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食品安全犯罪的量刑特征与模型构建——基于2067例裁判的实证考察
作者:章 桦 来源:《法学》2018年第10期 发布时间:2018年11月29日 点击数:

  食品安全问题一直是公众关注的焦点,也引起了立法上、行政监管上的一系列变革,在刑事立法及司法方面也作出了积极的调整。2011年5月1日起施行的《刑法修正案(八)》(下文简称《修正案(八)》)不仅对原生产、销售不符合卫生标准食品罪和生产、销售有毒、有害食品罪进行了相应修改,还特别增设了食品安全监管人员失职罪,进一步加强了对食品安全的刑法保护。[1]针对生产、销售有毒、有害食品罪而言,取消了拘役刑和单处罚金刑的适用,删除了罚金数额的限制,增加了其他严重情节的加重处罚,将“对人体健康造成特别严重危害的”修改为“有其他特别严重情节的”。2013年4月28日最高人民法院、最高人民检察院《关于办理危害食品安全刑事案件适用法律若干问题的解释》(以下简称《食品安全司法解释》)提出了从严惩治食品安全犯罪的司法适用。司法实践中生产、销售有毒、有害食品罪的量刑现状如何?量刑上具备哪些特征?量刑上是否有规律可循?量刑是否与学界认为的从严惩处食品犯罪的刑事政策相一致等问题是实证研究学者企图寻找的答案。
  一、样本的选择及实证研究方法
  (一)样本来源及研究对象
  从“中国裁判文书网”中随机选取了裁判时间在2013年5月1日以后的生产、销售有毒、有害食品罪的刑事判决书,以保证是在《修正案(八)》及《食品安全司法解释》颁布之后裁判的,共计1630份。所有案例涉及到全国25个省市自治区。由于1630份判决书中记载的自然人犯罪占到样本的99.3%,本文主要研究自然人所构成的生产、销售有毒、有害食品罪。另外,仅有2例判决书出现造成人员伤亡情况,由于出现频率非常低,本文将其从样本中删除,仅研究本罪未造成人员伤亡的案例。由于存在共同犯罪,为了使实证分析客观科学,本文以判决书所记载的每一个被告人作为一个测量单位进行数据的整理录入,共计2130个被告人构成生产、销售有毒、有害食品罪。但是在刑种的适用上,有26个被告人的刑种选择存在问题,因《修正案(八)》进行了修改,删除了本罪的拘役刑种,该26个被告人的刑种仍然适用的是拘役,本文不讨论其出现的原因,为了使分析结果具有合法性,将其从样本中删除。免于刑事处罚一共6例,由于出现的频率较低,本文也将其删除。剩下的有期徒刑中,由于处于第一档刑期(5年以下有期徒刑的案件)占到了样本的98.5%,其他量刑幅度仅有31个记录,本文也只研究处于第一档刑期中的生产、销售有毒、有害食品罪。所以,本文将基本符合量刑规范构成生产、销售有毒、有害食品罪的2067个被告人作为研究对象。
  (二)实证研究方法
  根据《修正案(八)》及《食品安全司法解释》,结合刑法关于生产、销售有毒、有害食品罪的基本理论,本文设置了生产、销售有毒、有害食品罪的15个变量:犯罪所属地区、犯罪主体性别、犯罪主体年龄、犯罪主体文化程度、是否共同犯罪、犯罪中所起作用大小、共同犯罪人数、犯罪持续时间、销售金额、犯罪后的表现情况、刑期、是否缓刑、缓刑考验期、并处罚金的数额、适用缓刑后是否宣告禁止令。将2067个生产、销售有毒、有害食品罪的被告人的量刑按照以上变量进行归纳整理,运用SPSS17.0统计分析软件进行实证分析。综合运用T检验、卡方分析、方差分析、相关分析、多元回归分析、二元logistic回归分析等统计学分析方法。按照影响因素的顺序对有期徒刑刑期、罚金数额、缓刑适用进行全面分析,在量刑均衡性的基础上构建本罪的量刑基础模型,在从严刑事政策的指导下探索出本罪的量刑修正模型。
  二、生产、销售有毒、有害食品罪犯罪量刑基本情况
  毋庸置疑,在我国当前食品安全犯罪形势依然严峻的情况下,从严惩治食品安全犯罪是国家的必要之举。对于《修正案(八)》食品犯罪的相关修正,许桂敏教授认为:“不仅是主刑的类型发生了变化,附加刑的内容也渐趋严厉,显示了我国对食品安全问题的重视,也体现了治食品乱象下用重典的立法精神,贯彻了宽严相济刑事政策该严就严的一面。”[2]李兰英教授指出:“在当前司法实践中,审理食品安全犯罪存在着‘以危害手段的恶劣程度和社会危害性的大小来判断罪名’,追求‘以重罪重刑制裁’的倾向。”[3]但从重的刑法规定和司法实践重刑制裁的倾向并没有造成食品安全犯罪的减少,由此储槐植教授反思我国对于食品犯罪“厉而不严”的刑事政策,不严的原因归结于食品安全刑事法网不严密,打击的范围过于狭窄。[4]学者们的讨论局限于立法上的“严厉”和未经证实的司法实践从重倾向,如若继续忽略了司法实践的真实情况,企图以法网“严密”来惩治和预防食品犯罪,仍然会陷入治理乏效的循环圈。司法实践的真实情况到底如何,从严的刑事政策是否在司法实践中得以贯彻,实然的刑罚量是否足以抵消或制止促成犯罪的因素,是否能达到刑罚的特别预防和一般预防的作用,只有在准确掌握全国食品安全犯罪案件整体刑罚量的逻辑基础上,才能对刑事立法、刑事政策和刑事司法进行重新的定义,才能产生正确的认识。
  (一)有期徒刑量刑总体偏轻
  生产、销售有毒、有害食品罪有期徒刑量刑远远低于法定刑中线,法官群体集体选择了量刑上的从轻,并未体现从严惩处的刑事政策。2067个被告人的量刑全部为生产、销售有毒、有害食品罪的第一档刑期,即5年以下(60个月以下)有期徒刑。全国对生产、销售有毒、有害食品罪的量刑均值为11.07个月,众数[5]为6个月,中位数[6]为8个月,最低量刑为6个月,共计886个案例,占到案例总数的42.9%,最高量刑为60个月。出现最多的量刑选择为6个月、7个月、8个月、12个月,共计1507个案例,占总案例的72.9%。选择在法定刑中线30个月以下进行量刑的案例有1986个,占到总案例的96.1%(见表1)。从中我们可以看出,生产、销售有毒、有害食品罪量刑总体偏低,实然的量刑中位数8个月远远低于应然的法定刑中线30个月,其差值为22个月,并且法官几乎都选择在法定刑中线以下进行量刑,与从严惩处的刑事政策相去甚远,与学者所谓重刑制裁的司法裁判倾向截然不同。
  表1有期徒刑的刑期频率分布[7]
┌────────┬────────┬─────────┬─────────┐
│刑期      │案例数     │所占百分比    │累积百分比    │
├────────┼────────┼─────────┼─────────┤
│6.0       │886       │42.9%       │42.9%       │
├────────┼────────┼─────────┼─────────┤
│7.0       │120       │5.8%       │48.7%       │
├────────┼────────┼─────────┼─────────┤
