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环境侵权案件中司法公正的量化评价研究

  如何通过司法途径对环境权益予以有效救济是当前社会关注的焦点问题,同时也是司法改革的一个重点议题,这表现为以“环境司法专门化”为代表的环境司法改革进程。目前,全国各级法院已设立了500多个“环境法庭”,逐步形成了由专门审判机构集中审理环境民事、刑事、行政案件的环境司法“三审合一”审判模式,其法理定位、机制创新、程序规则及运作方式等问题得到了学者们的广泛关注。[1]
 
  毋容置疑,通过审判实现公平正义是司法活动的本质属性与根本目标。司法公正自然也应当成为环境司法的基本价值,需要给予必要的重视和关注。然而,目前的环境司法研究过于偏重“环境司法专门化”的独特性、创新性,这在很大程度上是为了给现实中独立设置的环境资源审判机构及其运作的合理性和必要性提供论证,相对忽略了环境司法改革的“初心”——通过有效的司法救济实现环境案件的公平正义。现有研究已对中国环境司法的现状及存在的问题进行了一定的调查与分析,[2]为我们判断司法公正在环境案件中的实现情况提供了帮助,但尚停留在一般性调查和规范性评价的层面,需要进一步通过实证方法对环境案件中司法公正的实现情况进行量化评价。本文围绕环境司法中与公民权利救济最为相关的领域——环境侵权案件,尝试从定量研究的角度对环境侵权案件中司法公正的实现情况进行分析和评价,以期对提升环境司法公信力、推进环境司法改革和实现“让人民群众在每一个案件中感受到公平正义”的目标有所助益。
 
  一、现有司法公正量化评价体系及其局限
 
  对环境侵权案件中司法公正的实现情况进行量化分析,首先需要确立评价的基本框架及其路径。近年来,量化评估方法在我国法学研究与法律实践中得到了较为广泛的应用,其中包含对司法公正进行分析评价的内容,这为本研究提供了有益的借鉴。然而,现有评价体系是否能够有效地对环境侵权案件中司法公正的实现情况进行量化评价,仍然存在较大疑问。
 
  (一)“案件质量评估”对司法公正的测评及其局限
 
  为加强审判管理和审判监督,从2008年开始,最高人民法院开始推行案件质量评估工作并建立了相应的评估指标体系。2011年12月,最高人民法院下发《关于开展案件质量评估工作的指导意见》,正式确立了案件质量评估的指标体系。在该评估体系中,作为二级指标的“审判公正”显然与司法公正问题具有直接关联,而其中所包含的11项三级指标均体现为具体数字(如二审改判发回重审率等),似可作为对环境侵权案件中司法公正的实现情况进行量化分析的基础。但经过深入考察以后却会发现,在目前全国法院所推行的案件质量评估中,存在较大的局限性。总体上看,目前的案件质量评估具有较强的行政管理色彩,其评估结果被普遍用于对法院工作绩效的考核与排名,与法官个人的业绩考核与晋升也直接挂钩,这导致实践中司法活动陷入“唯指标论”的困境,因而并不能真正有效地测量司法公正水平。[3]由于评价“审判公正”的三级指标绝大多数为比例型数字,部分法院在实践中对关键指标进行人为操控,例如事先向上级法院进行请示以减少二审被改判的几率,这就形成了“案件质量逐年优化,司法公信力及社会评价逐步下降”的悖论,司法公正的内外部评价存在较大反差。[4]概言之,改判率、发回重审率等数据与司法公正并不存在必然的关联。[5]
 
  从环境司法自身的特征来看,利用案件质量评估体系分析环境侵权案件中司法公正的实现情况与权利救济情况,存在着明显的逻辑漏洞。一般而言,环境侵权案件具有“污染者—受害者”的二元结构,裁判过程应围绕着“受害者如何获得法律救济”展开。从这一角度推理,二审中司法公正获得实现的表现应当是一审原告提起上诉后受到了二审法院的支持,并获得了更为充分的法律救济(具体包括不赔改为赔、少赔改为多赔两种情况)。然而,如果是一审被告提起上诉并受到二审法院的支持,就会降低一审原告所获法律救济的程度(具体包括多赔改为少赔、赔改为不赔两种情况)。从社会评价的角度来看,显然只有前一种情况才属于司法公正的实现。但是,目前的案件质量评估体系并不区分二审判决到底支持了哪一方当事人的诉求,而是认为,只要对原判决作了变动就是纠正了一审的“错误”,优化了案件质量。这就与社会一般观念有着明显的偏差,得出的评价结果自然也难以成为测量环境侵权案件中司法公正实现情况的有效依据。
 
  综上,法院系统现有的案件质量评估体系属于典型的量化评价,在数据获取上也具有相对稳定的来源,但因自身的局限性,尚难以真正有效地测量司法公正水平,不符合统计学上衡量评价结果科学性的“效度”指标,[6]其评估结果并不能完全揭示评估对象的真实情况。
 
  (二)法治评估与法治指数对司法公正的测量及其局限
 
  近年来,对法治发展状况进行量化评价的实践在国内外得到了广泛开展,用指数化的方式测量一国(地区)法治水平的研究日益增多。[7]总体上看,目前国内外比较成熟、连续发布的法治评估体系有余杭法治指数、昆明法治指数和世界正义工程(World Justice Project,简称WJP)法治指数。在上述法治评估指标体系内,也包含对司法活动的评价,其中,余杭法治指数和昆明法治指数没有对司法领域进行更进一步的划分,而世界正义工程3.0版及之后版本的法治指数均将司法领域细化为“民事司法”、“刑事司法”和“非正式司法”三个一级因子。现有法治评估体系通过“建立评估指标—多元化获取数据—数据量化分析—形成法治指数”的基本路径,为我们了解司法活动的效能及社会公信力提供了帮助。但是,就本文的研究目的而言,现有的法治评估体系及其指数设置能否对环境侵权案件中司法公正的实现情况进行有效的量化评价,仍然存在较大疑问:
 
  1.法治评估体系的信度问题。社会科学的量化研究中,量化结果必须符合统计学上的信度(Reliability)要求,即能够运用相同方法重复测量同一对象而得到一致的结果。[8]然而,目前国内的法治评估体系在量化方法上存在较大争议和缺陷,影响到评估结果的可信性。有学者对余杭评估体系所公布的数据进行了统计检验,并得出信度不高的结论,认为其评估的实际效果与宣传有一定差距。昆明评估体系则未公开相关数据,无法进行信度检验。此外,评估主体的中立性、不同指标的权重分配等问题也存在较大争议。[9]相较而言,世界正义工程(WJP)法治指数的设计与数据量化得到了统计学的检验,具有较高的信度和效度,但由于其在一国取样有限,并未将“环境民事司法”作为单独的评价指标,也无法直接适用于本文的研究。
 
  2.在数据获取和量化方式上,现行法治评估体系主要是根据不同对象制定调查问卷或发放评分表,根据答题或打分情况来计算得出每一项评估指标的分值,进而加权汇总成为最后的“指数”。为了保证数据的代表性和有效性,调查问卷或评分表的发放须遵循随机抽样的方式,排除可能的干扰因素。在调查的过程中,尽管会获取一些来源于实务部门的客观数据,如一审案件陪审率、一审案件服判息诉率等,但其并不能被直接转化为可计算的法治指数,而是作为评审者打分的参考性标准。可见,由于法治评估体系是对包括司法在内的法治整体情况进行评价,并不直接针对某一特定的司法领域(如环境侵权案件),其结果至多只能说明一国(地区)民事司法情况的整体水平,无法进一步“细分”到具体的司法领域。从可操作性上看,目前尚难以做到直接针对环境侵权案件的当事人及相关人员进行问卷调查和访谈,在获取相关数据上存在技术障碍,因而也就无法借用现行法治评估体系对环境侵权案件中司法公正的实现情况进行量化评价。
 
