其中0 ≤ α ≤ 1為預期的呆賬核銷比例，Pp（或Pd）為原告（或被執行人）對法院最終執行回收率的預期。為簡單起見，我們假設申請執行標的額與貸款數額相同。因此申請執行的充分條件是
（Pp + α -Pd ） J > C - S （5）
在不等式（5）中α中為原告即債權人所預期的呆賬核銷比例。但由于保密原因，這核銷呆賬比例并不是公開可得的。債權人自己可能也不一定確切知道這個比例，因為這涉及債權人和國家股東（財政部）的博弈。但是如果假設完全剝離的話，原告在申請執行時期望的債權回收率和呆賬核銷比例之和應該接近1，即Pp + α ≍ 1。在這種情況下，即使期望回收額很小，但如果拿到執行文書后能夠按呆賬核銷，那么原告即債權人仍舊會申請執行。事實上，只要 α足夠大，原告就會申請執行。這就是為什么無履行能力案件進入庭審和執行的原因。因此市場化理論關于重要性的假說在這里就可能不成立了。但另一方面，如果當事人雙方對法院執行回收率存在預期誤差，即（Pp - Pd）比較大時，一般來講是債權人預期較高（這樣 α就比較小），債務人（被執行人）預期較低，這種情況下，如市場化理論所預測的，原告會申請執行。因此，非市場化執行理論不改變市場化理論的第一個假說，但會使得第二個假說不成立。
關于核銷呆賬動機和信息不對稱理論的鑒別要復雜一些。原則上來說，在案件初期階段，信息不對稱比較嚴重時，假說3（H3）推論原告很可能申請執行，因此申請執行率高。而執行的非市場化理論表明原告為獲得執行文書以核銷呆賬而申請執行，導致申請執行率高。因此，這時候我們可能無法鑒別兩種理論對申請執行率各自的影響。但是當審判時間變長，雙方交流越來越多時，信息不對稱的情形應當有所改善，這時候因為信息不對稱而導致申請執行的可能性就會下降。但以獲得執行文書為目的的原告，則不管審判時間長短，是仍舊要申請執行的。為更形象的說明，我們假設有甲和乙兩類原告，甲可以核銷呆賬，乙則不能。當審判時間短時，甲和乙都很可能申請執行，但原因不同：甲是為了獲得執行文書，乙是因為信息不對稱，比如不了解被告方的財產狀況。如果審判時間短，我們無法鑒別區分甲和乙這兩類原告。但如果審判時間持續比較長，當事人之間的信息交流比較充分之后，乙申請執行的可能性下降，但是甲申請執行的傾向是不會變的。也就說隨著審判時間的增加，甲和乙的申請執行傾向的差別會變得明顯。因此，隨著審判時間的增加，申請執行率會下降，同時甲和乙兩類原告的申請執行傾向的差別會變得顯著。
總而言之，西方訴訟理論或者應用在執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）干預的情形下，當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]當政府核銷呆賬管理辦法要求法律訴訟和執行的文書作為依據時，即使債權人和債務人雙方信息對稱、相互知根知底，對執行結果不存在預期差異，同時執行結果對當事人并不存在市場化理論意義下的重要性的情況（比如回收債權數額的很小或者為零），當事人仍然會申請法院強制執行判決，從而導致申請執行率增高。由此導致的結果是案件的執行效果差但申請執行率卻非常高。我們把存在非市場力量干涉（政府“補貼”）的執行理論稱為非市場化執行理論或非市場化理論。從某種意義上來講，非市場化執行理論將經濟學家發現的中國國有企業預算軟約束現象延伸到了司法程序中，從而對認識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上提供了一定的數據支持，比如，我們發現2001年1月1日財政部《金融企業呆賬準備提取及呆賬核銷管理辦法》（以下簡稱“《辦法》”）頒布的前后3年當事人申請執行率發生了顯著變化。《辦法》對于什么樣的司法執行文書可以作為金融機構核銷呆帳的依據做出了更為嚴格的要求。因此，金融機構2001年后申請執行率顯著下降。但是，我們沒有控制其它因素的影響，因此無法排除申請執行率2001年前后的變化是否是其他因素作用的結果。本文將采用對數比率模型（Logit 模型）對申請執行進行回歸，來檢驗市場化理論和非市場化理論的各種要素對當事人申請執行的決定的影響。