│8.0       │159       │7.7%       │56.4%       │
├────────┼────────┼─────────┼─────────┤
│12.0      │342       │16.5%       │80.7%       │
├────────┼────────┼─────────┼─────────┤
│18.0      │101       │4.9%       │89.4%       │
├────────┼────────┼─────────┼─────────┤
│24.0      │97       │4.7%       │94.8%       │
├────────┼────────┼─────────┼─────────┤
│30.0      │19       │0.9%       │96.1%       │
└────────┴────────┴─────────┴─────────┘

  (二)缓刑适用率远高于全国平均水平,缓刑考验期较短
  全国2067个生产、销售有毒、有害食品罪犯罪量刑中,适用缓刑的被告人为1034人,占到总体案例的50%,相对我国缓刑适用的平均水平而言(2010年26.32%%,2011年29.41%,2012年30.26%[8]),缓刑的适用率高出了近20个百分点。缓刑考验期均值为16个月,中位数为12个月,众数为12个月,共计750个案例,占到案例总数的72.5%,最低缓刑考验期为6个月,最高缓刑考验期为60个月。缓刑考验期在24个月以内的案例占到案例总数的93.4%,缓刑考验期较短(见表2)。笔者认为,从刑法的一般预防角度而言,对于生产、销售有毒、有害食品罪犯罪,应当减少缓刑适用率,并增加缓刑考验期。2011年5月27日最高人民法院《关于进一步加大力度,依法严惩危害食品安全及相关职务犯罪的通知》(以下简称《最高法食品安全犯罪通知》)就明确规定要从严把握对危害食品安全的犯罪分子适用缓免刑的条件,但司法实践中并未很好地贯彻执行。同时,根据《食品安全司法解释》第18条的规定,对于符合刑法规定的缓刑适用条件的犯罪分子,可以适用缓刑,但是应当同时宣告禁止令,禁止其在缓刑考验期限内从事食品生产、销售及相关活动。“关于禁止令裁判的方式主要有在判决书中一并表述和以单独的管制、缓刑禁止令决定书表述两种方式。”[9]而2011年《关于对判处管制、宣告缓刑的犯罪分子适用禁止令有关问题的规定(试行)》8条明确规定了我国应当在裁判文书主文部分单独作为一项予以宣告,但本罪中适用缓刑的被告人为1034人,而判决书中仅记载了对636人宣告禁止令,这也反映出最高人民法院关于宣告禁止令的司法解释和相关规定并未得到很好地执行,同时较高的缓刑适用率也有违从严惩处的刑事政策。
  表2缓刑考验期频率分布
┌─────────┬───────┬───────────┬─────────┐
│缓刑刑期     │案例数    │所占百分比      │累计百分比    │
├─────────┼───────┼───────────┼─────────┤
│6         │2       │0.2%         │0.2%       │
├─────────┼───────┼───────────┼─────────┤
│12        │750      │72.5%         │73%        │
├─────────┼───────┼───────────┼─────────┤
│18        │29      │2.8%         │76.1%       │
├─────────┼───────┼───────────┼─────────┤
│24        │179      │17.3%         │93.4%       │
├─────────┼───────┼───────────┼─────────┤
│36        │42      │4.1%         │97.5%       │
├─────────┼───────┼───────────┼─────────┤
│60        │5       │0.5%         │100%       │
└─────────┴───────┴───────────┴─────────┘

  (三)罚金量刑总体偏轻,个别量刑畸高
  全国2067个生产、销售有毒、有害食品罪犯罪量刑中,罚金数额均值为32785.6元,标准差[10]为143748.1元,最低罚金数额为1000元、最高罚金数额为300万元,说明罚金量刑的离散程度较高,差异较大。但同时也有一定的集中规律,罚金数额的选择主要集中在1000元、2000元、3000元、5000元、10000元、20000元。罚金数额在20000元以下的占到样本的81%,50000元以下占到样本的91.3%(见表3)。罚金数额的量刑总体还是偏低,难以体现《最高法食品安全犯罪通知》要加大财产刑的判处力度,用足、用好罚金、没收财产等刑罚手段,剥夺犯罪分子再次犯罪的能力的规定。如此总体偏轻的罚金刑使得食品犯罪分子在一定程度上仍然具有较大的再犯可能性。
  表3罚金数额频率分布
┌─────────┬─────────┬────────┬─────────┐
│罚金数额     │案例数      │所占百分比   │累计百分比    │
├─────────┼─────────┼────────┼─────────┤
│1000       │73        │3.5%      │3.5%       │
├─────────┼─────────┼────────┼─────────┤
│2000       │190        │9.2%      │12.8%       │
├─────────┼─────────┼────────┼─────────┤
│3000       │129        │6.2%      │19.1%       │
├─────────┼─────────┼────────┼─────────┤
│5000       │299        │14.5%      │35.1%       │
├─────────┼─────────┼────────┼─────────┤
│10000       │354        │17.1%      │59.2%       │
├─────────┼─────────┼────────┼─────────┤
│20000       │354        │17.1%      │81%        │
├─────────┼─────────┼────────┼─────────┤
