Eine quantitative Bewertung von Mediation/Schlichtung als Prozess zur Verbesserung der Effizienz des Justizapparats

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ORIGINALER ARTIKEL

MELO, Magaly Abreu de Andrade Palhares de [1], MELO, Luis Alberto Martins Palhares de [2], CALDAS, Camilo Onoda [3]

MELO, Magaly Abreu de Andrade Palhares de. MELO, Luis Alberto Martins Palhares de. CALDAS, Camilo Onoda. Eine quantitative Bewertung von Mediation/Schlichtung als Prozess zur Verbesserung der Effizienz des Justizapparats. Revista Científica Multidisciplinar Núcleo do Conhecimento. Jahrgang 06, Ed. 06, Vol. 17, S. 129-155. Juni 2021. ISSN: 2448-0959, Zugangslink: https://www.nucleodoconhecimento.com.br/gesetz/justizapparats

ZUSAMMENFASSUNG

Die Judikative ist ein von der brasilianischen Gesellschaft gefordertes Gremium zur Beilegung von Konflikten unterschiedlichster Art und daher dauert es lange, bis ein Gerichtsverfahren abgeschlossen ist. Eine Möglichkeit zur Beschleunigung der Gerichtsverfahren können Mediations- und Schlichtungsverfahren sein, die durch die CNJ-Resolution 125/2010, die neue Zivilprozessordnung von 2015 und das Mediationsgesetz (Gesetz Nr. 13,140/2015) zur öffentlichen Politik geworden sind. Diese Arbeit zielte darauf ab, die Effizienz der Mediation/Schlichtung in Bezug auf die Beilegung von Konflikten in Fällen zu bewerten und zu untersuchen, die vor dem Gericht erster Instanz des TJSP, TJRJ und TJPI behandelt werden. Grundsätzlich wurden bei der durchgeführten Bewertung Schätzungen der Eintrittswahrscheinlichkeit des Abschlusses von Verfahren berücksichtigt, die über Mediation/Schlichtung abgewickelt wurden, und diese geschätzten Werte wurden auf tatsächliche Daten von Verfahren angewendet, die in den Gerichten im Zeitraum vom 2013 bis 2019 und führt damit eine Simulation des Umfangs der Dauer des Prozesses bis zu seinem endgültigen Abschluss durch. Die Simulationsergebnisse zeigten eine sinnvolle Verbesserung der Effizienz der Konfliktlösung, quantitativ bewertet in Bezug auf die Reduzierung (1) der Zeit bis zur Prozessschließung, (2) der Prozessbelastung/Richter/Jahr und (3) der Prozessbelastung/Server /Jahr. Als Empfehlung wurde vorgeschlagen, weitere Studien durchzuführen, um die Effizienz der Mediation/Schlichtung mit anderen Daten (Verfahrenskosten, Personal, Gericht etc.) zu bewerten, um die Robustheit der Bewertung der Mediation/Schlichtung zu verbessern.

Schlüsselwörter: Mediation, Schlichtung, Effizienz der Justiz, Geschwindigkeit der Gerichtsverfahren.

EINLEITUNG

Die Justizgewalt ist ein von der brasilianischen Gesellschaft äußerst gefordertes Organ zur Verwaltung/Beilegung von Konflikten unterschiedlichster Art: Arbeits-, Zivil-, Verbraucher-, Straf-, Steuerrecht usw. Diese verschärfte Nachfrage führt zu einem natürlichen Überlauf von Prozessen mit langsamer Beurteilung.

Das populäre Schlagwort “Gerechtigkeit braucht Zeit, aber scheitert nicht” ist bekannt. Dies signalisiert in gewisser Weise ein soziales Stereotyp in Bezug auf Gerechtigkeit. Es bleibt das Bild, dass die Arbeit der Justiz langsam ist.

Nach den Argumenten von Rutckeviski (2002) kann das Bild, dass Gerechtigkeit nicht der Entwicklung unserer Zeit folgt, durch die Verzögerung bei der Lösung der geforderten Konflikte bewiesen werden. Der Mangel an Verfahrensgeschwindigkeit ist daher eine der größten Schwierigkeiten, mit denen heute aufgrund des dichten und schleppenden Rahmens der Justiz konfrontiert ist.

Laut Alvim (2003) ist der intrinsische Mangel an Organisationsstruktur der Justiz einer der Schuldigen für die Langsamkeit der Prozesse, die ihm vorgelegt wurden.

Und tatsächlich spielen mehrere Autoren auf die Langsamkeit der Gerechtigkeit an. Zum Beispiel kommentiert Rutckeviski (2002), dass “der Mangel an Verfahrensgeschwindigkeit eine der größten Schwierigkeiten ist, mit denen man heute aufgrund des dichten und schleppenden Rahmens der Justiz konfrontiert ist”. Alvim (2003) kommentiert diese Langsamkeit der Gerechtigkeit, wenn man bedenkt, dass “der intrinsische Mangel in der Organisationsstruktur der Justiz einer der Schuldigen für die Langsamkeit der prozesse ist, die ihm vorgelegt wurden”.

So können Maßnahmen, die darauf abzielen, das Gerichtsverfahren selbst zu beschleunigen, erheblich zu seiner Effizienz beitragen. In diesem Zusammenhang sind die geeigneten/alternativen Mechanismen der Konfliktlösung, Mediation/Schlichtung/Schiedsgerichtsbarkeit, praktikable Vorschläge zur Harmonisierung und Beschleunigung von Verfahren, die in der Folge die Aushöhnung der Justiz fördern, wie zum Beispiel bei der Mediation.

Mediation und Schlichtung, obwohl sie als zeitgenössische und alternative Mechanismen zur Justiz betrachtet werden, haben einige ihrer Zitate zur Zeit von Konfuzius berichtet, wurden aber durch die Diktate der Resolution 125/2010 des CNJ, der Neuen Zivilprozessordnung 2015 und des Mediationsgesetzes (Gesetz Nr. 13.140/2015) im Wesentlichen zur öffentlichen Ordnung.

Als Öffentliche Ordnung wurden sowohl Mediation als auch Schlichtung gefordert und durch die Einrichtung von Justizielle Konfliktlösungszentren – CEJUSC und gemeinsam und im Einklang mit der Entstehung außergerichtlicher Unterstützungsstrukturen wie Kammern und außergerichtlicher Dienste sowie für die die Arbeit freiberuflicher Fachkräfte, der sogenannten Ad-hoc-Mediatoren, anregen.

So kann Mediation/Schlichtung eine Alternative sein, um die Prozesse zu beschleunigen und so effizienzvoll bei der Beilegung von Konflikten/Gerichtsverfahren in Bezug auf die Zeit und die Zuweisung von Humanressourcen zu sorgen, die zur Zerstreuung von Rechtsstreitigkeiten verwendet werden.

Ziel dieser Studie war es, die Effizienz der Mediation/Schlichtung in Bezug auf die Beilegung von Konflikten in Erstinstanz vor dem Gerichtshof behandelten Fällen zu untersuchen. Im Rahmen dieser Arbeit wurde die Effizienz anhand von vier Indikatoren quantitativ bewertet: (1) die Dauer des Prozesses; (2) den Index der Anzahl der Fälle, die von einem Richter in einem bestimmten Jahr bearbeitet werden; (3) den Index der Anzahl der bearbeiteten Fälle pro Server, der in einem bestimmten Jahr im Bereich 1. Grades betrieben wird, und (4) die jährliche Abschlussrate des laufenden Verfahrens.

Grundsätzlich bestand die in dieser Arbeit vorgenommene Bewertung darin, Schätzungen der Eintrittswahrscheinlichkeit der Abschlusszeit von Fällen, die über Mediation / Schlichtung behandelt wurden, zu berücksichtigen und diese geschätzten Werte auf tatsächliche Daten von Fällen anzuwenden, die im Zeitraum von 2013 bis 2019 vor Gericht bearbeitet (oder noch anhängig sind), wodurch eine Simulation des Umfangs der Dauer des Verfahrens bis zu seinem endgültigen Abschluss durchgeführt wird. Die folgenden Verfahren werden vorgestellt.