就本文的研究來講，《辦法》的出臺為我們通過計量方法檢驗非市場化理論提供了機會。簡而言之，2001年以前，由于呆賬管理制度對于具體什么樣的文件可以作為呆賬認定和核銷的依據不明確，執行終結裁定、執行中止裁定、甚至沒有法院執行的司法判決也被各金融機構作為核銷呆帳的依據。但《辦法》縮小了司法類核銷呆帳文件的范圍，僅僅允許執行終結文件作為核銷呆帳的依據，從而將執行中止裁定排除在外。這個文件適用于幾乎所有的金融機構，對差不多所有金融機構的訴訟和執行行為都產生了直接的影響。也就是說，原來通過訴訟和執行取得執行中止裁定就可以“結束”的呆賬追討和核銷行為，由于這一規章的限制性規定變得不可能了，許多出于這類動機提起的訴訟和執行大大減少。
另外，由于工、農、中、建、交五大國有銀行作為國有獨資銀行， [34]直接受中央政府管理，同其他金融機構相比，它們核銷呆賬的配額應該會相對較高，因此申請執行的動機更高。因此，我們將五大銀行歸為一組，所有其他金融機構和非金融機構歸為一組。 [35]同樣道理，由于銀行體系是中國金融體系的核心和主體，政府可能相對更偏向于銀行，因此我們將銀行歸為一組，所有非銀行機構歸為一組。根據非市場化執行理論我們可以提出以下三個假說：給定其他條件不變，
假說4（H4）:2001年后申請執行率顯著下降，而且下降程度隨著審判時間增加而變得更加明顯。
假說5（H5）：同其他債權人相比，五大國有銀行（銀行）申請執行的可能性更高，而且隨著審判時間增加，五大國有銀行（銀行）比其他債權人申請執行可能性的差別變得越來越顯著。
假說6（H6）：執行預期回報對申請執行率沒有顯著影響。
這里的執行預期回報指的是債權人預期通過法院回收債權的數額。本文以下部分將詳細介紹我們如何進一步計算和衡量預期回報以及它相對于市場化理論而言的含義。
二、數據和計量模型
（一）數據介紹
我們收集了沿海某中級人民法院1998年到2001年4年間審判的大約1，500個案件和該法院執行的大約2，200個案件數據。這些案件主要是標的額500萬人民幣以上的貸款合同案件或與貸款合同有關的擔保案件，也有少部分其他金融類型的案件，比如票據、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象主要考慮在于：貸款合同糾紛從上個世紀80年代起至今的整個20多年間，一直是全國法院民商事案件數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%，民商事執行案件的50%以上。 [36]因此，貸款類案件對于理解和解釋中國司法執行之謎是非常具有代表性的。
在數據整理過程中，我們將審判和執行兩部分的數據連接起來，連接起來的樣本總共為1，461個案例。如果某一案件在審判程序結束后，又繼續進入了執行程序，那么這一案件的紀錄則包含整個審判和執行程序的所有信息，是否申請執行的紀錄也記載為“是”；如果某一案件在審判程序結束后沒有進入執行程序，那么，這一案件的紀錄則只包括審判程序的信息，而是否申請執行的紀錄也記載為“否” [37]。涉及審判的信息記載了原告名稱、被告名稱、案由名稱、審判立案時間、審判結案時間、審判結案標的、審判結案方式等信息；涉及執行的數據記載了申請執行人名稱、被申請執行人名稱、申請執行標的額、法院回收標的額、執行結案方式等信息。
貸款合同的信息 [38]（包括擔保情況、貸款期限和貸款違約時間）來自于庭審裁判文書。我們將涉及每一個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定的起始日期，以及是否要求債務人提供擔保以及提供什么樣的擔保方式等信息。通過計算貸款合同規定的起始日期，我們可以得到貸款期限；通過整理貸款合同規定的擔保情況，我們可以得到擔保的信息；通過計算貸款合同規定的還款日期和審判立案日期之間的時間，我們可以得到貸款合同的違約時間的信息。 [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，債權人在起訴時必須詳細列明涉案貸款合同的這些信息，以便于計算利息、是否超過訴訟時效等等。法院在判決書中通常也需要描述案件爭議的事實情況，以作為判決結果的依據。