│50000       │61        │3%       │91.3%       │
└─────────┴─────────┴────────┴─────────┘

  三、生产、销售有毒、有害食品罪犯罪量刑特征考察
  (一)生产、销售有毒、有害食品罪犯罪有期徒刑量刑特征考察
  1.有期徒刑量刑西部最高、东部最低,各地区之间的差异显著。“在中国司法实践中,量刑失衡存在并且较为严重已是一个不争的事实,量刑失衡的程度大约30%。”[11]全国2067个生产、销售有毒、有害食品罪的量刑涉及到25个省市自治区,按照经济发展情况将其分为东部、中部、西部三个地区进行考察。东部地区、中部地区、西部地区的量刑均值分别为11.99个月、9.37个月、14.40个月。通过LSD法[12]进行两两比较检验,西部地区量刑明显高于中部和东部地区,中部地区的量刑明显低于东部和西部地区(P值<0.05),可见全国范围内有期徒刑量刑存在地区不均衡现象。
  2.女性犯罪的量刑明显低于男性。女性犯生产、销售有毒、有害食品罪的量刑均值为9.61个月,男性犯罪的量刑均值为11.24个月,前者量刑比后者低1.63个月。通过方差分析,二者的量刑存在显著性差异(F值=12.624,P值<0.05),按照刑法适用人人平等原则,刑事处罚不能因性别的不同而产生差异,但长期以来立法上对女性的保护,社会对女性的更多包容与关爱,使得法官群体对女性犯罪在一定程度给予了从宽处理。
  3.犯罪主体的年龄呈正态分布,量刑与年龄在一定程度上存在反比的趋势。犯罪主体年龄呈现出很好的正态分布(如图1),以43.5岁为中间值,向高低年龄两个阶段逐渐降低,而且平均年龄为43.4岁、众数为42.1岁、中位数为43.5岁,三个指标基本一致。同时年龄与有期徒刑之间存在负相关(Pearson相关性系数[13]为–0.034,P=0.235>0.05),虽然P值>0.05,但在一定程度上可以说明年龄越高,量刑越低的趋势,本罪犯罪主体年龄相对较大,平均年龄为43.4岁,最高年龄为71岁,司法人员在量刑时,很好地考量了这一因素,在不具有显著性差异的前提下,对高龄人员进行了酌定从轻处理。
  (图略)
  图1:犯罪主体年龄分布
  4.犯罪人数不同的量刑差异。全国2067个生产、销售有毒、有害食品罪的犯罪人中,属于共同犯罪共计842例,占到样本总数的40.7%,共同犯罪人的量刑均值为13.67个月,单个自然人犯罪的量刑均值为9.3个月,通过方差分析,共同犯罪的量刑明显高于单个自然人犯罪(F值=142.166,P值<0.05);共同犯罪的人数与量刑存在较强的正相关,即共同犯罪人数越多,量刑越重(Pearson相关性系数为0.346,P值<0.05),这和笔者之前假设的人数越多可能造成的社会危害性更大的量刑假设一致。但共同犯罪人在犯罪中所起作用却和笔者的研究假设并不一致,研究前笔者假设主犯量刑应显著高于从犯,而对于未区分主从的犯罪主体的量刑应在主犯、从犯之间,实际情况却是主犯量刑均值为16.10个月,从犯量刑均值为15.26个月,未区分主从的量刑均值为12.03个月,通过LSD检验,仅有未区分主从的量刑明显低于主犯和从犯的量刑(P值<0.05),在不考虑其他因素影响的前提下,司法实践中对于主从犯的划分及量刑上可能存在一定的不均衡。
  5.犯罪的持续时间与量刑存在正相关性。《食品安全司法解释》将生产、销售有毒、有害食品的持续时间作为从重处罚的一个考量因素,笔者也试图检验该因素是否在司法实践中得到贯彻。通过进行相关分析,持续时间与量刑存在正相关,持续时间越长,量刑越重(Pearson相关性系数为0.09,P值<0.05)。尽管相关系数并不高,但P值<0.05,说明二者的存在正相关趋势。
  6.“掺入型行为”的量刑明显高于“销售型行为”。我国刑法将生产、销售有毒、有害食品罪区分为在生产、销售的食品中掺入有毒、有害的非食品原料与销售明知掺有有毒、有害的非食品原料的食品两种行为方式。根据我国学者对“掺”在两种行为中的内涵与外延的界定,[14]本文将其分为“掺入型行为”与“销售型行为”,因为其社会危险性程度不同,研究前假设了“掺入型行为”的量刑应重于“销售型行为”,与实证研究结论一致。前者的量刑均值为11.67个月,后者的量刑均值为8.24个月。通过方差分析,二者具有显著差异(F值=49.884,P值<0.05),即“掺入型行为”的量刑明显重于“销售型行为”。
  7.生产、销售金额与量刑呈现出较强正相关性。《食品安全司法解释》中对本罪的生产、销售金额规定了多项从重处罚条款,认为生产、销售的金额可以体现犯罪的社会危害程度。笔者也试图检验司法实践中该条款是否对量刑有影响,通过进行相关分析,生产、销售的金额和量刑存在较高的相关性(Pearson相关性系数为0.539,P值<0.05),在社会科学领域,Pearson相关性系数能>0.5,基本可以认定为较强相关,P值<0.05,具有统计学意义,可见,本罪的生产、销售金额对量刑有十分重要的影响。
  (二)生产、销售有毒、有害食品罪犯罪缓刑适用特征考察
  1.缓刑的适用地区之间存在极大的不均衡。中部地区缓刑率畸高为65.3%,是西部、东部缓刑率的两倍,西部地区缓刑率为32.8%。如前所述,各地区的缓刑率也明显高于全国缓刑适用的平均水平,从当前的刑事政策和司法解释的规定来看,中部地区的缓刑适用率应该进行合理地限制。
  2.女性犯罪的缓刑率明显高于男性。女性犯罪的缓刑适用率为68.5%,男性犯罪的缓刑适用率为49.6%,女性犯罪的缓刑率高出男性近20个百分点。通过卡方分析,二者的差异具有显著性(X2=48.37,P值<0.05)。
  3.缓刑的适用随着年龄的升高有逐渐增加的趋势,但该趋势并不具备显著性(通过进行相关分析,Pearson相关性系数为0.011,P值=0.698>0.05)。
  4.犯罪人数在缓刑适用上存在显著差异。共同犯罪的缓刑适用率为39.8%,单个自然人的缓刑适用率为57.1%,前者比后者低了17.3个百分点。共同犯罪的缓刑率明显低于单个自然人犯罪(X2=59.567,P值<0.05);共同犯罪的人数越多,缓刑适用率越低(Pearson相关性系数为–0.132,P值<0.05)。在共同犯罪中,未区分主从的缓刑率最高为44.7%,从犯次之为39.3%,主犯的缓刑率最低为27.9%,三者之间存在显著性差异(X2=15.552,P值<0.05)。
  5.犯罪持续的时间与缓刑率成反比。生产、销售有毒、有害食品的持续时间越长,缓刑的适用率越低的趋势,虽然较弱,但具有显著性(Pearson相关性系数为–0.059,P值<0.05)。
  6.“掺入型行为”的缓刑率明显低于“销售型行为”。在生产、销售的食品中掺入有毒、有害的非食品原料的行为缓刑率为48.2%,销售明知掺有有毒、有害的非食品原料的食品的行为缓刑率为58.5%。通过卡方分析,“掺入型行为”的缓刑率明显低于“销售型行为”(X2=12.528,P值<0.05),并且高出了10.3个百分点。