  综上,尽管目前的法治评估体系及相应的法治指数有助于我们在整体上了解(民事)司法的状况,但由于评估体系在可靠性上的缺陷和在数据获取上的难度,特别是在数据收集、权重设置、指数计算等量化方法上存在明显的不足(该缺陷被学者总结为法治评估的“单一性局限”[10]),因此,无法满足司法公正量化评价所需的专门性、科学性和有效性,[11]无法将其进一步细化并适用于环境民事案件领域。有鉴于此,突破现有法治评估体系的局限,用新的视角和方法推进对环境侵权案件中司法公正实现情况的认识,尤为必要。
 
  二、环境侵权案件中量化评价司法公正的基本框架
 
  (一)理论假设与设计思路
 
  前文分析表明,目前针对司法公正的量化评价体系在具体领域的适用上存在较大局限,尚难以直接建立起一个测量环境侵权案件中司法公正实现情况的评价体系,这在一定程度上制约了环境侵权及环境司法研究的深入推进及完善。为推进本领域的研究,本文立基于统计学上对量化研究科学性、有效性的要求,在满足研究效度和信度的前提下,将所有可量化处理的相关因素设为研究变量,进而在现有条件所允许的范围内,最大程度地测量环境侵权案件中司法公正的实现情况。为摆脱前述量化评价体系的缺陷,这一量化评价的新视角、新方法在于能够围绕司法裁判的具体领域,对司法公正的实现情况进行科学合理的评价。具体而言:第一,为保障研究的效度和意义,需要设定一个最能反映环境侵权案件司法公正程度的量化指标作为因变量,将其他与司法公正相关的影响因素设为自变量,通过回归分析探究自变量对因变量的实际影响。第二,为保障研究的信度和可靠性,需要从权威和公开的渠道获得环境侵权案件的裁判文书,并从中提取可量化的因素进行处理,全部基于客观量化数据而非主观量化数据进行实证分析,[12]最大程度地实现研究结论的可验证性。第三,为了克服现有司法公正评价体系的局限,同时考虑到技术上的可操作性,本研究不对环境司法进行一般意义上的统计和描述,而是基于“片面的深刻”(仅将裁判文书中能直接量化的因素作为研究变量并进行分析),找到能对某一特定领域(环境侵权)司法公正的实现情况进行有效描述和分析的方法,并且要求其能被适用于其他类似领域的研究,在方法论上具有可推广性。
 
  根据上述思路,本研究的首要任务是在环境侵权案件裁判文书所有可以量化的指标(研究变量)之中,确定一个用于测量环境侵权案件中司法公正实现情况的核心指标。综观环境侵权案件裁判文书,可以作为研究变量加以提取并进行统计分析的因素包括:原告身份、原告数量、被告身份、被告数量、原告诉讼请求、案件发生地、原告受到侵害的性质、环境污染类型、污染行为达标情况、审判程序、审理期限、裁判结果等。在上述因素中,最能反映司法公正实现情况的指标是法院裁判结果与原告(污染受害人)诉讼请求之间的比例数值(按照原告诉讼请求的性质分为货币化和非货币化两种情况,后文详述)。本文将该比例数值界定为受害人“诉讼请求支持率”。“诉讼请求支持率”代表着原告诉讼请求获得司法裁判支持(被满足)的程度,这是本研究最为核心的指标。其理由如下:
 
  1.一般认为,司法公正包括实体(结果)公正和程序公正,前者意味着对当事人的权益予以充分救济,最大限度地在裁判过程中发现案件“真相”;后者意味着诉讼程序具有中立性、平等性、参与性、自治性、公开性。[13]在本质上,司法公正是指审判的过程和结果具有在整体上为当事人及社会上的一般人所接受、认同和信任的性质。[14]或者说,反映司法公正的实质要素与核心内容是公众对司法的信任与服从,即司法的公信力与权威性。[15]一般认为,目前我国环境司法的影响力和公信力十分有限,未能成为解决纠纷的权威机制,也不能提供生态环境保护的社会性治理规则。[16]调查研究也表明,现实中环境纠纷进入到司法程序的比例极低,司法在解决环境纠纷中的地位不高。[17]之所以如此,一个重要原因在于,长期以来,我国在环境侵权领域“对污染受害人救济不足,对加害人威慑乏力,环境保护强度偏弱”,[18]未能通过司法裁判的方式将加害人污染行为的外部性完全内部化,这使得环境污染受害人在维权时面临过高的交易成本,包括无法获得充分的赔偿,难以停止侵害行为导致污染持续存在,诉讼耗时过长导致救济失去意义等。这些负面感受必然影响到当事人及社会公众对司法体系的感知与信任,导致司法公信力不彰。
 
  概言之,司法公正要求“受到侵害的权利一定会得到保护和救济”,[19]这是司法公正最为本质的属性和要求。基于此,环境侵权案件中司法公正的实现必须从原告(污染受害人)权利获得司法救济的角度加以考察,直接相关的指标即为原告诉讼请求和法院裁判结果。本研究从原告(污染受害人)获得法律救济的角度,将“诉讼请求支持率”作为测量环境侵权案件中司法公正实现情况的核心指标和被解释变量,将其他相关实体性要素(原告受到侵害的性质)和程序性要素(审判程序、审理期限等)作为解释变量,通过量化分析揭示环境侵权案件中影响司法公信与司法权威实现的因素。需要说明的是,本文的设定并不能被简单理解为“诉讼请求支持率”越高就意味着司法公正水平越高,而是要通过统计学模型及方法,揭示“诉讼请求支持率”作为被解释变量受到其他因素(解释变量)影响而发生变化的情况,这能够说明在不同情况下原告获得法律救济的概率高低(参见下文第三、四部分),从而为进一步分析当前环境侵权案件中实现司法公正所面临的问题(参见下文第五部分)提供重要的参考依据。
 
  2.在环境侵权领域中,强者(污染者)和弱者(受害者)之间不均衡关系的存在,同传统上民事领域同质化的市民社会假设有较大差别。[20]环境侵权案件除了在个案层面需要实现权利救济之外,还须对污染者与受害者之间的失衡关系进行必要的矫正,在社会层面上推动环境正义的实现。国外的环境正义理论是以种族和收入为主要考虑因素和研究对象的综合性体系,强调减少因种族和收入的差异所导致的环境质量差别及“环境歧视”。中国语境内的环境正义不能简单照搬国外的理论范式,我们首要应当考虑的是身份因素,其次是贫富和地域因素。[21]基于此,案件当事人的身份因素(原告身份、原告数量、被告身份、被告数量)、地域因素(判决所在地)也可能对原告权利的司法救济的实现产生影响。因此,本研究将案件当事人的身份因素和地域因素也作为解释变量,分析其对被解释变量(原告诉讼请求支持率)所产生的影响。
 
  除此之外,考虑到环境保护的特殊性,本研究还纳入另外两个相关因素:(1)从污染形成机理和取证难度看,不同性质的环境污染之间存在差异,有可能影响到环境侵权的法律适用,有类型化的必要。[22]因此,本研究将“环境污染类型”纳入考察范围,将其具体划分为水污染、大气污染和不可量物污染三种类别,并设置为相应的解释变量,[23]考察其对被解释变量(受害人诉讼请求支持率)的影响;(2)对于环境标准在侵权法上的效力问题,学者们长期以来一直存在较大争论,[24]也有必要加以实证考察。因此,本研究将“污染行为达标情况”也设置为解释变量,考察其对被解释变量(受害人诉讼请求支持率)的影响。
 
