhí)行回收率的關(guān)系來看,無擔(dān)保和保證類的申請(qǐng)執(zhí)行率分別為69.4%和82.2%,執(zhí)行回收率分別為20.9%和17.1%,而有抵押和有質(zhì)押類的案件申請(qǐng)執(zhí)行率分別為87.1%和52.6%,執(zhí)行回收率分別為23.1%和11.2%。如前所述,有抵押和質(zhì)押的案件通常有財(cái)產(chǎn)作為貸款的抵押物,而保證案件則沒有財(cái)產(chǎn)作為抵押,因此,我們將無擔(dān)保和保證類案件合并作為一組,將有抵押和質(zhì)押案件合并作為另一組。無抵押一組的申請(qǐng)執(zhí)行率和執(zhí)行回收率分別為81.0%和17.4%,分別略低于有抵押一組3.7個(gè)和5.3個(gè)百分點(diǎn),這一差異符合市場化訴訟理論:因?yàn)橛械盅旱脑拏鶆?wù)人不自動(dòng)履行的動(dòng)機(jī)要弱一些并且法院強(qiáng)制執(zhí)行回收率也會(huì)比較高一些。但是,這一差異并不顯著。
總的來講,數(shù)據(jù)中的貸款合同基本上都是數(shù)額較大(平均1,000萬以上)、期限較短(大多為一年以下)、擔(dān)保貸款占絕大多數(shù)(80%)而擔(dān)保中保證貸款又占很大一部分(所有貸款的60%以上)、違約時(shí)間相對(duì)較長(平均一年半)的合同。按照是否申請(qǐng)執(zhí)行分類的各個(gè)貸款合同要素雖然有一定差異,但沒有統(tǒng)計(jì)上顯著的差別。
2、審判時(shí)間和審判結(jié)案方式
從表1可以看出,全部案件的平均審判時(shí)間為91天,約三個(gè)月。但從表1中按是否申請(qǐng)執(zhí)行分類計(jì)算的平均審判時(shí)間來看,申請(qǐng)執(zhí)行的案件平均審判時(shí)間為81天,而不申請(qǐng)執(zhí)行的案件的平均審判時(shí)間則高的多,為136天。換句話說,審判時(shí)間越短的案件,申請(qǐng)執(zhí)行的可能性越大。考慮到貸款合同平均違約時(shí)間都有一年半的時(shí)間,三個(gè)月的平均審判時(shí)間相對(duì)來說不長。因此,審判時(shí)間短可能意味著雙方信息不對(duì)稱的程度較高,而審判時(shí)間越長,越有利于當(dāng)事人解決爭議,從而促成自覺履行法院裁決,債權(quán)人不用申請(qǐng)法院強(qiáng)制執(zhí)行。
就審判結(jié)案方式而言,從表3可以看出,絕大部分的案件是判決結(jié)案的,約占總數(shù)的74%。判決結(jié)案的案件申請(qǐng)執(zhí)行率為85.2%,高于調(diào)解結(jié)案的案件17.3個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)果同我們前面的推論一致。同調(diào)解結(jié)案的案件相比,判決結(jié)案的案件表明當(dāng)事人對(duì)其實(shí)體權(quán)利和義務(wù)以及對(duì)執(zhí)行結(jié)果存在的預(yù)期差異大,所以需要第三方介入。從這個(gè)角度出發(fā),判決結(jié)案的案件比調(diào)解結(jié)案的案件也更容易申請(qǐng)法院執(zhí)行。
3、2001年《辦法》的影響和原告類型
從表3可以看出,1998-2001年間申請(qǐng)執(zhí)行率高達(dá)80.7%,比全國的平均60%高出20個(gè)百分點(diǎn), [47]這說明貸款類案件的執(zhí)行問題更為突出。而全部有執(zhí)行標(biāo)的記錄的案件的平均回收率為18.7%,說明執(zhí)行的效果很差;厥章实偷囊粋(gè)主要原因是執(zhí)行結(jié)案方式中終結(jié)和中止結(jié)案案件的比例高達(dá)66.1%,而這兩類執(zhí)行結(jié)案的案件回收率為3.5%,接近零。其他執(zhí)行結(jié)案的案件平均回收率則為54.6%,比較正常。因此,貸款類案件可以說是中國執(zhí)行之謎的典型代表。