MATERIALEN UND METHODEN

Eine Möglichkeit, die Effizienz des Funktionierens des Justizsystems zu berücksichtigen, besteht darin, die Geschwindigkeit des Lebenszyklus der Prozesse zu bewerten, die im Kontext der Justiz zur Lösung von Konflikten verarbeitet werden, und je kürzer der Lebenszyklus des Prozesses (bis zu seinem endgültigen Abschluss), desto besser ist die Leistung der Arbeit der Justiz. Das heißt. Effektivität und größere Effizienz dieser Arbeit. Und a priori wird in dieser Arbeit die Tatsache postuliert, dass Mediation und/ oder Schlichtung Prozesse sind, die im Vergleich zu Abwicklungsprozessen auf “traditionelle Weise” der Justiz in der Regel eine kürzere Lebenszykluszeit bieten.

Um die Effizienz der Mediation/Schlichtung zu messen, wurden Erstinstanzliche Fälle gewählt, da bereits in diesem Stadium das Justizsystem irgendwie ausgelöst wird und es somit möglich ist, die Untersuchung der Effizienz des Schlichtungsverfahrens durchzuführen.

Die Basisdaten für die Erstellung dieser Arbeit stammen aus zwei Datenquellen: (1) CNJ-Forschungsdaten (2019) und (2) historische Reihendaten von 2013 bis 2019, verfügbar auf der CNJ-Website im Internet (CNJ, 2021). Im Folgenden werden Daten aus diesen Quellen zitiert, die in dieser Arbeit verwendet wurden.

CNJ-DATEN (2019)

In CNJ (2019) wurde eine Studie mit dem Ziel durchgeführt, “den Ablauf und die Form der Verwaltung staatlicher Justizprozesse ersten Grades (Hallen und Gerichte des Innern und der Hauptstadt) im Hinblick auf das Bestehen von Schlichtung und / oder Mediation zu untersuchen”. (CNJ, 2019, S.19). In der Datenerhebungsphase führten die Autoren ein automatisiertes Bewertungsverfahren (Text Mining) von Dokumenten von Gerichtsentscheidungen durch, die auf den Websites der staatlichen Gerichte von Rio de Janeiro (TJRJ) und São Paulo (TJSP) veröffentlicht wurden, und bezogen sich auf die zwischen Januar 2013 und Dezember 2017 initialisierten und abgeschlossenen Prozesse sowie Dokumente des Gerichtshofs von Piauí (TJPI) von Prozessen von 2016 und 2017.

Der von den Autoren implementierte Text-Mining-Prozess bestand im Wesentlichen darin, Suchen in den digitalisierten Texten durchzuführen:

aus einem Schlüsselwort, das den Abschluss der Prozesse nach einem Schlichtungs- oder Mediationsverfahren identifiziert (…) so wurden die Prozesse durchsucht, in denen der Ausdruck “homologiert” oder eine seiner Variationen (“homolog”) durchsucht wurde (CNJ, 2019, S. 43).

Die Autoren unterscheiden zwischen “genehmigten Prozessen” und “nicht genehmigten Prozessen”. Die Autoren sind der Ansicht, dass je nach Kontext der Forschung,

Es wird davon ausgegangen, dass das durch ein Homologationsurteil abgeschlossene Verfahren einer Art Mediation oder Schlichtung unterzogen wurde, und selbst wenn das Verfahren außerhalb der Justiz (z. B. in der Anwaltskanzlei) stattfand, wurde die Justizmaschinerie verschoben und spielte daher eine Rolle beim Ausgang des Verfahrens (CNJ, 2019, S. 92).

Basierend auf dem Data-Mining-Prozess schätzten die Autoren den Prozentsatz der genehmigten Prozesse und den Prozentsatz der Prozesse, die im TJPI, TJRJ und TJSP nicht genehmigt wurden, wobei ein genehmigter Prozess für die Autoren ein Prozess ist, der eine Art Mediation / Schlichtung hatte. Eines der Verfahren lieferte die Schätzung der Rate der genehmigten Prozesse unter der Zuständigkeit des TJPI, TJRJ und TJPI. Dazu werteten die Autoren Prozesse von 91, 81 und 317 Gemeinden in Piauí, Rio de Janeiro und São Paulo aus. Die zusammengefassten Daten der erzielten Ergebnisse sind in Tabelle 1 dargestellt.

Tabelle 1 – Rate der genehmigten Prozesse aus Prozessen von 91, 81 und 317 Gemeinden von Piauí, Rio de Janeiro und São Paulo

UF Anzahl der Gemeinden

ausgewertet

Zeitraum von

Auswertung

Abläufe

Abgeschlossen

ausgewertet

Abläufe

gebilligt

Abläufe

gebilligt

(%)

PI 91 2016 und 2017 92.236 1.908 2,07 %
RJ 81 2013 bis 2017 11.554.778 147.663 1,28 %
SP 317 2013 bis 2017 9.635.190 772.950 8,02 %

Quelle: Erstellt von den Autoren auf der Grundlage der Tabellen 3, 9 und 12 von CNJ (2019).

Darüber hinaus führten die Autoren auch Arbeiten durch, um die Abschlusszeit von genehmigten und nicht homologierten Prozessen abzuschätzen. Und es sind die Daten dieser Arbeit, die als Grundlage dafür dienen, in dieser Arbeit die Schätzungen der Wahrscheinlichkeit des Auftretens der Abschlusszeit von Prozessen zu verwenden, die durch Mediation / Schlichtung behandelt werden.

Dazu haben die Autoren anhand einer Stichprobe von 256.056 Prozessen aus 17 Gemeinden, fünf aus Piauí, acht aus São Paulo und vier aus Rio de Janeiro eine Einschätzung der Dauer der Prozesse (gemessen in Tagen) vorgenommen. Im statistischen Jargon gilt die untersuchte Variable Zeit der Prozessdauer als Zufallsvariable. Bezeichnen wir diese Variable als Y. Die Autoren haben die Variable Y (Dauer Zeit) der genehmigten und nicht genehmigten Prozesse unter den 256.056 Prozessen pro Zustand (PI, RJ und SP) betrachtet und sechs Wahrscheinlichkeitsfunktionsschätzer für diese Variable entwickelt: (1) die Verteilung von Y für in Piauí genehmigte Prozesse; (2) die Verteilung von Y für Prozesse, die in Piauí nicht genehmigt wurden; (3) die Verteilung von Y für in Rio de Janeiro genehmigte Verfahren; (4) die Verteilung von Y für Prozesse, die in Rio de Janeiro nicht ratifiziert wurden; (5) die Y-Verteilung für in São Paulo ratifizierte Verfahren und (6) die Y-Verteilung für in São Paulo nicht ratifizierte Prozesse.

In Abbildung 21 in CNJ (2019, S. 101) sind die Graphen der sechs Wahrscheinlichkeitsverteilungen von Y dargestellt und in dieser Arbeit in Abbildung 1 zur Veranschaulichung die Graphen der Wahrscheinlichkeitsverteilung von Y für genehmigt Verfahren und nicht im Bundesstaat Piauí der fünf Piauí-Gemeinden zugelassen, deren Dauer untersucht wurde.

In Abbildung 1 sind die Grafiken links oben und unten Bilder von Abbildung 21 (CNJ, 2019, S.101) und rechts oben und unten zeigen sie die Dichtefunktion der Y-Variablen für genehmigte und nicht genehmigte Prozesse in Piauí, jeweils mit Hervorhebung der Zeitbereiche von einem Jahr (0 bis 365 Tage), zwei Jahren (366 bis 730 Tage), drei Jahren (731 bis 1095 Tage), vier Jahren (1096 bis 1460 Tage), fünf Jahren (1461 bis 1825 Tage) und sechs Jahren oder mehr (ab 1826). Diese Diagramme auf der rechten Seite heben diese 365-Tage-Intervalle hervor, wie sie im Rahmen dieser Arbeit verwendet wurden.

Abbildung 1 – Wahrscheinlichkeitsverteilungsgraphen der Zufallsvariablen Y = Prozessdauerzeit (gemessen in Tagen) für genehmigte und nicht homologierte Prozesse im Bundesstaat Piauí.

Quelle: erstellt von den Autoren auf der Grundlage von Abbildung 21 von CNJ (2019, S. 101).

Basierend auf dem Bild dieser Grafiken wurden Wahrscheinlichkeitsschätzungen von Y für Zeitintervalle von 365 Tagen vorgenommen. In Tabelle 2 werden diese Schätzwerte dargestellt, wobei noch einmal betont wird, dass sie aus den 256.056 Prozessen stammen, die zur Bewertung der Dauer jedes Prozesses berücksichtigt wurden.