  综上所述,根据理论上对司法公正的权威界定、司法公信力的生成机制以及环境保护领域中实现正义的特殊要求,本研究的统计学设定是:受害人“诉讼请求支持率”是本研究的被解释变量(因变量);原告身份、原告数量、被告身份、被告数量、案件发生地、原告受到侵害的性质、环境污染类型、污染行为达标情况、审判程序、审理期限等因素是本研究的解释变量(自变量)。本研究的基本路径是,通过统计学方法分析自变量对因变量的影响,揭示环境侵权案件中影响原告获得法律救济的复杂情形。
 
  (二)数据来源与分析方法
 
  根据前述理论假设和统计学设定,本研究基于公开的权威渠道,对全国范围内的环境侵权案件判决书进行研究,分析相关因素对环境污染受害人“诉讼请求支持率”的影响,并研讨完善环境侵权裁判、提升环境司法公信力的可能路径。
 
  1.判决书的来源与研究对象的确立
 
  为保障资料的权威性,本研究依据的裁判文书全部来自于官方渠道,即中国裁判文书网。以《民事案件案由规定》中规定的三级案由“环境污染责任纠纷”为关键词进行检索,时间范围是1989年1月1日至2016年12月31日,文书类型栏选择“判决书”,获得一审判决书1121份,二审判决书525份,再审判决书17份。
 
  需要特别说明的是,本研究并未将所有环境侵权案件判决书纳入样本数据库,而是选取一审判决书作为研究对象进行分析,理由在于:
 
  (1)无法排除“锚定效应”对二审、再审法官的影响。锚定效应(anchor effect)是指,个体在不确定情形下进行判断和决策时,会受到初始信息(初始锚)的影响并向其接近而产生估计偏差的现象。锚定效应已经在包括法律判断在内的诸多领域得到验证,主要影响因素有知识技能、时间压力、内部认知等。[25]在司法过程中,由于人类理性思维的局限和资源约束,法官裁判往往是推理与直觉共同参与的过程,其中因锚定效应而产生的直觉会对司法过程产生较大影响。[26]在考评、审限以及人情压力下,二审、再审法官存在从原审卷宗及上诉状中获得“锚定值”形成司法直觉(司法前见)并影响最终裁判的可能性。这一现象在我国司法实践中是客观存在的,甚至有研究认为,锚定效应是中国民事司法实践中的一种普遍现象。[27]显然,锚定效应很可能是影响环境民事二审、再审案件司法公正的重要因素,但其属于法官主观意识甚至是“潜意识”的范畴,在技术上无法从裁判文书中予以识别。如果将环境民事二审、再审判决书纳入样本数据库,逻辑上就存在着因外部不可测量因素(因锚定效应产生的司法直觉)的干扰而导致统计结果产生偏误、背离裁判真实过程的较大可能;或者说,无法从技术上将本研究的相关因素(案件自身情况)和非相关因素(可能影响裁判的案件外部因素)加以区隔。因此,本研究仅围绕一审判决书展开,以期更为准确地解释受害人“诉讼请求支持率”受案件自身因素影响的情况。
 
  (2)排除二审、再审案件,在绝大多数情况下并不会明显影响本研究的结论。对获得的525份环境民事二审判决书进行统计,剔除重复案件后得到有效样本509份,其中判决“驳回上诉,维持原判”的有427份,在二审改判(包括完全改判和部分改判)的判决书中,共有9份判决书仅涉及法律程序问题,并未改变一审判决中受害人(一审原告)的法律救济情况。两者汇总,共有436份判决书未改变一审判决中受害人的法律救济情况,占全部样本的85.6%。同样,对17份环境民事再审判决书进行统计,其中判决“维持原判决”的有13份,在改判的4份判决中,有1份判决书并未改变原审判决中受害人的法律救济情况。两者汇总,共计有82.3%的再审判决书并未改变原判决中受害人诉讼请求获得法院支持的情况。加总可得,未改变一审判决受害人诉讼请求获支持情况的二审和再审判决书,占全部样本的85.6%。基于本研究的理论假设及被解释变量的设定(受害人诉讼请求支持率),一个逻辑推论是:环境民事一审判决中司法公正的实现情况,在绝大多数情况中(85%以上)与二审、再审判决具有一致性。
 
  (3)相较于一审判决书,二审判决书普遍缺乏对案件受理日期的阐明,无法提取审理期限,也不再存在适用程序的区别(必须组成合议庭开庭审理,不能适用简易程序),这就造成较大的数据缺失,如果将其纳入样本数据库,就会导致司法公正程序性要素相关数据的人为偏差,难以对程序性因素影响受害人“诉讼请求支持率”的情况建立回归模型并量化分析,无法全面地考察环境侵权案件中司法公正的实现情况。
 
  同时,为保障样本的有效性,本研究对初步搜索到的1121份环境民事一审判决书进行了人工甄别,主要是对一定数量以上的集体诉讼判决书进行处理,剔除重复案件。根据相关司法解释规定,[28]本研究将十份以上在诉讼标的、一审被告、适用法律和判决结果(受害人诉讼请求支持率)上完全相同、仅仅原告有所区别的判决书予以合并,视为一个案件进行数据提取和统计分析,避免造成样本数值误差;如果针对同一诉讼标的和被告,不同原告的判决结果(诉讼请求支持率)有所区别,则视为相互独立的案件进行统计。根据上述标准,最终得到有效判决书815份,具体包括:安徽24份、北京23份、福建18份、甘肃1份、广东27份、广西30份、贵州10份、海南2份、河北32份、河南47份、黑龙江8份、湖北27份、湖南82份、吉林27份、江苏87份、江西13份、辽宁43份、内蒙古5份、宁夏1份、青海4份、山东71份、山西7份、陕西25份、上海20份、四川49份、天津11份、新疆12份、云南10份、浙江62份、重庆37份。
 
  2.变量设置与分析方法
 
  通过对环境侵权案件一审判决书中相关要素的提取,进而明确研究变量并予以细化。根据前文的设定,本研究的因变量是环境侵权案件中法院裁判结果与受害人(原告)诉讼请求之间的比例数值(原告诉讼请求支持率)。根据原告诉讼请求的不同,可分为货币化诉求(赔偿损失)和非货币化诉求(包括停止侵害、消除危险、排除妨害)两类,[29]相应地,也需要将原告“诉讼请求支持率”分为两种情况:一是判决的赔偿金额(不包括案件受理费、律师费用、调查取证费用等诉讼费用)与原告货币化诉求之间的比例数值,简称为“货币化请求支持率”;二是裁判结果与原告非货币化诉求之间的比例数值,简称为“非货币化请求支持率”。根据统计学原理,“货币化请求支持率”属于连续变量,直接将该比例数值纳入计算即可;“非货币化请求支持率”是二元分类变量,获得法院支持设为1,未获得法院支持设为0。因此,本研究的因变量包括“货币化请求支持率”和“非货币化请求支持率”两方面的内容。
 
