中级微观经济学翻译.docx

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1、毒品罪犯监禁的实证分析【摘要】因毒品犯罪被监禁的囚犯人数从1980年到2000年增加了 15倍，本文首次尝试对政府禁毒政策巨大转变的影响进行实证争论，觉察涉毒囚犯的增加导致了其他类别罪犯的服刑时间的削减， 尤其是那些不是很严峻的罪行。并且毒品罪犯的监禁对于削减暴力以及财产犯罪的影响与关押其他类 别的罪犯一样有效。同时还觉察毒品价格由于毒品惩办的加强，从1985年以后上涨了 10-15%。依据 以往对于毒品价格需求弹性的估量，我们估算可卡因的消费削减了 20%o【正文】有关打击贩毒的我国政策在过去的20年里，经受了一个巨大的转变，在1980年，美国大约有24000 的囚犯是由于毒品犯罪被捕，20

2、年后，这个数字已经将近400000。相对于1980年，州以及我国监狱 的囚犯中因毒品犯罪被捕的或许不到8%,现在这个数字却已经超过30%。毒品犯罪被捕人数大幅度 提升发生美国毒品使用稳步下降的时代(Reinaeman and Levine 1997)。理论界已经有大量的文献分析了：增长的针对毒品交易的刑事法律所带来的结果以及缘由，(Boaz 1990, Duke and Gross 1993, Rasmussen and Benson 1994, Donziger 1996,Nadelman 1997)。大多数争 论者认为，毒品的使用和销售带来了一系列的外部效应，比方社区的破坏、犯罪，艾滋病的

3、传播，从 而他们觉得削减毒品的消费是一件对社会有益的事情。但也有一些例外，一些学者对这样的我国政策 持反对意见，包括监狱毒犯人数的持续增加。甚至有些以往的支持者也对打击毒品的执法力度的持续 增加持有保存意见(Alter2001, Perez-Pena, 2001 )o尽管有人开头重视毒品政策的问题，但是，目前理论界还是明显缺乏对于这些政策影响的严格的 实证争论。Benson and Rasmussen (1991),通过使用关于佛罗里达各州的横截面数据，觉察毒品犯 罪捕获率高的州，对于财产犯罪的处理率就小，他们认为由于打击贩毒的警力资源的增加就削减了打 击其他犯罪的力量。一方面，Miron (

4、1999)证明白谋杀率与毒品酒精的抵抗政策力度是正相关的。 在另一方面，DeSimone觉察，可卡因的价格和犯罪率之间是负相关的，从而说明，毒品的抵抗在肯 定程度上是可以削减犯罪的。至于有关制约毒品消费的刑事法律的影响，Desimone ( 1998)和Chaloupka, Grossman以及Tauras (1999)觉察了有关毒品使用的约束程度与更高的毒品消费之间有犯的变量使用的是滞后数据。表3使用暴力以及财产犯罪率作为被解释变量的独立结果。第一列和第三列呈现了使用合计监狱 人数进行的基线估量结果。其次列和第四列依据被判刑的犯罪类型进行分解。第一列和第三列的结果 与以往文献中估量出的结果相

5、同，虽然表三中的标准差远远大于以前的文献，但这是由于这里样本小 许多的缘由支暴力犯罪对于监狱人口规模的弹性为-0.09,财产犯罪对于监狱人口规模的弹性为-0.165。 依据那些重罪的类型不同，系数也会有所不同，毒品犯罪的点估量大于财产犯罪，但是比暴力犯罪以 及其他犯罪的数值都要小。在任何状况下，毒品犯罪与其他犯罪系数的显著性差异只在0.05的水平上，因此，没有人可以拒 绝，由于毒品犯罪带来的监狱人口规模的增加与对财产以及暴力犯罪的影响程度是一样的，从而增加 了其他类型的囚犯的人数。这样的结果与司法体系依据犯罪类型来安排有限牢狱资源的行为的优化是 全都的。第五局部 毒犯监禁对于毒品价格的影响对于

6、毒犯惩办力度加大的一个最主要的目的在于削减毒品的消费。正如前面所说过的那样，相对 于毒品消费者来说，有85%与毒品有关的惩办都是针对毒品卖方的。我们盼望毒品监禁的大幅度增加 可以削减毒品的供应，增加毒品的市场价格，从而削减毒品的消费。虽然表2中的时间序列数据与这 样的结论并不全都，或许是由于毒品惩办力度的增加是带来被猜想的影响了，但是由于其他因素(比 如毒品生产技术的进步等)的影响。假如是这样的话，假如没有对于毒品犯罪的惩办的话，毒品的市 场价格会削减更多，毒品的消费会增加更多。从1981年以来，我国犯罪报告方案中纪录了有关毒品的私下购买的细节，来弥补药物数据库的信息。 数据库中纪录了支付价格