Tabelle 2 – Wahrscheinlichkeit der Dauer in Jahren der 256.056 genehmigten und nicht homologierten Verfahren von 17 Gemeinden Piauí (5), Rio de Janeiro (4) und São Paulo (8)

Wahrscheinlichkeit, den Prozess zu beenden
UF Schließung

des Prozesses

1 bis

365 Tage

(1 Jahr)

366 a

730 Tage

(2 Jahre)

731 a

1095 Tage

(3 Jahre)

1096 bis

1460 Tage

(4 Jahre)

1461 a

1825 Tage

(5 Jahre)

≥ 1826

Tage

(≥ 6 Jahre)

PI gebilligt 0,08378 0,26254 0,30370 0,20701 0,11349 0,02947
PI Nicht genehmigt 0,11031 0,12678 0,18942 0,19666 0,21338 0,16346
RJ gebilligt 0,26445 0,31739 0,22030 0,12296 0,06782 0,00707
RJ Nicht genehmigt 0,25121 0,21401 0,16586 0,12153 0,11159 0,13580
SP gebilligt 0,43516 0,32410 0,14317 0,06840 0,02476 0,00441
SP Nicht genehmigt 0,19311 0,17613 0,15813 0,16624 0,14952 0,15687

Quelle: erstellt von den Autoren auf der Grundlage von Abbildung 21 von CNJ (2019, S. 101).

Basierend auf Tabelle 2 können Sie die Wahrscheinlichkeit abschätzen, einen bestimmten Prozess in Intervallen von einem Jahr abzuschließen. Zum Beispiel ist die Schätzung der Wahrscheinlichkeit, dass ein in Rio de Janeiro genehmigter Prozess in drei Jahren (zwischen 731 und 1095 Tagen) endet:

P (Y = 3) = 0,22030 = 22,03%.                                                                   (1)

Im statistischen Jargon ist die Zufallsvariable Y (Dauer in Prozesstagen) und jetzt betrachten wir diese Variable, gemessen in Jahren (365-Tage-Intervalle). So wird in (1) im statistischen Jargon angegeben, dass die Wahrscheinlichkeit, dass Y drei Jahre (zwischen 731 und 1095 Tagen) beträgt, 22,03%.

Nehmen wir als weiteres Beispiel die Wahrscheinlichkeit, dass ein nicht genehmigter Prozess in São Paulo in vier Jahren (zwischen 1096 und 1460 Tagen) endet, im statistischen Jargon geschrieben wird, wie in (2) dargestellt.

P (Y = 4) = 0,16624 = 16,624% ≈ 16,62%.                                                 (2)

Mit anderen Worten, gemäß Tabelle 2 können wir sagen, dass ein erstinstanzliches Verfahren in São Paulo, das nicht genehmigt wurde, eine Wahrscheinlichkeit von 16,62% hat, in vier Jahren (zwischen 1096 und 1460 Tagen) zu enden. Unter der Annahme, dass an einem bestimmten Tag n = 200 neue Fälle ersten Grades in São Paulo gemeldet werden und dass sie nicht homologiert werden. So wird erwartet, dass von diesen n = 200 Fällen 200 * 16,62% = 33,24 Fälle nur in vier Jahren (zwischen 1096 und 1460 Tagen) gelöst werden. Im statistischen Jargon heißt es, dass “der Erwartungswert (Hoffnung) für Y = 4 33,24 Fälle beträgt” und wird nach (3) geschrieben.

E (Y = 4) = 200 * 16,62% = 33,24 Fälle.                                                      (3)

Es sind diese Werte in Tabelle 2, die in der Simulation der vorliegenden Studie als Abschätzung der Wahrscheinlichkeit des Abschlusses in einem bestimmten Zeitraum t eines in São Paulo, Rio de Janeiro und Piauí genehmigten oder nicht genehmigten Verfahrens verwendet werden.

CNJ-DATEN (2021)

Die CNJ-Datenbank (2021) enthält mehrere historische Serien verschiedener Justizorgane, darunter Daten von TJPI, TJRJ und TJSP. Zusätzlich zur Berechnung der Indikatoren dieser Arbeit ist es notwendig, Daten über das Personal der Richter und Bediensteten der Gerichte zu haben, und die oben genannte Datenbank enthält diese historische Reihe.

Für diese Arbeit wurden drei Variablen aus den historischen Reihen von 2013 bis 2019 des TJRJ und TJSP und aus den historischen Reihen von 2016 bis 2019 für den TJPI abgerufen. Diese Zeiträume wurden gewählt, weil Rio de Janeiro und São Paulo von 2013 bis 2017 Prozesse von CNJ (2019) und für Piauí die Prozesse von 2016 und 2017 bewertet hatten. Die verwendeten Variablen sind in Tabelle 3 dargestellt.

Tabelle 3 – Variablen der historischen Reihen von 2013 bis 2019 von CNJ (2021) verwendet

Variablencode in der CNJ-Datenbank

Beschreibung der Variablen
cn1 Neue Fälle 1. Grades, die im Jahr entstehen
mag Gesamtzahl der verfügbaren Richter (im Jahr)
sajud1 Gesamtzahl der Server im Justizbereich des 1. Grades im Jahr

Quelle: erstellt von den Autoren auf der Grundlage von Abbildung 21 von CNJ (2019, S. 101).

Basierend auf diesen drei Variablen, die von 2013 bis 2019 gesammelt wurden, und basierend auf den geschätzten Werten der Wahrscheinlichkeit des Zeitpunkts des Endes des Lebenszyklus der in Tabelle 2 dargestellten Prozesse wurden die Simulationen der Dynamik der Prozessschließzeit durchgeführt.

SIMULATION DER PROZESSENDZEITDYNAMIK

Die Tabellen 1 und 2 zeigen die Rate der genehmigten (und nicht indirekt genehmigten) Prozesse und die Wahrscheinlichkeit, einen Fall in einem, zwei, drei, vier, fünf und sechs oder mehr Jahren abzuschließen. Mit diesen Daten ist es möglich, die Zeitdynamik der Prozesse zu simulieren, die effektiv neue Fälle ersten Grades für die TJPI, TJRJ und TJSP waren, deren Werte in der CNJ-Datenbank (2021) verfügbar sind.

Um die zeitlich dynamische Abschluss von Fällen zu bewerten, wurden nur die tatsächlichen Daten der neuen Fälle von 2013 bis 2109 für den TJRJ und TJSP und nur die neuen Fälle von 2016 und 2017 des TJPI berücksichtigt. Daher wurden die vor 2013 für den TJRJ und TJSP initiierten Prozesse nicht berechnet oder die Prozesse vor 2016 für den TJPI initiiert.

So haben wir auf die Aufzeichnungen neuer Fälle ersten Grades in den Jahren 2013 bis 2019 im TJRJ und TJSP und die Fälle, die von 2016 bis 2019 im TJPI aufgetreten sind, zugegriffen.Anschließend wurde die Schätzung jedes “Loses” neuer Fälle im Jahr berechnet, und des Prozentsatzes, in dem der Abschluss “homologiert” (über Mediation/Schlichtung) und der Abschluss “nicht genehmigt” war, basierend auf den in Tabelle 1 dargestellten Genehmigungsprozentsätzen. Anschließend wurde die Dauer jedes genehmigten und nicht homologierten Prozesses auf der Grundlage von Tabelle 2 für jeden der Prozesse geschätzt. Schließlich wurde die Schätzung der Prozesse im Prozess des betreffenden Jahres für jedes Jahr berechnet. Zum besseren Verständnis wird im Folgenden das Verfahren für die TJSP-Daten vorgestellt. Dieses Verfahren war für TJRJ und TJPI gleich.

Nehmen wir zunächst, um dies zu veranschaulichen, das Ergebnis der Anzahl der neuen Fälle ersten Grades im Jahr 2013 des TJSP. Diese Daten stammen aus der in Tabelle 3 erwähnten Variablen cn1. Laut CNJ (2021) gab es 2013 N = 4.188.012 neue Fälle ersten Grades. Basierend auf Tabelle 1 wird geschätzt, dass in São Paulo 8,02% der Fälle mit dem Status “homologiert” und die anderen Fälle mit dem Status “nicht genehmigt” gelöst werden. In Anbetracht dieser Rate wird daher erwartet, dass von den 4.188.012 Fällen H = 4.188.012 * 8,02% = 335.878,56 ≈ 335.879 genehmigten Fällen und NH = NH = 4.188.012 – 335.879 = 3.852.133 nicht genehmigten Fällen erwartet wird. Tabelle 4 enthält Schätzungen für genehmigte Fälle (H) und nicht homologierte (NH) neuer Fälle ersten Grades, die im TJSP von 2013 bis 2019 registriert wurden.