（二）關鍵變量
當我們要檢驗市場化理論的三個假設時，最重要的變量是重要性、預期差異和信息不對稱。
衡量重要性的辦法很多，最簡單的是采用合同的標的額，但是由于執行結果不確定，比較合適的是執行的期望回收額。但我們目前能夠觀察到的是已經申請法院執行的案件的回收額，無法知道那些拿到庭審判決后沒有申請法院執行的案件如果執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期回報率乘以每個貸款合同標的額，作為期望回報來衡量重要性。我們根據原告的類型分成若干類（11類）， [40]計算出每一類原告的法院執行判決后的債權平均回收率。然后，我們再把每一個數據中的貸款合同的標的額乘以這個平均回收率，就得到每一個案件的預期回報。 [41]
這一指標存在一個問題是測量誤差，由于雙方的私下交易或者資產估價不準，法院執行過程中記錄在案的執行標的可能并沒有真實地衡量回收的狀況，而測量誤差的存在會使得我們的估計值趨近于零。針對這一情況，我們計算了按11類原告計算的執行中止終結率（即每類原告申請執行的案件中執行中止和終結的比重）。我們曾指出，不同的執行結案方式也可以用來衡量執行的效果。執行中止和終結這兩類執行結案方式通常意味著執行不成功，即回收率為零。 [42] 因此執行中止終結率高的話，回收率就低。數據也表明兩者是顯著的負相關。
另一個衡量重要性的間接指標是貸款合同違約時間。通常來講，合同違約時間長的案件，貸款資產質量差， [43]對當事人重要性低。反之，合同違約時間短的案件，一般而言，貸款質量相對較好。從各金融機構前些年開始采用的五級貸款分類法也可以看出來，違約時間越長的貸款，其不良程度越高，由此反映出來的貸款資產質量越差。
關于預期差異的指標，我們利用影響雙方預期的貸款合同要素和庭審結案方式來刻畫當事人雙方的預期差異。 [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。
就貸款合同擔保情況而言，我們將數據分為兩組：貸款合同規定債務人提供抵押或質押的為一組，貸款合同規定債務人提供保證或者貸款合同沒有規定任何擔保的為另外一組。從預期差異角度看，如果是物的擔保（比如抵押或質押），訴訟結束后如果債務人不自動履行判決，債權人可以直接申請法院強制執行抵押物或質押物，而無需進一步尋找債務人財產用于履行判決，這對于減少債務人不履行判決以及減少雙方對執行結果的預期差異都有直接效果。同有抵押或質押的債權相比，沒有任何擔保的債權明顯增大債務人不自動履行判決的可能性并增大雙方對執行結果的預期差異。有保證的債權雖然在一定程度上能夠增大債權人回收債權的可能性，但是同有抵押和質押的債權相比，有保證的債權人擁有追索權仍然是對保證人（以及債務人）資產的籠統的追索權，而不是對具體和特定資產的權利。因此，我們把保證和無擔保債權歸為一組，把抵押和質押歸為一組。有抵押和質押的貸款合同，當事人對執行結果的預期差異小。
就貸款期限而言，金融機構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）的貸款合同通常規定債務人每三個月還一次利息，一年到期時還本付息。從訂立貸款合同到貸款到期這個過程中，如果債務人不能歸還本金，債權人對債務人還款能力的觀察相對比較有限。如果債務人沒有如期還款，債權人比較難以判斷債務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，債權人對債務人的財務和還款能力的觀察比較充分（通常有幾年的時間）。從這個角度講，雙方在申請法院執行前對執行結果的預期差異不同，期限短的貸款預期差異大，期限長的貸款則預期差異小，申請執行的可能性較低。