7、，购买数量，购买地点以及药物的纯度。在典型的年份内，多余2000可卡因 或者提纯可卡因的购买被纪录在该数据库中。多余大多数城市比方芝加哥，购买5盎司或者更少量的 可卡因购买中有超过150被披露。通过该数据库，Rhodes以及Kling (1997)构建了涉及美国37个大城市 19 Levitt (1996)觉察假如使用监狱的诉讼作为监狱规模的工具变量，那么弹性会更大。我们在第一列和第三列的估量结果 会变成肯定值更大的负值。不幸的是，监狱人满为患的诉讼工具没法单独区分每种类型的罪行对于监狱人数规模的影 响。因此，这个工具变量没有关心我们解释是否监禁毒贩对于监禁其他罪犯带来的影响是不一样的。的，有

8、关可卡因的年度以及市级水平的时间序列数据。我们估量毒品价格与刑事司法之间是负相关的，所以构建以下模型：Pct =； （ 0Certainiyct0 + % Severity。总 + & J + （3）模型中，C代表城市，t代表年度，。代表犯罪类型（如毒品犯罪，暴力犯罪以及财产犯罪）。被解 释变量时市级层次的可卡因价格。这里的变量代表是各种类型的犯罪人均被捕数量，变量 Severity是指由于某一特定类别的犯罪被判入狱的囚犯局部。这里，仍旧包括了与前述表相同的协变量, 如城市层次的固定效应以及年度指数。虽然我们的价格序列有着城市层面的变动，但是回归方程中右 边的变量只在州层面变动，所以这里的标准

9、差已经被修正来考虑州级层面的数据集。回归模型中有关刑事司法的衡量明显是不完整的，人均逮捕率不仅与惩办确实定性有关，并且与 这个城市的犯罪活动的程度有关，我们可能理解为：潜在的犯罪数量越多，犯罪率就越高。在肯定程 度上，毒品价格可以反映这个城市犯罪活动的规模，那么关于犯罪率系数的理解可能会使人误会。例如, 一个城市毒品价格的变化是由于该城市毒品的需求带来的，并且惩办的机率在这段时间保持不变，我 们可以预料毒品价格与逮捕率之间有着正相关的关系。另一方面，假如某城市通过增加逮捕率来应对 毒品价格的下降，系数将表达毒品价格与逮捕之间的伪负相关的关系，即是真正的关系是正相关的。关于惩办严峻程度的替代变量

10、一一被逮捕的犯人中被监禁的局部人数，好像对这样的偏差比人均 逮捕这样的变量更不敏感的。我们衡量严峻程度的变量选取最大的缺陷在于它仅仅关注个人是否被判 入狱，忽视了预期被判服刑的时间。我们使用这样的变量是由于没有一个很好的方法来衡量预期被判 服刑的时间。值得关注的是，当我们使用我国犯罪报告方案的数据，将预期被判服刑的时间加入变量 中去时，结果是相像的。关于模型（3）回归出来的结果表达在表4中，第一列数据包括了惩办确定性的数据，惩办严峻程 度的数据在其次列。第三列结合了两者。人均毒品逮捕数的系数在第一列和第三列都是正相关的，且 显著的。毒品逮捕率每增加一个标准差，可卡因的市场价格就增加18%。人均

11、毒品监禁率的系数也是 正的，但是不显著。尽管如此，这个变量变动每增加一个标准误差（带来由于毒品拘留被监禁的可能性增力口8%),可卡因的价格将增加4.5-9%。将样本中，1985年与1996年人均毒品逮捕率的平均值进行 比拟(0.0046和0.0060)。逮捕人数的增加带来可卡因价格上涨10%,同样的计算方式，由于被捕导致 的被监禁人数的增加(从0.026上涨到0.061)表达了可卡因价格上涨了2-4%。禁毒政策的综合变化带 来可卡因价格变化12-14%。以往文献中，对长期毒品价格的弹性的估量是1-1.8(Van Ours 1995, Saffer、Chaloupka 1995, Grossma