Tabelle 4 – Neue Fälle ersten Grades der Jahre 2013 bis 2019 des TJSP und erwartete Werte der genehmigten und nicht genehmigten Fälle

(A) (B) (C)
Jahr Neue Fälle

1. Grad (N)

(cn1)

Genehmigte Prozesse (H)

(Erwartungswert: 8,02%)

Abläufe

nicht homologiert (NH)

(Erwartungswert: 91,98%)

2013 4.188.012 335.879 3.852.133
2014 4.180.691 335.291 3.845.400
2015 3.204.471 256.999 2.947.472
2016 3.624.887 290.716 3.334.171
2017 4.005.941 321.276 3.684.665
2018 3.843.648 308.261 3.535.387
2019 3.925.116 314.794 3.610.322

Hinweis.: (A) Daten aus CNJ (2021) (B) Anteil der im TJSP genehmigten Fälle: 8,02% (siehe Tabelle 1) (C) Anteil der im TJSP nicht zugelassenen Verfahren: 91,98% (siehe Tabelle 1) Quelle: von den Autoren erstellt.

Als nächstes soll für jeden der neuen Fälle eines jeden Jahres geschätzt werden, wie lange es enden wird. Zur Durchführung dieser Schätzung wurde Tabelle 2 verwendet, in der eine Prozessabschlussschätzung in einem, zwei, drei, vier, fünf und sechs oder mehr Jahren geschätzt wird. Betrachten wir zum Beispiel die N = 4.188.012 neue Fälle ersten Grades, die 2013 in die TJSP aufgenommen wurden. Von diesen Fällen werden voraussichtlich 335.879 genehmigt und die anderen 3.852.133 nicht genehmigt.

Somit könnte die Zahl der in São Paulo genehmigten Fälle mit Schließung in einem Jahr (zwischen 1 und 365 Tagen) geschätzt werden, indem einfach H = 335.879 neue (erwartete) genehmigte Fälle mit der Wahrscheinlichkeit einer Schließung in einem Jahr multipliziert werden, was, wie wie in Tabelle 2 zu sehen ist, hat er einen Wert von 0,43516 ≈ 43,52 %. Von den 335.879 Fällen, von denen erwartet wird, dass sie durch Genehmigung gelöst werden, wird erwartet, dass 335.879 * 43,52% = 146.174,54 ≈ 146.175 Fälle in einem Jahr abgeschlossen werden. Und so wird es für die anderen Werte neuer Fälle gemacht.

In dieser Arbeit haben wir uns jedoch entschieden, eine Ziehung durchzuführen, um den Abschlusszeitpunkt jedes genehmigten und nicht genehmigten Prozesses basierend auf den in Tabelle 2 dargestellten Wahrscheinlichkeitswerten zu simulieren. Die Statistiksoftware R (2019) wurde verwendet, um Führen Sie die Zeichnungen mit der sample-Funktion dieser Software aus. In Abbildung 2 ist zur Veranschaulichung der Code in Sprache R dargestellt, der für die Stichprobenziehung von N = 4.188.012 neuen Fällen ersten Grades in São Paulo im Jahr 2013 verwendet wurde und in einem Jahr, zwei Jahren und so weiter bis sechs oder mehr Jahren endet .

Abbildung 2 – Code in R für die Stichprobenziehung N = 4.188.012 neue Fälle ersten Grades in São Paulo im Jahr 2013, die in einem Jahr, zwei Jahren usw. für bis zu sechs oder mehr Jahre enden.

Quelle: von den Autoren erstellt.

Wie in Abbildung 2 dargestellt, fassen die Programmvariablen in R coorte_H und coorte_NH die Verteilung des Endes von N = 4.188.012 Prozessen zusammen. Beispielsweise werden voraussichtlich 22.863 der 335.879 (erwarteten) Prozesse, die in São Paulo genehmigt wurden, in vier Jahren abgeschlossen sein (siehe den Wert in der Variablen coorte_H des R-Codes). Und es wird erwartet, dass beispielsweise 603.775 der 3.852.133 nicht genehmigten Fälle in sechs oder mehr Jahren enden werden (siehe den Wert in der Variablen coorte_NH des R-Codes). Zur besten Veranschaulichung zeigt Tabelle 5 diese Werte, die von Lot in der R-Softwareumgebung generiert werden.

Tabelle 5 – Verteilung von N = 4.188.012 neuen Fällen ersten Grades in São Paulo im Jahr 2013 nach den erwarteten Werten zugelassener und nicht homologierter Prozesse mit erwarteten Verschlusswerten in einem, zwei, drei, vier, fünf oder sechs oder mehr Jahren

Prozess 1 bis

365 Tage

(1 Jahr)

366 a

730 Tage

(2 Jahre)

731 a

1095 Tage

(3 Jahre)

1096 bis

1460 Tage

(4 Jahre)

1461 a

1825 Tage

(5 Jahre)

≥ 1826

Tage

(≥ 6 Jahre)

gesamt
SP – H 146.346 108.944 48.020 22.863 8.243 1.463 335.879
SP – NH 742.453 678.811 610.463 640.639 575.992 603.775 3.852.133
SP -Gesamt 888.799 787.755 658.483 663.502 584.235 605.238 4.188.012

Quelle: von den Autoren erstellt.

Aus Tabelle 5 geht hervor, dass von den N = 4.188.012 neuen Fällen aus dem Jahr 2013 888.799 (genehmigte und nicht genehmigte) im ersten Jahr des Verfahrens (im Jahr 2013) abgeschlossen werden. Im zweiten Jahr werden dann 787.755 Prozesse geschlossen (im Jahr 2014). Usw. Es wird noch einmal hervorgehoben, dass es sich um Erwartungswerte handelt, die auf der Grundlage der Wahrscheinlichkeitsverteilung der Zufallsvariablen Y (Zeit der Prozessdauer) aus der Arbeit von CNJ (2019) erhalten wurden. Dieses Ziehverfahren über Code R wurde für alle neuen Fälle (cn1) von 2013 bis 2019 für die TJRJ- und TJSP-Prozesse und neue Fälle (cn1) von 2016 bis 2019 für die TJPI-Prozesse durchgeführt.

Zum Beispiel zeigt Tabelle 6 die erwartete Gesamtzahl der abgeschlossenen Fälle (homologiert oder nicht) in einem, zwei, drei, vier, fünf und sechs oder mehr Jahren für neue Fälle ersten Grades von 2013 bis 2019 des TJSP.

Tabelle 6 – Erwartete Summe der abgeschlossenen Fälle (homologiert oder nicht) in einem, zwei, drei, vier, fünf und sechs oder mehr Jahren für die neuen Fälle ersten Grades der Jahre 2013 bis 2019 des TJSP.

Erwarteter Wert abgeschlossener Fälle (genehmigt oder nicht)
Jahr Neue Fälle

1. Grad

(cn1)

1 bis

365 Tage

(1 Jahr)

366 a

730 Tage

(2 Jahre)

731 a

1095 Tage

(3 Jahre)

1096 bis

1460 Tage

(4 Jahre)

1461 a

1825 Tage

(5 Jahre)

≥ 1826

Tage

(≥ 6 Jahre)

2013 4.188.012 888.799 787.755 658.483 663.502 584.235 605.238
2014 4.180.691 887.301 786.319 657.365 662.372 583.172 604.162
2015 3.204.471 680.326 602.709 503.557 507.519 447.275 463.085
2016 3.624.887 769.372 681.589 569.707 574.151 506.017 524.051
2017 4.005.941 850.145 753.420 629.885 634.495 559.051 578.945
2018 3.843.648 815.810 722.595 604.450 608.702 536.519 555.572
2019 3.925.116 832.942 737.991 617.214 621.685 547.975 567.309

Quelle: von den Autoren erstellt.

Mit den erwarteten Abschlusszeitwerten von genehmigten und nicht genehmigten Fällen (in Jahren) ist es möglich, die Gesamtzahl der im Laufe der Jahre anhängigen Fälle zu überprüfen und somit die anderen drei Indikatoren zu schätzen, die für diese Arbeit von Interesse sind: (1) der Index der Fälle pro Richter, (2) der Index der Fälle pro Server und (3) die jährliche Abschlussrate von Fällen.