審判結案方式主要包括判決和調解。 [46]調解結案是指當事人雙方在法院的調解下達成妥協、結束糾紛。調解結案說明雙方對其實體權利義務的內容差異不大，對法院的執行能力和貸款回收額也有一致的判斷。這種情況下債務人自動履行調解協議的可能性比較高。判決結案則是由法院確定當事人雙方的權利義務。所以，判決結案在一定程度上說明當事人雙方對其實體權利義務的內容存在不同認識，對可能的執行結果預期也不盡相同，從而在一定程度上影響債務人自動履行判決的積極性。因此，同調解結案的案件相比，判決結案的案件反映出當事人雙方預期差異大，債權人也更容易申請法院強制執行。審判結案方式理論上也反映了信息不對稱的狀況，信息對稱情形下當事人更容易接受和解，而信息不對稱時則容易導致判決結案。但是下面我們用審判時間來控制信息不對稱的嚴重程度，在給定相同審判時間情況下，審判結案方式則更大程度上反映了當事人雙方的預期差異。
審判時間包含了案件中雙方信息不對稱程度的信息，也包含了法院能力的信息。但由于我們的數據來自于同一個法院，法院的審判能力對所有案件來說應該是相對給定的，因此，審判時間可能是主要反映了前者：當審判時間比較有限時，信息不對稱的情況可能相對比較嚴重，雙方爭議就比較多，隨著審判時間的增加，談判過程中雙方互相增進了解，尤其是對債務人的償債能力。因此審判時間越長，信息交流更充分，可能越有利于當事人解決爭議，從而促成自覺履行法院裁決，而不需要申請法院強制執行。因此審判時間越長，債權人越不容易申請法院執行。
從非市場化理論來講，根據以往的研究結果，我們采用三個指標來衡量非市場化因素。第一、二個指標是原告類型：是否為五大銀行和是否為銀行。我們根據審判數據記載的原告名稱，對所有原告（債權人）進行分類，中國工商銀行、中國農業銀行、中國銀行、中國建設銀行以及交通銀行為一組，所有其他金融機構為另外一組。同樣辦法，我們將所有銀行作為原告的歸為一組，其他非銀行機構（信托公司、財務公司、信用合作社以及非金融類公司）歸為另外一組。
第三個變量是表示2001年前后的虛擬變量。上面說明了2001年1月1日財政部頒布的《金融企業呆賬準備提取及呆賬核銷管理辦法》對于金融機構采取什么樣的法院執行文書作為其呆賬核銷的依據做出了更為嚴格的規定。因此，同2001年前相比，2001年后金融機構的申請執行率應該顯著下降。
通過上述方法，我們得到了衡量市場化理論、非市場化理論、以及當事人是否申請法院強制執行這一被解釋變量的信息。經過數據處理和整理后我們得到的樣本數為1，180個案例（附錄一對數據整理過程中的處理情況和理由做了解釋）。
三、描述統計和回歸結果
（一）描述統計
附錄中表1到表4報告了市場化理論、非市場化理論各個指標的描述性統計情況。表7報告了用對數比率模型（Logit模型）對申請執行率進行回歸的結果。
1、貸款合同的特點
從表1可以看出，貸款合同標的額平均為人民幣1，080萬左右，數額較大，這和數據來源于中級法院而中級法院多審理數額較大的案件有很大關系。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的短期貸款合同。從表2的貸款合同規定的擔保方式來看，合同明確表明沒有擔保的有85個，無法獲得擔保信息的60個，兩者合計占所有貸款合同數量的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%）或質押（19或1.6%）。在有擔保的貸款合同中，保證的比例很大，而抵押和質押兩者合計約占所有貸款合同數量的23.3%。從貸款合同的履行情況（貸款合同違約時間）來看，貸款合同平均違約時間為552天，大約一年半左右，相對比較長。
從貸款合同要素和申請執行的關系來看，同不申請執行的案件相比，申請執行的案件貸款合同標的額較低，貸款期限和違約時間都較短，但差異不大。從貸款的擔保方式和申請執行、執行回收率的關系來看，無擔保和保證類的申請執行率分別為69.4%和82.2%，執行回收率分別為20.9%和17.1%，而有抵押和有質押類的案件申請執行率分別為87.1%和52.6%，執行回收率分別為23.1%和11.2%。如前所述，有抵押和質押的案件通常有財產作為貸款的抵押物，而保證案件則沒有財產作為抵押，因此，我們將無擔保和保證類案件合并作為一組，將有抵押和質押案件合并作為另一組。無抵押一組的申請執行率和執行回收率分別為81.0%和17.4%，分別略低于有抵押一組3.7個和5.3個百分點，這一差異符合市場化訴訟理論:因為有抵押的話債務人不自動履行的動機要弱一些并且法院強制執行回收率也會比較高一些。但是，這一差異并不顯著。
