Abstrak
Ringkasan Penelitian
Reformasi praperadilan mendorong perdebatan kebijakan peradilan pidana di seluruh negeri. Keputusan In re Humphrey mengharuskan pengadilan pidana San Francisco County untuk menetapkan tingkat jaminan berdasarkan kemampuan terdakwa untuk membayar daripada jadwal jaminan daerah. Di bawah kebijakan baru ini, tingkat penahanan praperadilan turun sebesar 11%. Kami menemukan terdakwa yang dibebaskan praperadilan cenderung tidak dihukum (penurunan 3 poin persentase) dalam periode pasca- Humphrey . Penurunan tingkat hukuman ini terutama didorong oleh pengurangan kemungkinan tawar-menawar pembelaan. Hasil hasil kasus ini kuat terhadap strategi alternatif menggunakan pencocokan skor kecenderungan dan penaksir perbedaan-dalam-perbedaan untuk memperkirakan dampak bagi mereka yang paling mungkin terpengaruh oleh perubahan kebijakan. Tidak ada perubahan yang konsisten dan signifikan secara statistik dalam penangkapan atau hukuman berikutnya pasca- Humphrey di seluruh strategi estimasi.
Implikasi Kebijakan
Meskipun keputusan Humphrey awalnya hanya berlaku untuk San Francisco, keputusan mahkamah agung negara bagian pada bulan Maret 2021 memperluas putusan tersebut ke pengadilan di seluruh California. Hasilnya juga memiliki implikasi bagi negara bagian lain yang terlibat dalam reformasi jaminan. Temuan ini menunjukkan bahwa mensyaratkan jaminan ditetapkan pada tingkat yang terjangkau meningkatkan pembebasan praperadilan secara keseluruhan, khususnya pembebasan ke program pengawasan praperadilan, dengan peningkatan hasil kasus dan tidak ada peningkatan yang jelas dalam kontak sistem peradilan pidana berikutnya. Daerah atau negara bagian tanpa opsi layanan praperadilan yang kuat mungkin tidak mengalami perubahan yang sama dalam pembebasan atau hasil lainnya. Lebih jauh, yurisdiksi yang menahan orang yang didakwa atas pelanggaran tingkat rendah dengan tingkat yang lebih tinggi daripada San Francisco mungkin mengalami respons yang lebih besar terhadap perubahan kebijakan seperti Humphrey .
Secara nasional, ratusan ribu orang ditahan di penjara dengan penahanan praperadilan setiap tahun, dan tingkat penahanan praperadilan meningkat tajam selama dekade terakhir (Reaves, 2013 ; Wagner & Sakala, 2020 ). Badan legislatif negara bagian telah memberlakukan banyak reformasi pada sistem praperadilan mereka, termasuk memberlakukan batasan pada penggunaan kondisi keuangan pembebasan dan memperluas penggunaan penilaian risiko dan layanan praperadilan (Widgery, 2023 ). Di antara ini, tiga negara bagian telah mengambil tindakan untuk menghilangkan jaminan. Pada tahun 2018, California memberlakukan undang-undang untuk menghilangkan jaminan tunai dan menggantinya dengan sistem penilaian risiko. Undang-undang ini kemudian dibatalkan oleh para pemilih. Pada tahun 2019, New York mengadopsi reformasi komprehensif yang menghilangkan penggunaan jaminan untuk pelanggaran ringan dan kejahatan tingkat rendah, yang kemudian diubah untuk memberikan hakim kebijaksanaan yang lebih luas untuk menetapkan jaminan berdasarkan jenis pelanggaran. Baru-baru ini, Illinois meloloskan undang-undang pada tahun 2021 untuk menghapus jaminan, yang diterapkan pada tahun 2023.
Di antara negara bagian yang terus menggunakan sistem jaminan, 13 telah mengeluarkan undang-undang selama dekade terakhir yang mengharuskan hakim untuk mempertimbangkan kemampuan membayar di antara faktor-faktor lain ketika membuat keputusan tentang kondisi keuangan pembebasan (Widgery, 2023 ). Pada tahap ini, sedikit yang diketahui tentang dampak reformasi jaminan ini pada pembebasan praperadilan dan hasil bagi para terdakwa. Studi ini berkontribusi pada literatur dengan menyelidiki putusan Pengadilan Negara Bagian California yang mengharuskan hakim untuk menetapkan jumlah jaminan berdasarkan kemampuan terdakwa untuk membayar di San Francisco. Putusan ini kemudian diperluas ke seluruh negara bagian oleh Mahkamah Agung California. Temuan ini relevan dengan daerah lain di California, serta yurisdiksi lain yang mempertimbangkan untuk memberlakukan persyaratan kemampuan membayar.
Kami memanfaatkan respons kebijakan San Francisco County terhadap keputusan pengadilan dalam kasus In re Humphrey (diputuskan di Distrik Banding Pertama pada 25 Januari 2018) untuk memperkirakan dampak perubahan kebijakan dalam satu yurisdiksi sebelum peluncuran di seluruh negara bagian. 1 Sebelum keputusan pengadilan, jumlah jaminan di San Francisco County ditetapkan berdasarkan jadwal jaminan daerah dan sering kali pada tingkat yang tidak terjangkau bagi banyak individu yang ditahan. Keputusan Humphrey mengharuskan pengadilan di daerah tersebut untuk mempertimbangkan kemampuan terdakwa untuk membayar jaminan saat menetapkan jumlah jaminan. Setelah perubahan kebijakan ini, kami mengamati peningkatan yang sesuai dalam tingkat pembebasan praperadilan dan pergeseran dalam komposisi jenis pembebasan praperadilan. Kami menggunakan perubahan pra-pasca ini untuk memeriksa dampak pembebasan praperadilan pada tingkat hukuman, tingkat tawar-menawar pembelaan, dan penangkapan dan hukuman berikutnya setelah penyelesaian kasus saat ini.
Makalah ini disusun sebagai berikut. Pertama, kami menyajikan kerangka teoritis untuk studi ini dan literatur yang relevan. Kedua, kami memperkenalkan konteks kebijakan untuk reformasi jaminan di California. Ketiga, kami membahas data dan sampel. Di bagian keempat, kami menyajikan desain penelitian untuk kedua analisis tersebut. Selanjutnya, kami menyajikan hasilnya. Di bagian keenam, kami membahas implikasi kebijakan untuk Negara Bagian California dan yurisdiksi lain yang mempertimbangkan perubahan dalam penggunaan jaminan dan jenis pembebasan praperadilan lainnya. Terakhir, kami menutup dengan ringkasan temuan dan keterbatasan analisis.
1 KERANGKA TEORITIS
Penahanan praperadilan berpotensi memengaruhi hasil kasus dan hasil residivisme hilir melalui tiga mekanisme teoritis. Pertama, terdakwa yang ditahan praperadilan mungkin terbatas kemampuannya untuk berkontribusi pada pembelaan mereka sendiri dengan cara-cara penting. Terdakwa yang dipenjara memiliki akses yang lebih sedikit ke pengacara, saksi potensial, dan sumber daya lain untuk mengumpulkan pembelaan mereka (Rabinowitz, 2021 ; Thomas et al., 2023 ). Selain itu, terdakwa yang ditahan tidak memiliki kesempatan yang sama untuk menunjukkan perilaku baik di masyarakat dan kepatuhan terhadap putusan pengadilan, yang dapat memengaruhi cara jaksa dan hakim memandang terdakwa (Sacks & Ackerman, 2012 ; Thomas et al., 2023 ). Demikian pula, mereka mungkin memiliki akses yang lebih sedikit ke program perawatan yang efektif saat dipenjara.