Es gibt jedoch keine Informationen zum Startdatum und Enddatum der Prozesse in der CNJ-Datenbank. Wir kennen nur das Jahr, in dem die neuen Fälle (cn1) begannen. Um das Verständnis der Simulation der Dynamik der Schließzeit von Prozessen zu erleichtern und später die interessierenden Indikatoren zu berechnen, wurde daher berücksichtigt, dass alle neu registrierten Fälle ersten Grades am ersten Tag des Jahres, d 1. Aus diesem Grund wurde das Intervall von 365 Tagen (ein Jahr) gewählt, um die Wahrscheinlichkeit des Abschlusses des Prozesses abzuschätzen. Wenn also ein Prozess im Jahr 2013 begonnen hat und voraussichtlich für ein Jahr abgeschlossen wird, ist dieses Jahr das Jahr 2013, unabhängig davon, an welchem ​​Tag/Monat er begonnen wurde, da er als am 01.01.2013 begonnen gilt.

Um diese Dynamik der Prozessschließzeit zu visualisieren, wurden Lexis-Diagramme für die TJPI-, TJRJ- und TJSP-Daten erstellt. Zur Veranschaulichung ist das Lexis-Diagramm für die TJSP-Daten in Abbildung 3 dargestellt.

Abbildung 3 – Lexis-Diagramm der Abschlussdynamik von TJSP-Erstinstanzprozessen, die zwischen 2013 und 2019 begannen.

Quelle: von den Autoren erstellt.

Im Lexis-Diagramm ist die Anzahl der “aktiven” Prozesse in einem bestimmten Jahr in den diagonalen Spalten auf der linken Seite basierend auf dem betreffenden Jahr angeordnet. Um die Konstruktion und das Lesen des Lexis-Diagramms zu veranschaulichen, seien sie wie folgt: Im Jahr 2013 wurden N = 4.188.012 neue Fälle registriert, die konventionell am 01.01.2013 begannen. Laut Tabelle 6 werden 888.799 Fälle (genehmigt und nicht homologiert) dieser 4.188.012 in einem Jahr abgeschlossen, dh im selben Jahr, das 2013 begann. Aber die Justiz wurde für alle 4.188.012 Fälle ausgelöst. So wird im Lexis-Diagramm in Spalte 2013 und Zeile 1 Jahr der Wert der vom Hof bearbeiteten Prozesse erfasst, d. h. 4.188.012.

Aber für das zweite Jahr (im Jahr 2014) müssen wir von diesen 4.188.012 Prozessen 888.799 abziehen, die im Jahr 2013 gelöst wurden. Somit gibt es im Jahr 2014 4.188.012 – 888.799 = 3.299.213 Prozesse aus dem “Batch” 2013. Erfasst in Spalte 2013 Zeile 2 Jahre des Lexis-Diagramms. Aus Tabelle 6 ist ersichtlich, dass der erwartete Wert der Prozesse aus der Charge 2013, die mit zwei Jahren geschlossen werden sollen, 787.755 beträgt. Somit werden von den 3.299.213 Prozessen des Batches 2013 im zweiten Jahr (im Jahr 2014) 787.755 geschlossen. Damit folgen im dritten Jahr (2015) 3.299.213 – 787.755 = 2.511.458 Prozesse aus dem “Batch 2013”. Dieser Wert von 2.511.458 ist in Spalte 2013 Zeile 3 Jahre eingetragen.

Dadurch wird das Lexis-Diagramm für jede Spalte für ein bestimmtes Jahr ausgefüllt. Tabelle 6 enthält alle Werte, die zum Ausfüllen dieses Diagramms erforderlich sind. Ein weiteres Beispiel: Um die Werte des “Loses von 2018” auszufüllen, ist in Tabelle 6 vermerkt, dass im  1 Jahr 2018 3.843.648 neue Fälle aufgetreten sind. Dieser Wert wird in der Spalte Zeile 1 Jahr 2018 aufgezeichnet. Bereits im selben Jahr wurden 815.810 geschlossen. So gibt es für das zweite Jahr des “Loses 2018” (im Jahr 2019) 3.843.648 – 815.810 = 3.027.838 Fälle und dies wird in der Spalte Zeile 2 Jahre 2018 erfasst. Und von diesen 3.027.838 Fällen, die “zwei Jahre alt” sind, werden 722.595 in diesem zweiten Jahr enden. Somit wird es 3.027.838 – 722.595 = 2.305.243 “Lot 2018” -Prozesse geben, die in das dritte Jahr (2020) übergehen. Dieser Datensatz befindet sich in der Zeile 2018 Spalte 3 Jahre.

Nach Abschluss der Spalten Jahr für Jahr ist es dann möglich, die Anzahl der Prozesse im Prozess eines bestimmten Jahres zu überprüfen, die wie gesagt in den diagonalen Spalten auf der linken Seite basierend auf dem betreffenden Jahr angeordnet sind. Für das Jahr 2013 gibt es insgesamt 4.188.012 Fälle, die teilweise die Justiz besetzten. Im Jahr 2014 wurden 4.180.691 neue Fälle eingetragen, wie in Tabelle 6 zu sehen ist. Aber darüber hinaus gibt es immer noch den Rest von 3.299.213 “Lot 2013” -Fällen. Dann haben wir diagonal links von 2014 im Lexis-Diagramm 4.180.691 (Spalte 2014 Zeile 1 Jahr) + 3.299.213 (Spalte 2013 Zeile 2 Jahre) = 7.479.904 Fälle (erster Grad) aufgezeichnet, die im TJSP im Jahr 2014 verarbeitet wurden.

Im Jahr 2018 haben wir beispielsweise 12.383.821 Fälle 1. Grades, die die Justiz in irgendeiner Weise beschäftigen, wie folgt verteilt: 3.843.648 neue Fälle aus 2018 (Spalte 2018, Zeile 1 Jahr) + 3.155.796 Fälle aus 2 Jahren 2017 (Spalte 2017, Zeile 2 Jahre) + 2.173.926 Prozesse 3 Jahre 2016 (Spalte 2016 Zeile 3 Jahre) + 1.417.879 Prozesse 4 Jahre 2015 (Spalte 2015 Zeile 4 Jahre) + 1.187.334 Prozesse 5 Jahre 2014 (Spalte 2014 Zeile 5 Jahre) + 605.238 Prozesse 6 Jahre (oder mehr) ab 2013 (Spalte 2013 Zeile >= 6 Jahre).

Auf diese Weise wird jedes Jahr eine vernünftige Schätzung des Volumens der Prozesse erhalten und von dort aus ist es möglich, die in dieser Arbeit verwendeten Indikatoren zu berechnen, die sich aus der Simulation ergeben.

INDIKATOREN – VERZEICHNIS DER FÄLLE NACH RICHTER UND SERVERN PRO JAHR

Da man eine Schätzung des Volumens der im Laufe der Jahre bearbeiteten Fälle hat und die (tatsächlichen) Daten der Variablen mag und sajud1 erhalten werden (siehe Tabelle 3), ist es einfach, den Index der Fälle ersten Grades durch Richter und/oder Bedienstete über die Jahre zu berechnen. Laut der CNJ-Datenbank (2021) hatte die TJSP im Jahr 2013 2.501 Richter und im Jahr 2014 2.566 aktive Richter, nicht nur für Fälle ersten Grades, sondern auch für andere Fälle.

Dennoch wäre eine vernünftige Statistik, die hilft, die Effizienz der Justiz zu messen, der Wert des Grundes für die Strafverfolgung pro Richter. So hätten wir in São Paulo im Jahr 2013 einen Index von 4.188.012 / 2.501 = 1.674,74 Fälle / Richter und im Jahr 2014 ist dieser Index (3,3 299.213 + 4.180.691) / 2.566 = 7.479.904 / 2.566 = 2.915,01 Fälle / Richter. Von 2013 bis 2014 stieg die Belastung durch Richterverfahren um 74 %. Und es ist noch einmal erwähnenswert, dass wir nur die Verteilung von Fällen ersten Grades durch alle Richter berücksichtigen und in dieser Berechnung die Fälle vor 2013 nicht berechnet werden, was diese Rate sicherlich erhöhen würde.

Die Gründe für Magistrat und Server wurden für die Jahre 2013 bis 2019 für den TJRJ und TJSP berechnet. Für den TJPI, für die Jahre 2016 bis 2019. Zum Beispiel enthält Tabelle 7 die Werte der Indizes für Magistrate und Server für die TJSP-Daten.