  7.生产、销售金额与缓刑率成反比。二者存在生产、销售金额越高,缓刑适用率越低,金额越低,缓刑适用率越高的趋势,而且具有较强显著性(Pearson相关性系数为–0.268,P值<0.05)。
  (三)生产、销售有毒、有害食品罪罚金数额的特征考察
  1.东部地区的罚金数额明显高于中部、西部地区。东部地区的罚金数额均值为48874元,中部地区为16867元,西部地区为21765元,通过LSD法进行两两比较分析,东部地区的罚金数额明显高于中部、西部地区(P值<0.05)。中部、西部地区相对稳定,虽然罚金数额与不同地区的经济发展水平基本相适应,但这个差异太大造成的不均衡问题也需要引起司法人员的重视。
  2.女性犯罪的罚金数额显著低于男性犯罪。男性的罚金数额均值为39260元,女性犯罪的罚金数额均值为19988元,男性罚金数额均值比女性高了近1倍,二者的差异具有显著性(F值=5.026,P值<0.05)。
  3.年龄与罚金数额几乎不存在相关性(Pearson相关性系数为0.002,P值=0.952>0.05)。
  4.共同犯罪人的罚金数额明显高于单个自然人犯罪,前者罚金数额均值为55982元,后者为16841元,前者是后者的3.32倍,二者的差异具有显著性(F值=37.655,P值<0.05)。在共同犯罪中,共同犯罪的人数越多,罚金数额越高(Pearson相关性系数为0.521,P值<0.05)。主犯的罚金数额均值为150030元,从犯为38762元,未区分主从的犯罪分子罚金数额均值为22976元,但通过LSD法进行两两比较检验,仅发现从犯的罚金数额明显低于主犯(P值<0.05),并明显高于未区分主从的犯罪(P值<0.05)。
  5.生产、销售有毒、有害食品罪的持续时间与罚金数额呈现出持续时间越长,罚金数额越高的趋势(Pearson相关性系数为0.047,P值<0.05)。
  6.“掺入型行为”的罚金数额明显高于“销售型行为”。在生产、销售的食品中掺入有毒、有害的非食品原料的行为的罚金数额均值为36606元,销售明知掺有有毒、有害的非食品原料的食品行为的罚金数额均值为14483元,“掺入型行为”罚金数额是“销售型行为”的2.52倍,且二者的差异具有显著性(F值=7.016,P值<0.05)。
  7.生产、销售有毒、有害食品的金额与罚金刑的数额存在本罪中最高的相关性,生产、销售的金额越高,罚金刑的数额越高(Pearson相关性系数为0.691,P值<0.05)。
  四、生产、销售有毒、有害食品罪量刑基础模型构建
  生产、销售有毒、有害食品罪的量刑虽然存在地区不均衡、性别上的显著差异外,总体而言还是呈现出一定的规律。对于基本犯罪而言,5年以下的有期徒刑幅度还是比较大,最高人民法院的量刑指导意见并没有该罪的细化标准,《食品安全司法解释》也只有一些原则性的规定,如何在此幅度内进行科学量刑,消除地区之间的量刑不均衡,实现刑法面前人人平等原则,是司法实务部门和法学研究学者追求的目标。结合上文的分析结论,笔者试图探索出生产、销售有毒、有害食品罪犯罪的基础量刑模型。从坚持罪刑均衡的原则出发,将年龄,是否共同犯罪,犯罪人数,在犯罪中所起作用的大小,犯罪持续的时间,不同的行为方式,生产、销售金额,犯罪后的表现情况作为影响量刑的自变量,删除了地区因素及未体现明显差异的其他变量。在分析过程中,为了拟合出更优模型,删除了一些极端值数据,以保障量刑模型更科学合理。当然,量刑基础模型在现有判决书上进行的构建,是司法实践中的实然模型,主要解决了全国量刑标准的均衡统一及重要的量刑影响因素的发掘。但基于前文所述,司法实践的量刑并未体现对食品犯罪从严的刑事政策,所以该量刑模型还需要进一步修正,以期符合立法的初衷和刑事政策的应有之义。
  (一)有期徒刑刑期的量刑基础模型
  1.有期徒刑刑期量刑模型的建立
  全国2067个生产、销售有毒、有害食品罪的量刑中,查明了销售金额的案件占到全部案例的10.55%,大量的案件并未能查明销售金额,这与本罪的特殊性和司法机关的调查取证能力和力度有关。由于销售金额体现了社会危害性的大小,对本罪的量刑有重要的影响,为了使量刑模型更科学,笔者将样本区分为查明销售金额和未查明销售金额两类情形,分别建立量刑模型。
  (1)查明销售金额案件的有期徒刑量刑模型
  将年龄,共同犯罪的人数,犯罪持续时间,行为方式(“掺入型行为”和“销售型行为”),生产、销售金额作为自变量,将有期徒刑的刑期作为因变量进行回归分析,由于犯罪持续时间越长,销售金额会增加,通过相关分析发现,二者也存在显著相关(Pearson相关性系数为0.473,P值<0.05);同理,犯罪人数越多,销售金额也会越高,通过相关分析发现,二者也存在显著相关(Pearson相关性系数为0.49,P值<0.05)。本罪的社会危害性主要体现在销售金额上,销售金额越多,对社会的危害性越大,为了解决回归分析中的共线性问题,笔者将销售金额作为最重要的因素进行分析,在回归分析中剔除了犯罪的持续时间和共同犯罪的人数。在剩下的变量中,销售金额与行为方式(“掺入型行为”和“销售型行为”)对有期徒刑的影响力较大,二者偏相关系数分别为0.434与-0.299,其他因素对有期徒刑的量刑影响较小,所以,将销售金额和行为方式(“掺入型行为”和“销售型行为”)建立生产、销售有毒、有害食品罪的量刑模型(F=54.431,P值<0.05),具有统计学意义,证明有期徒刑的量刑模型的线性关系显著;回归方程t值分别为12.018,6.016,-3.918,P值全部<0.05,证明有期徒刑的量刑模型具有显著性,有统计学意义(见表4)。综上我们可以得出对于查明销售金额案件的有期徒刑刑期量刑模型:Y=11.526+0.932×X1-4.454×X2(其中Y表示有期徒刑的刑期,单位为月;X1表示销售金额,单位为万元;X2表示行为方式,“掺入型行为”的取值为0,“销售型行为”的取值为1)。
  表4查明销售金额案件有期徒刑的量刑基础模型
┌─────────┬─────┬─────┬────────┬────┬────┐
│模型       │回归系数 │标准误差 │标准化回归系数 │t值   │P值   │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│常量       │11.526  │0.959   │        │12.018 │0.000  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│销售金额(万元)  │0.932   │0.154   │0.436      │6.016  │0.000  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│行为方式     │–4.454  │1.137   │–0.284     │–3.918 │0.000  │