Kedua, terdakwa yang ditahan sebelum persidangan mungkin merasa tertekan untuk menerima kesepakatan pembelaan yang kurang menguntungkan untuk mengamankan pembebasan. Ada banyak faktor yang dapat menyebabkan tekanan untuk menerima pembelaan, termasuk tuntutan luar, seperti tanggung jawab pengasuhan dan pekerjaan; kondisi kurungan penjara yang buruk; dan pengalaman dirampas kebebasannya (Blume & Helm, 2014 ; Digard & Swavola, 2019 ; Lerman et al., 2022 ; McCoy, 2007 ; Thomas et al., 2023 ; Wakefield & Andersen, 2020 ). Bahkan masa penahanan yang singkat dapat menghasilkan hasil negatif bagi mereka yang dipenjara dan keluarga mereka (Comfort, 2016 ), dan beban keuangan jaminan paling sering jatuh pada pasangan perempuan atau anggota keluarga (Page et al., 2019 ). Selain itu, mereka yang ditahan dan didakwa dengan pelanggaran tingkat rendah mungkin ditekan untuk menerima pembelaan ketika waktu yang akan mereka habiskan sebelum persidangan melebihi hukuman yang mungkin mereka terima jika terbukti bersalah (Bibas, 2004 ; Blume & Helm, 2014 ; Feeley, 1979, 1992 ; Freed, 1973 ; Kirk & Wakefield, 2018 ).
Beberapa studi empiris tambahan mendukung teori bahwa penahanan praperadilan meningkatkan kemungkinan menerima kesepakatan pembelaan (Cheng, 2012 ; Dobbie et al., 2018 ; Heaton et al., 2017 ; Kellough & Wortley, 2002 ; Kutateladze et al., 2016 ; Leslie & Pope, 2017 ; St. Lois, 2024 ). Mengingat sebagian besar kasus pidana diselesaikan melalui kesepakatan pembelaan, banyak penelitian juga menemukan tingkat hukuman keseluruhan yang lebih tinggi bagi orang yang ditahan praperadilan dibandingkan dengan mereka yang dibebaskan (Ares et al., 1963 ; Goldkamp, 1980 ; Lowenkamp et al., 2013 ; Oleson et al., 2014 ; Phillips, 2008 ; Rankin, 1964 ; Sacks & Ackerman, 2012 ; Wakefield & Andersen, 2020 ; Williams, 2003 ), serta hukuman yang lebih lama dan lebih berat (Campbell et al., 2020 ; Didwania, 2020 ; Heaton et al., 2017 ; Stevenson, 2018 ).
Mekanisme teoritis ketiga yang dapat digunakan untuk memengaruhi hasil kasus melalui penahanan praperadilan adalah dengan bertindak sebagai penanda kriminal yang memicu proses kerugian kumulatif (Hickert et al., 2022 ; Kurlychek & Johnson, 2019 ; Saks & Ackerman, 2012 ; St. Louis, 2022 ; Thomas et al., 2023 ). Begitu individu terlibat dengan sistem peradilan pidana, mereka cenderung memiliki kontak peradilan pidana tambahan, dan akumulasi kerugian ini dapat membatasi peluang untuk pekerjaan, pendapatan, dan indikator kehidupan yang stabil lainnya (Sampson & Laub, 1993, 1997 ). Bentuk kerugian kumulatif ini dapat terjadi secara paralel atau berinteraksi dengan kerugian yang terkait dengan ras, jenis kelamin, atau latar belakang sosial ekonomi terdakwa, yang mengakibatkan dampak penahanan praperadilan yang lebih kuat bagi kelompok-kelompok yang terpinggirkan (Digard & Swavola, 2019 ; Menefee, 2018 ; Ouellette et al., 2024 ; Thomas et al., 2023 ; Wooldredge et al., 2015 ). Misalnya, bukti empiris telah menunjukkan bahwa terdakwa kulit hitam ditahan pada tingkat yang lebih tinggi daripada terdakwa kulit putih, dan perbedaan dalam tingkat penahanan praperadilan ini menjelaskan sebagian besar disparitas rasial dalam hasil kasus (Leslie & Pope, 2017 ; Schlesinger, 2007 ).
Dampak teoritis dari kerugian kumulatif dapat melampaui hasil kasus saat ini untuk memengaruhi keterlibatan hilir dalam sistem peradilan pidana. Cendekiawan lain berpendapat bahwa ini karena penahanan praperadilan pada saat yang sama bersifat menghukum (meningkatkan kemungkinan hukuman) dan kriminogenik (meningkatkan kemungkinan penangkapan di masa mendatang) (DiMichele et al., 2023 ). Lebih jauh, sejauh penahanan praperadilan meningkatkan kemungkinan hukuman, kerugian kumulatif dari hukuman tersebut dapat meningkatkan kemungkinan penangkapan atau hukuman di masa mendatang. Beberapa penelitian yang mengeksplorasi hubungan antara penahanan praperadilan dan residivisme menunjukkan hubungan yang umumnya positif. Lowenkamp et al. ( 2013 ) dan Gupta et al. ( 2016 ) menemukan bahwa individu yang ditahan selama periode praperadilan penuh lebih mungkin ditangkap atas tuduhan baru daripada mereka yang dibebaskan selama periode praperadilan. DiMichele dan rekan-rekannya ( 2023 ) menemukan bahwa penahanan praperadilan selama 7 hari meningkatkan penangkapan baru, termasuk penangkapan baru untuk kejahatan kekerasan, dibandingkan dengan orang-orang yang ditahan hanya selama 1 hari, dan Silver dan rekan-rekannya ( 2024 ) menemukan bahwa menghabiskan lebih banyak waktu dalam penahanan praperadilan dikaitkan dengan peningkatan kemungkinan penangkapan baru dan pengurangan waktu untuk penangkapan baru. Namun, dalam jangka panjang, Dobbie et al. ( 2018 ) tidak menemukan efek pembebasan praperadilan pada penangkapan berikutnya dalam 2 tahun setelah putusan.
Studi terkini membahas masing-masing mekanisme ini yang melaluinya penahanan praperadilan dapat memengaruhi hasil individu dengan menyelidiki perubahan kebijakan yang mengharuskan hakim untuk mempertimbangkan kemampuan individu untuk membayar saat menetapkan jumlah jaminan. Kebijaksanaan dan pengambilan keputusan yudisial merupakan inti dari proses ini. Ada beberapa cara hakim mungkin menanggapi keputusan Humphrey , semuanya dengan implikasi untuk hasil individu. Secara teoritis, orang akan berharap bahwa mengharuskan hakim untuk mempertimbangkan kemampuan membayar dalam menetapkan jumlah jaminan di samping alternatif nonmoneter akan meningkatkan kemungkinan pembebasan praperadilan, semua hal lain dianggap sama. Peningkatan pembebasan praperadilan diharapkan dapat mengurangi kemungkinan seseorang mengambil kesepakatan pembelaan bagi mereka yang dibebaskan (karena mereka tidak lagi berada di bawah tekanan untuk mengambil kesepakatan untuk mengamankan pembebasan dari penahanan) dan mengurangi kemungkinan hukuman dalam kasus tersebut dan keterlibatan berikutnya (karena penahanan praperadilan berkorelasi dengan hukuman dan kontak berikutnya, melalui proses kerugian kumulatif).
Alternatifnya, hakim mungkin telah menanggapi keputusan Humphrey dengan menggunakan kebijaksanaan mereka dengan cara lain untuk mencapai hasil yang mereka anggap tepat mengingat peran operasional pengadilan (Foudray & Lowder, 2024 ). Teori menunjukkan bahwa hakim, dan aktor ruang sidang lainnya termasuk pengacara, mungkin lebih peduli dengan fungsi pengadilan yang efisien daripada upaya untuk mereformasi sistem yang lebih luas (Earl, 2008 ; Feeley, 1979, 1992 ). Disajikan dengan sedikit informasi tentang kemampuan terdakwa individu untuk membayar, hakim mungkin memilih untuk mengandalkan informasi yang selalu mereka gunakan untuk menetapkan jaminan: jadwal jaminan, risiko yang dirasakan terhadap diri sendiri dan masyarakat, kemungkinan hadir di pengadilan, dan pandangan pengacara pembela dan jaksa penuntut. Dalam kasus ini, kami tidak memperkirakan ada perubahan dalam tingkat pembebasan praperadilan atau jenis pembebasan praperadilan setelah Humphrey , dan tidak ada dampak pada kesepakatan pembelaan, hukuman, atau keterlibatan selanjutnya dalam sistem peradilan pidana.