Tabelle 7 – Zahl der Fälle nach Magistrat und Beamten der Chargen neuer Fälle ersten Grades (cn1) von 2013 bis 2019 im TJSP

Jahr gesamt

Abläufe

im Prozess

gesamt

Richter

(mag)

Indexprozesse nach

Richter

Server insgesamt

(1. Grad)

(sejud1)

Indexprozesse nach

Server

2013 4.188.012 2.501 1674,53 39.411 106,27
2014 7.479.904 2.566 2915,01 41.173 181,67
2015 9.009.319 2.335 3858,38 35.335 254,97
2016 10.509.078 2.397 4384,26 35.973 292,14
2017 11.822.071 2.519 4693,16 35.004 337,73
2018 12.383.821 2.581 4798,07 35.005 353,77
2019 12.474.071 2.503 4983,65 34.060 366,24

Quelle: von den Autoren erstellt.

INDIKATOR – RATE DER ABGESCHLOSSENEN PROZESSE IM JAHR

Ein weiterer Indikator, der die Effizienz der Mediation/Schlichtung signalisieren kann, ist die Rate der abgeschlossenen Fälle (E) im Jahr im Verhältnis zu allen Fällen, die im Jahr bearbeitet werden (T). Es ist das Ergebnis der E/T-Aufteilung, die von Null bis Eins reichen kann. Je näher an der Einheit, desto mehr Prozesse wurden im Jahr beendet. Wenn die Gebühr die Einheit ist, bedeutet dies, dass alle Verfahren, die im Jahr bearbeitet werden, im selben Jahr abgeschlossen wurden.

Zur Veranschaulichung zeigt Tabelle 8 die Werte der Raten der in den Jahren 2013 bis 2019 abgeschlossenen Rechtsstreitigkeiten, die sich aus der Simulation des Abschlusses der TJSP-Prozesse ergeben.

Tabelle 8 – Schlusskurs der Verfahren im Jahr – TJSP

Jahr Abgeschlossene Fälle

E)

Verfahren im Gange

(T)

Schlusskurs

(E/T)

2013 888.799 4.188.012 0,2122
2014 1.675.056 7.479.904 0,2239
2015 2.125.128 9.009.319 0,2359
2016 2.692.948 10.509.078 0,2562
2017 3.281.898 11.822.071 0,2776
2018 3.834.866 12.383.821 0,3097
2019 3.811.010 12.474.071 0,3055

Hinweis: Geschlossene Prozesse (E) sind erwartete Schlusswerte (siehe Tabelle 6) Quelle: von den Autoren vorbereitet.

EFFIZIENZ DURCH MEDIATION/SCHLICHTUNG

Die Verfahren, die mit den Daten des TJSP, TJRJ und TJPI durchgeführt wurden und die oben mit den tjsp-Daten veranschaulicht wurden, um Indikatoren für die Messung der Effizienz der Mediation / Schlichtung zu erhalten, basieren auf der Schätzung des Prozentsatzes der genehmigten Prozesse (mit einer Lösung durch Mediation / Schlichtung) von 8,02%, 1,27% und 2,07% für die erstinstanzlichen Prozesse des TJSP, TJRJ und TJPI.

Ziel dieser Arbeit ist es, zu untersuchen, ob Mediation/Schlichtung die Prozesse beschleunigen und zu einer höheren Effizienz der Justiz beitragen kann. Unter der Annahme, dass unter der Kontrolle des TJSP, TJRJ und TJPI Anstrengungen unternommen werden, um die Lösung von Konflikten durch Mediation / Schlichtung zu erhöhen, wurde die Simulation mit Daten von 2013 bis 2019 des CNJ unter der Annahme durchgeführt, dass die drei Gerichte eine Rate von 25% Mediation / Schlichtung erreichten und dann eine weitere Simulation mit einer Rate von 50% durchgeführt wurde. Für dieses Verfahren wurde die Auflösungswahrscheinlichkeit der genehmigten Prozesse wie in Tabelle 2 beschrieben beibehalten.

Die Ergebnisse dieser Simulationen für die Daten der drei Gerichte sind in den Abbildungen 4 bis 9 dargestellt.

Abbildung 4 – Simulationen von Indikatorwerten (a) Prozesse/Richter/Jahr und (b) Prozesse/Server/Jahr die TJSP-Daten.

Quelle: erstellt von den Autoren auf der Grundlage von Abbildung 21 von CNJ (2019, S. 101).

Für den Fallindex/Richter mit den Daten des TJSP zeigt Abbildung 4 einen erwarteten Wert von 1.675 Fällen/Richter im Jahr 2013. Im Jahr 2015 würde unter Berücksichtigung der Zustimmungsrate von 8,02% ein Index von 3.858 Fällen / Richter erwartet (unter Berücksichtigung des Vermächtnisses der verbleibenden Fälle von 2013, 2014 und den neuen im Jahr 2015). Wenn die Zustimmungsrate 25% betragen würde, würde diese Rate laut Simulation auf 3.666 Fälle / Richter sinken. Dies entspricht 3.858 – 3.666 = 192 weniger Fällen pro Richter, was 192 / 3.858 = 4,98% weniger Fälle für jeden Richter im Zeitraum von zwei Jahren (2013 bis 2015) entspricht. Und durch Simulation, wenn die Zustimmungsrate 50% kämen, würde diese Rate auf 3.382 Fälle / Richter fallen. Dies entspricht 3.858 – 3.382 = 476 weniger Fällen pro Richter, d.h. 476 / 3.858 = 12,34% weniger Fälle für jeden Richter im Zeitraum von zwei Jahren (2013 bis 2015).

Es sollte berücksichtigt werden, dass die Rate der Rechtssachen/Richter von der Anzahl der neuen Rechtssachen und der Anzahl der dem Gerichtshof zugewiesenen Richter abhängt. Wenn in einem bestimmten Jahr die Anzahl der Fälle viel höher ist als die neuen Fälle der Vorjahre und die Anzahl der Richter beibehalten oder sogar reduziert wird, wird die Rate der Fälle / Richter natürlich steigen. Diese Situationen sind jedoch unabhängig vom Mediations-/Schlichtungsverfahren.

Wie auch immer, laut Abbildung 4, unter der Annahme, dass im Zeitraum 2013 bis 2019 der Anteil der genehmigten Prozesse 25% betrug (wahrscheinlich ein Ziel, das leichter erreicht werden kann als der Anteil von 50%) Im Jahr 2019 wäre eine Belastung von 4.619 Fällen / Richter zu erwarten, während bei einem Anteil der genehmigten Fälle die derzeit geschätzten 8,02% im Jahr 2019 eine Belastung von 4.984 Fällen / Richter erwartet würde. Dies bedeutet, dass die Rate der genehmigten Fälle von 25% zu einer Verringerung von 4.984 – 4.619 = 365 Fällen führen würde, d.h. 365 / 4.984 = 7,32% weniger Fälle für jeden Richter. Ebenso würde die Auslastung der Prozesse pro Server im Jahr 2019 eine Reduzierung von 366 – 300 = 66 Prozessen darstellen, d.h. 66 / 366 = 18,03% weniger Prozesse für jeden Server.

Dies würde sicherlich zur Verbesserung der Qualität der Arbeit des Richters und des Bediensteten beitragen und zur allgemeinen Verbesserung der Funktionsweise des Justizsystems beitragen, dh zur Verbesserung der Effizienz der Justizarbeit.

Abbildung 5 – Simulationen von Indikatorwerten (a) Prozesse/Richter/Jahr und (b) Prozesse/Server/Jahr die TJRJ-Daten.

Quelle: von den Autoren erstellt.

Für den Index der Fälle/Richter mit den TJRJ-Daten ist in Abbildung 5 ein erwarteter Wert von 2.051 Fällen/Richter im Jahr 2013 zu sehen ) wäre ein Index von 4.515 Verfahren/Richter zu erwarten (unter Berücksichtigung der verbleibenden Verfahren aus den Jahren 2013, 2014, 2015 und der neuen aus 2016). Laut Simulation würde dieser Index bei einer Homologationsrate von 25 % auf 4.375 Prozesse/Richter sinken. Dies entspricht 4.515 – 4.375 = 140 weniger Fälle pro Richter, was 140 / 4.515 = 3,10 % weniger Fälle für jeden Richter im Dreijahreszeitraum (2013 bis 2016) bedeutet. Und nach der Simulation würde dieser Index bei einer Homologationsrate von 50% auf 4.227 Prozesse/Richter sinken. Dies entspricht 4.515 – 4.227 = 288 weniger Fälle pro Richter, dh 288 / 4.515 = 6,38 % weniger Fälle pro Richter im Dreijahreszeitraum (2013 bis 2016).