12、n Chaloupka 1998, Liu 1999),采纳上述区间的中间值，1985年到1996年之间，由于毒品惩办 的增加带来的毒品价格的上涨导致毒品的消费削减或许20%2。暴力以及财产变量的系数是简单的，对于暴力犯罪惩办力度的增加也会带来毒品价格的上涨，虽 然影响程度相对于毒品惩办来说比拟小，但是对财产犯罪的约束也是负相关的，虽然不显著。对于这 样的现象的解释是由于毒品的买卖与暴力行为是互补的，毒品买卖与财产犯罪是替代的。财产犯罪惩 处力度的加大会导致毒品买卖更加活跃，增加了毒品的供应商，从而价格的下降。第六局部总结尽管公共政策很重要，但是之前并没有文献实证分析过与毒品有关的监禁的增加对

13、于犯罪率以及 毒品市场的影响。我们的论证结果显示了，对毒品犯罪的监禁带来了监狱囚犯的提前释放，尤其是实 施与毒品有关的财产犯罪被判刑或者毒品犯罪。然而，毒品犯罪监禁的增加并未显示增加了其他犯罪 数量，关押毒犯带来的暴力或者财产犯罪的削减与关押其他类型的罪犯并没有统计上的区分。除此之 外，毒品犯罪惩办确实定性和严峻性的增加带来了毒品价格的上涨，从而削减了毒品的消费。20毕竟对监禁毒贩的巨额投资是否有价值取决于社会归于犯罪数量和毒品使用削减的评价。对于 保护被害人所付出本钱的价值，甚至对于由于监禁带来犯罪削减最普遍的评价(Levitt 1996)都显示，目 前的监禁水平是过度的。然而有关毒品犯罪的

14、本钱效益的计算是有利的，毒品犯罪的监禁不仅削减了 犯罪，而且削减了毒品的消费。假如我们这篇文章中的估量是正确的，每年监禁400000毒犯所需花费 100亿美元，带来了毒品消费削减20%。Harwood, Fountain,和Livermore。998)估量1992年，由于非法这里的估量结果与Farrelly et al. (2000)的觉察相全都，他觉察大麻的使用相对于大麻的惩办的弹性是.0321毒品的使用带来的医疗本钱是121亿美元以及175亿美元的生产量的缺失2、毒品使用的削减在怎样的 程度上削减这些社会本钱还不明确。假如毒品的使用语社会本钱之间的关系是线性的，从而毒品犯罪 监禁带来的支出

15、其实来自于其自身，比方由于毒品带来的医疗费用的削减，以及生产力量的下降，依 据本文的估量，还存在犯罪的削减。当然，值得强调的是，这种本钱效益的计算结果是推算出来的， 还有许多其他相关的潜在本钱和效益没有包括在内。此外，可能还存在其他更为符合本钱效益的方法 来削减毒品的使用，这篇文章并没有进行研讨。Harwood, Fountain,和Livermore (1998)的估量已经使用调整到2000年的价格指数。附录:Figure I: Arrests and State Prison Committments by Crime TypeNew drug oomrrtmerts to Kate pf

16、tsoro-Adiit drug arestsa Nor-drug cormtmerrs td state dtsoos Nor-dnjq arrectsftgureibFigure 2: Cocaine Price and Consumption Estimates-o- RAND consunpoon t-ABT corstnoflor -Price or cocalrw |着弱的负相关的关系，Farrelly etaL (2000)认同他们的观点，他也认为大麻的惩办力度与大麻的使用 之间有着负相关的关系。目前，我们还没有觉察任何从事于评价抵抗毒品的刑事法律政策的其他基本方面的实证争论，比

17、 如在何种程度上，毒犯的监禁人数的增加削减了监狱其他罪犯的人数；相对于其他罪行，毒犯监禁带 来的相关犯罪的削减，毒品的惩办力度与毒品价格之间的关系等。在这篇文章中，我们首次尝试对这些问题进行系统的解释，首先，我们检查是否由于监狱容量的 限制，监禁大量的毒犯削减了从事其他罪行的罪犯被监禁的时间。我们觉察，这样的排挤效应是存在 的。尽管增加的毒贩的监禁人数带来了其他罪犯更快的被释放，但是由于这种方式带来的潜在的其他 罪行的增加是很小的：1980年以来，由于安排更多有限的监狱给毒犯，财产或者武力犯罪的比率只增 加了 1%-3%。对毒犯惩办的变化也有可能通过其他方式影响犯罪水平，例如毒品犯罪和其他罪行