└─────────┴─────┴─────┴────────┴────┴────┘

  (2)未查明销售金额案件的有期徒刑量刑模型
  未查明认定销售金额的案件其社会危害性主要体现在行为方式(“掺入型行为”和“销售型行为”)、犯罪作用大小、是否共同犯罪、犯罪人数、犯罪持续时间,通过多元回归分析,量刑模型的F=28.573,P值<0.05,具有统计学意义,证明有期徒刑的量刑模型的线性关系显著;回归方程t值分别为14.025、–4.602、4.767、2.416、2.980、3.009,P值全部<0.05,证明有期徒刑的量刑模型具有显著性,有统计学意义(见表5)。综上我们可以得出对于不能查明销售金额的有期徒刑刑期的量刑模型:Y=6.758-1.749×X1+1.646×X2+0.986×X3+0.489×X4+0.026×X5(其中Y表示有期徒刑的刑期,单位为月;X1表示行为方式,“掺入型行为”的取值为0,“销售型行为”的取值为1;X2表示犯罪中所起作用大小,从犯取值为0,单个自然人犯罪或未区分主从的犯罪取值为1,主犯取值为2;X3表示是否共同犯罪,其中单个自然人犯罪取值为0,共同犯罪取值为1;X4表示犯罪人数,单个自然人犯罪为1,共同犯罪取值≥2;X5表示犯罪的持续时间,单位为月)。
  表5未能查明销售金额案件有期徒刑的量刑基础模型
┌─────────┬─────┬─────┬────────┬────┬────┐
│模型       │回归系数 │标准误差 │标准化回归系数 │t值   │P值   │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│常量       │6.758   │0.482   │        │14.025 │0.000  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│行为方式     │–1.749  │0.380   │–1.120     │–4.602 │0.000  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│犯罪中所起作用大小│1.646   │0.345   │0.117      │4.764  │0.000  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│是否共同犯罪   │0.986   │0.408   │0.087      │2.416  │0.016  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│犯罪人数     │0.489   │0.164   │0.106      │2.980  │0.003  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│犯罪持续时间(月) │0.026   │0.009   │0.077      │3.009  │0.003  │
└─────────┴─────┴─────┴────────┴────┴────┘

  2.有期徒刑刑期量刑模型的运用
  有期徒刑的两个模型是根据现有判决书得出的最优模型,但在运用时应注意以下几点:其一,从样本判决书所记载的内容来讲,记载了销售金额的判决书所占比例小,而未能明确记载销售金额的判决较多,所以,模型二更适合司法实践中的现状。其二,该模型所计算出的有期徒刑与最高人民法院量刑指导意见所规定的基准刑是完全不同的概念,二者不能混用,不能将运用此模型计算出的有期徒刑刑期再适用量刑指导意见的量刑情节进行从轻或从重地调整。其三,基于两个模型以犯罪的社会危险性程度作为基础因素分析,在不考虑司法实践并未严格贯彻从严刑事政策的前提下,可以根据刑法总则中量刑模型未考虑到的情节从轻或者从重进行调节,但调节的幅度应该控制在5个月内。其四,该量刑模型的操作较之量刑规范化意见更为简单实用,也可以作为检验量刑是否公正合理的依据,并能解决全国量刑不均衡的问题,但对于一些极端案件,具体问题具体分析较为适宜。其五,有期徒刑基础模型系在现有量刑裁判的基础上得出,但现有裁判与当前从严的刑事政策并不相符,笔者将在下文对该模型进行应然的修正。
  (二)罚金数额的量刑基础模型
  1.罚金数额模型的建立
  如前所述,《修正案(八)》删除了罚金刑的数额限制,《最高法食品安全犯罪通知》也要求加大财产刑的判处力度,剥夺犯罪分子再次犯罪的能力。但罚金量刑总体偏轻,50000元以下占到样本的91.3%。由于取消了罚金刑的数额限制,个别量刑之间差别较大,但罚金刑的总体量刑还是存在自身的规律。有期徒刑刑量的大小体现了社会危害性的大小,与罚金数额存在高度相关性(Pearson相关性系数为0.468,P值<0.05),为了避免社会危害性的重复评价带来的多重共线性问题,通过多次回归分析建模后发现,将有期徒刑刑期作为罚金刑数额的影响因素最优。F=530.579,P值<0.05,具有统计学意义,证明罚金数额量刑模型的线性关系显著;回归方程t值分别为9.858,23.034,P值全部<0.05,证明罚金数额的量刑模型具有显著性,有统计学意义(见表6)。Y=4302.842+838.525×X1(其中Y表示罚金数额;X1表示有期徒刑刑期,单位为月)。
  表6罚金数额的量刑基础模型
┌───────┬──────┬──────┬────────┬─────┬────┐
│模型     │回归系数  │标准误差  │标准化回归系数 │t值    │P值   │
├───────┼──────┼──────┼────────┼─────┼────┤
│常量     │4302.824  │436.49   │        │9.858   │0.000  │
├───────┼──────┼──────┼────────┼─────┼────┤
│刑期(月)   │838.525   │36.403   │0.468      │23.034  │0.000  │
└───────┴──────┴──────┴────────┴─────┴────┘

  2.罚金数额模型的运用。
  罚金数额的模型:Y=4302.842+838.525×X1(其中Y表示罚金数额;X1表示有期徒刑刑期,单位为月),运用该模型应注意:其一,罚金刑的量刑幅度。模型计算的罚金数额最低为9334元,最高为54614元,司法人员应当在此范围内选择适用罚金刑,但考虑到不同的情节和不同地区的经济发展水平差异,如前文所述,罚金数额稳定在50000元以下,占到样本的91.3%,所以量刑幅度应该在10000元到50000元之间。其二,模型计算出的罚金数额为最终的宣告数额,结合罚金刑的量刑幅度,司法人员可以根据其他情节在50000元的范围内进行从轻或者从重调整。其三,为与《食品安全司法解释》销售金额的从重处罚规定相协调,在遇到生产、销售金额特别巨大的案件,可以加重罚金刑的适用。其四,罚金数额基础模型系在现有量刑裁判的基础上得出,但现有裁判总体偏轻的罚金数额并未贯彻对食品犯罪从严的刑事政策,笔者将在下文对该模型进行应然的修正。