2 KONTEKS KEBIJAKAN
Dalam kasus Humphrey berdomisili di San Francisco County dan menantang konstitusionalitas penahanan terdakwa (Kenneth Humphrey) dengan jaminan yang tidak mampu ia bayar. Pada bulan Januari 2018, Pengadilan Banding Distrik Pertama California memutuskan bahwa kebijakan saat ini melanggar proses hukum dan perlindungan yang setara. Putusan ini mengharuskan hakim untuk mempertimbangkan kemampuan membayar saat menetapkan jaminan, serta alternatif pembebasan praperadilan nonmoneter untuk jaminan. Menanggapi putusan tersebut, San Francisco County membebaskan Kenneth Humphrey dari penahanan praperadilan dan Pengadilan Tinggi San Francisco mengubah kebijakan pembebasan praperadilannya untuk mematuhi persyaratan putusan bahkan saat kasus negara bagian tersebut sedang dalam proses banding. 2
Setelah putusan pengadilan banding, hakim memerintahkan sidang jaminan baru bagi orang-orang yang didakwa sebelum Humphrey yang tetap dalam tahanan praperadilan sehingga kasus mereka dapat ditinjau dengan standar baru yang ditetapkan dalam keputusan tersebut. Humphrey tidak menetapkan kerangka prosedural yang jelas untuk menentukan kemampuan membayar. Sebaliknya, hakim mempertahankan kebijaksanaan untuk menentukan bagaimana mereka mendefinisikan dan menilai “kemampuan membayar” di ruang sidang mereka. San Francisco meningkatkan kapasitas sistem peradilan untuk menangani lonjakan yang diharapkan dalam jumlah orang yang dibebaskan saat menunggu persidangan. Sebagian dari investasi ini dilakukan pada Proyek Pengalihan Praperadilan San Francisco (SF Pretrial) pada bulan November 2018, sebuah lembaga nirlaba yang berkontrak dengan Kantor Sheriff untuk melakukan penilaian risiko praperadilan dan mengawasi sebagian besar dari mereka yang dibebaskan. 3 Dana tersebut mendukung perluasan program manajemen kasus asertif (ACM), yang ditugaskan oleh hakim untuk klien dengan kebutuhan lebih tinggi dan menawarkan manajemen kasus yang intensif dan terstruktur. SF Pretrial juga memperluas jam layanan setelah Humphrey dan sekarang menerima rilis klien ACM pada akhir pekan dan selama jam malam untuk menyediakan penilaian kebutuhan langsung dan tautan yang lebih cepat ke layanan.
Pemantauan elektronik praperadilan (EM) telah tersedia di San Francisco selama bertahun-tahun tetapi jarang digunakan, dan setelah keputusan Humphrey , Dewan Pengawas menyetujui peningkatan hampir lima kali lipat pada anggaran operasional EM Sheriff. Perubahan ini terutama didorong oleh persepsi pengadilan bahwa terdakwa dengan tuduhan yang lebih serius atau risiko yang dinilai lebih tinggi memerlukan kondisi pembebasan yang lebih baik (Miller et al., 2021 ). 4 Divisi Program Komunitas Kantor Sheriff, yang mengelola klien EM, beralih ke operasi 24 jam untuk segera mengatasi masalah kepatuhan. 5
3 DATA DAN SAMPEL
3.1 Data
Studi ini menggunakan kumpulan data longitudinal terkait kontak dengan sistem peradilan pidana dari penangkapan hingga penyelesaian kasus dari empat sumber data. Pertama, data dari Sistem Manajemen Kasus Jaksa Wilayah San Francisco memberikan informasi tentang tanggal penangkapan dan dakwaan untuk sebagian besar penangkapan pelanggaran ringan dan berat; dakwaan yang diajukan; tawar-menawar pembelaan 6 ; penyelesaian kasus (putusan bersalah, pembebasan, penolakan, penolakan setelah pengalihan berhasil diselesaikan, atau pembebasan); dan informasi demografi umum.
Kedua, data dari Kantor Sheriff San Francisco memberikan informasi tentang penahanan dan pembebasan dari Penjara Daerah. Kumpulan data tersebut juga menunjukkan apakah orang tersebut dibebaskan dengan jaminan. Data ini digunakan untuk mengukur waktu dalam tahanan, pembebasan dengan jaminan, pembebasan ke pengadilan atas perintah pengadilan (OR), pembebasan ke EM, dan penahanan praperadilan. Kami juga mengandalkan data Sheriff untuk menentukan ras dan etnis, yang mencakup kombinasi ras dan etnis yang diidentifikasi sendiri serta ras dan etnis sebagaimana dinilai oleh petugas yang melakukan penahanan.
Ketiga, kumpulan data Sistem Manajemen Kasus San Francisco Pretrial Diversion Project (SF Pretrial) memberikan skor penilaian risiko praperadilan dan rekomendasi pembebasan. Kumpulan data tersebut juga mencakup keputusan pembebasan pada pra-pemeriksaan (periode antara penangkapan dan dakwaan) dan dakwaan bagi individu yang dihadirkan. Kami menggunakan data ini untuk menentukan tingkat pengawasan praperadilan yang direkomendasikan dan yang ditetapkan untuk setiap individu yang dibebaskan. 7
Terakhir, data dari Sistem Riwayat Pidana Otomatis milik Departemen Kehakiman Pidana California mencakup informasi tentang penangkapan, dakwaan, dan penyelesaian kasus pada tingkat individu, dengan pelanggaran dan status (pelanggaran, pelanggaran ringan, kejahatan berat); durasi dan lokasi hukuman; serta tanggal dan wilayah penangkapan dan penyelesaian. Kami menggunakan data ini untuk mengukur penangkapan baru dan hukuman baru di California, serta untuk menyusun kontrol untuk riwayat kriminal.
Data tentang jumlah jaminan yang ditetapkan tidak tersedia, dan oleh karena itu, kami tidak dapat menilai apakah Humphrey benar-benar menyebabkan pengurangan jaminan yang ditetapkan oleh pengadilan. Namun, jumlah jaminan hanyalah salah satu dari beberapa cara yang mungkin dilakukan Humphrey untuk memengaruhi tingkat pembebasan. Hakim mungkin cenderung tidak mempertimbangkan jaminan setelah mereka diminta untuk menilai kondisi nonmoneter yang paling tidak membatasi untuk memastikan keselamatan publik. Selain itu, daripada menetapkan jaminan pada jumlah yang terjangkau, hakim mungkin memilih untuk melepaskan orang-orang ke pengawasan untuk memastikan mereka diawasi saat menunggu persidangan.
3.2 Sampel dan ukuran hasil
Sampel analisis dibatasi pada semua penangkapan atas pelanggaran baru yang mengakibatkan dakwaan diajukan oleh Jaksa Distrik. Untuk individu yang dibebaskan sebelum persidangan, kami menyertakan kasus yang dibebaskan untuk diawasi sebelum persidangan dan dipantau oleh SF Pretrial, dibebaskan dengan EM dan dipantau oleh SF Sheriff Department, dibebaskan untuk diawasi dan EM, atau dibebaskan dengan jaminan atau pengadilan OR. Jenis pembebasan lainnya, seperti pembebasan ke yurisdiksi lain dan surat panggilan, dikecualikan dari analisis utama tetapi disertakan dalam uji ketahanan. Periode pra- Humphrey adalah 1 Mei 2016 hingga 31 Desember 2017, dan periode pasca- Humphrey adalah 1 Februari 2018 hingga 28 Februari 2019. 8
Ukuran hasil didefinisikan sebagai berikut. Hasil kasus mencakup probabilitas menerima tawar-menawar pembelaan dan probabilitas hukuman. Hasil ini saling terkait: menerima tawar-menawar pembelaan menghasilkan hukuman (meskipun seseorang juga dapat dihukum tanpa menerima pembelaan). Penangkapan berikutnya adalah ukuran biner dari setiap penangkapan baru di California dalam 6 bulan setelah penyelesaian kasus atau pelepasan dari tahanan lokal, mana pun yang terjadi kemudian. Kami mengukur periode kontak berikutnya dari tanggal yang lebih lambat dari kedua tanggal ini karena tidak semua individu dalam penelitian ini dibebaskan selama periode praperadilan (dan karena itu jauh lebih kecil kemungkinannya untuk ditangkap kembali). Kohort residivisme mencakup semua kasus yang diselesaikan sebelum 19 September 2019, dengan memperhitungkan waktu 6 bulan di masyarakat sebelum perintah berlindung di tempat pada Maret 2020. Kami mengukur residivisme dari titik penyelesaian kasus dan pelepasan untuk memungkinkan perbandingan yang sepadan. Jika diukur dari tanggal penangkapan, perbedaan dalam penahanan praperadilan dapat memengaruhi tingkat residivisme, karena kemungkinan penangkapan baru jauh lebih rendah bagi seseorang yang ditahan dibandingkan dengan seseorang di masyarakat. Sebagai uji ketahanan, kami membandingkan tingkat penangkapan baru selama periode praperadilan (waktu sejak dibebaskan dari penjara dan penyelesaian kasus) dan tidak menemukan perbedaan signifikan antara kedua kelompok.