18、之间 要么是替代关系，要么是互补关系，或者毒品惩办的变化会影响建立或维持毒品财产安排权带来的暴 力犯罪水平。然而，我们觉察监狱毒贩每增加一个带来的暴力和财产犯罪的削减与监狱每增加一个暴 力或者财产犯罪带来的犯罪的削减是相当的I。然后我们又对毒品惩办对于可卡因价格的影响进行了研讨。通过使用有关可卡因价格的市级面板 数据，(样原来源于卧底取得的有关可卡因的市场价格)，我们觉察，对于毒品的越严峻的惩办会带来 大量的毒品价格的增长。1985年-1996年中间毒品惩办的稳定性和强度的增加带来了可卡因市场价格上 涨了 12-14%,这些觉察说明，现有打击毒品的政策使得毒品供应者本钱的大幅度提升。目前对于长

19、期 的烈性毒品(比方可卡因、海洛因以及鸦片)的需求价格弹性的估量在-1-1.8之间(Van Ours 1995, Saffer and Chaloupka 1995, Grossman and Chaloupka 1998, Chaloupka, Grossman, and Tauras 1999, Liu 1999)o所以，1985年7996年之间，由于毒品惩办力度增加带来的毒品价格的上涨，毒品消费的 削减应当或许是20%。当然，不得不提，我们进行争论存在着大量不行忽视的局限性。第一，我们使用的数据虽然来自1这里表达了：要么毒犯从事其他罪行的速度与这些罪犯从事其他罪行被监禁的速度相当，要么由

20、于毒品犯罪监禁带 来的毒品交易的削减会直接带来暴利以及财产犯罪的削减。于最正确的来源，但是仍旧存在数据牢靠性的问题2。其次，虽然我们考虑了一系列不同的结果，但是仍 旧还有其他跟禁毒政策有关的结果我们没有进行检验，比方禁毒对于市政或者我国财政预算的影响。 第三，我们没有力量来检验毒品政策相对于其他替代方法的有用性，比方增加戒毒手段的可用性。尽 管我们觉察对于打击毒品的刑事法律至少在某种程度上得到了胜利，但是或许还有其他方法，可以以 更低的本钱取得同样的结果。第四，我们进行的多数解释之间实际上都是相关的，尽管之前已有文献 强调刑事司法体系内生性问题的重要性(Fisher and Nagin 197

21、8, Levitt 1996, Levitt 1997)O然而，在大部 分应用中，我们都是可以纪录由于内生性问题而带来的偏差的。文章其余局部的结构如下，其次局部简略的回顾了相关的毒品经济学理论，第三局部介绍了有关 监禁毒犯的增加对其他罪犯挤出效应的估量，第四局部解释了监禁规模、估计对毒品和非毒品罪犯的 惩办，财产犯罪和暴力犯罪之间的关系，第五局部估量了毒品惩办和毒品价格之间的关系，第六局部 是总结。其次局部 毒品犯罪经济学以及美国毒品公共政策对于区分非法毒品市场与其他商品市场最显著的经济学特征就是通过刑事惩罚对其安排与使用 进行严格的限制。图1表达了过去二十年，美国毒品政策的深远变化。表中显示

22、了成人由于毒品犯罪 被捕的人数与新增的被监禁毒犯人数的时间序列数据，为了便于比拟，图中也显示了由于重罪(财产3和暴力犯罪)被捕和这些罪行新增被监禁人数的数据。在全部状况下，为了便于比拟，我们将1980 年的指数设为标准值100o图中最值得关注的是监狱每年毒犯人数的增加在不到十年内增加了多于十 倍，监禁的毒犯人数的增加远远快于毒犯被捕人数的增加，尽管毒犯被捕人数在这段时期内增长速度 超过3倍，每年以超过1500万人的速度增加。虽然在图中没有表达，但是毒犯人数的增加趋势与每 年毒犯新增人数的增加是等同的，表达了在被捕入狱的条件下，毒犯人数的增加不是来自于长期徒刑 的结果。非毒品罪犯的人数基本保持持

23、平，但是每年增加的非毒品犯罪人数却增加了两倍，因此，尽2有关毒品消费和价格的州数据使用的高度批判见我国调查会议(2001)3我们使用这样特别的州监狱的数据是由于在整个争论的期间内，变量的连续数据可以收集到，但是联邦监狱的数据 并不能完整取得。管没有毒品监禁那么明显，但是用来关押其他罪犯监狱的增加趋势也是很明显的。对毒品的禁止与庇谷税带来的效应形成了鲜亮的比照，庇古税能够使得烟草酒精等类似产品的外 部效应内在化。Rasmussen、Benson (1994)和Miron Zwiebel (1995)解释了有关违禁物品的经 济现象，在价格固定的时候，违禁物品的供应可能要低于自由交易的物品，为了避开