  (三)缓刑适用的基础模型
  “由于我国刑法对缓刑规定的实质条件不明确、不客观,加之法官群体对缓刑适用的意义及作用也存在认识差距,所以缓刑的适用上也会出现很大差异。”[15]《最高法食品安全犯罪通知》明确规定要从严把握对危害食品安全的犯罪分子适用缓免刑的条件,但并未制定细化规定,导致本罪缓刑的适用率远远高于全国平均水平。本罪的缓刑的适用是否存在客观规律,缓刑适用的实质条件是否可以进行量化,从而限制缓刑适用的主观随意性,笔者试图建立缓刑适用的模型以供司法人员参考。
  1.缓刑模型的建立
  按照《刑法》72条规定的缓刑适用顺序,将所有符合缓刑适用的前提条件的案件进行整理,由于已经符合3年以下有期徒刑的量刑,不再考虑量刑对缓刑适用的影响,再将犯罪情节和悔罪表现情况等因素纳入建立模型,通过多次地进行二元logistic回归分析,变量的筛选,最终建立了缓刑适用模型(见表7),(公式略),(Y表示适用缓刑的概率,取值范围0<Y <1,当Y ≥0.5时,应当适用缓刑,当Y <0.5时,不应当适用缓刑;X1表示行为方式,“掺入型行为”的取值为0,“销售型行为”的取值为1;X2表示犯罪后的表现,坦白认罪取值为0,自首取值为1;X3表示犯罪中所起作用大小,从犯取值为0,单个自然人犯罪或未区分主从的犯罪取值为1,主犯取值为2;X4表示犯罪的人数,单个自然人犯罪为1,共同犯罪取值≥2)。结合OR值的结果来分析,犯罪后的表现、行为方式对适用缓刑的影响作用较大,犯罪的人数、犯罪中所起作用大小对不适用缓刑的影响力较大。所以,如果要决定适用缓刑,司法人员更多地要关注犯罪后的表现情况及行为方式;如果决定不适用缓刑,司法人员更多地要关注犯罪的人数及犯罪中所起的作用大小。模型中虽然犯罪后表现的P值=0.075,但由于接近0.05,从缓刑适用的实质条件来分析,其又对缓刑有较大的影响,所以本文将该因素纳入缓刑模型。
  表7缓刑适用基础模型
┌───────────┬──────┬──────┬─────┬────┬────┐
│模型         │回归系数  │标准误差  │Wals值  │Or值  │P值   │
├───────────┼──────┼──────┼─────┼────┼────┤
│常量         │1.288    │0.198    │42.161  │3.627  │0.000  │
├───────────┼──────┼──────┼─────┼────┼────┤
│行为方式       │0.277    │0.136    │4.129   │1.319  │0.042  │
├───────────┼──────┼──────┼─────┼────┼────┤
│犯罪后表现      │0.341    │0.192    │3.167   │1.407  │0.075  │
├───────────┼──────┼──────┼─────┼────┼────┤
│犯罪中所起作用大小  │–0.472   │0.140    │11.340  │0.624  │0.001  │
├───────────┼──────┼──────┼─────┼────┼────┤
│犯罪人数       │–0.533   │0.080    │44.534  │0.587  │0.000  │
└───────────┴──────┴──────┴─────┴────┴────┘

  2.缓刑模型的运用
  缓刑模型:(公式略),在适用过程中应注意:其一,该模型相对较为复杂,在适用过程中,应严格把握该模型的适用条件,特别是每个变量不同的取值,其中EXP表示高等数学里以自然常数e为底的指数函数,计算方法看似复杂,其实十分简单,司法人员可以通过Microsoft Office Excel软件里面的exp函数公式直接进行计算。其二,模型将Y值与0.5进行比较,从而最终确定是否适用缓刑。如果Y值≥0.5,适用缓刑,Y值<0.5,不适用缓刑。其三,如遇到特殊案件,司法人员根据特殊的犯罪情节,可以将Y值在0.1的幅度内从轻或从重调节。其四,缓刑基础模型系在现有量刑裁判的基础上得出,但该模型计算出的缓刑适用率远高于全国平均水平,笔者将在下文论述对缓刑模型适用条件的调整,以期符合对食品犯罪从严的刑事政策。
  五、生产、销售有毒、有害食品罪犯罪的实证研究结论
  (一)生产、销售有毒、有害食品罪量刑上的差异及存在的问题
  1.虽然理论界多数学者认为我国对食品犯罪坚持的是从严的刑事政策,但司法实践表明,法官多有从轻处理的倾向,食品犯罪案件全国有期徒刑刑期均值及中位数远远低于法定刑中线,缓刑适用率也远远高于全国平均水平,罚金数额总体偏轻,反映出司法实践并未贯彻对食品犯罪从严的刑事政策。
  2.对于本罪量刑存在地区的显著不均衡现象。虽然最高人民法院的量刑指导意见旨在促进罪刑的均衡,但如同左卫明教授所认为“:在量刑效果方面,量刑程序改革前后差异不大。”[16]量刑不均衡问题仍然大量存在。
  3.性别问题在本罪的量刑上差异明显,女性犯罪的有期徒刑明显低于男性,女性犯罪的罚金数额明显低于男性、女性犯罪的缓刑率明显高于男性。本罪的量刑中对女性和高龄人群有酌定从轻趋势,同时也反应出这两类人群在共同犯罪中的作用相对较小。
  4.共同犯罪的有期徒刑明显高于单个自然犯罪,罚金数额明显高于单个自然人犯罪,缓刑适用率明显低于单个自然人犯罪,司法实践中很好地把握了共同犯罪与单个自然人犯罪在社会危害性上的差异;同时共同犯罪的人数越多,有期徒刑刑期越长,罚金数额越高,缓刑适用率越低;但共同犯罪人在犯罪中所起作用大小在量刑上存在一定程度的不均衡。
  5.生产、销售有毒、有害食品持续的时间、销售金额与社会危害性程度相关,持续时间越长,社会危险性必然越大,在司法实践中,持续时间越长,量刑越重,罚金数额越高,缓刑适用率越低。同时生产、销售的金额越高,量刑越重,罚金数额越高,缓刑率越低。从这一点来讲很好地贯彻了《食品安全司法解释》对犯罪持续的时间越长、金额越高,处罚越重的量刑规范。
  6.虽然《修正案(八)》将生产、销售有毒、有害食品的两种行为方式(“掺入型行为”与“销售型行为”)置于并列地位,《食品安全司法解释》也对孰重孰轻做出明确规定,但司法实践中法官的量刑选择表明,掺入型行为可能造成的社会危害性大于销售型行为,掺入型行为有期徒刑明显重于销售型行为,罚金数额明显高于销售型行为,缓刑的适用率明显低于销售型行为,这与加大力度处理有毒、有害食品的源头有关,这个量刑实践也需要得到法律或者司法解释的认可,也期翼立法者或最高人民法院尽快出台相关法律或司法解释,确认该量刑实践,弥补法律和司法实践本身的空白。