表3列出了分年度的申請(qǐng)執(zhí)行率、平均回收率和執(zhí)行中止終結(jié)率。我們可以看出,2001年后申請(qǐng)執(zhí)行率和執(zhí)行中止終結(jié)率都有顯著的下降,分別從84.5%和64.7%下降到68.0%和49.0%,并同時(shí)伴隨著平均回收率的上升(從21.4%上升到28.9%)。這與《辦法》頒布的時(shí)間點(diǎn)是一致的。
表4列出了按原告類型分的申請(qǐng)執(zhí)行率、平均回收率和執(zhí)行中止終結(jié)率。我們可以看到,五大銀行合計(jì)起來大約占所有案件總數(shù)的一半左右,而銀行類原告提起的案件數(shù)明顯占絕大多數(shù),這與我國的金融結(jié)構(gòu)是一致的。五大國有銀行(銀行)申請(qǐng)執(zhí)行率和執(zhí)行中止終結(jié)率相對(duì)較高,平均回收率則相對(duì)較低。這與我們非市場化執(zhí)行理論的假設(shè)是一致的。表4也列出了我們劃分的11類原告類型,由此計(jì)算執(zhí)行中止終結(jié)率與平均回收率的相關(guān)系數(shù)為-0.93,再一次證明低回收率與執(zhí)行中止終結(jié)類案件有著緊密關(guān)系。
(二)回歸模型和結(jié)果
對(duì)數(shù)比率模型(Logit模型) 和概率模型(Probit模型)被廣泛的應(yīng)用于離散變量的回歸分析,相對(duì)概率模型(Probit模型),對(duì)數(shù)比率模型(Logit)模型更易于解釋,因此下面回歸結(jié)果是基于對(duì)數(shù)比率模型(Logit)模型。 [48]回歸的基本模型是:
Y = Xβ + Zγ+ ε
其中Y = 1代表申請(qǐng)執(zhí)行,Y = 0代表不申請(qǐng)執(zhí)行。X代表上述市場化訴訟/執(zhí)行的變量,Z代表非市場化執(zhí)行的變量。
表5給出了回歸的結(jié)果。模型(1)只包括市場化理論的變量,模型(2)——(5)加入了非市場化理論的變量,模型(6)—(10)用執(zhí)行中止終結(jié)率替代期望回報(bào)作為重要性的指標(biāo)。 [49]模型(3)、(5)、(8)和(10)加入了五大國有銀行(或銀行)和2001年《辦法》頒布的虛擬變量的交叉項(xiàng),用來檢驗(yàn)《辦法》是否對(duì)不同原告類型有不同的作用。
從模型(1)我們可以看出期望回報(bào)越低,債權(quán)人越容易申請(qǐng)執(zhí)行,這一點(diǎn)與市場化理論的預(yù)測正好相反。模型(6)用執(zhí)行中止終結(jié)率替代期望回報(bào)作為重要性的指標(biāo),發(fā)現(xiàn)執(zhí)行中止終結(jié)率越高,債權(quán)人越容易申請(qǐng)執(zhí)行,這一顯著性的關(guān)系是市場化理論無法解釋的,但卻與非市場化理論相吻合。債權(quán)人申請(qǐng)執(zhí)行的目的是為了獲得執(zhí)行結(jié)案的文書,而不在于債權(quán)回收率,因此導(dǎo)致無履行能力的案件進(jìn)入執(zhí)行。有意思的是,模型(7)-(10)在(6)的基礎(chǔ)上加入了非市場化執(zhí)行理論的變量后,執(zhí)行中止終結(jié)率對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行的作用被削弱了,這進(jìn)一步支持了非市場化理論。
從模型(1)我們還可以看出,代表市場化理論的貸款合同要素對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行的影響與預(yù)期的作用相反,但都不顯著。事實(shí)上即使我們不控制審判時(shí)間和審判結(jié)案方式,貸款合同要素對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行的影響與預(yù)期的作用仍然沒有顯著不等于零。這說明債權(quán)人申請(qǐng)執(zhí)行時(shí)基本不考慮貸款合同的標(biāo)的、貸款期限和貸款的履行情況。
審判時(shí)間(對(duì)數(shù)化之后)和審判結(jié)案方式均與預(yù)期的作用一致,審判時(shí)間越長,債權(quán)人越不容易申請(qǐng)執(zhí)行。這說明審判時(shí)間長的確有利于雙方減少爭議和糾紛,從而促成自覺履行法院裁決,而不需要申請(qǐng)法院強(qiáng)制執(zhí)行。就審判結(jié)案方式,在其他條件不變的情況下,同調(diào)解結(jié)案的案件相比,判決結(jié)案的案件更容易申請(qǐng)法院執(zhí)行。這一結(jié)果同我們前面的推論一致。