Meskipun periode tindak lanjut ini lebih pendek daripada jendela pelacakan residivisme biasa, hal ini diperlukan karena pandemi COVID-19 secara signifikan mengubah pola penangkapan dan penuntutan. Memperpanjang periode tindak lanjut mungkin menunjukkan penurunan substansial dalam periode pasca- Humphrey , tetapi penurunan ini kemungkinan dapat dijelaskan oleh proporsi jendela residivisme yang lebih besar untuk kelompok pasca-kebijakan yang jatuh dalam pandemi, daripada menunjukkan dampak dari keputusan Humphrey . Sebagai uji ketahanan, kami menggunakan analisis kelangsungan hidup untuk menangani penyensoran selama periode tindak lanjut dan menemukan bahwa hasil kami tetap konsisten dan tidak sensitif terhadap spesifikasi utama.
3.3 Statistik Deskriptif
Bahasa Indonesia: Setelah Humphrey , ada peningkatan keseluruhan dalam pembebasan praperadilan sebesar 11%, serta pergeseran dalam distribusi jenis pembebasan. Secara khusus, kami mengamati penurunan dalam bagian kasus yang dicatat yang dibebaskan dengan jaminan dari 21% dari semua kasus yang diajukan sebelum keputusan Humphrey menjadi 14% pada periode pasca (Gambar 1 ). Pada saat yang sama, bagian kasus yang dicatat yang dibebaskan dengan pengawasan praperadilan intensif, termasuk EM, ACM, atau keduanya, meningkat dari 15% menjadi 29%. Bagian kasus yang menerima pengawasan rendah/tanpa pengawasan dan penahanan sedikit menurun (masing-masing 4 dan 3 poin persentase) selama periode yang sama. Fakta deskriptif ini menunjukkan bahwa setelah keputusan Humphrey , hakim beralih dari jaminan tunai sebagai mekanisme pembebasan dan beralih ke program pengawasan praperadilan untuk sebagian kecil populasi.
Distribusi jenis pembebasan dan penahanan sebelum dan sesudah Humphrey . Jaminan mencakup jaminan pada pra-pemeriksaan, pada saat pemeriksaan, dan pasca-pemeriksaan. Pengawasan tanpa/minimal mencakup individu yang dibebaskan atas pengakuan sendiri tanpa syarat, mereka yang dibebaskan dengan pengawasan minimal, dan mereka yang dibebaskan dengan pengawasan pengadilan. Pengawasan EM dan/atau ACM mencakup individu yang dibebaskan dengan pemantauan elektronik (dengan atau tanpa pengawasan tambahan), manajemen kasus tegas, atau keduanya. Penahanan mencakup individu yang ditahan selama periode praperadilan penuh. [Gambar berwarna dapat dilihat di wileyonlinelibrary.com ]
Meskipun kita tidak dapat mengamati jumlah jaminan dan apakah jumlah tersebut terjangkau bagi individu, jika jaminan tunai hanya ditetapkan pada tingkat yang terjangkau, kita mungkin mengharapkan manfaat positif untuk hasil kasus. Namun, bagi yang lain, tingkat pengawasan praperadilan yang lebih tinggi mungkin memiliki efek negatif pada hasil praperadilan jika pengawasan lebih memberatkan daripada pembebasan dengan jaminan (Sainju et al., 2018 ). Untuk kasus-kasus yang secara tradisional berada di luar pertimbangan untuk jaminan (kasus tingkat sangat rendah, termasuk kutipan dan pembebasan, dan kasus-kasus yang paling serius), hakim tampaknya tidak banyak mengubah pengambilan keputusan pembebasan mereka.
4 DESAIN PENELITIAN
Perubahan dalam kebijakan pembebasan praperadilan yang terjadi di sekitar putusan Humphrey memberikan kesempatan untuk menjawab pertanyaan penelitian pertama kami: apakah putusan Humphrey mengubah hasil kasus dan residivisme secara keseluruhan? Untuk melakukannya, kami melakukan analisis pra-pasca, dengan membandingkan hasil untuk individu yang didakwa sebelum putusan Humphrey , dengan individu yang didakwa setelah putusan Humphrey . Oleh karena itu, analisis pra-pasca memberikan penilaian menyeluruh tentang bagaimana hasil berubah di tingkat sistem setelah perubahan kebijakan.
Selanjutnya, kami mengajukan pertanyaan penelitian kedua: apa dampak pembebasan praperadilan setelah keputusan Humphrey terhadap hasil individu? Sulit untuk memperkirakan hubungan kausal antara perlakuan praperadilan dan hasil kasus karena mereka yang ditahan cenderung dipilih secara negatif berdasarkan karakteristik yang diamati dan tidak diamati, seperti riwayat kriminal, karakteristik pelanggaran saat ini, dan perilaku pengadilan yang juga dapat dikaitkan dengan hasil kasus. Mengingat potensi seleksi negatif ini, orang mungkin berharap mereka yang ditahan memiliki hasil yang lebih buruk. Untuk menjawab pertanyaan penelitian kedua, kami membandingkan hasil dari individu yang serupa: mereka yang ditahan selama periode pra- Humphrey dan sampel orang yang dibebaskan selama periode pasca- Humphrey . Perbandingan ini menghasilkan perkiraan dampak pembebasan praperadilan terhadap hasil kasus dan kontak berikutnya dengan sistem peradilan pidana untuk individu yang serupa tetapi untuk status pembebasan praperadilan mereka. Pendekatan yang sangat tangguh ini yang memadukan pencocokan skor kecenderungan (PSM) dengan desain perbedaan dalam perbedaan (DID) mengatasi beberapa potensi ancaman terhadap validitas internal klaim bahwa keputusan Humphrey (dan perubahan kebijakan yang timbul darinya) menyebabkan perubahan dalam hasil. Ini juga bukan pendekatan yang sempurna, tetapi kami menganggap estimasi ini sebagai ukuran yang lebih ketat dari asosiasi pra-pasca.
4.1 Analisis pra-pasca
Pertama, kami membandingkan tren dalam hasil pra- dan pasca- Humphrey , dengan mengendalikan karakteristik yang dapat diamati dari individu dan kasus. Untuk menilai apakah desain pra-pasca tepat, kami mengeksplorasi apakah jenis dan aliran kasus melalui sistem tampak berbeda secara teramati dalam periode pra- dan pasca- Humphrey . Kami menemukan bahwa komposisi demografis sampel stabil pra- dan pasca- Humphrey : sampel sebagian besar laki-laki (85%), dan usia rata-rata adalah 35 (Tabel 1 ). Bagian yang dicatat pada pelanggaran orang yang melakukan kejahatan (31% dalam periode pra dan 30% dalam periode pasca) tidak berubah secara signifikan. Bagian yang dicatat pada pelanggaran properti yang melakukan kejahatan menurun (dari 31% menjadi 28%), dan bagian yang dicatat pada pelanggaran narkoba yang melakukan kejahatan meningkat (dari 14% menjadi 16%).