總的來講，數據中的貸款合同基本上都是數額較大（平均1，000萬以上）、期限較短（大多為一年以下）、擔保貸款占絕大多數（80%）而擔保中保證貸款又占很大一部分（所有貸款的60%以上）、違約時間相對較長（平均一年半）的合同。按照是否申請執行分類的各個貸款合同要素雖然有一定差異，但沒有統計上顯著的差別。
2、審判時間和審判結案方式
從表1可以看出，全部案件的平均審判時間為91天，約三個月。但從表1中按是否申請執行分類計算的平均審判時間來看，申請執行的案件平均審判時間為81天，而不申請執行的案件的平均審判時間則高的多，為136天。換句話說，審判時間越短的案件，申請執行的可能性越大。考慮到貸款合同平均違約時間都有一年半的時間，三個月的平均審判時間相對來說不長。因此，審判時間短可能意味著雙方信息不對稱的程度較高，而審判時間越長，越有利于當事人解決爭議，從而促成自覺履行法院裁決，債權人不用申請法院強制執行。
就審判結案方式而言，從表3可以看出，絕大部分的案件是判決結案的，約占總數的74%。判決結案的案件申請執行率為85.2%，高于調解結案的案件17.3個百分點。這一結果同我們前面的推論一致。同調解結案的案件相比，判決結案的案件表明當事人對其實體權利和義務以及對執行結果存在的預期差異大，所以需要第三方介入。從這個角度出發，判決結案的案件比調解結案的案件也更容易申請法院執行。
3、2001年《辦法》的影響和原告類型
從表3可以看出，1998-2001年間申請執行率高達80.7%，比全國的平均60%高出20個百分點， [47]這說明貸款類案件的執行問題更為突出。而全部有執行標的記錄的案件的平均回收率為18.7%，說明執行的效果很差。回收率低的一個主要原因是執行結案方式中終結和中止結案案件的比例高達66.1%，而這兩類執行結案的案件回收率為3.5%，接近零。其他執行結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行之謎的典型代表。
表3列出了分年度的申請執行率、平均回收率和執行中止終結率。我們可以看出，2001年后申請執行率和執行中止終結率都有顯著的下降，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》頒布的時間點是一致的。
表4列出了按原告類型分的申請執行率、平均回收率和執行中止終結率。我們可以看到，五大銀行合計起來大約占所有案件總數的一半左右，而銀行類原告提起的案件數明顯占絕大多數，這與我國的金融結構是一致的。五大國有銀行（銀行）申請執行率和執行中止終結率相對較高，平均回收率則相對較低。這與我們非市場化執行理論的假設是一致的。表4也列出了我們劃分的11類原告類型，由此計算執行中止終結率與平均回收率的相關系數為-0.93，再一次證明低回收率與執行中止終結類案件有著緊密關系。
（二）回歸模型和結果
對數比率模型（Logit模型） 和概率模型（Probit模型）被廣泛的應用于離散變量的回歸分析，相對概率模型（Probit模型），對數比率模型（Logit）模型更易于解釋，因此下面回歸結果是基于對數比率模型（Logit）模型。 [48]回歸的基本模型是:
Y = Xβ + Zγ+ ε
其中Y = 1代表申請執行，Y = 0代表不申請執行。X代表上述市場化訴訟/執行的變量，Z代表非市場化執行的變量。
表5給出了回歸的結果。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）用執行中止終結率替代期望回報作為重要性的指標。 [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，用來檢驗《辦法》是否對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越低，債權人越容易申請執行，這一點與市場化理論的預測正好相反。模型（6）用執行中止終結率替代期望回報作為重要性的指標，發現執行中止終結率越高，債權人越容易申請執行，這一顯著性的關系是市場化理論無法解釋的，但卻與非市場化理論相吻合。