24、被觉察给产品的 生产与安排带来了低效率。例如，在当前的管理体制下，可卡因都是在南美的一些比拟偏僻的地区， 以小规模不经济的方式进行生产，然后产品再以高本钱的方式私运进美国境内，最终在零售分销商的 贮存室进行包装4。止匕外，产品的市场价格必需上涨来弥补分销商被执法机构惩办和大量违禁物品被没 收的风险虽然Miron (2000)争论了，非法产品本钱的增加实质上与为了避开被觉察而带来的费用是相等的。 对政府禁毒政策的批判来自于毒品市场人力供应是相当有弹性的(Moore 1990, Rasmussen and Benson 1994),假如 一个毒品的交易者被抓了，但是为了毒品生产的顺当进行，会有另一

25、个人代替他的位置。即使这是正确的，但是我们 可以预期毒品犯罪惩办力度的增加带来了人力供应曲线的内移，毒品交易者需要猎取补贴来弥补他们所担当的风险。 Levitt和Venkatesh (2000)通过实证证明白进行毒品交易的风险的增加带来了毒品交易者收入的增加。 抵消这些因素的影响可能来自于“禁果”的性质，人们更情愿消费非法商品 依据司法统计局的数据，虽然或许3/4的与毒品有关被逮捕的人是由于财产犯罪而不是贩毒，2/3的由于毒品被监禁 的人是由于贩毒，很大一局部的贩毒者被监禁入狱。贩毒者的平均最高刑罚有三倍多。因此，1993年，我们计算的数 据显示了 86%的与毒品有关的监禁是由于贩毒。在肯定程

26、度上，被判财产罪的囚犯中有一局部是由于携带少量毒品的 毒品交易者，所以，真实的数值应当更高。,缉毒署(DEA 1996)估量，1996年全球可卡因的生产高到700公吨，同年，全球没收的 可卡因超过200公吨，大约是总量的30%,全部没收总量的大局部都是由联邦执法机构没收的。在需 求方面，在任何给定的价格下，由于可能受辱以及可能被惩办的影响6,非法药物的消费量可能要低于 合法药物的消费量。因此，依据标准经济模型，可以猜想：当某产品被禁止，产品消费的数量毫无疑 问会下降，但是对于产品的价格的影响还不确定。就像图1所显示的那样，美国在过去的二十年里，对于毒品惩办力度有着大幅度的增加，考虑到, 针对毒

27、品的惩办几乎都是针对贩毒者而不是吸毒者7,我们可以猜想：惩办力度的加大应当带来毒品价 格的上涨以及毒品消费的下降。但事实并非如此，图2呈现了美国每年可卡因的估价以及消耗量，图 中的数据来自于Rhodes、Kling (1997)的争论，他们使用了缉毒署关于毒品私下购买的资料库。我们 使用了两套不同的方法来估算随着时间的推移，美国每年的可卡因消费总量，一套是来自于兰德公司 的争论员之一(Everingham et al. 1995),另一套来自于Rhodes et al. (1998)3二十世纪八十年月的大多 数时期，可卡因的价格消失了大幅度下降，并且之后始终保持着平稳的状态，然而可卡因的消费随

28、着 价格下跌大幅度提升。可卡因的使用是20世纪80年月末的平稳还是20世纪80年月末之前的大幅度 下跌，取决于是依靠哪种消费的估算。20世纪80年月的价格下降和消费的提升正好与我们估计的结 果相反。这些数据显示了供应消失了戏剧性的外移而非内移，可能是由于贩毒、走私、零售的效率和 简单性增加。将图1和图2的数据结合起来，我们可以很简洁理解为什么禁毒政策患病了广泛的批判。 虽然，目前还不清晰价格是否会进一步下降，消费量是否会进一步提升，更使得毒品惩办的加强无法 得到落实。对于加强毒品犯罪惩办的进一步批判来自于这样的现实：毒品的禁止与增加的暴力犯罪之间的实 证关系(Miron 1999)o美国的谋杀

29、率在两个时期到达最高，一个时期是20世纪30年月，当时禁止毒 品的政策正在实行，另一个时期是20世纪90年月，禁毒政策正全面生效。解释暴力与毒品禁止之间 关系最主要的理由就是毒品市场合法产权的缺乏，虽然好像己经很清晰，禁毒政策促进了暴力的发生, 但是对于已经被禁止的物品的惩办力度的加大会带来犯罪的增加还是削减并不明确。在短期来看，更 大的执法力度通过破坏现有的财产安排权而导致暴力行为。假如统治某个地方的毒枭被捕，就会导致 由于想要垄断某地毒品市场而进行的竞争。从另一方面来说，参与这种暴力犯罪的意愿归咎于非法毒 品买卖带来的利润。在肯定程度上，毒品执法力度的加大，会削减毒品的需求，从而利润就会下