TABEL 1. Karakteristik sampel lengkap.
Karakteristik Pra- Humphrey Pasca- Humphrey
Hitam (%) 0.42 0,40 *
Hispanik (%) 0.22 0,25 *
Putih (%) 0.27 0.26
Pria (%) 0.86 0,85
Usia (rata-rata) 35.3 35.7
Jenis pelanggaran yang dicatat
Orang yang melakukan tindak pidana 0.31 0.30
Properti kejahatan 0.31 0,28 *
Obat terlarang 0.14 0,16 *
Kejahatan lainnya 0.36 0.36
Orang yang melakukan tindak pidana ringan 0.16 0.17
Properti pelanggaran ringan 0.18 0,15 *
Narkoba ringan 0.10 0.10
Tindak pidana ringan lainnya 0.31 0,34 *
Rekomendasi rilis
Tidak ada pengawasan aktif (%) 0.23 0,20 *
Pengawasan minimal (%) 0,15 0.16
ACM (%) 0.13 0.14
Rilis tidak direkomendasikan (%) 0.36 0,41 *
Rekomendasi hilang 0.13 0,10 *
Riwayat kriminal di California (rata-rata)
Penangkapan sebelumnya ( n ) a 16.56 16.60
Kejahatan sebelumnya ( n ) 3.64 3.56
Hukuman penjara sebelumnya ( n ) 2.72 2.66
Hukuman penjara sebelumnya ( n ) 0,50 0,50
Penahanan dan waktu kasus (median)
Hari dalam tahanan ( n ) b 4.6 4.1 *
Hari dari pelepasan sampai pembuangan ( n ) c 116.0 94.0 *
Hasil rilis
Jaminan 0.21 0,14 *
Pengawasan rendah 0.37 0,33 *
ACM/EM 0,15 0,29 *
Dihukum 0.27 0,24 *
Jumlah pengamatan 6901 5426
Singkatan: ACM, manajemen kasus asertif; EM, pemantauan elektronik.
a Rata-rata jumlah penangkapan sebelumnya di San Francisco adalah 6,35 untuk periode pra dan 6,42 untuk periode pasca.
b Rata-rata hari dalam tahanan adalah 49,06 untuk praperiode dan 34,74 untuk pascaperiode.
c Rata-rata hari dari pelepasan hingga penyelesaian adalah 285,71 untuk praperiode dan 238,01 untuk pascaperiode.
* p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001.
San Francisco memiliki sejarah panjang dalam memprioritaskan alternatif untuk pemenjaraan bagi orang-orang yang terlibat dalam sistem peradilan pidana, yang menghasilkan serangkaian opsi pengalihan yang kuat yang mengalihkan banyak kasus pelanggaran ringan dan kejahatan tingkat rendah dari pemrosesan pengadilan tradisional (Augustine et al., 2020 ). San Francisco juga memiliki kebijakan kutipan-dan-lepas yang kuat dan program pembebasan praperadilan yang sudah lama ada. Akibatnya, individu yang diproses dalam sistem peradilan pidana tradisional dan termasuk dalam sampel analitik kami memiliki riwayat kriminal yang lebih substansial rata-rata daripada yang mungkin diamati di yurisdiksi lain. Mereka memiliki lebih dari 16 penangkapan sebelumnya di negara bagian California, dan 3,6 hukuman sebelumnya, rata-rata (median penangkapan dan hukuman sebelumnya masing-masing adalah 8 dan 1). Selain itu, populasi yang terlibat dalam peradilan di San Francisco mengalami tingkat ketidakstabilan perumahan yang tinggi, dengan sekitar sepertiga hingga hampir setengah dari populasi melaporkan diri sebagai tidak memiliki rumah tergantung pada sampelnya (Kantor Kejaksaan Distrik San Francisco, 2022 ; Skog & Lacoe, 2022 ). Lebih dari satu dari lima orang yang ditahan di penjara pada tahun 2018 didiagnosis memiliki penyakit mental serius oleh Layanan Kesehatan Penjara, dan empat dari lima orang melaporkan penggunaan zat terlarang (Komisi Kesehatan San Francisco, 2019 ).
Ada beberapa indikasi bahwa sampel pasca- Humphrey mungkin berisiko lebih tinggi untuk penangkapan praperadilan dan kegagalan untuk hadir di pengadilan: 41% dari sampel pasca- Humphrey menerima rekomendasi “pembebasan tidak direkomendasikan,” rekomendasi paling ketat berdasarkan alat penilaian risiko praperadilan standar, dibandingkan dengan 36% dari sampel pra- Humphrey . Bagian yang menerima rekomendasi tidak ada pengawasan aktif (rekomendasi pembebasan paling ringan) dalam periode pasca- Humphrey sedikit lebih rendah (20%) daripada dalam periode pra-Humphrey (23%). Bagian yang menerima rekomendasi pengawasan minimum atau pengawasan intensif (ACM) serupa di kedua periode (masing-masing 15% vs. 16%, dan 13% vs. 14%). Meskipun komposisi kasus tidak banyak berubah antara periode pra- dan pasca- Humphrey , kami mengamati perbedaan dalam hasil pembebasan yang sebenarnya—fokus analisis ini.
Dalam analisis pra-pasca, orang mungkin khawatir bahwa perubahan dalam dimensi lain dari sistem peradilan pidana—seperti dalam perilaku pengajuan kasus oleh Kantor Kejaksaan Distrik—mungkin menjelaskan perbedaan apa pun dalam hasil yang terjadi setelah penerapan Humphrey . Kami mengeksplorasi pola pengajuan kasus sepanjang waktu dan menemukan persentase kasus yang diajukan berdasarkan bulan penangkapan oleh Kantor Kejaksaan Distrik tetap stabil di seluruh periode pra- dan pasca- Humphrey . 9 Ini menunjukkan bahwa tidak ada perubahan besar dalam jenis kasus yang bergerak melalui sistem bersamaan dengan penerapan Humphrey . Kami mengamati sedikit peningkatan dalam bagian kasus kejahatan yang diajukan dalam periode pasca (dari 40% menjadi 46%), yang menunjukkan bahwa komposisi kasus menjadi sedikit lebih berisiko selama periode itu (konsisten dengan statistik deskriptif yang disajikan dalam Tabel 1 ).
4.2 Analisis DID
Studi sebelumnya menunjukkan bahwa penahanan praperadilan menghasilkan efek negatif pada kehidupan seseorang, yang berpotensi memengaruhi penyelesaian kasus pengadilan mereka dan memengaruhi perilaku dan kesejahteraan di masa depan (misalnya, Dobbie et al., 2018 ; Lowenkamp et al., 2013 ). Penahanan praperadilan terjadi sebelum adanya penentuan bersalah, dan tekanan penahanan dapat mengakibatkan kemungkinan yang lebih besar dari kesepakatan pembelaan bahkan bagi mereka yang tidak bersalah. Namun, menilai bagaimana individu yang ditahan akan bernasib dalam situasi kontrafaktual—seandainya mereka dibebaskan—merupakan tantangan yang terus-menerus karena mereka secara sistematis berbeda dari mereka yang dibebaskan.