債權人申請執行的目的是為了獲得執行結案的文書，而不在于債權回收率，因此導致無履行能力的案件進入執行。有意思的是，模型（7）-（10）在（6）的基礎上加入了非市場化執行理論的變量后，執行中止終結率對申請執行的作用被削弱了，這進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申請執行的影響與預期的作用相反，但都不顯著。事實上即使我們不控制審判時間和審判結案方式，貸款合同要素對申請執行的影響與預期的作用仍然沒有顯著不等于零。這說明債權人申請執行時基本不考慮貸款合同的標的、貸款期限和貸款的履行情況。
審判時間（對數化之后）和審判結案方式均與預期的作用一致，審判時間越長，債權人越不容易申請執行。這說明審判時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，而不需要申請法院強制執行。就審判結案方式，在其他條件不變的情況下，同調解結案的案件相比，判決結案的案件更容易申請法院執行。這一結果同我們前面的推論一致。
簡而言之，市場化理論關于重要性的假說沒有得到本文回歸結果的支持，但關于審判時間和審判結案方式的檢驗則支持了關于信息不對稱和預期差異的假說。這說明市場化理論對于解釋中國的執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》對于降低申請執行率是有顯著作用的，而五大國有銀行（銀行）也比其他債權人更容易申請執行。因此，我們關于非市場化執行理論的三個假設都得到了經驗支持。模型（3）、（5）、（8）和（10）在模型（2）、（4）、（7）和（9）基礎上加入了五大國有銀行（銀行）和2001年虛擬變量的交叉項，但沒有顯著作用。這說明《辦法》對所有類型的債權人都有影響，這也與《辦法》覆蓋的對象是一致的。
（三）不同變量對申請執行率影響的進一步分析
進一步比較市場化理論中回歸顯著的變量審判時間（表示信息不對稱）和審判結案方式（表示預期差異）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構），看不同變量對于被解釋變量申請執行可能性的影響程度，我們還做了進一步的工作。表5中對數比率模型（Logit 模型）回歸結果雖然可以用偶值比（odds ratio）來解釋（什么樣的案件申請法院執行判決的可能性大以及大多少），但其結果仍然不是非常直觀。 [50]我們根據模型（2）和（4）計算了審判時間、審判結案方式、2001年《辦法》和不同原告類型對申請執行可能性的影響，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），隨著審判時間增加，該變量對申請執行可能性的影響的變化。
首先，就2001年前后這個變量對申請執行可能性的影響來看，從圖1我們可以看出隨著審判時間的增加（坐標軸的X軸從左往右逐漸增大）， [51]2001年前案件申請執行可能性從接近1下降到44%，2001年后案件申請執行的可能性從1下降到22%。這說明庭審過程中當事人雙方之間的交流信息有利于減少信息不對稱，從而降低申請執行率，這一發現與Yasutora Watanabe研究美國訴訟過程中雙方達成和解的過程是一致的。 [52]同時，圖1顯示2001年《辦法》的頒布平均而言使得申請執行可能性下降了14個百分點（坐標軸X軸的4為審判時間的均值，這個均值對應兩條曲線在Y軸上的數值之間的差大約為14%）。
第二，圖2顯示，給定其他條件不變的情況下，平均而言（審判時間的均值，也就是當X為4時），五大銀行（或銀行）作為債權人比非五大銀行（或非銀行）的其他債權人的申請執行率要高將近6個百分點（X為4時對應兩條曲線在Y軸上的數值之間的差大約為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）的確有較高的申請執行傾向。圖1和圖2都表明，隨著審判時間的增加，《辦法》的影響和原告類型的申請執行差異變得越來越明顯， [53]這與我們文中關于非市場化執行理論與信息不對稱理論的討論是一致的：如果庭審時間較短，信息不對稱比較嚴重，我們無法區分由于信息不對稱或出于核銷呆賬目的而導致申請執行的兩種動機。但隨著審判時間增加信息不對稱程度下降，兩者的區別就變得明顯起來。需要指出的是，《辦法》的影響和原告類型在申請執行上的差別，并不是精確衡量了核銷呆賬動機在解釋申請執行上的重要性的結果，因此并沒有回答數據中高達80.7%的申請執行率有多少是出于核銷呆賬的動機，回答這一問題需要更進一步的研究。這里我們只是設計了幾個變量來檢驗核銷呆賬動機的存在性。