簡而言之,市場化理論關(guān)于重要性的假說沒有得到本文回歸結(jié)果的支持,但關(guān)于審判時(shí)間和審判結(jié)案方式的檢驗(yàn)則支持了關(guān)于信息不對(duì)稱和預(yù)期差異的假說。這說明市場化理論對(duì)于解釋中國的執(zhí)行難問題是有局限性的或者是不完整的。
模型(2)、(4)、(7)和(9)說明在其他條件不變的情況下,《辦法》對(duì)于降低申請(qǐng)執(zhí)行率是有顯著作用的,而五大國有銀行(銀行)也比其他債權(quán)人更容易申請(qǐng)執(zhí)行。因此,我們關(guān)于非市場化執(zhí)行理論的三個(gè)假設(shè)都得到了經(jīng)驗(yàn)支持。模型(3)、(5)、(8)和(10)在模型(2)、(4)、(7)和(9)基礎(chǔ)上加入了五大國有銀行(銀行)和2001年虛擬變量的交叉項(xiàng),但沒有顯著作用。這說明《辦法》對(duì)所有類型的債權(quán)人都有影響,這也與《辦法》覆蓋的對(duì)象是一致的。
(三)不同變量對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行率影響的進(jìn)一步分析
進(jìn)一步比較市場化理論中回歸顯著的變量審判時(shí)間(表示信息不對(duì)稱)和審判結(jié)案方式(表示預(yù)期差異)和非市場化理論回歸顯著的變量,比如2001年前后這個(gè)變量以及不同類型原告(是否為五大銀行以及是否為銀行類機(jī)構(gòu)),看不同變量對(duì)于被解釋變量申請(qǐng)執(zhí)行可能性的影響程度,我們還做了進(jìn)一步的工作。表5中對(duì)數(shù)比率模型(Logit 模型)回歸結(jié)果雖然可以用偶值比(odds ratio)來解釋(什么樣的案件申請(qǐng)法院執(zhí)行判決的可能性大以及大多少),但其結(jié)果仍然不是非常直觀。 [50]我們根據(jù)模型(2)和(4)計(jì)算了審判時(shí)間、審判結(jié)案方式、2001年《辦法》和不同原告類型對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行可能性的影響,并繪制成圖1到圖3。從圖中我們可以看出,在給定其他變量的情況下(通常取均值),隨著審判時(shí)間增加,該變量對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行可能性的影響的變化。
首先,就2001年前后這個(gè)變量對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行可能性的影響來看,從圖1我們可以看出隨著審判時(shí)間的增加(坐標(biāo)軸的X軸從左往右逐漸增大), [51]2001年前案件申請(qǐng)執(zhí)行可能性從接近1下降到44%,2001年后案件申請(qǐng)執(zhí)行的可能性從1下降到22%。這說明庭審過程中當(dāng)事人雙方之間的交流信息有利于減少信息不對(duì)稱,從而降低申請(qǐng)執(zhí)行率,這一發(fā)現(xiàn)與Yasutora Watanabe研究美國訴訟過程中雙方達(dá)成和解的過程是一致的。 [52]同時(shí),圖1顯示2001年《辦法》的頒布平均而言使得申請(qǐng)執(zhí)行可能性下降了14個(gè)百分點(diǎn)(坐標(biāo)軸X軸的4為審判時(shí)間的均值,這個(gè)均值對(duì)應(yīng)兩條曲線在Y軸上的數(shù)值之間的差大約為14%)。