  根据前文的设定,本研究的自变量包括原告身份、原告数量、被告身份、被告数量、案件发生地、原告受到侵害的性质、环境污染类型、污染行为达标情况、审判程序、审理期限等可以从判决书中加以提取的要素。将上述变量进行归类整理,可得到如下几类:(1)主体特征变量,包括两类:一是主体数量特征(原告数量、被告数量),二是主体身份特征(原告身份、被告身份)。根据研究需要,原被告身份还可以被进一步分为自然人、社会组织、政府机构、法人等变量。(2)地域变量,即将作出判决的法院的所在地作为分析变量。由于个别省份有效样本较少,难以进行深入分析,因此按照各省地理位置和我国传统上对主要经济区域的划分,[30]设定东部地区、中部地区、西部地区三个地域变量,并对样本予以归类统计。(3)案件性质变量,包括三类:一是原告受到侵害的性质,根据原告在诉讼请求中的表述,分为仅有财产损害、仅有人身损害、同时有财产和人身损害这三种情形,分别设为自变量加以分析。二是案件中所涉及到的环境污染类型,具体设置水污染、大气污染和不可量物污染三类变量。三是污染行为达标情况,即被告环境污染行为是否符合相应的环境标准。(4)裁判程序性变量,分为两类:一是法院裁判所适用的司法程序,包括简易程序和普通程序两种情形;二是审理期限,即案件审理所实际耗费的时间,主要依据判决书中“案件受理日期”和“判决作出日期”之间的时间差得出,同时扣除其中诉讼中止所耗费的时间,以“月”为单位进行计算。
 
  就分析方法而言,本文运用SPSS软件,分别以“货币化请求支持率”和“非货币化请求支持率”为因变量,以前述判决书中可能影响司法公正的因素为自变量,运用多元线性回归和Logistic回归方法,构建环境侵权案件中原告获得法律救济情况的回归模型,研究各因素对不同类型判决(货币化或非货币化)的影响,并得出各种因素相互之间的重要性排序。由于“货币化请求支持率”是连续变量,因此采用多元线性回归方法进行分析,并将自变量中的分类变量和有序变量转换为哑变量(具体方式在下文详述)。由于“非货币化请求支持率”是二元分类变量,因此采用Logistic回归方法进行分析。
 
  为使分析结果更为直观地展现环境侵权案件中司法公正的实现情况,本文参照理论上将司法公正划分为“实体(结果)公正/程序公正”的分类方法,将判决书中的实体性因素(包括前述主体特征变量、案件性质变量)和程序性因素(前述裁判程序性变量)予以技术性区隔,在不同部分中分别研究实体性因素和程序性因素对“诉讼请求支持率”的影响。为进一步揭示环境侵权案件裁判的复杂性和多样性,针对“货币化请求支持率”和“非货币化请求支持率”两类模型,本文根据前述地域变量的设定,将样本分为全国范围(全部样本)、东部地区、中部地区和西部地区四个子样本进行分析,研究多个自变量对两类判决的影响,并对各因素在不同地域产生影响的情形进行比较,分析可能存在的地区差异问题。
 
  三、实体性因素对受害人“诉讼请求支持率”的影响
 
  (一)受害人“诉讼请求支持率”的均值及地区差异
 
  依据前文分析,从货币化和非货币化两个方面对受害人“诉讼请求支持率”进行分类统计。在所有815个样本中,具体包括三种情况:一是“仅有货币化诉求”的环境侵权案件,共有542件,即原告在起诉时仅提出了赔偿损失的诉求;二是“仅有非货币化诉求”的环境侵权案件,共有60件,即原告在起诉时仅提出了停止侵害、消除危险、排除妨害等不直接体现为金钱的诉求;三是同时具有“货币化诉求”和“非货币化诉求”的环境侵权案件,共有213件。“诉讼请求支持率”的计算方式是:第一,针对货币化诉求,受害人“诉讼请求支持率”等于判决的赔偿金额除以起诉时的求偿金额,得到一个区间在0—1之间的数值。如果原告在起诉时没有提出明确的求偿金额,而是出现“予以一定赔偿”、“赔偿损失”、“解决饮水的经济损失”等模糊表述,则根据法院判决是否支持原告诉求予以判断。如果法院支持,则不论具体赔偿金额为多少,均认定为完全得到满足,“诉讼请求支持率”为1;如果法院不予支持,则认定为没有得到满足,“诉讼请求支持率”为0。第二,针对非货币化诉求,按照统计学要求设置哑变量,即如果法院支持该诉讼请求则设为1,不予支持设为0。
 
  初步统计显示,在815个环境侵权案件中,具有货币化诉求的环境侵权案件共755件(包括542件“仅有货币化诉求”的环境侵权案件和213件“既有货币化诉求,又有非货币化诉求”的环境侵权案件),原告诉讼请求获得法院支持的均值为0.306。这意味着,原告所提出的货币化诉求有30.6%得到了满足。相应地,具有非货币化诉求的环境侵权案件共273件(包括60件“仅有非货币化诉求”的环境侵权案件和213件“既有货币化诉求,又有非货币化诉求”的环境侵权案件),“诉讼请求支持率”的均值为0.366,这表明原告所提出的非货币化诉求有36.6%得到了满足。较之于货币化诉求,非货币化诉求获得法院支持的比率要高出6个百分点。
 
  加入地域变量后的分析结果表明,东部、中部、西部等不同地区间的“诉讼请求支持率”存在较大差异,分析结果参见表1。
 
  表1“诉讼请求支持率”的分类及其均值的地区差异
  注:*表示“诉讼请求支持率”根据“既有货币化诉求又有非货币化诉求”中货币化诉求获得支持的比例计算得到;※表示“诉讼请求支持率”根据“既有货币化诉求又有非货币化诉求”中非货币化诉求获得支持的比例计算得到。
 
  根据表1,可作如下分析:
 
  1.货币化诉求是环境侵权案件中的主要诉讼请求,而且,单一的“货币化诉求”获得法院支持的比例要高于“既有货币化诉求又有非货币化诉求”的环境侵权案件中“货币化诉求”获得支持的比例。从全国样本来看,单一的“货币化诉求”的“诉讼请求支持率”为0.347,而在“既有货币化诉求,又有非货币化诉求”的环境民事纠纷中,货币化诉求的“诉讼请求支持率”为0.201。两者在东部地区、中部地区和西部地区的比值分别为:0.334/0.178、0.404/0.268、0.303/0.162。这表明,一旦原告在诉讼请求中同时提出货币化诉求和非货币化诉求,其货币化诉求获得法院支持的比例会明显降低。
 
  2.单纯提出非货币化诉求的案件数量较少,但从“诉讼请求支持率”角度看,除东部地区外,单一的“非货币化诉求”获得法院支持的比例均高于“既有货币化诉求,又有非货币化诉求”的环境侵权案件中非货币化诉求获得法院支持的比例。从全国样本来看,单一的“非货币化诉求”的“诉讼请求支持率”为0.467,而在“既有货币化诉求,又有非货币化诉求”的环境侵权案件中非货币化诉求的“诉讼请求支持率”为0.338。两者在中部地区和西部地区的比值分别为:0.524/0.303和0.643/0.379,数值大小与全国样本的结果一致。这说明,从整体上看,原告提出单一诉讼请求时的“诉讼请求支持率”更高。
 
  3.从不同地区看,中部地区的“诉讼请求支持率”要高于其它地区。在“仅有货币化诉求”、“仅有非货币化诉求”和“既有货币化诉求又有非货币化诉求”环境民事纠纷中的“货币化诉求”这三种情形中,中部地区的“诉讼请求支持率”均明显高于其它地区;而在“既有货币化诉求又有非货币化诉求”环境侵权案件中的“非货币化诉求”的情况下,相较于中部地区(0.303),西部地区(0.37)和东部地区(0.33)的“诉讼请求支持率”略高,但并不显著。
 
  (二)主体特征变量影响受害人“诉讼请求支持率”的量化分析
 
  从判决书中可以得到案件主体特征的具体变量,包括两类:一类是主体数量特征,具体指标为原告个数和被告个数;另一类是主体身份特征,具体指标包括原告/被告是否自然人、是否社会组织、是否政府机关、是否法人。主体身份特征变量均采用哑变量的方法进行量化,即如果原被告具有某种特征,其取值为1,否则取值为0。例如,如果原告为自然人,则变量“原告是否自然人”取值为1,否则取值为0。其它哑变量设置以此类推。主体特征变量的描述性统计如表2所示。
 