Untuk fokus pada populasi yang paling mungkin terpengaruh oleh perubahan kebijakan—mereka yang mungkin akan ditahan jika kasus mereka diproses pada periode pra-Humphrey—kami membuat kelompok perawatan dan perbandingan menggunakan PSM dan kemudian melakukan analisis DID. Pertama-tama kami menggunakan PSM untuk mengidentifikasi kelompok perawatan pra-pasca dan perbandingan kami. Model skor kecenderungan memperkirakan kemungkinan dibebaskan pada periode pasca- Humphrey , berdasarkan karakteristik kasus individu dan riwayat kriminal. 10 Setelah menghitung skor kecenderungan ini, kami mencocokkan individu tanpa penggantian dalam sampel pasca- Humphrey dengan individu dalam periode pra- Humphrey untuk mengidentifikasi individu dengan karakteristik serupa yang kasusnya diproses pada waktu yang berbeda. Kemudian, dari sampel yang cocok, kami mengidentifikasi dua kelompok untuk analisis DID: “kelompok perawatan” terdiri dari individu yang dibebaskan pada periode pasca dan pasangan mereka pada periode pra-Humphrey yang ditahan (Tabel A1 ). Kami menganggap mereka dalam kelompok perawatan yang kasusnya diproses pada periode pasca- Humphrey terpengaruh oleh keputusan Humphrey . “Kelompok pembanding” terdiri dari individu yang dibebaskan pada periode pasca dan pasangan mereka pada periode pra yang juga dibebaskan. Estimasi utama akan berupa perbedaan hasil yang disesuaikan dengan regresi antara kelompok pra-pasca dalam kelompok perawatan, relatif terhadap perbedaan hasil pra-pasca untuk kelompok pembanding. Sampel pasangan akhir mencakup 8.180 pemesanan (2.078 perawatan, 6.102 perbandingan). 11
Bahasa Indonesia: Ketika kita meneliti tren dalam hasil per bulan untuk kelompok perlakuan dan perbandingan, tren hasil praperiode tidak jelas tetapi paralel, dengan kelompok perlakuan memiliki tingkat hukuman, tawar-menawar pembelaan, penangkapan dalam 1 tahun, dan hukuman dalam 1 tahun yang lebih tinggi selama praperiode (Gambar 2 ). Pengecualiannya adalah persentase yang dihukum berdasarkan tawar-menawar pembelaan, yang tren praperiodenya sedikit berbeda antara kelompok perlakuan dan perbandingan. Asumsi utama dari strategi estimasi adalah bahwa pencocokan telah memungkinkan identifikasi individu yang ditahan dalam praperiode yang kemungkinan besar akan dibebaskan dalam pascaperiode karena perubahan kebijakan di bawah Humphrey . Dalam Tabel 2 , kami membandingkan karakteristik kelompok perlakuan dalam praperiode dan pascaperiode dan karakteristik kelompok perbandingan dalam periode ini.
Grafik rangkaian waktu dari semua ukuran hasil. Sumbu x mewakili bulan penangkapan yang menghasilkan putusan bersalah. Kami mengecualikan penangkapan apa pun pada Januari 2018 ( periode penerapan Humphrey ) serta setiap orang yang ditangkap sebelum Humphrey dan dibebaskan dengan jaminan pasca- Humphrey ( n = 10). Panel C dan D terbatas pada individu yang kami amati selama 6 bulan setelah penyelesaian kasus. [Gambar berwarna dapat dilihat di wileyonlinelibrary.com ]
TABEL 2. Karakteristik sampel yang cocok.
Kelompok pengobatan Kelompok perbandingan
Karakteristik Pra- Humphrey Pasca- Humphrey Pra- Humphrey Pasca- Humphrey
Hitam (%) 0.47 0.43 0.39 0.37
Hispanik (%) 0.20 0.20 0,25 0,28 *
Putih (%) 0.27 0.28 0.27 0,25 *
Pria (%) 0,91 0,85 * 0.84 0.84
Usia (rata-rata) 36.7 35.7 34.6 35.1
Jenis pelanggaran yang dicatat
%Orang yang melakukan tindak pidana 0.38 0.37 0,25 0,25
%Properti kejahatan 0.29 0.30 0.27 0.26
%Narkoba kriminal 0.10 0.11 0.20 0.19
%Kejahatan lainnya 0.33 0.36 0.39 0.38
%Pelanggaran RinganPelanggaran. 0.60 0,58 0.57 0.57
Skor risiko
% DMF NAS 0.10 0.10 0.32 0.29
Minimal %DMF 0.10 0.10 0.18 0,21 *
% DMF ACM 0,15 0,15 0.13 0.13
%DMF RNR 0.57 0.57 0.26 0.26
%DMF hilang 0,08 0,08 0.11 0.11
%PSA kekerasan 0.38 0.38 0.27 0.27
%PSA Langkah 2 0,25 0.26 0.12 0.12
%PSA Langkah 4 0.23 0.23 0.18 0.19
Sejarah kriminal
Penangkapan sebelumnya ( n ) 22.1 17.8 * Tanggal 13.21 13.4
Kejahatan sebelumnya ( n ) 4.9 3.8 * 2.9 2.9
Penahanan sebelumnya (%) 0,74 0,65 * 0.54 0.54
Jumlah pengamatan tahun 1039 tahun 1039 3051 3051
Catatan : Model skor kecenderungan tidak mencakup ras, etnis, jenis kelamin, atau usia. * p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001. Tanda bintang (*) menunjukkan perbedaan yang signifikan secara statistik antara periode pra dan pasca Humphrey . Keseimbangan antara kelompok perawatan pra/pasca dan kelompok pembanding untuk sampel kontak berikutnya tampak secara substantif sama—tabel tersedia atas permintaan.
Singkatan: Misd., Pelanggaran Ringan; DMF, Skor Kerangka Pengambilan Keputusan; NAS, Pengawasan Non-Aktif; RNR, Rilis Tidak Direkomendasikan; ACM, manajemen kasus yang tegas; PSA, Penilaian Keamanan Publik.
Secara keseluruhan, karakteristik kelompok perlakuan serupa di periode pra dan pasca Humphrey . Di kedua periode, hampir setengah dari kelompok perlakuan adalah orang kulit hitam, kurang dari 30% adalah orang kulit putih, dan sekitar seperlima adalah orang Hispanik. 12 Kelompok perlakuan pra dan pasca periode juga memiliki jenis pelanggaran yang didakwa serupa. Rekomendasi pembebasan yang dibuat berdasarkan risiko praperadilan—tidak ada pengawasan aktif, pengawasan minimum, ACM, dan pembebasan tidak direkomendasikan—rata-rata serupa di periode pra dan pasca, yang menunjukkan bahwa dalam kelompok perlakuan, terdapat distribusi risiko kegagalan praperadilan yang konstan. Namun, ada beberapa perbedaan dalam riwayat kriminal. Di periode pasca, kelompok perlakuan memiliki rata-rata penangkapan sebelumnya yang lebih sedikit, memiliki rata-rata hukuman sebelumnya yang lebih sedikit, dan lebih kecil kemungkinannya untuk memiliki hukuman penjara sebelumnya dibandingkan dengan periode pra. Kelompok pembanding juga serupa di periode pra dan pasca Humphrey , tetapi secara keseluruhan, kelompok ini memiliki riwayat kriminal yang kurang luas, dakwaan yang didakwa kurang serius, dan distribusi risiko praperadilan yang berbeda dari kelompok perlakuan. Karakteristik ini dimasukkan sebagai kontrol dalam model regresi yang dijelaskan di bawah ini.
Kami membangun strategi pencocokan ini dengan menggunakan model regresi linier untuk menyesuaikan perbedaan pra-pasca yang tersisa dalam karakteristik kohort perawatan dan perbandingan kami. Model ini mengontrol demografi, riwayat kriminal, karakteristik kasus, dan tingkat risiko yang dinilai. Untuk mengatasi kemungkinan tren waktu yang independen dari Humphrey , kami menggunakan model DID untuk mendapatkan hasil kami. Kami memperkirakan efek pada dua hasil utama: probabilitas menerima tawar-menawar pembelaan dan probabilitas hukuman. Untuk melakukannya, model DID memperkirakan perbedaan dalam hasil kasus untuk kohort yang dirawat pra-pasca Humphrey dan kemudian membandingkan perbedaan dalam hasil ini dengan kohort perbandingan selama periode yang sama. Meskipun kami tidak mengharapkan perubahan pra-pasca dalam hasil kasus untuk kohort perbandingan “selalu dibebaskan” karena Humphrey , kami menggunakan model DID untuk mengontrol perubahan yang lebih luas sepanjang waktu yang dialami oleh kedua kohort (Persamaan 1 ).