第二,圖2顯示,給定其他條件不變的情況下,平均而言(審判時(shí)間的均值,也就是當(dāng)X為4時(shí)),五大銀行(或銀行)作為債權(quán)人比非五大銀行(或非銀行)的其他債權(quán)人的申請(qǐng)執(zhí)行率要高將近6個(gè)百分點(diǎn)(X為4時(shí)對(duì)應(yīng)兩條曲線在Y軸上的數(shù)值之間的差大約為6%,但注意圖2有4條曲線,所以需要分別看),這說明五大銀行(銀行)的確有較高的申請(qǐng)執(zhí)行傾向。圖1和圖2都表明,隨著審判時(shí)間的增加,《辦法》的影響和原告類型的申請(qǐng)執(zhí)行差異變得越來越明顯, [53]這與我們文中關(guān)于非市場化執(zhí)行理論與信息不對(duì)稱理論的討論是一致的:如果庭審時(shí)間較短,信息不對(duì)稱比較嚴(yán)重,我們無法區(qū)分由于信息不對(duì)稱或出于核銷呆賬目的而導(dǎo)致申請(qǐng)執(zhí)行的兩種動(dòng)機(jī)。但隨著審判時(shí)間增加信息不對(duì)稱程度下降,兩者的區(qū)別就變得明顯起來。需要指出的是,《辦法》的影響和原告類型在申請(qǐng)執(zhí)行上的差別,并不是精確衡量了核銷呆賬動(dòng)機(jī)在解釋申請(qǐng)執(zhí)行上的重要性的結(jié)果,因此并沒有回答數(shù)據(jù)中高達(dá)80.7%的申請(qǐng)執(zhí)行率有多少是出于核銷呆賬的動(dòng)機(jī),回答這一問題需要更進(jìn)一步的研究。這里我們只是設(shè)計(jì)了幾個(gè)變量來檢驗(yàn)核銷呆賬動(dòng)機(jī)的存在性。
第三,圖3顯示,判決結(jié)案的案件平均而言要比調(diào)解結(jié)案的案件申請(qǐng)執(zhí)行可能性高28個(gè)百分點(diǎn),而且兩種結(jié)案方式表示的預(yù)期差異的作用隨著庭審時(shí)間的增加而變得明顯,其道理與上述非市場化理論和信息不對(duì)稱理論是一致的:審判時(shí)間越短,信息不對(duì)稱很高,無論判決還是調(diào)解的申請(qǐng)執(zhí)行率都很高,以至于預(yù)期差異的作用不明顯。
最后,同時(shí)比較審判時(shí)間和審判結(jié)案方式、原告類型以及2001年前后這幾個(gè)變量對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行可能性的影響,把圖1到圖3結(jié)合起來看,我們發(fā)現(xiàn)審判時(shí)間對(duì)降低申請(qǐng)執(zhí)行率的作用最大。從三個(gè)圖都可以看出,對(duì)數(shù)化審判時(shí)間從最小值(0)變化到最大值(8)的時(shí)候,申請(qǐng)執(zhí)行的可能性從100%降到50%以下,下降幅度很大。比如,圖1上面一條曲線(2001年前案件)、圖2上面一條曲線(五大銀行)和圖3上面一條曲線(判決結(jié)案方式)的最末端(當(dāng)審判時(shí)間為8時(shí))對(duì)應(yīng)的Y軸上的值都在50%以下。如果選擇每一個(gè)圖的另外一條(或者最下端的)曲線,對(duì)應(yīng)的申請(qǐng)執(zhí)行的可能性值更低,因此,申請(qǐng)執(zhí)行率下降的幅度更大。如果取每一個(gè)圖兩條曲線的均值也是一樣。所以,審判時(shí)間增大,最保守的情況下,申請(qǐng)執(zhí)行率的下降都在50%以上。而其他因素對(duì)申請(qǐng)執(zhí)行可能性的影響則遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于這個(gè)數(shù)。比如,圖1中當(dāng)X軸為8時(shí),兩條曲線的差異差不多是最大的,兩者相差不超過30%。 [54]或者說,2001年《辦法》的作用在最大的情況下能夠降低30%的申請(qǐng)執(zhí)行率。同樣的方式,從圖2和圖3也可以看出,原告類型大概能降低10%的申請(qǐng)執(zhí)行率,而庭審結(jié)案方式不同(選擇調(diào)解而不是判決)大概能降低30%的申請(qǐng)執(zhí)行率。不論是30%還是10%,都沒有辦法與審判時(shí)間的50%相比。
上述進(jìn)一步分析的結(jié)果在一定程度上支持了市場化理論中的信息不對(duì)稱理論,但我們的非市場化理論仍然成立。如前所述,如果庭審時(shí)間較短,信息不對(duì)稱比較嚴(yán)重,我們無法區(qū)分由于信息不對(duì)稱或出于核銷呆賬目的而導(dǎo)致申請(qǐng)執(zhí)行的兩種動(dòng)機(jī)。但隨著審判時(shí)間增加信息不對(duì)稱程度下降,兩者的區(qū)別就變得明顯起來。我們目前尚不能精確解釋有多少申請(qǐng)執(zhí)行的案件是出于呆賬核銷或者非市場化動(dòng)機(jī)而提起的,但延長審判時(shí)間能幫助我們作出區(qū)分和判斷。