第三，圖3顯示，判決結案的案件平均而言要比調解結案的案件申請執行可能性高28個百分點，而且兩種結案方式表示的預期差異的作用隨著庭審時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稱理論是一致的：審判時間越短，信息不對稱很高，無論判決還是調解的申請執行率都很高，以至于預期差異的作用不明顯。
最后，同時比較審判時間和審判結案方式、原告類型以及2001年前后這幾個變量對申請執行可能性的影響，把圖1到圖3結合起來看，我們發現審判時間對降低申請執行率的作用最大。從三個圖都可以看出，對數化審判時間從最小值（0）變化到最大值（8）的時候，申請執行的可能性從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（判決結案方式）的最末端（當審判時間為8時）對應的Y軸上的值都在50%以下。如果選擇每一個圖的另外一條（或者最下端的）曲線，對應的申請執行的可能性值更低，因此，申請執行率下降的幅度更大。如果取每一個圖兩條曲線的均值也是一樣。所以，審判時間增大，最保守的情況下，申請執行率的下降都在50%以上。而其他因素對申請執行可能性的影響則遠遠小于這個數。比如，圖1中當X軸為8時，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%的申請執行率。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%的申請執行率，而庭審結案方式不同（選擇調解而不是判決）大概能降低30%的申請執行率。不論是30%還是10%，都沒有辦法與審判時間的50%相比。
上述進一步分析的結果在一定程度上支持了市場化理論中的信息不對稱理論，但我們的非市場化理論仍然成立。如前所述，如果庭審時間較短，信息不對稱比較嚴重，我們無法區分由于信息不對稱或出于核銷呆賬目的而導致申請執行的兩種動機。但隨著審判時間增加信息不對稱程度下降，兩者的區別就變得明顯起來。我們目前尚不能精確解釋有多少申請執行的案件是出于呆賬核銷或者非市場化動機而提起的，但延長審判時間能幫助我們作出區分和判斷。
四、結論
近年來學術界興起了一股關于法、金融和經濟增長的研究。部分學者（La Porta， Lopez-de-Silanes， Shleifer and Vishny）的工作表明，一國的法律淵源對該國的制度、金融和經濟增長有著重要的影響。他們得出的一個核心結論是：英美普通法系（大陸法系）為股東和債權人提供最大（最弱）的保護，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計制度。 [55]從這一研究視角來看，中國無疑是一個反例。有的學者（Allen et.al.，2005） 計算并比較了中國與文獻中其他國家關于法和金融的各種指標后發現，無論從投資者保護、公司管理、政府質量、法律執行，還是從會計準則來看，中國都落后于大多數國家。然而，中國卻是世界上經濟增長最快的國家。他們認為中國的成功在于有靠信譽和關系進行融資的私有經濟部門。還有學者發現（Cull and Xu），產權保障和外部融資對中國的私有企業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比不簽合同的要高，這說明法律能夠促進企業再投資。 [56]法和金融研究的視角將經濟增長理論從要素分析擴展到制度分析，但是這一研究分支基本上將法律和制度當作外生的。這一假設對于成熟市場經濟國家也許適用，但對于中國這樣正經歷著制度轉型的國家來說卻是未必的。社會變遷過程中，法律和制度都是改革的對象，因此都是內生變量。從這個外生性假設引發出來的一個問題就是法律和制度本身還是個“黑箱子”。我們雖然知道它效果好壞，但卻不清楚它是怎么運作的。