(1)
di mana Y adalah hasil utama yang diinginkan (tawar-menawar pembelaan, hukuman) untuk individu i ; Pasca adalah variabel indikator untuk periode pasca- Humphrey ; Perawatan adalah variabel indikator berdasarkan kelompok perawatan yang dihasilkan oleh PSM (pembebasan pasca-periode dan penahanan yang cocok pada periode pra-Humphrey) dan mengambil nilai 1 jika individu berada dalam kelompok perawatan dan 0 jika individu berada dalam kelompok pembanding; dan
adalah vektor karakteristik individu, termasuk skor penilaian risiko praperadilan yang dipisahkan untuk kegagalan hadir di pengadilan, aktivitas kriminal baru, dan aktivitas kriminal kekerasan baru, ukuran demografi, dan jenis dan tingkat keparahan tuduhan, yang diukur untuk orang i . Kami menyertakan vektor kontrol bulan (
) untuk memperhitungkan perbedaan musiman. Koefisien bunga adalah
, yang memperkirakan dampak pembebasan terhadap hasil kasus bagi kelompok terdakwa yang dibebaskan pada periode pasca yang kemungkinan akan ditahan seandainya Humphrey tidak berlaku.
5 HASIL
5.1 Asosiasi pra-pasca
Hasil yang disesuaikan dengan regresi menunjukkan bahwa individu dengan kasus yang diproses pada periode pasca- Humphrey lebih kecil kemungkinannya untuk dihukum, relatif terhadap individu pada periode pra- Humphrey (Tabel 3 , Panel A). Hubungan ini berlaku dengan penambahan kovariat yang mengukur perbedaan dalam karakteristik individu dan kasus, kontrol bulan penangkapan untuk memperhitungkan musim, dan tanda untuk beberapa pemesanan selama periode sampel. Besarnya perubahan dalam hukuman dalam spesifikasi yang disukai (kolom 3) hanya lebih dari 3 poin persentase. Kami mengamati hubungan negatif secara keseluruhan antara periode pasca- Humphrey dan hukuman yang diperoleh melalui tawar-menawar pembelaan, tetapi hubungan tersebut hanya signifikan secara marjinal dalam model yang dikontrol sepenuhnya. Ini menunjukkan bahwa semua hal lain sama, kasus yang diproses dalam periode pasca lebih kecil kemungkinannya untuk menghasilkan hukuman relatif terhadap periode pra. Ketika kami membatasi sampel untuk hanya menyertakan pemesanan pertama untuk individu dengan beberapa pemesanan selama periode pra atau pasca, hubungan antara Humphrey dan kemungkinan hukuman menurun dalam besarnya dan hanya signifikan secara marjinal (Tabel A2 ).
TABEL 3. Hubungan pra-pasca antara In Re Humphrey dan hasil.
Pengakuan Permohonan
A. Hasil Kasus (1) (2) (3) (4) (5) (6)
Pasca- Humphrey -0,0417 *** -0,0368 *** -0,0323 *** -0,0297 ** -0,0241 ** -0,0196 *
(0,00919) (0,00877) (0,00896) (0,00920) (0,00879) (0,00897)
Konstan 0,535 *** -0,322 ** -0,337 ** 0,513 *** -0,292 ** -0,305 **
(0,00630) (0.111) (0.114) (0,00631) (0.112) (0.114)
Pengamatan 12.327 orang 12.327 orang 12.327 orang 12.327 orang 12.327 orang 12.327 orang
Kovariat TIDAK Ya Ya TIDAK Ya Ya
Bulan penangkapan FE TIDAK TIDAK Ya TIDAK TIDAK Ya
Penangkapan baru dalam 6 bulan Keyakinan baru dalam 6 bulan
B. Kontak selanjutnya (1) (2) (3) (4) (5) (6)
Pasca- Humphrey 0,0282 * 0,0226 * 0,0211 * -0,00771 -0,00145 -0,0308
(0,0112) (0,00997) (0,0102) (0,0102) (0,00845) (0,00868)
Konstan 0,463 *** 0.228 0,241 * 0,315 *** 0,0483 tahun -0,0125
(0,00767) (0.120) (0.122) (0,00708) (0,0985) (0.100)
Pengamatan 10.271 orang 10.271 orang 10.271 orang 10.271 orang 10.271 orang 10.271 orang
Kovariat TIDAK Ya Ya TIDAK Ya Ya
Bulan penangkapan FE TIDAK TIDAK TIDAK TIDAK TIDAK Ya
Catatan : Kesalahan standar ada dalam tanda kurung. Kovariat meliputi usia saat penangkapan (ditambah usia kuadrat, usia pangkat tiga), jenis kelamin, ras, penangkapan sebelumnya di CA, hukuman sebelumnya di CA, hukuman penjara sebelumnya di CA, hukuman penjara sebelumnya di CA, variabel dummy pelanggaran (orang yang melakukan tindak pidana, properti tindak pidana, obat bius tindak pidana, tindak pidana lain, pelanggaran ringan), variabel dummy untuk peningkatan berdasarkan dakwaan Penilaian Keamanan Publik (PSA), rekomendasi pembebasan PSA, dan tanda tingkat orang untuk beberapa penangkapan dalam periode tersebut. Kolom ketiga menambahkan efek tetap (FE) bulan penangkapan untuk menyesuaikan dengan musim.
* nilai p < 0,05;
** nilai p < 0,01;
*** p < 0,001.
Literatur tidak meyakinkan tentang apakah penahanan praperadilan mempengaruhi kontak berikutnya dengan sistem peradilan pidana pada titik penangkapan dan pemidanaan (karena penahanan yang lebih lama berkorelasi dengan kontak sistem berikutnya yang lebih besar) (Dobbie et al., 2018 ; Gupta et al., 2016 ; Leslie & Pope, 2017 ). Oleh karena itu, kami memeriksa perubahan dalam penangkapan dan pemidanaan berikutnya di California setelah disposisi kasus saat ini. Kami mengamati sedikit sekali perubahan dalam tingkat penangkapan atau pemidanaan keseluruhan untuk pelanggaran baru setelah penerapan Humphrey . Dalam sampel yang kami amati selama 6 bulan setelah penyelesaian kasus, ada peningkatan yang sedikit signifikan dalam penangkapan baru selama periode 6 bulan tersebut (Tabel 3 , Panel B). 13 Ketika kami membatasi sampel pada pemesanan pertama yang diamati dalam periode tersebut, kami tidak menemukan perbedaan yang signifikan secara statistik dalam penangkapan antara periode sebelum dan sesudah (Tabel A3 ). Kami tidak menemukan perubahan dalam pemidanaan baru dalam 6 bulan setelah penyelesaian kasus antara periode sebelum dan sesudah di semua spesifikasi model. Hal ini menunjukkan bahwa mungkin ada perbedaan kecil dalam aktivitas penangkapan terkait dengan pembebasan praperadilan yang tidak mengakibatkan peningkatan jumlah hukuman.
Meskipun analisis pra-pasca menyoroti bagaimana hasil berubah secara keseluruhan sebelum dan sesudah keputusan Humphrey , perubahan lain yang terjadi pada saat yang sama mungkin telah memengaruhi hasil. Untuk menyelidiki lebih lanjut bagaimana keputusan Humphrey dapat memengaruhi hasil kasus dan kontak berikutnya, kami menggunakan analisis DID dan PSM.
5.2 Hasil DID
Analisis DID menunjukkan bahwa kemungkinan hukuman dan tawar-menawar pembelaan menurun setelah Humphrey untuk kasus-kasus yang kemungkinan besar akan terpengaruh oleh perubahan kebijakan. Tabel 4 menyajikan hasil untuk spesifikasi bertahap untuk model kemungkinan hukuman dan tawar-menawar pembelaan. Spesifikasi yang disukai ada di kolom ketiga—model ini mencakup kontrol penuh dan efek tetap bulan penangkapan. Individu yang dibebaskan setelah Humphrey cenderung tidak dihukum atas tuduhan apa pun dalam kasus tersebut dibandingkan dengan individu yang sangat mirip yang ditahan sebelum Humphrey . Kami memperkirakan kemungkinan hukuman yang 8,2 poin persentase lebih rendah bagi mereka yang dibebaskan dalam periode pasca- Humphrey dibandingkan dengan rekan-rekan mereka yang cocok yang ditahan dalam periode pra- Humphrey (di luar perubahan pra-pasca dalam kelompok perbandingan).