四、結(jié)論
近年來學(xué)術(shù)界興起了一股關(guān)于法、金融和經(jīng)濟(jì)增長的研究。部分學(xué)者(La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer and Vishny)的工作表明,一國的法律淵源對(duì)該國的制度、金融和經(jīng)濟(jì)增長有著重要的影響。他們得出的一個(gè)核心結(jié)論是:英美普通法系(大陸法系)為股東和債權(quán)人提供最大(最弱)的保護(hù),英美法系的國家擁有較好的制度,包括較清廉的政府、有效率的法院以及透明的會(huì)計(jì)制度。 [55]從這一研究視角來看,中國無疑是一個(gè)反例。有的學(xué)者(Allen et.al.,2005) 計(jì)算并比較了中國與文獻(xiàn)中其他國家關(guān)于法和金融的各種指標(biāo)后發(fā)現(xiàn),無論從投資者保護(hù)、公司管理、政府質(zhì)量、法律執(zhí)行,還是從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則來看,中國都落后于大多數(shù)國家。然而,中國卻是世界上經(jīng)濟(jì)增長最快的國家。他們認(rèn)為中國的成功在于有靠信譽(yù)和關(guān)系進(jìn)行融資的私有經(jīng)濟(jì)部門。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)(Cull and Xu),產(chǎn)權(quán)保障和外部融資對(duì)中國的私有企業(yè)的利潤再投資率都有正的作用;而且,那些簽署合同的私有企業(yè)比不簽合同的要高,這說明法律能夠促進(jìn)企業(yè)再投資。 [56]法和金融研究的視角將經(jīng)濟(jì)增長理論從要素分析擴(kuò)展到制度分析,但是這一研究分支基本上將法律和制度當(dāng)作外生的。這一假設(shè)對(duì)于成熟市場經(jīng)濟(jì)國家也許適用,但對(duì)于中國這樣正經(jīng)歷著制度轉(zhuǎn)型的國家來說卻是未必的。社會(huì)變遷過程中,法律和制度都是改革的對(duì)象,因此都是內(nèi)生變量。從這個(gè)外生性假設(shè)引發(fā)出來的一個(gè)問題就是法律和制度本身還是個(gè)“黑箱子”。我們雖然知道它效果好壞,但卻不清楚它是怎么運(yùn)作的。
本文選取了中國司法過程中一個(gè)特殊而又重要的現(xiàn)象——“執(zhí)行難”——來展示轉(zhuǎn)型過程中司法體系是如何受到外界環(huán)境的影響。預(yù)算軟約束下的國有企業(yè)缺乏效率,導(dǎo)致以銀行體系為核心的金融體系積累了大量的呆賬,從而使得金融系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)上升,因此國家不得不進(jìn)行呆賬核銷和剝離。為了規(guī)范管理各機(jī)構(gòu)呆賬核銷,政府要求相關(guān)司法文書作為該筆投資確定無法回收的法律依據(jù),從而誘發(fā)了大量沒有履行能力的案件進(jìn)入了訴訟和執(zhí)行階段。因此解決“執(zhí)行難”從一定程度上來說取決于國企改革和金融體系改革。
我們借鑒了西方的訴訟理論,并將其應(yīng)用于中國的執(zhí)行程序,發(fā)現(xiàn)當(dāng)事人雙方預(yù)期差異越大,越容易申請(qǐng)執(zhí)行;而庭審時(shí)間越長,可以有效的增加信息交流,從而提高債務(wù)人自動(dòng)履行的比例。但西方訴訟理論關(guān)于重要性的假說則不成立,而且當(dāng)事人在申請(qǐng)執(zhí)行時(shí)基本上不考慮貸款合同要素。其主要原因在于部分案件中的債權(quán)人并不是以回收債權(quán)(標(biāo)的物)為目標(biāo),而是希望完成法律程序得到訴訟和執(zhí)行的司法文書作為核銷呆賬的合法依據(jù)。在國企改革和金融體系改革的大背景下,我們的文章也為降低申請(qǐng)執(zhí)行率提供了一個(gè)可能的辦法。法院可以考慮在控制案件不超過審判時(shí)限的總的要求下,適當(dāng)延長部分案件的審判時(shí)間。這也有助于我們區(qū)分哪些執(zhí)行案件是出于非市場化動(dòng)機(jī)提起的,哪些案件是出于市場化動(dòng)機(jī)提起的。