Unter der Annahme, dass im Zeitraum von 2013 bis 2019 der Anteil der genehmigten Prozesse bei 25% lag (wahrscheinlich ein leichter zu erreichenes Ziel im Vergleich zum Anteil von 50%) Im Jahr 2019 wäre eine Belastung von 4.068 Fällen / Richter zu erwarten, während bei einem Anteil der genehmigten Fälle die derzeit geschätzten 1,28% im Jahr 2019 eine Belastung von 4.284 Fällen / Richter erwartet würde. Dies bedeutet, dass die Rate der genehmigten Fälle von 25% zu einer Verringerung von 4.284 – 4.068 = 216 Fällen führen würde, d.h. 216 / 4.284 = 5,04% der weniger Fälle für jeden Richter. Ebenso würde die Auslastung der Prozesse pro Server im Jahr 2019 eine Reduzierung von 294 – 280 = 14 Prozessen darstellen, d.h. 14 / 294 = 4,76% weniger Prozesse für jeden Server.

Abbildung 6 – Simulationen der Werte der Indikatoren (a) Prozesse/Magistrat/Jahr und (b) Prozesse/Server/Jahr die Daten des TJPI.

Quelle: von den Autoren erstellt.

Die Ergebnisse der Simulation für die Piauí-Daten sind in Abbildung 6 dargestellt und was verifiziert wird, ist, dass mit dem Genehmigungsverfahren im Verhältnis von 25% eine Reduktion von 18 Jahren (2016 bis 2019) erzielt wird 43 – 1805 = 38 Fälle/Richter, was einer Reduktion von 38 / 1805 = 2,06% weniger Fällen für jeden Richter im Zeitraum von drei Jahren (2016 bis 2019) entspricht.Eine ähnliche Reduzierung wird für Server erzielt, da wir im Jahr 2019 180 – 176 = 4 weniger Prozesse für jeden Server hätten, was 4 / 180 = 2,22% weniger Workload entspricht.

Abbildung 7 – Simulationen der Werte der Abschlussraten der Prozesse im Jahr für den TJSP.

Quelle: von den Autoren erstellt.

In Abbildung 7 wird für den TJSP unter Berücksichtigung des Anteils von 25 % für genehmigte Prozesse eine jährliche Abschlussquote erwartet, die im Vergleich zur aktuellen Genehmigungsrate (8,02 % der Datenstichprobe) um durchschnittlich 3 % höher ist. Im Jahr 2019 beträgt die Abschlussquote beispielsweise 33,06% für die Zustimmungsrate von 25%, während die gleiche Rate 30,55% beträgt, wenn die Zustimmungsquote 8,02% beträgt. Dies bedeutet, dass im Jahr 2019 in einer Charge von 100 Fällen 33,06 mit einer Genehmigungsquote von 25% beendet werden sollten. Aber wenn die Zustimmungsquote 8,02% betragen würde, würde erwartet, dass 30,55 Fälle abgeschlossen werden, etwa drei weniger Prozesse.

Abbildung 8 – Simulationen der Werte der Abschlussraten der Prozesse im Jahr für den TJRJ.

Quelle: von den Autoren erstellt.

Für die TJRJ-Daten kann gesagt werden, dass die Verschlussrate im Wesentlichen unverändert bleibt und die Differenz eines Prozesses beibehalten wird, wenn die Genehmigungsquote 25% beträgt.

Abbildung 9 – Simulationen der Werte der Schlusskurse der Verfahren im Jahr für den TJPI.

Quelle: von den Autoren erstellt.

Für die TJPI-Daten wird beobachtet, dass nach drei Jahren (2016 bis 2019) die Abschlussrate um etwa 2% höher ist, verglichen mit einer Homologationsquote von 25% mit dem geschätzten Anteil von 2,07% (Stichprobendaten). Im Jahr 2019 wäre von jeder Charge von 100 Fällen der Abschluss von 20,70 Fällen gegenüber dem erwarteten Wert von 18,74 Fällen mit einer Zustimmungsrate von 2,07% zu erwarten.

ERGEBNISSE UND DISKUSSION

Die grundlegenden Daten für die Ergebnisse dieser Studie bestehen aus den Wahrscheinlichkeitswerten der Prozessabschlusszeit (genehmigt und nicht genehmigt), die in Tabelle 2 dargestellt sind. Es ist bemerkenswert, dass die Daten in dieser Tabelle aus einer Stichprobe von 256.056 Prozessen aus 17 Gemeinden, fünf Piauienses, acht Paulistas und vier aus Rio de Janeiro stammen, wie zuvor kommentiert.

Angenommen, eine Abschlusszeit eines Falles von bis zu zwei Jahren wird als angemessen angesehen, dh sie ist effizient im Hinblick auf die Maßnahmen des Richters zur Konfliktlösung. Basierend auf Tabelle 2 werden die genehmigten Prozesse in São Paulo wahrscheinlich in bis zu zwei Jahren enden, von 0,43516 + 0,32410 = 0,75926 ≈ 75,93%. Für nicht genehmigte Fälle beträgt diese Wahrscheinlichkeit 0,19311 + 0,17613 = 0,36924 ≈ 36,92%. Dies bedeutet, dass Mediation/Schlichtung eine größere Chance auf Konfliktlösung in zwei oder weniger Jahren darstellt als die signifikante Verkürzung der Lebensdauer des Prozesses innerhalb der Justiz.

Mit anderen Worten, die Daten aus der Stichprobe von Fällen im Rahmen des TJSP zeigten, dass von 100 neu genehmigten Fällen 1. Grades 76 innerhalb von zwei Jahren abgeschlossen wurden, während von 100 neuen nicht genehmigten Fällen nur 37 abgeschlossen wurden im selben Zeitraum, der die Effizienz der Mediation/Schlichtung zeigt, da weniger Zeit zu einer geringeren Verteilung der Fallbelastung durch Richter und Bedienstete und folglich zu einer Verbesserung der Qualität der Fallbewertung durch diese führt und auch allgemein zu einer gewissen Kostensenkung für die Justiz führt.

Für die Interpretation der Daten der drei Gerichte sind in Tabelle 9 die Wahrscheinlichkeiten, Die Chancen des Abschlusses und die Wurzel genehmigter Fälle und Prozesse dargestellt, die nicht innerhalb von zwei Jahren genehmigt wurden, auf der Grundlage der in Tabelle 2 dargestellten Schätzungen der Abschlusswahrscheinlichkeit.

Tabelle 9 – Wahrscheinlichkeit, Chance (Odds) und Quotengrund (odds ratio) genehmigter und nicht genehmigter Prozesse innerhalb von zwei Jahren

A)

Wahrscheinlichkeit

Prozess beenden

B)

Gelegenheit

Schließung

Bis zu 2 Jahre

x

Mehr als 2 Jahre

(H)

Grund des Zufalls

Schließung

gebilligt

x

Nicht genehmigt

In bis zu zwei Jahren

UF Abschluss des Prozesses (BIS 1)
Bis um
2 Jahre
(A2)

Mehr als 2 Jahre

(A1/A2)
PI gebilligt 0,34632 0,65368 0,5298
PI Nicht genehmigt 0,23709 0,76291 0,3108 1,7046
RJ gebilligt 0,58184 0,41816 1,3914
RJ Nicht genehmigt 0,46522 0,53478 0,8699 1,5995
SP gebilligt 0,75926 0,24074 3,1539
SP Nicht genehmigt 0,36924 0,63076 0,6330 4,9825

Quelle: von den Autoren erstellt.

Es gibt einen konzeptionellen Unterschied zwischen Wahrscheinlichkeit und Chance (Zufall bedeutet auf Englisch odds). Die Chance ergibt sich aus der Division der Eintrittswahrscheinlichkeit eines bestimmten interessierenden Ereignisses E (in unserem Fall repräsentiert E den innerhalb von 2 Jahren abgeschlossenen Ereignis Prozess) durch die Wahrscheinlichkeit des Nichteintritts dieses Ereignisses E. In Tabelle 9 in Spalte (A) diese Werte werden gefunden.

In Piauí zum Beispiel beträgt die Wahrscheinlichkeit (odds), dass ein genehmigtes Verfahren in bis zu zwei Jahren abgeschlossen wird, im Vergleich zu seiner Auflösung in mehr als zwei Jahren 0,34632 / 0,65368 = 0,5298. Da die Wahrscheinlichkeit weniger als eine Einheit beträgt, ist es besser, die Umkehrung zu “lesen”: 1 / 0,5298 = 1,8875, was bedeutet, dass “in Piauí die Chance, dass ein genehmigter Prozess in mehr als zwei Jahren endet, 1,8875-mal größer ist als die Chance, dieses Projekt in bis zu zwei Jahren abzuschließen”. Und wir können auch sagen, dass “in Piauí die Chance, dass ein genehmigter Prozess in mehr als zwei Jahren abgeschlossen wird, um 88,75 % höher ist als die Chance, dass dieses Projekt in zwei Jahren abgeschlossen wird”.