  7.本罪量刑中还存在明显的量刑错误,20多个被告人的量刑选择在没有从旧从轻的适用条件前提下,仍然适用拘役刑种;近38.5%的缓刑并没有按照《食品安全司法解释》在判决书中宣告禁止令,突显出司法人员贯彻执行规定的意识有待提高,同时也暴露出司法解释的宣讲学习力度需要加强。
  (二)从严刑事政策下量刑模型的应然修正
  1.从严刑事政策下模型修正的必要性和修正方法
  首先,食品安全是重要的民生问题,“我国食品安全刑事政策经历了从轻缓到严厉、从分散性单行刑法到刑法典为主的食品安全犯罪治理体系。”[17]对食品犯罪采取从严的刑事政策有利于保障公民的生命权、健康权,有利于对犯罪分子和可能的犯罪人产生强大的威慑心理效应,从严打击才能形成对食品犯罪的特别预防和一般预防作用。从全国的量刑情况可以看出,刑事司法实践并未体现对食品犯罪的从严打击,反而呈现出极端的从轻倾向。所以有学者也发现“:通过以严济宽加强食品安全刑事司法治理并非新观点,但是这么多年来我们仍然未能在实践中实现从严治理,则说明仅仅在观念上进行探讨是不够的。”[18]其次,关于对食品犯罪从严惩治的刑事司法解释不明确,如《最高法食品安全犯罪通知》规定要从严把握对危害食品安全的犯罪分子适用缓免刑的条件,但具体如何把握,把握到何种程度,并没有给出细化可执行的标准。《食品安全司法解释》和最高法量刑指导意见也未给出食品犯罪基准刑的判断,导致法官对如何从严惩治食品犯罪产生困惑,最终形成司法实践与刑事政策的巨大差距。再次,关于食品犯罪的刑事理论研究,由于没有掌握司法实践中的真实情况,没有认识到立法应然性和司法实然性存在的严重差异,未能找到问题的症结,导致理论研究结论的空洞性和复杂性。在对司法实践误判的基础之上,有学者开始否认对食品犯罪从严治理的威慑力和有效性,认为:“日益严峻的食品安全形势折射出相关法律治理手段的乏效。”[19]舒洪水教授也认为:“从严的刑事政策在社会实践中并没有收到明显的效果,这就需要从食品安全犯罪的原因、重刑化的刑罚效果及其实践方面认真予以反思。”[20]笔者认为,当前惩治食品犯罪乏效的问题,不在于刑法体系或从严刑事政策本身的乏力,而是在没有明确裁量标准的情形下,从严刑事政策根本没有得到彻底的贯彻,司法裁判过轻的刑罚量和较高的缓刑适用率根本达不到惩罚犯罪和预防犯罪的效果。所以,笔者认为,有必要在基础的量刑模型上,结合从严的刑事政策进行合理精准的修正,并给出具体精准的刑罚适用量化标准,以期真正落实对食品犯罪从严的刑事政策。贯彻从严的刑事政策进行模型的精准修正,必须坚持在罪刑均衡性和基础模型中量刑影响因素重要性程度的一致性基础上进行,在统计学上,由于模型中的每一个自变量和因变量都属于参数估计值,为了不破坏自变量对因变量的影响力大小和彼此之间的相互作用关系,保持量刑影响因素的本身趋势和规律,模型修正不对模型最后的结果进行简单的相加,而是按照从严刑事政策的要求,通过对有期徒刑刑罚量整体进行加权后,进行有期徒刑和罚金数额的修正,而对缓刑适用按照最终概率值进行适当调节修正。
  2.有期徒刑的模型修正
  虽然司法实践中的量刑已经呈现出低于法定刑中线的现状(包括笔者曾研究的4782份危险驾驶罪裁判、4691份盗窃罪裁判、555份非法行医罪的量刑皆低于法定刑中线)[21],白建军教授也曾指出,“裸刑均值普遍低于法定刑中线已是既成事实,即使有理由改变也应渐进而行。”[22]在“渐进而行”的基础上贯彻从严的刑事政策,有期徒刑的量刑不宜超越法定刑中线,但应该提高并接近法定刑中线。所以笔者对有期徒刑整体提高1倍后,有期徒刑均值为20.72个月,均值95%的置信区间为“20.072个月~21.373个月”,接近法定刑中线也未超越法定刑中线,且最高刑60个月以下的量刑占到了97.5%,以此作为应变量进行修正模型的构建。
  查明销售金额案件的有期徒刑刑期量刑修正模型为:Y=24.055+1.088×X1-10.058×X2(其中Y表示修正后有期徒刑的刑期,单位为月;X1表示销售金额,单位为万元;X2表示行为方式,“掺入型行为”的取值为0,“销售型行为”的取值为1)(见表8)。
  表8查明销售金额案件有期徒刑的量刑修正模型
┌────────┬─────┬─────┬────────┬────┬────┐
│模型      │回归系数 │标准误差 │标准化回归系数 │t值   │P值   │
├────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│常量      │24.055  │1.612   │        │14.923 │0.000  │
├────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│销售金额(万元) │1.088   │0.273   │0.302      │3.988  │0.000  │
├────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│行为方式    │–10.058 │1.913   │–0.398     │–5.259 │0.000  │
└────────┴─────┴─────┴────────┴────┴────┘

  不能查明销售金额的有期徒刑刑期的量刑修正模型:Y=14.189-3.36×X1+2.647×X2+1.837×X3+0.775×X4+0.058×X5(其中Y表示修正后的有期徒刑刑期,单位为月;X1表示行为方式,“掺入型行为”的取值为0,“销售型行为”的取值为1;X2表示犯罪中所起作用大小,从犯取值为0,单个自然人犯罪或未区分主从的犯罪取值为1,主犯取值为2;X3表示是否共同犯罪,其中单个自然人犯罪取值为0,共同犯罪取值为1;X4表示犯罪人数,单个自然人犯罪为1,共同犯罪取值≥2;X5表示犯罪的持续时间,单位为月)(见表9)。
  表9未能查明销售金额案件有期徒刑的量刑修正模型
┌─────────┬─────┬─────┬────────┬────┬────┐
│模型       │回归系数 │标准误差 │标准化回归系数 │t值   │P值   │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│常量       │14.189  │0.928   │        │15.290 │0.000  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│行为方式     │–3.360  │0.728   │–0.122     │–4.618 │0.000  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│犯罪中所起作用大小│2.647   │0.666   │0.098      │3.977  │0.000  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│是否共同犯罪   │1.837   │0.783   │0.085      │2.345  │0.019  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│犯罪人数     │0.775   │0.316   │0.087      │2.452  │0.014  │