附錄一
樣本選擇解釋
中國法律規(guī)定勝訴方必須在一年或六個(gè)月內(nèi)申請(qǐng)法院執(zhí)行,為了保證能夠記錄了1998-2001年來立案的所有案件都已經(jīng)在法律程序上結(jié)束。盡管我們收集的樣本為1999年到2001年數(shù)據(jù),但我們考察債權(quán)人是否申請(qǐng)法院時(shí)則一直追溯到2004年,以保證我們有足夠的時(shí)間(2001年底到2004年)觀察債權(quán)人是否申請(qǐng)法院執(zhí)行。在審判數(shù)據(jù)和執(zhí)行數(shù)據(jù)連接起來的總共1,461個(gè)案例中,我們刪除了合同時(shí)間、違約時(shí)間、審理時(shí)間、申請(qǐng)執(zhí)行時(shí)間、執(zhí)行時(shí)間為負(fù)的129個(gè)案例。數(shù)據(jù)中雖然沒有記錄庭審判決結(jié)果,但在貸款類案件中一般是原告即貸款方獲勝的比例在90%以上。從審判結(jié)案標(biāo)的來看,在總共1461個(gè)案例中,只有27個(gè)案件審判結(jié)案標(biāo)的為零或者沒有記錄,即使這27個(gè)案件全部是被告勝訴,其比例也不到2%。由于我們研究的是原告申請(qǐng)執(zhí)行決定,因此我們刪除了審判結(jié)案標(biāo)的為零或沒有記錄的案件。同時(shí)99%審判結(jié)案標(biāo)的即貸款合同金額低于一億人民幣,但有兩個(gè)案件則高達(dá)305億和777億,我們將這兩個(gè)案件作為異常值處理(包含這兩個(gè)案件使得審判結(jié)案標(biāo)的均值遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中位數(shù),均值為9,360萬,而中位數(shù)為708萬)。因此我們的樣本為1304個(gè)案件。這些案件記錄了1998-2001年間審判立案的案件詳細(xì)信息,包括貸款合同、庭審、執(zhí)行信息。
另一個(gè)問題是貸款合同期限中的遺漏值問題。在上述1304個(gè)案例中,申請(qǐng)執(zhí)行率是73%,在貸款合同期限可以觀察到時(shí),申請(qǐng)執(zhí)行率為83%,在貸款合同期限數(shù)據(jù)缺失的322個(gè)案例中,申請(qǐng)執(zhí)行率只有43%。因此貸款合同期限遺漏的數(shù)據(jù)很可能不是隨機(jī)的。但是在缺失的322個(gè)數(shù)據(jù)中,98個(gè)是撤訴結(jié)案(原告不想再打官司了),12個(gè)是其他方式(比如中止、移送等)結(jié)案。這兩種情況都是一定不會(huì)申請(qǐng)執(zhí)行的,因?yàn)樗鼈儾粫?huì)有判決或者調(diào)解書,申請(qǐng)執(zhí)行率為0。其他大約108個(gè)為判決結(jié)案、99個(gè)為調(diào)解結(jié)案(6個(gè)沒有記錄)。有的調(diào)解結(jié)案的案件因?yàn)檎{(diào)解書沒有介紹貸款合同的詳細(xì)情況,所以無法得到貸款合同期限的信息,同時(shí)沒有更多的信息讓我們可以甄別判決結(jié)案案件合同期限信息遺漏的結(jié)構(gòu)性問題。因此我們可以假設(shè)合同期限信息遺漏對(duì)于判決和調(diào)解類案件是隨機(jī)的。由于調(diào)解和判決結(jié)案的案件數(shù)量接近,這一假設(shè)不會(huì)帶來太大的偏差。這一假設(shè)對(duì)于我們的回歸也是充分的,因?yàn)樵诨貧w中我們主要考察判決和調(diào)解對(duì)于申請(qǐng)執(zhí)行率的影響。所以回歸時(shí)我們只保留了庭審判決為調(diào)解和判決的案件,因此樣本量縮小為1,180個(gè)。