  表2主体特征变量描述性统计
  注:身份特征中的“组织”包括合作社、村民自治组织、社会组织和生产队等,政府包括行政机关、具有行政管理职能的事业单位和派出机构。
 
  根据表2,环境侵权案件中,平均原告数为2.032,平均被告数为1.617,平均原告个数多于平均被告个数。就原被告的身份特征而言,原告大部分是自然人,自然人是原告的案件占89.3%。被告大部分是法人,法人是被告的案件占65.8%;其次为自然人,占34%。[31]为了考察前述10个主体特征变量的显著性,首先运用逐步回归分析方法来判定到底哪些变量能够显著影响“诉讼请求支持率”,同时剔除对因变量(诉讼请求支持率)影响不显著的变量,达到最优化的回归方程。
 
  在统计学上,逐步回归分析中的变量的删选方法有两种:前向逐步回归和后向逐步回归。前向逐步回归是根据显著性水平逐步增加变量,而后向逐步回归是根据显著性水平逐步删减变量。在寻找显著影响“货币化请求支持率”的主体特征变量时,根据赤池系数(AIC)和贝叶斯系数(BIC)准则,后向逐步回归的模型较优。该模型所甄别出来的显著影响“货币化请求支持率”的变量包括被告个数、被告是否法人和原告是否自然人。在寻找显著影响“非货币化请求支持率”的主体特征变量时,前向和后项逐步回归结果一致,寻找到的显著变量是“被告是否自然人”。在此基础上,可以分别建立主体特征变量影响“诉讼请求支持率”的回归模型。
 
  1.主体特征变量对“货币化请求支持率”的影响
 
  表3主体特征变量影响“货币化请求支持率”的线性回归模型
  注:*表示回归系数在99%的水平上显著;**表示回归系数在95%的水平上显著;***表示回归系数在90%的水平上显著。-表示没有被纳入相应模型。
 
  对“货币化请求支持率”进行回归,得到全国范围和不同地区(东部地区、中部地区、西部地区)的线性回归模型,如表3所示。[32]表中的“非标”是指非标准化系数,“标准”是指标准化系数。标准化系数的大小能够进行比较,越大的标准化系数说明此因素对被解释变量(自变量)的贡献越大,因此,可以通过比较不同变量的标准化系数,得到在各个样本范围内,不同因素影响“货币化请求支持率”的相对重要性程度。
 
  从全国范围来看,影响“货币化请求支持率”最大的因素是“被告个数”,其标准化系数为最高的0.196;而且,在纳入模型的4种主体特征变量中,“被告个数”是唯一一个正向影响“货币化请求支持率”的因素。这表明,环境侵权案件的被告个数越多,该案中原告的货币化诉讼请求获得法院支持的比例就会越高。具体来说,被告个数增加1人或1个单位,全国范围内的“诉讼请求支持率”能提高5.3%。同时,在全国范围内,三类身份特征变量均负向作用于“货币化请求支持率”,其中,“原告是否自然人”和“被告是否法人”对“货币化请求支持率”具有显著负向影响。这意味着,如果原告是自然人,那么其货币化诉求得到满足的比例会相应降低;同理,如果被告是法人,那么原告货币化诉求得到满足的比例同样会降低。由此可推断,由身份特征所表征的原被告在社会地位与能力上的差异是影响“货币化请求支持率”的重要因素。
 
  从不同地区来看,数量特征变量(被告个数)依然稳健且相对显著地正向影响“货币化请求支持率”;身份特征变量在三大地区之间的受关注(相对重要性)程度有所差异。总体而言,东部地区关注原告的身份特征(原告是否自然人),西部地区关注被告的身份特征(被告是否自然人、被告是否法人),主体特征变量在中部地区不显著。
 
  2.主体特征变量对“非货币化请求支持率”的影响
 
  表4主体特征变量影响“非货币化请求支持率”的Logistic回归模型
  注:*表示回归系数在99%的水平上显著;**表示回归系数在95%的水平上显著;***表示回归系数在90%的水平上显著。-表示没有被纳入相应模型。Logistic回归模型的可决系数为Cragg & Uhler可决系数。
 
  对“非货币化请求支持率”进行回归,得到全国范围和不同地区(东部地区、中部地区、西部地区)的Logistic回归模型,如表4所示。[33]基于前述逐步回归分析的结果,表4就“被告是否自然人”这一单一变量对“非货币化请求支持率”的影响进行了分析。从全国范围看,影响“非货币化请求支持率”最大的因素是“被告是否自然人”,非标准化系数为0.978。这表明,如果一个环境侵权案件的被告是自然人,该案件原告获得非货币化救济(获得法院支持)的概率会越高。从不同地区来看,在东部和中部地区,“被告是否自然人”依然相对显著地正向影响“非货币化请求支持率”,在西部地区则没有显著影响。
 
  (三)案件性质变量影响受害人“诉讼请求支持率”的量化分析
 
  案件性质变量共包括三类:一是原告受到侵害的性质,分为仅有财产损害、仅有人身损害、同时有财产和人身损害三种类型;二是案件中所涉及到的环境污染性质,分为水污染、大气污染和不可量物污染三种类型;三是被告污染行为的性质(是否达标)。量化过程采取如下方式:如果案件具有某种性质,相应变量取值为1,否则取值为0;如果案件中仅产生财产损害,则“是否仅有财产损害”变量取值为1,否则取值为0。基于上一部分的主体特征分析,为了较好地控制住主体特征变量,以分析案件性质对“诉讼请求支持率”的影响,案件性质对“货币化请求支持率”的影响将在控制住“被告个数”变量的基础上展开,而案件性质对“非货币化请求支持率”的影响将在控制住“被告是否自然人”变量的基础上展开。
 
  1.案件性质变量对“货币化请求支持率”的影响
 
  表5案件性质变量影响“货币化请求支持率”的线性回归模型

  注:*表示回归系数在99%的水平上显著;**表示回归系数在95%的水平上显著;***表示回归系数在90%的水平上显著。-表示没有被纳入相应模型。
 
  在控制住“被告个数”变量时,得到案件性质变量影响“货币化请求支持率”的回归模型,如表5所示。[34]具体结果从如下三个方面加以分析:(1)就原告受侵害的性质而言,人身损害对“货币化请求支持率”具有显著影响,是相对重要性排序最高的因素。在全国范围内,人身损害对“货币化请求支持率”的影响最大且呈有较为显著的负相关关系,其绝对值(标准化系数为-0.270)大于回归结果中所有其他变量,相对重要性程度最高。同时,在同时存在财产和人身损害的情况下,“货币化请求支持率”也受到显著影响(负相关),其标准化系数(-0.184)在所有变量中排名第二。这意味着,在具有人身损害(包括仅有人身损害和同时包括财产与人身损害两种情况)的环境侵权案件中,原告提出的损害赔偿等货币化诉讼请求获得法院支持的比例较低,而且该因素的影响明显大于其他因素。从不同地区看,在中部地区,人身损害的显著负向影响依然存在,东部地区和西部地区则不显著。(2)就污染行为是否达标而言,不论是在全国范围内还是在不同地区,“污染行为是否达标”变量对“货币化请求支持率”均具有较为显著的负相关关系。这表明,在环境侵权案件中,如果被告的污染行为达到相应环境标准,就会显著减少原告获得的经济赔偿。在全国范围内,达标案件的“货币化请求支持率”要比其他案件低16.3%。(3)就环境污染类型而言,不同地区具有一定差异。在全国范围内,大气污染和不可量物污染对“货币化请求支持率”有显著影响(负相关);从不同地区看,在东部和中部地区,污染类型对“货币化请求支持率”没有显著影响,但在西部地区,大气污染具有显著的负相关性。
 