30、降， 从长期来看，暴力行为应当会削减。由于瘾君子为了获得吸毒所需的资金而进行犯罪，带来的惩办力度的增大对于犯罪数量的影响 还不明确，假如毒品的需求是完全无弹性的，由于瘾君子为了维持他们毒品的消费，毒品价格的增加 会带来更多的犯罪。但是状况并不是如此，执法力度的加强带来了毒品消费的削减。实际上，烈性药 物的需求在长期来看是比拟有弹性的(Van Ours 1995, Grossman and Chaloupka 1999)。禁毒执法力度的加强带来暴力行为的另一个渠道是由于打击毒品力度的加强削减了用来打击其 8关于可卡因的消费估量是依据最近比拟流行的家庭消费调查资料和以及每个使用者的支出和可卡因的价

31、格。这里请 参考更为具体的原始数据。对我们来说，我们需要纪录可卡因的消费数量是以估算的可卡因的价格来估量的，潜在的 引起了数量与价格之间的负相关关系。他犯罪的司法资源。至少在短期内，这样的论证是真实的。至少十年，这个我国几乎全部州监狱系统 已经到达或者接近其容量（Seike 1993）。通过建立新的监狱来增加容量需要许多年。其实，有许多其他 的方法使得短期内监狱系统可以容纳更多的囚犯，包括现有过剩的监狱设施，将犯人监禁在拘留所（监 禁一些正在等待判决或者被判少于一年的囚犯），采用私人监狱，或者与其他有监狱容量剩余的州联 系。在警察院、检察院和法院的资源配置上，使其远离有关毒品犯罪的其他罪行也是

32、有可能的。第三局部：毒犯的监禁是否削减了对其他罪行的惩办？这篇文章的实证争论开头于检验是否毒犯的监禁削减了用来惩办暴力或者财产犯罪的监狱数 量。为了检验这样的排挤问题，我们使用来自司法统计局执行的我国犯罪报告方案的数据，该方案供 应了两组独立的个人水平的数据：一组包括了全部监狱监禁人数，另一组是全部的监狱释放人数。数 据从1983年开头采集，开头是29个州，并每年增加，到1996年增加到37个州。其中有许多州披露 的是不完整的或者有明显缺陷的数据，尤其在早年的时候，因此，我们不得不排解152个年度数据， 也就是1983年-1996年之间数据总数的29%。这些变量包括了被监禁的毒犯是否是第一次被

33、抓，（相 对于由于假释被取消而其次次被抓），现有惩办里的最严峻的罪行以及被判的最长时间4关于监狱释 放的数据包括这些变量，而且包括实际被监禁的时间。表1呈现了我们使用的有关数据。毒犯人数占 全部新增的罪犯人数的20%以上，被监禁时间的中间值是监狱被判最长时间的30%-46%。与公众关于 毒品犯罪的强制性最低刑期的看法想反，在州监狱，这些罪犯被监禁的时间实际上是全部犯罪类型中 最低的。在本文的实证分析中，我们使用州固定效应模型来涵盖任何可能被忽视的随着时间的推移不变的 特征变量，正如使用年度虚拟变量来度量每年的全球波动性。表1的第三列呈现了这些州以及年度指 标被剔除以后这些变量的标准差。对于我国

34、犯罪报告方案的数据来说，或许30%-60%的变化被保存下 来。对于像黑人人口比重或者州人均收入这样的变量来说，保存下来变化更少。我们对于毒品犯罪监禁的排挤效应的争论使用以下模型：9数据库中还包括一些有限的个人特征，比方年龄，性别，以及种族。虽然在文中我们没有采用这些信息，由于我们 仅关注合计的数据。数据库并不包括犯罪活动前的一些信息。Median o of time served1 =取DvugShare1+ X./T+ A + q + 4。）在这里s代表州，t代表年限。在模型（1）中的被解释变量是指在第t年，被判某一特定罪的且被 释放的囚犯服刑时间的中位数。模型（1）单独对每种罪行进行估量。