├─────────┼─────┼─────┼────────┼────┼────┤
│犯罪持续时间(月) │0.058   │0.016   │0.091      │3.552  │0.000  │
└─────────┴─────┴─────┴────────┴────┴────┘

  3.罚金数额模型的修正
  食品犯罪罚金数额总体偏轻,难以剥夺犯罪分子再次犯罪的能力。根据罚金刑的基础模型:Y=4302.842+838.525×X1(其中Y表示罚金数额;X1表示有期徒刑刑期,单位为月),可以看出罚金数额是建立在有期徒刑刑罚量的基础之上。为了实现罪量之间的整体均衡,修正的罚金数额模型,只将自变量进行更换,将刑期更换为修正模型所计算出的刑期,所以修正后的罚金数额模型为:Y=4302.842+838.525×X1(其中Y表示修正后的罚金数额;X1表示修正模型所计算出的刑期,单位为月)。
  4.缓刑模型适用标准的调整
  由于缓刑基础模型很好地拟合了对缓刑影响的各种因素,因此只需对适用标准进行可预测性的调整。缓刑模型的计算出的Y值是通过二元LOGIST回归得出的介于0到1之间的预测概率值,基础模型以预测概率值≥0.5作为是否适用缓刑的条件,根据基础模型计算出的缓刑适用率约为55.2%。贯彻从严的刑事政策,只需将适用标准提高到0.6,缓刑适用率约为30.8%,降低了24.4个百分点。提高后,虽然只将缓刑适用和全国平均水平持平,但降低的幅度较大,也符合笔者认为的“渐进而行”的基础上贯彻从严的刑事政策。如果司法实践确有必要再降低缓刑适用率,只需将Y值≥0.65作为是否适用缓刑的条件,那么缓刑的适用率将降低约为8.3%。

【注释】
  [1]参见吴喆、任文松:《论食品安全的刑法保护——以食品安全犯罪本罪的立法完善为视角》,《中国刑事法杂志》2011年第11期。
  [2]许桂敏:《罪与罚的嬗变:生产、销售有毒、有害食品罪》,《法学杂志》2011年第12期。
  [3]李兰英、周微:《论惩治危害食品安全犯罪的刑事政策》,《中国刑事法杂志》2013年第3期。
  [4]参见储槐植、李莎莎:《论我国食品安全犯罪刑事政策》,《湖南师范大学社会科学学报》2012年第2期。
  [5]众数(Mode),统计学名词,在统计分布上具有明显集中趋势点的数值,代表数据的一般水平,是一组数据中出现次数最多的数值。案例中的众数为6个月,表示2067个被告人的量刑中,6个月的判刑频率最高。
  [6]中位数(Medians),统计学名词,是指将统计总体当中的各个变量值按大小顺序排列起来,形成一个数列,处于变量数列中间位置的变量值就称为中位数。当变量值的项数N为奇数时,处于中间位置的变量值即为中位数;当N为偶数时,中位数则为处于中间位置的2个变量值的平均数。生产、销售有毒、有害食品罪的法定刑中线即30个月属于理论上的应然中位数,本文实际考察出的中位数8个月为实然的法定刑中线。
  [7]为了简化表格,只选择了6、7、8、12、18、24、30的整数量刑,删去了其他出现频率较少量刑,下文其他频率分布表格相同。
  [8]2010年判刑1007419人,缓刑适用265230,缓刑适用率26.32%;2011年判刑1051638人,缓刑适用309297,缓刑适用率29.41%;2012年判刑1174133人,缓刑适用355302,缓刑适用率30.26%。参见《全国法院司法统计公报》,《中华人民共和国最高人民法院公报》2011年第4期、2012年第4期、2013年第4期。
  [9]余剑、邵旻:《论刑法禁止令制度的司法适用》,《法学》2011年第11期。
  [10]标准差(Standard Deviation),也称均方差(mean square error),是各数据偏离平均数的距离的平均数,它是离均差平方和平均后的方根,用σ表示。标准差是方差的算术平方根。标准差能反映一个数据集的离散程度。平均数相同的,标准差未必相同。
  [11]蔡曦蕾:《克服量刑失衡二元体系之构建——基于对我国量刑失衡现象的实证分析》,《政治与法律》2013年第11期。
  [12]LSD法:最小显著法(Least Significance Difference Method),用于方差分析中各组之间差别的比较。
  [13]相关系数的绝对值越大,相关性越强,相关系数越接近于1或-1,相关度越强,相关系数越接近于0,相关度越弱。通常情况下通过以下取值范围判断变量的相关强度:相关系数0.8–1.0极强相关;0.6–0.8相关;0.4–0.6中等程度相关;0.2–0.4弱相关;0.0–0.2极弱相关或无相关。基于样本量不同和研究领域不同,也会存在>0.5就可以认为是强相关的情形。
  [14]参见孙建保:《生产、销售有毒、有害食品罪司法认定解析》,《政治与法律》2012年第2期。
  [15]薛淑兰、王卫、魏磊:《缓刑适用实证研究》,《人民司法》2010年第9期。
  [16]左卫民:《中国量刑改革:误区与正道》,《法学研究》2010年第4期。
  [17]邵彦铭:《我国食品安全犯罪治理刑事政策的反思与重构》,《河北法学》2015年第8期。
  [18]张伟珂:《危害食品安全犯罪刑事司法政策研究》,《中国人民公安大学学报》(社会科学版)2017年第3期。
  [19]张弛:《论生产、销售伪劣产品罪与〈食品安全法〉之衔接——福喜事件若干问题钩沉》,《中国刑事法杂志》2017年第3期。
  [20]舒洪水:《食品安全犯罪刑事政策:梳理、反思与重构》,《法学评论》2017年第1期。
  [21]笔者多年以来一直致力于裁判文书的实证分析,所研究的诸多罪名呈现出量刑低于法定刑中线的规律。参见章桦、李晓霞:《醉酒型危险驾驶罪量刑特征及量刑模型构建实证研究——基于全国4782份随机抽样判决书》,《中国刑事法杂志》2014年第5期。参见章桦:《扒窃入刑后的理性批判》,《中国刑事法杂志》2015第2期。参见章桦、石镁虹:《我国非法行医罪量刑影响因素实证研究》,《河北法学》2015年第2期。
  [22]白建军:《裸刑均值的意义》,《法学研究》2010年第6期。

 

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