本文選取了中國司法過程中一個特殊而又重要的現象——“執行難”——來展示轉型過程中司法體系是如何受到外界環境的影響。預算軟約束下的國有企業缺乏效率，導致以銀行體系為核心的金融體系積累了大量的呆賬，從而使得金融系統風險上升，因此國家不得不進行呆賬核銷和剝離。為了規范管理各機構呆賬核銷，政府要求相關司法文書作為該筆投資確定無法回收的法律依據，從而誘發了大量沒有履行能力的案件進入了訴訟和執行階段。因此解決“執行難”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，并將其應用于中國的執行程序，發現當事人雙方預期差異越大，越容易申請執行；而庭審時間越長，可以有效的增加信息交流，從而提高債務人自動履行的比例。但西方訴訟理論關于重要性的假說則不成立，而且當事人在申請執行時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人并不是以回收債權（標的物）為目標，而是希望完成法律程序得到訴訟和執行的司法文書作為核銷呆賬的合法依據。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執行率提供了一個可能的辦法。法院可以考慮在控制案件不超過審判時限的總的要求下，適當延長部分案件的審判時間。這也有助于我們區分哪些執行案件是出于非市場化動機提起的，哪些案件是出于市場化動機提起的。
附錄一
樣本選擇解釋
中國法律規定勝訴方必須在一年或六個月內申請法院執行，為了保證能夠記錄了1998-2001年來立案的所有案件都已經在法律程序上結束。盡管我們收集的樣本為1999年到2001年數據，但我們考察債權人是否申請法院時則一直追溯到2004年，以保證我們有足夠的時間（2001年底到2004年）觀察債權人是否申請法院執行。在審判數據和執行數據連接起來的總共1，461個案例中，我們刪除了合同時間、違約時間、審理時間、申請執行時間、執行時間為負的129個案例。數據中雖然沒有記錄庭審判決結果，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。從審判結案標的來看，在總共1461個案例中，只有27個案件審判結案標的為零或者沒有記錄，即使這27個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執行決定，因此我們刪除了審判結案標的為零或沒有記錄的案件。同時99%審判結案標的即貸款合同金額低于一億人民幣，但有兩個案件則高達305億和777億，我們將這兩個案件作為異常值處理（包含這兩個案件使得審判結案標的均值遠遠高于中位數，均值為9，360萬，而中位數為708萬）。因此我們的樣本為1304個案件。這些案件記錄了1998-2001年間審判立案的案件詳細信息，包括貸款合同、庭審、執行信息。
另一個問題是貸款合同期限中的遺漏值問題。在上述1304個案例中，申請執行率是73%，在貸款合同期限可以觀察到時，申請執行率為83%，在貸款合同期限數據缺失的322個案例中，申請執行率只有43%。因此貸款合同期限遺漏的數據很可能不是隨機的。但是在缺失的322個數據中，98個是撤訴結案（原告不想再打官司了），12個是其他方式（比如中止、移送等）結案。這兩種情況都是一定不會申請執行的，因為它們不會有判決或者調解書，申請執行率為0。其他大約108個為判決結案、99個為調解結案（6個沒有記錄）。有的調解結案的案件因為調解書沒有介紹貸款合同的詳細情況，所以無法得到貸款合同期限的信息，同時沒有更多的信息讓我們可以甄別判決結案案件合同期限信息遺漏的結構性問題。因此我們可以假設合同期限信息遺漏對于判決和調解類案件是隨機的。由于調解和判決結案的案件數量接近，這一假設不會帶來太大的偏差。這一假設對于我們的回歸也是充分的，因為在回歸中我們主要考察判決和調解對于申請執行率的影響。所以回歸時我們只保留了庭審判決為調解和判決的案件，因此樣本量縮小為1，180個。