35、我们对于毒犯监禁程度的度量 使用的是第t年，新增被判入狱的人数中毒犯所占的比率Q因此，模型联系了当年被判入狱的罪 犯的组成和被释放的囚犯实际服刑时间。假设毒品罪犯的增加对其他犯罪人数增加没有影响，且监狱 系统在一个稳定的状态，相关系数可以这样解释：毒品罪犯的增加对于其他已入狱罪犯的排挤程度L 相关系数假如为-1,那么为一对一的排挤，相关系数为。那么代表没有排挤效应。表达中的其他协变量（也 就是模型中的矢量X）是失业率、人均收入、人口中黑人的比重、麦芽酒的人均消费以及“有效”的 堕胎率（Donohue、Levitt 2001）由于数据库的限制，我们无法有效计算某个给定的年限，毒犯服刑的中位数时间

36、。 “假如监狱新增毒犯的增加带来了其他罪犯的削减，我们保守的估量了排挤效应的程度。但是我们没有找到任何证据 证明毒犯的增加排挤了监狱其他罪犯。一个有效的修正模型的方法是使用人均毒犯监禁增加率，掌握变量为新增的非 毒品犯罪的比率。当调整模型被采纳以后，我们得到了相像的数据。文中我们仍旧使用现在的模型，这是由于这样便 于解释变量的系数。 “有效”流产率是某个州的加权平均流产率，权数是按年龄进行分组的暴力犯罪的平数值。 我们认为的排挤效应不仅是针对增加的被监禁的毒品囚犯，阅历来说，其他罪行的罪犯被判入狱也会带来已入狱的 囚犯服刑时间的减短。但是其他罪行囚犯增加排挤效应的程度比毒品囚犯增加要小。,全部

37、的这些协变量在州层面是可以取得的。州固定效应和年度虚 拟变量被包括在全部的回归中。表2中呈现了由模型（1）的估量得到的有关联邦调查局设定指数为1的罪行的实证结果，比方诈 欺和毒品犯罪。从表中，我们可以清晰的看出，毒品监禁的排挤效应的程度与该罪行的严峻程度反相 关。对于大多数严峻的犯罪来说，比方谋杀罪和强奸罪，其点估量值很小，且统计上不显著。对于其 他暴力犯罪，比方抢劫和严峻恐吓罪，排挤效应的程度要大，从-0.53-0.93。新增加的被监禁的毒品 犯罪的比率越高，对于早期因毒品犯罪被判的囚犯的削减与对于财产犯罪囚犯的削减程度相同。依据 犯罪类别，以我们样本中各犯罪类型的释放人数比例为权数进行加权

38、平均，在较短的时间跨度内，包 括年度以及州固定效应的状况下，分析隐含了这样的结果：总体的排挤效应是-0.53。因此，平均来讲, 每两个毒犯被判入狱，带来了监狱囚犯总人数增加一个，其中一个毒犯替代了现有的被释放的囚犯巴表2的最终两行呈现了使用不同变量的系数，觉察排解其他变量对每个变量系数的影响很小。表 的下面，我们使用几个月内实际服刑时间的中卫数作为被解释变量（而不是被判入狱而服刑的最大时 间）。由于用于解释的单位不同，这一行系数与其他使用其他规格变量时的系数并不行比。除了强奸 罪意外，其他变量相对于毒品犯罪变化是负相关的。毒品犯罪每增加10%就削减谋杀罪服刑时间7.6个 月，对于其他罪行来说，

39、削减或许2-6个月。由于越严峻的罪行被判入狱时间越长，暴力犯罪的系数是 表中最小的。由于威慑力的削减以及削减的丧失民事行为力量，从而使得服刑时间的削减带来了非毒品犯罪的 增加，这也就是对于打击毒品政策的批判所在。然而，或许计算一下，我们可以觉察影响是薄弱的。 由于毒品犯罪增加的被监禁的人数占全部增加的监禁人数的比从1986年的10%增加到1996年的30%, 依据表2的系数，对于财产犯罪服刑时间的削减是10%-12%,对于抢劫罪和严峻的恐吓罪来讲是7%, 对于谋杀罪来讲是4%。以往对犯罪对惩办力度弹性的估量为-0.1- -0.3（Marvell和Moody 1994, Levitt 1996,

40、 Levitt 1997, Donohue和Siegel man 1998）O因此，由于毒品犯罪惩办的排挤效应带来的惩办力度 的减小，导致了财产犯罪的增加为1-3.6%。对于抢劫罪和严峻恐吓罪来讲，或许是0.7-2.1%,对于谋 杀罪来说，这个数值仅为小1/2。依据观看年度的犯罪量的波动来看，美国的谋杀罪从1991年.1999年 下降了46%,所以潜在的排挤效应是很小的。表2中的其他系数也是特别有用的，当失业率较高的时候，被判的程度稍有下降：失业率增加1% 带来了大多数类型的罪行被判入狱的中位数时间下降1%。州财政收入的增加带来了被判程度的减小, 人口中黑人比重以及人均麦芽酒的消费的增加带来了