  2.案件性质变量对“非货币化请求支持率”的影响
 
  表6案件性质变量影响“非货币化请求支持率”的Logistic回归模型

  注:*表示回归系数在99%的水平上显著;**表示回归系数在95%的水平上显著;***表示回归系数在90%的水平上显著。-表示没有被纳入相应模型。Logistic回归模型的可决系数为Cragg & Uhler可决系数。
 
  在控制住“被告是否自然人”变量时,得到案件性质变量影响“非货币化请求支持率”的回归模型,如表6所示。[35]比较各变量的标准化系数,在全国范围内,变量“污染行为是否达标”的绝对值最大(-0.297),是对非货币化请求获得法院支持比例影响程度最大的案件性质变量。在全国范围内,“污染行为是否达标”对“非货币化请求支持率”具有显著的负向影响。从不同地区看,在东部地区,除主体特征变量(被告是否自然人)外,唯一显著影响“非货币化请求支持率”的因素是“是否仅有人身损害”,且标准化系数为正,这意味着,东部地区的环境侵权案件如果仅有人身损害并提出停止侵害类诉讼请求,那么,原告获得法律救济的概率就相对较高(比其它类型诉讼请求案件的“非货币化请求支持率”高25.5%)。在中部和西部地区,“非货币化请求支持率”受环境污染类型的影响较大,中部地区关注水污染和大气污染,而西部地区关注水污染。
 
  另外,对照表4和表6可知,在引入案件性质变量后,回归模型对“非货币化请求支持率”的预测水平有了普遍提高。尤其是在西部地区,对非货币化诉讼请求获得法院支持的预测精确度从原先单因素模型的57.50%上升到多因素模型的68.49%,在中部地区则达到了75.90%,这表明,该模型的计算结果能够在较大程度上接近实际案件中的“非货币化请求支持率”,具有一定的实际应用价值。
 
  四、程序性因素对受害人“诉讼请求支持率”的影响
 
  毋容置疑,审理期限或者说诉讼所耗费的时间是影响司法公正(程序公正)的一个重要因素。正如法谚所言,“迟到的正义非正义”,时间也是正义的一部分,延迟诉讼与积案实际上等于拒绝审判。[36]过长的审理期限对污染受害人获得法律救济是不利的,需要避免因诉讼拖延造成“讼累”现象。然而,从另外一个角度看,审理期限也并非“越短越好”。在绩效考核的压力下,如果法官过度追求提高办案数量或提高“审限内结案率”,就可能人为“压缩”或简化必须的程序性环节。过快的审结速度往往与偏低的程序保障及偏低的审判质量相伴,反而无助于实现司法公正、提升司法公信力。[37]可见,审理期限的长短或所谓“审限内结案率”与司法公正(程序公正)并不存在必然联系;从受害人获得法律救济的角度出发,通过量化分析,发现环境侵权案件中程序性因素对受害人“诉讼请求支持率”的影响,是一个更具研究价值的思路。
 
  从环境侵权案件判决书看,其中包含的程序性要素主要有两个方面:一是案件适用的诉讼程序,包括简易程序和普通程序两类,根据其性质将其作为二元分类变量予以统计(简易程序记为0,普通程序记为1);二是案件从起诉到作出判决所实际耗费的审理期限,以月为单位对其予以计算并将其作为连续变量。[38]就适用程序而言,在本研究中的815个样本中,302个案件适用简易程序,513个案件适用普通程序。就审理期限而言,从538份载明了受理日期的判决书中提取相关信息并予以统计,平均审理期限为5.3个月。其中,241个适用简易程序的案件平均审理期限为2.84个月,297个适用普通程序的案件平均审理期限为7.29个月。根据前文第三部分的回归分析结果,“被告个数”和“污染行为是否达标”是对“货币化请求支持率”影响最大且具有稳健性的因素,“被告是否自然人”是对“非货币化请求支持率”影响最大且具有稳健性的因素,所以将二者均纳入回归模型,分别按照简易程序和普通程序两类样本,分析审理期限对原告诉讼请求获得法院支持的影响,参见表7。
 
  表7程序性因素对受害人“诉讼请求支持率”的影响
  注:*表示回归系数在99%的水平上显著;**表示回归系数在95%的水平上显著;***表示回归系数在90%的水平上显著。-表示没有被纳入相应模型。
 
  根据表7的测算,就“货币化请求支持率”而言,在适用简易程序的样本中,审理期限变量对“诉讼请求支持率”有显著影响,且系数为负(-0.056);同样的,在适用普通程序的样本中,审理期限也对“货币化请求支持率”有显著负向影响(-0.016)。这说明,在环境侵权案件中,无论使用何种诉讼程序,审理期限与“货币化请求支持率”之间都存在着负相关性。就“非货币化请求支持率”而言,审理期限和审理期限的平方项在简易程序和普通程序中均不具有显著影响。
 
  考虑到《民事诉讼法》对法定期限的规定和法院绩效考核中的“审限内结案率”等相关指标,为了确证审理期限影响受害人“诉讼请求支持率”的稳健性,本研究针对普通程序案件,将调整后的审理期限变量加入回归模型进行再次分析,观察法定期限的存在是否会显著影响因变量。具体计算方法为:根据2012年《民事诉讼法》第149条的规定,普通程序的法定审理期限为6个月;基于此标准,本研究将案件审理期限是否超过6个月设为虚拟变量(哑变量),表7中“调整后的审理期限”变量的计算方式是“审理期限×审理期限是否超过6个月的虚拟变量”。当案件审理期限超过6个月时,该虚拟变量设为1,否则设为0。如此,审理期限大于6个月的案件所耗费的审理期限仍然为其原始值,小于6个月的案件所对应的审理期限则设为0。表7中“普通程序(调整)”栏的测算结果表明,审理期限和调整后的审理期限两者均显著影响适用普通程序案件的“货币化请求支持率”,“审理期限”变量显著正向影响“诉讼请求支持率”,“调整后的审理期限”变量显著负向影响“诉讼请求支持率”,前者系数为0.030,后者系数为-0.029,两者在统计学上基本上可以相互抵消。[39]这表明,在适用普通程序的环境侵权案件中,6个月法定审理期限的规定并未提高原告货币化诉讼请求获得法院支持的比例。就“非货币化请求支持率”而言,调整后的审理期限对适用普通程序案件的影响并不显著。
 
  五、讨论与结论
 
  (一)影响原告获得法律救济的非法定因素
 
  总结前文分析,可以得出影响环境侵权案件中原告获得救济情况的非法定因素,[40]并揭示其中可能对司法公正构成不利影响的情况。
 
  1.从诉讼的整体结构看,原被告之间的“力量对比”对环境侵权案件判决具有明显影响。根据前文分析,主体特征变量影响“诉讼请求支持率”的情况主要分为三类:(1)“原告是否自然人”和“被告是否法人”对“货币化请求支持率”具有显著负向影响,这表明,环境侵权案件中最为常见的“自然人VS法人”结构会明显减低原告获得损害赔偿的概率,这应当被解释为,在我国的环境侵权案件中,原被告之间在经济能力、举证能力、社会资源上仍然具有较大差距,并对法院裁判构成实际影响。(2)“被告个数”是唯一一个正向影响“货币化请求支持率”的因素,每增加1个单位可以提高5.3%的原告“诉讼请求支持率”。这应当被解释为,被告的实际赔偿能力会对法院认定的损害赔偿金额构成影响。(3)“被告是否自然人”是唯一显著影响“非货币化请求支持率”的主体特征因素,两者具有正相关性,这从反面说明,当被告是法人或组织时,原告提出的停止侵害类诉讼请求就较难获得法院支持,这应当被解释为,法院在衡量侵权行为性质、程度及社会价值时,对自然人行为具有较低的估值(停止侵害的门槛较低),进一步证明了主体身份对环境侵权案件裁判的影响。综上而言,目前我国环境侵权领域原被告在能力和资源上存在严重失衡,并对法院裁判构成一定影响。在一定程度上可以说,当前环境侵权案件加大而不是降低了原被告之间的差距,尚未充分体现司法公正和环境正义的要求。
 