Ein anderes Beispiel: In São Paulo beträgt die Chance (odds) eines genehmigten Prozesses, der innerhalb von zwei Jahren gelöst werden muss, im Vergleich zu seiner Auflösung in mehr als zwei Jahren 0,75926 / 0,24074 = 3,1539. Wir können dann sagen, dass “in São Paulo die Wahrscheinlichkeit, dass ein genehmigter Prozess in bis zu zwei Jahren endet, 3,1539-mal größer ist als die Wahrscheinlichkeit, dass dieses Projekt in mehr als zwei Jahren endet”.

Wenn wir bedenken, dass die Datenstichprobe tatsächlich repräsentativ ist, dann deuten die Daten darauf hin, dass in Piauí die Prozesse “zeitaufwendiger” sind (mehr als zwei Jahre für die Auflösung), homologiert sind oder nicht (beachten Sie, dass in Piauí die Wahrscheinlichkeit, dass ein nicht homologeierter Prozess nach zwei Jahren endet, 1 / 0,3108 = 3,2175 mal größer ist als in bis zu zwei Jahren geschlossen zu werden). Für den Bundesstaat São Paulo signalisiert ein genehmigtes Verfahren große Chancen auf eine Schließung in bis zu zwei Jahren, was wiederum für eine bessere Effizienz der Justiz im Allgemeinen sorgt.

Schließlich können wir das (Odds Ratio) genehmigter Prozesse im Verhältnis zu nicht genehmigten Prozessen beurteilen, die innerhalb von zwei Jahren enden. Die Odds Ratio ist das Ergebnis der Aufteilung (Ratio) der chancen (Odds) des Abschlusses in bis zu 2 Jahre genehmigter Prozesse und nicht genehmigter Prozesse. Wie in Spalte (C) von Tabelle 9 zu sehen ist, ist in Piauí das Odds Ratio genehmigter Projekte, die innerhalb von zwei Jahren enden, 0,5298 / 0,3108 = 1,7046-mal höher im Vergleich zu nicht genehmigten Prozessen, d 2 Jahre.

Wir sehen, dass in São Paulo das Verhältnis des Zufalls zugunsten der genehmigten Prozesse fast fünfmal höher ist (4,9825). Wenn die Daten der verwendeten Stichprobe wirklich repräsentativ für die ausgewerteten Staaten sind, dann zeigte São Paulo, dass homologierte Prozesse dreimal häufiger in bis zu zwei Jahren gelöst werden als in mehr als zwei Jahren. Und dies zeigt durch die durchgeführten Simulationen ein angemessenes Maß an Effizienz, das sich hier in dieser Arbeit in der Verringerung der Belastung von Fällen durch Richter und Server und sogar in einer leichten Verringerung der Schließungsrate im Laufe der Zeit widerspiegelt.

In Rio de Janeiro zeigte die Simulation ebenfalls einen vernünftigen Effizienzgewinn, denn ein genehmigter Prozess hat 1,3914-mal mehr oder 39,14% mehr Chancen, in bis zu zwei Jahren gelöst zu werden, verglichen mit den Chancen, in mehr als zwei Jahren gelöst zu werden. Darüber hinaus präsentierte ein in Rio de Janeiro zugelassenes Verfahren durch Simulation 1,5995 mal oder 59,95% mehr Chancen, in bis zu zwei Jahren zu enden, im Vergleich zu einem nicht genehmigten Prozess.

Und schließlich zeigten die Daten von Piauí, dass der Trend ist, dass die Prozesse mehr als zwei Jahre dauern, um zu finalisieren, ob genehmigte Prozesse genehmigt werden oder nicht. Dennoch hatten sie, wenn sie zugelassen werden, im Vergleich zu nicht homologierten Patienten eine höhere Wahrscheinlichkeit, in bis zu zwei Jahren geschlossen zu werden (70,46%).

SCHLUSSFOLGERUNGEN UND EMPFEHLUNGEN

In dieser Arbeit könnte die Simulation mit realen Daten, die mit Schätzungen auch realer Daten arbeiten, Szenarien für die Arbeit der Justiz signalisieren, die Mediations- / Schlichtungsverfahren umfassen. Mehr Effizienz der Justiz zu erreichen, die auf einfache Weise durch die zeitliche Dynamik der Verfahrenslast durch Richter, Server, durch die Abschlussrate und durch die Geschwindigkeit des Lebenszyklus des Verfahrens gemessen wird, scheint zugunsten dieser Verfahren zu signalisieren.

Um den Simulationsprozess zu verbessern, kann es jedoch erforderlich sein, einen robusteren und umfassenderen probabilistischen Probenahmeplan durchzuführen. Um beispielsweise die Simulation zu verbessern, wäre es interessant, mehr Daten aus dem Lebenszyklus jedes Prozesses zu erhalten (genaues Start- und Enddatum, eventuelle Hindernisse usw.). und andere Daten wie Prozesskosten, Verfahren zwischen ausgelösten Sektoren usw. Die in dieser Arbeit verwendete Stichprobe war unbestreitbar relevant und leicht zugänglich. Möglicherweise ist jedoch die Repräsentativität dieser Stichprobe für den Umfang der Gerichte nicht ideal und daher die Warnung, zukünftige Arbeiten mit einer robusten Stichprobenplanung durchzuführen.

In jedem Fall können wir schlussfolgern, dass diese Simulation, die mit realen Daten durchgeführt wurde, signalisierte, dass Mediation / Schlichtung proaktiv zur Verbesserung (Effizienz) des Rechtssystems des Landes beitragen kann.

VERWEISE

ALVIM, José Eduardo Carreira. Justiça: acesso e descesso. Rio de Janeiro: EMASRF, 2003. Disponível em: Justiça: acesso e descesso – Jus.com.br | Jus Navigandi. Acesso em: 4 de jun. 2021.

BRASIL. Lei Nº 13.105, de 16 de março de 2015. Código de Processo Civil. 2015b. Disponível em: http://www.planalto.gov.br/ccivil_03/_Ato2015-2018/2015/Lei/L13105.htm. Acesso em: 10 mar. 2021.

BRASIL. Lei Nº 13.140, de 26 de junho de 2015. Dispõe sobre a mediação entre particulares como meio de solução de controvérsias e sobre à autocomposição de conflitos no âmbito da administração pública; altera a Lei no 9.469, de 10 de julho de 1997, e o Decreto no 70.235, de 6 de março de 1972; e revoga o § 2o do art. 6o da Lei no 9.469, de 10 de julho de 1997. 2015c. Disponível em: http://www.planalto.gov.br/ccivil_03/_ato2015-2018/2015/lei/l13140.htm. Acesso em: 10 mar. 2019.

CONSELHO NACIONAL DE JUSTIÇA. Justiça em Números 2020. Brasília: CNJ. Disponível em: WEB-V3-Justiça-em-Números-2020-atualizado-em-25-08-2020.pdf (cnj.jus.br). Acesso em: 4 de jan. 2021.

R CORE TEAM (2019). R: A language and environment for statistical computing. R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria. URL https://www.R-project.org/.

RUTCKEVISKI, João Carlos. A democratização do acesso à justiça: uma abordagem sobre a aproximação do judiciário da realidade social. Monografia apresentada como requisito parcial à conclusão do Curso de bacharelado em Direito na Universidade Federal do Paraná, Curitiba, 2002. Disponível em: A democratização do acesso à justiça : uma abordagem sobre a aproximação do judiciário da realidade social (ufpr.br). Acesso em: 04 de jun. 2021.

[1] Masterstudentin der Rechtswissenschaften – Alternative Lösungen für geschäftliche Streitigkeiten an der Rechtsschule São Paulo – EPD, Postgraduierten in Angemessenen Methoden der Konfliktlösung am Brasilianisches Institut für öffentliches Recht – IDP, Absolvent der Rechtswissenschaften am Centro Universitário de Brasília – UniCEUB.

[2] Doktor der Geographie an der UnB.

[3] Berater. Doktorat in Rechtswissenschaften.

Eingereicht: Juni 2021.

Genehmigt: Juni 2021.

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