41、被判程度的增加。第四局部.监禁毒犯对于削减暴力以及财产犯罪的效果如何？由于一系列的解释，上述关于排挤效应的简洁的解释并不能反响毒品执法力度对于其他犯罪的全 部影响。第一，在肯定程度上，毒品犯罪与其他犯罪是替代（互补）关系，由于惩办力度的加大带来 的毒品犯罪本钱的增加会增加（削减）其他类型的犯罪。有一些证据（Thornberry etal. 1994 , Levitt和 Venkatesh 2001）证明毒品犯罪与其他类型犯罪之间是互补的，从而毒品惩办的增加也会同样削减其他类型的犯罪，其次，被监禁的毒犯也会参与暴力以及财产犯罪15。因此，假如其他因素不变，被监禁 的毒犯的增加可能会由于丧失民事行

42、为力量，削减财产和暴力犯罪。最终，就像前面表达过的，对于 毒品犯罪的惩办可能会转变吸毒者由于争夺毒品的产权而参与暴力或者其他犯罪的动机。上述的争论表达了我们不确定毕竟毒犯的监禁是怎样影响暴力以及财产犯罪的。为了更正式的研 讨这个问题，我们构建了一下模型：= % ln(prisonei*t.i)*(piisoner sliaieC314) + XJ + 4 + q +口(2)r在这里s是指州，t是指年度，c是指不同的犯罪类型。这里被解释变量是指人均犯罪率叫模型(2) 中反映的内容表达了以往调查中所使用的，比方Marvell、Moody (1994), Levitt (1996),他们仅仅关注 犯

43、罪的总人数，因此为表达对于实施不同的犯罪被判刑的系数。相比拟而言，我们允许相对于由于其 他缘由被定罪的罪犯而言(比方毒品犯罪、财产犯罪或者其他)前面已经争论过，毒品罪犯的大规模的监禁导致更多人在某个时间参与毒品交易(这是由于潜在的卖家被监禁，他 们目前没有力量来买卖毒品)，假如这是正确的话，从而毒品交易的一次性曝光带来了长期的非毒品犯罪活动，从而毒 品的惩办率的增加带来了非毒品犯罪的增加。 Beck和Shipley (1989)解释了 1983年州监狱在释放后三年内重新逮捕的囚犯。或许由于毒品犯罪被捕的囚犯中释 放后有一半三年内被重新逮捕，在这些重新逮捕的犯人中，有1/4是由于暴力犯罪，有1/

44、2是由于财产犯罪，相反的， 由于财产罪或者暴力罪被判刑的重罪犯中，1/6在释放后由于毒品在三年内被重新逮捕。值得留意的是这篇争论解释的 是20实际80年月中期的数据，当时毒品犯罪的逮捕率只是现在的一半额时候。假如这个争论现在重新执行，毒品和 非毒品犯罪之间的重叠会更大。 16假设每一单位犯罪的惩办是不变的，那么假如犯罪的增加，监狱人口的规模将同比增长，或许会由于起诉和判刑的耽 搁而消失延迟，使用滞后一期的监狱人口规模的数据避开了这种由于机械的，因果关系颠倒带来的关系。 被归类为其他的犯罪主要是由暴力犯罪，财产财物，强奸以及破坏社会秩序等。 我们可以简洁的估算犯罪与不同类型的囚犯之间的弹性，同时得到其边际影响。变量监狱的份额是由使用我国犯罪 报告方案得到的有关囚犯被判以及被释放的数据计算得出。,由于暴力犯罪被定罪的罪犯被对 犯罪有着不同的影响。囚犯人数以及每种类型囚犯人数的比重是以某一特定时间某个特定州的存量囚 犯人数为基础的。假如系数肯定值 drug比s要小，说明白由于毒品犯罪带来的囚犯人口增加的州犯 罪数量的削减要小于不是由于毒品犯罪带来的囚犯人口的增加。假如每一单位的罪犯被判入狱对这四 种犯罪类型(毒品、暴力、财产和其他)的影响是相同，那么每一个系数都应当是相同的，并且与使 用囚犯总人数的弹性相等艮 过去用过的协变量也被包含在该模型中。为了使得内生性最小，有关囚