  2.从原告诉讼请求角度看,根据表1,原告提出单一诉讼请求(货币化或者非货币化)时的“诉讼请求支持率”更高。在原告同时提出复合型诉讼请求时,该案件的“货币化请求支持率”和“非货币化请求支持率”都会明显降低。将全国范围和不同地区的样本进行分别分析,均得出了相同的结果,显然,“单一诉讼请求获得法院支持比例较高”是一个全国范围内的普遍现象。从逻辑上说,原告同时提出货币化和非货币化诉讼请求,表明其遭受环境污染的严重程度和影响范围更大,[41]需要获得更为全面、充分的法律救济。但从实际裁判的角度看,显然法院并未支持这一假设,而是采取了截然相反的态度。由于“诉讼请求支持率”存在“双下降”的情况,排除了法官在驳回某类诉讼请求的同时提高对另一类诉讼请求的支持力度从而进行“补偿”的情况,也排除了因为某类诉讼请求举证难度更高或法院认识不足而导致比例下降的情况。[42]
 
  本文对此提出的解释是,由于货币化诉讼请求(赔偿损失)和非货币化诉讼请求(停止侵害、消除危险、排除妨害)在构成要件和法律适用上存在较大差别,[43]两者并不具有必然的逻辑联系,所以,如果原告在起诉时同时提出前述两类诉讼请求,会被法官认为其存在“夸大损失”的嫌疑,也在客观上增加了审理的难度,拉长了审理的周期,从而法官在裁判过程中会基于更加严格的证明标准,对原告提交的证据进行审查,导致降低了原告诉讼请求获得法院支持的程度。这表明,环境侵权案件中法官自由裁量权的行使在一定程度上背离了救济污染受害人的初衷,未考虑到环境污染与环境侵权的特殊性,不利于司法公正在环境侵权案件中的实现。
 
  3.从原告获得货币化救济角度看,根据表5及前文的初步分析,在产生人身损害的环境侵权案件中,原告获得损害赔偿的金额会明显下降,而且,该因素的影响明显大于其他因素的影响。这说明,相较于因财产权受损而获得的损害赔偿,原告因人身权(生命、健康权益)受损而获得损害赔偿的概率较低且存在更大的障碍。此现象产生的原因,应当归结于环境污染侵害人身权案件中因果关系证明困难。从因果关系认定的角度,可以将侵害人身权的环境侵权类型化为临床医学型环境侵权与疫学型环境侵权(流行病学型环境侵权),前者因果链条比较明显,可以基于一般性常识和科学共识作出判断,该类型与侵犯财产权的环境侵权案件在因果关系认定上具有相似之处;后者的因果关系缺乏科学共识,需要由法官在个案中进行衡量。[44]由于科学与医学发展的局限性,在某种因子和特定疾病之间的因果关系中,只有少数情况能够得到科学界公认,实践中的大多数情况是难以在临床医学或毒理学上得到确切证明的疫学型环境侵权,原告只能通过流行病学证据对因果关系作出一定程度的相关性证明,且无法排除争议,只能由法院对该证据司法证明力的大小予以认定。[45]考察涉及到人身权侵害的环境民事判决书可以发现,法官对原告提出的科学证据往往不予采纳而驳回起诉;即使认定因果关系成立,赔偿范围也限定在因果关系得到显著证明的特定病症的支出范围内(包括医药费、误工费、护理费、营养费等),不超出一般社会常识的范围,也不考虑原告出现的其他病症。这充分暴露出我国法官在司法能力与经验上的不足,对科学上不确定的问题存在“一驳了之”的倾向,造成污染受害人无法获得充分的法律救济。基于此,亟需通过吸收法治发达国家丰富的审判说理经验,建立符合我国国情的疫学型环境侵权的审判指南,同时完善专家咨询、专家陪审等配套制度,协助法官作出合适的司法判断。[46]
 
  4.从原告获得非货币化救济角度看,根据表6及前文的初步分析,污染行为达标情况是对非货币化诉讼请求支持率影响程度最大(相对重要性排序第一)的因素,且具有显著的负相关性(显著性水平为95%以上)。另外,从表5看,污染行为达标情况与“货币化请求支持率”之间也有显著的负相关性(显著性水平为90%以上),但在各变量相对重要性排序中排名较靠后。总体上看,污染行为是否达标对原告获得救济情况具有显著的负相关性,这意味着,如果被告的污染行为符合相应环境标准,原告获得的法律救济(获得法院支持)就会相应减少。对此现象的解释,应当从如下两个方面展开:(1)就非货币化救济而言,停止侵害、消除危险、排除妨害等诉讼请求较多地出现在不可量物污染(噪声、光、辐射等)案件中,其受到达标情况的显著影响,这与近年来相关研究的结论基本吻合,即在不可量物污染中承认合规抗辩的效力,超过相关环境标准时才成立侵权行为。[47]本研究从实证角度对该观点提供了验证。(2)就货币化救济而言,目前理论上的通说否认合规抗辩的效力,污染行为达标与否不影响侵权责任的成立。但这显然与前述量化分析的结果相悖。为解释这一现象,需要将“污染物排放标准”和“环境质量标准”的侵权法效力加以区分。通说中所否定的“合规抗辩”,是针对污染物排放标准的,即污染人不得以符合污染物排放标准为由而拒绝承担赔偿责任,这也为相关司法解释所确认。[48]但是,在司法实践中,真正发挥效力的是环境质量标准而非污染物排放标准,法院实际上是以环境质量是否达到环境质量标准而判定是否存在侵权行为的。[49]从大气、水污染案件判决书中,也能找到相应表述。[50]基于上述区分,就对被告污染行为是否达标(环境质量标准)与原告“货币化请求支持率”之间的显著负相关性进行了合理的解释,表明被告的排污行为在未超过相应环境质量标准限值的情况下,就不应承担或酌情减轻赔偿责任。总体上看,需要在理论上破除对“合规抗辩”的模糊认识,将环境质量标准作为判断环境侵权因果关系是否具备相当性的界限,同时也将其作为利益是否受侵权法保护的边界,[51]消除环境侵权理论与司法实践的落差。
 
  (二)不同地区的环境侵权案件判决结果明显失衡
 
  根据前文的量化分析,得以发现我国不同地区(东部地区、中部地区、西部地区)在环境侵权案件判决上存在差异,并可能对环境侵权案件中的司法公正造成不利影响。
 
  1.从原告“诉讼请求支持率”的总体情况看,根据表1,经济发达区域(东部地区)低于经济欠发达区域(中部地区、西部地区)。特别是在单一的“非货币化诉求”案件中,东部地区的均值(0.32)要明显低于中部地区(0.524)和西部地区(0.643),这表明不同地区原告“诉讼请求支持率”存在较大差别,而且受害人获得法律救济的充分程度与所在区域经济发展程度或总体上的法治发展程度并不具有必然的联系。
 
  2.从原告“诉讼请求支持率”的影响因素看,同一因素在不同地区所发挥的作用(相对重要性)具有较大差异。例如,在表5“货币化请求支持率”的回归模型中,根据各变量标准化系数可知,“被告个数”在东部地区的相对重要性排序第一,但在中部和西部地区均排序第五;“是否仅有人身损害”在中部地区排序第一,在西部地区排序第二,但在东部地区排序是倒数第一;“是否为大气污染”在西部地区排序第一,但在东部和中部地区均排序倒数第二。又如,在表6“非货币化请求支持率”的回归模型中,“是否仅有人身损害”在东部地区的相对重要性排序第一,但在中部地区排序倒数第一,在西部地区排序第四;“是否为水污染”在中部和西部地区均排序第一,但在东部地区排序第五;“被告是否自然人”在东部和中部地区均排序第二,但在西部地区排序倒数第一。这表明,不同地区法院对环境侵权案件事实性问题的“关注点”存在差异,在具有类似主体特征和案件性质特征的环境侵权案件中,原告获得法律救济的情况在不同地区之间仍然具有较大差异。
 
  3.从原告受到侵害的性质角度看,同一类型损害在不同地区在影响法院判决的方向上(正相关或负相关)也具有较大差异。例如,在表5中,变量“是否仅有财产损害”在中部地区对“货币化请求支持率”有显著的负相关性(-0.288),但在西部地区(0.097)和东部地区(0.090),两者则具有正相关性。这意味着,在中部地区,相较于提出人身损害赔偿要求的案件,仅提出财产损害赔偿要求的案件获得法院支持的概率要低28.8%,但在西部地区和东部地区则表现出相反的趋势。又如,在表6中,变量“是否仅有人身损害”在东部地区对“非货币化请求支持率”有显著的正相关性(1.103),而且显著水平达到99%以上,但在中部地区(-0.044)和西部地区(-0.958)两者则具有负相关性,这意味着,在东部地区,相较于基于财产损害提出的停止侵害类诉求,仅基于人身损害提出的停止侵害类诉求获得法院支持的概率会得到明显提高,但在中部地区和西部地区则表现出相反的趋势。
 
  综上,目前我国环境侵权案件的裁判具有较为严重的地区不平衡现象,不仅仅包括总体上的原告“诉讼请求支持率”存在较大差别,也在一定程度上出现“同案不同判”(案件中的同一因素在不同地区的相对重要性排序有较大差异)和“同类型损害不同判”(同一类型损害影响原告获得救济的概率有本质差异)现象。这验证了法院系统对当前环境司法薄弱环节的判断,[52]从实证角度说明环境司法实践中不同地区法院还存在认识和裁判上的不一致,在事实上导致不同地区的类似案件存在“难易程度”的区别,影响到原告获得法律救济的公平性。
 
  (三)审限制度并未显著促进环境侵权案件的司法公正
 
  根据前文对程序性因素影响受害人“诉讼请求支持率”的分析,得以揭示出当前环境侵权案件裁判过程中面临的不利因素及其对司法公正实现的影响。
 
  1.从适用简易程序的案件看,其数量(302个)占全部样本的37.4%,在载明案件受理日期的214个案件中,平均审理期限为2.84个月。表面上看,这些数据显示法院考虑到环境案件的特殊性和复杂性,并未大规模适用简易程序,[53]也基本控制在审限内完成裁判工作,似乎有助于司法公正的实现。但是,根据表7,简易程序中审理期限与“货币化请求支持率”之间具有显著的负相关性。本文对此现象的解释是,针对事实清楚、证据相对充分的环境侵权案件,法院能够适用简易程序在“第一时间”内作出裁判,并较好地支持原告(受害人)诉讼请求。但是,如果案件存在复杂情况(如存在一定事实争议和证据缺失)或其他因素(如第三方的干预)而导致诉讼周期被拉长,随着耗费时间的增加,法官在裁判过程中就会愈加受到绩效考核中“审限内结案率”、“结案数”等相关指标的压力,倾向于驳回原告缺乏充足证据的诉讼请求,特别是难以得到直接证明的污染损失,[54]导致受害人获得的损害赔偿金额下降,影响到司法公正的实现。这正如有学者所言:“时间可能导致错误并非仅仅是在迟延判决时才发生,而且在仓促判决时也会发生。在匆忙之间作出判决,没有为收集证据和准备辩论提供充分时间,也会冒错误的风险。”[55]
 
  2.从适用普通程序的案件看,其情况与简易程序案件具有相似性。尽管适用普通程序案件的平均审理期限为5.3个月,并未超过6个月的法定审限,但量化分析显示,该类案件中的审理期限与“货币化请求支持率”同样具有显著的负相关性,因此,也可类推适用前述简易程序案件的解释,即法官在外在压力下“匆忙之间作出的判决”影响到受害人获得充分的法律救济。同时,在普通程序案件中,6个月法定审理期限的要求对“货币化请求支持率”的影响基本可以忽略,这意味着审理期限是否超过法定审限,并不会显著影响到受害人获得的损害赔偿金额。这在一定程度上印证了一些学者的判断,即“影响诉讼周期的主要因素并不是审限长短,而在于需要证明案件事实的复杂程度和专业性”。[56]这说明影响受害人获得法律救济的程序性因素主要是实际耗费的审理时间,而不是表面上的法定审限要求。
 
  综上,目前我国环境侵权案件存在“审理期限越长,诉讼请求越难获得法院支持”的现象,既无法确保当事人充分行使诉讼权利,也没有使受害人获得充分的法律救济,这可被归纳为在诉讼效率和法律救济两个面向上的“双重不公正”。为提升环境侵权案件裁判的正当性和权威性,有必要摆脱单向度的“避免诉讼延迟”观念以及法院绩效考核的不利影响,“适当放慢速度”,给当事人更加充分的审前准备、搜集证据、进行辩论和说明的时间,保障当事人充分行使诉讼权利,提升审判的质量,这也是我国民事司法改革的方向所在。[57]
 
  (四)对同类型研究的借鉴意义
 
  除揭示现实中环境侵权案件司法公正的实现情况外,本研究在方法论上也具有一定价值,即可以扩展、推广到与环境污染纠纷具有类似结构的民事侵权案件上来,对类似领域司法公正的实现情况进行量化分析。需要满足的前提条件是:第一,该领域属于现代风险社会背景下的“大规模侵权”或者“大规模损害”,[58]是高科技条件下经济社会发展的副产品,影响范围较大且受害人具有不确定性,区别于传统工业社会条件下侵权法的制度假定。第二,该领域中的原被告在经济地位、诉讼能力、社会资源等方面存在较大差距,在正当性基础上与传统侵权责任具有本质差别,需要在归责原则、举证责任等制度设计上对原告进行适度倾斜,通过“分配正义”保障社会安全及公共利益的实现。[59]第三,该领域属于《侵权责任法》规定的特殊侵权类型,在现行《民事案件案由规定》中有独立的三级或四级案由,从而在技术上可以通过公开渠道获得相对全面的裁判文书,并将其作为样本进行量化分析。
 
  对照上述条件,与环境污染纠纷具有相似性的侵权案件有两类:一是《侵权责任法》第五章所规定的“产品责任”,二是《侵权责任法》第九章规定的“高度危险责任”。如此,就可以将本研究的思路与方法扩展到前述两个领域,揭示对司法裁判有显著影响的因素,特别是非法定事由(如当事人身份、所在地域、损害性质等)对司法裁判的影响,进而有针对性地提出在特定领域提升司法公信力与司法权威的措施,实现大数据条件下民事司法的“分类诊断”和“精准研究”,从量化评价的角度弥补目前法治评估体系在具体研究领域上的缺陷,进一步深化对中国法治实施与法治实践的理解。

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