TABEL 4. Hubungan antara pembebasan praperadilan dan hasil kasus.
Pengakuan Permohonan
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
Perawatan × Posting -0,0825 ** -0,0804 *** -0,0822 *** -0,0782 ** -0,0768 ** -0,0783 **
(0,0256) (0,0243) (0,0243) (0,0257) (0,0245) (0,0245)
Perlakuan 0,132 *** 0,0742 *** 0,0753 *** 0,125 *** 0,0691 *** 0,0698 ***
(0.0182) (0,0177) (0,0177) (0,0183) (0,0179) (0,0179)
Pasca- Humphrey -0,0282 * -0,0245 * -0,0225 -0,0180 -0,0135 -0,00110
(0,0128) (0,0124) (0,0126) (0,0128) (0,0124) (0,0126)
Konstan 0,488 *** 0,280 *** 0,284 *** 0,469 *** 0.211 *** 0.211 ***
(0,00916) (0,0330) (0,0393) (0,00914) (0,0347) (0,0405)
Pengamatan 8180 8180 8180 8180 8180 8180
Kovariat TIDAK Ya Ya TIDAK Ya Ya
Bulan penangkapan FE TIDAK TIDAK Ya TIDAK TIDAK Ya
Catatan : Kesalahan standar ada dalam tanda kurung. Kolom kedua menambahkan kontrol untuk karakteristik demografi, jenis pelanggaran yang didakwa, interaksi antara karakteristik dan jenis pelanggaran yang didakwa, skor Penilaian Keamanan Publik (PSA), riwayat kriminal, dan tanda untuk beberapa pelanggaran dalam periode tersebut. Kolom ketiga menambahkan efek tetap (FE) bulan penangkapan untuk menyesuaikan dengan musim.
* nilai p < 0,05;
** nilai p < 0,01;
*** p < 0,001.
Penurunan jumlah vonis mungkin disebabkan oleh berkurangnya tekanan bagi terdakwa untuk menerima tawar-menawar pembelaan untuk mengamankan pembebasan dari tahanan. Hasil penelitian menunjukkan bahwa individu yang dibebaskan sebelum persidangan setelah Humphrey cenderung tidak menerima tawar-menawar pembelaan dibandingkan individu yang sangat mirip yang ditahan sebelum Humphrey , dengan mengendalikan perubahan lain dalam kebijakan atau praktik yang mungkin memengaruhi kemungkinan tawar-menawar pembelaan selama periode yang sama (Tabel 4 ). Kami memperkirakan kelompok perlakuan mengalami tingkat penerimaan tawar-menawar pembelaan sebesar 7,8 poin persentase lebih rendah dibandingkan dengan individu serupa yang ditahan pada periode pra- Humphrey . 14
Pertanyaan kedua adalah apakah perubahan dalam pembebasan dan hukuman karena Humphrey berdampak pada perbedaan dalam kontak berikutnya dengan sistem peradilan. Mungkin penahanan itu sendiri bersifat kriminogenik, yang secara langsung meningkatkan kemungkinan seseorang akan terlibat dengan sistem peradilan pidana lagi. Mungkin juga penahanan memiliki pengaruh tidak langsung pada interaksi di masa mendatang dengan meningkatkan kemungkinan hukuman dalam kasus saat ini, yang mengakibatkan terciptanya catatan kriminal. Kami memperkirakan perbedaan dalam kemungkinan penangkapan dan hukuman baru sebelum dan sesudah Humphrey untuk kelompok perawatan kami relatif terhadap perubahan apa pun yang dialami oleh kelompok pembanding selama periode yang sama. Ukuran kontak berikutnya ini tidak mencerminkan pelanggaran praperadilan, hanya penangkapan atau hukuman baru setelah penyelesaian kasus awal. Hasil yang dilaporkan di sini adalah untuk periode 6 bulan setelah penyelesaian kasus atau pembebasan dari tahanan, mana pun yang terjadi kemudian.
Tabel 5 menyajikan hasil untuk penangkapan berikutnya. Untuk setiap ukuran hasil, kolom pertama menunjukkan efek keseluruhan pembebasan pada penangkapan baru, kolom kedua menambahkan kovariat termasuk variabel dummy jika orang tersebut memiliki beberapa pemesanan dalam periode tersebut, kolom ketiga menambahkan kontrol untuk hukuman dalam kasus saat ini, dan kolom keempat menambahkan efek tetap bulan penangkapan. Kami melihat bahwa pembebasan praperadilan setelah penerapan keputusan Humphrey tidak terkait dengan perubahan dalam kemungkinan penangkapan baru. Koefisien pada istilah interaksi secara konsisten negatif tetapi kehilangan signifikansi statistik setelah kovariat dan efek bulan penangkapan dimasukkan dalam model. Kami menemukan hubungan yang signifikan secara statistik antara hukuman dalam kasus saat ini dan penangkapan berikutnya, yang menunjukkan efek tidak langsung yang mengalir terutama melalui hukuman. Hasil ini menunjukkan bahwa peningkatan pembebasan praperadilan setelah Humphrey tidak terkait dengan peningkatan penangkapan baru di antara mereka yang paling mungkin terkena dampak.
TABEL 5. Hubungan antara pembebasan praperadilan dan kontak berikutnya.
Penangkapan dalam 6 bulan Keyakinan baru dalam 6 bulan
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
Perawatan × Posting -0,0878 ** -0,0467 -0,0402 -0,0395 -0,0944 *** -0,0658 * -0,0369 -0,0359
(0,0299) (0,0270) (0,0269) (0,0269) (0,0282) (0,0260) (0,0233) (0,0233)
Perlakuan 0,167 *** 0,0766 *** 0,0723 *** 0,0717 *** 0,143 *** 0,0722 *** 0,0530 ** 0,0519 **
(0,0212) (0,0198) (0,0198) (0,0199) (0,0206) (0,0198) (0,0180) (0,0180)
Pasca- Humphrey 0,0167 tahun 0,0215 0,0206 0,0186 0,000478 0,00619 0,00230 -0,000493
(0,0165) (0,0150) (0,0150) (0,0152) (0,0142) (0,0133) (0,0121) (0,0123)
Hukuman dalam kasus saat ini 0,0870 *** 0,0876 *** 0,385 *** 0,385 ***
(0,0125) (0,0125) (0,0110) (0,0109)
Konstan 0.407 *** 0,328 *** 0,307 *** 0,332 *** 0,266 *** 0,137 *** 0,0454 tahun 0,0414 tahun
(0,0116) (0,0382) (0,0381) (0,0450) (0,0103) (0,0340) (0,0310) (0,0362)
Pengamatan 5762 5762 5762 5762 5762 5762 5762 5762
Kovariat TIDAK Ya Ya Ya TIDAK Ya Ya Ya
Bulan penangkapan FE TIDAK TIDAK TIDAK Ya TIDAK TIDAK TIDAK Ya
Catatan : Kesalahan standar ada dalam tanda kurung. Dimulai dari kolom kedua, model mencakup kontrol untuk karakteristik demografi, jenis pelanggaran yang didakwa, interaksi antara karakteristik dan jenis pelanggaran yang didakwa, skor Penilaian Keamanan Publik (PSA), dan riwayat kriminal. Kolom keempat menambahkan efek tetap (FE) bulan penangkapan untuk menyesuaikan dengan musim.
* nilai p < 0,05;
** nilai p < 0,01;
*** p < 0,001.
Mempertimbangkan penangkapan saja sebagai ukuran kontak berikutnya mungkin tidak memberikan cerita lengkap tentang efek perubahan kebijakan atau praktik, mengingat perbedaan paparan terhadap kepolisian yang dapat bervariasi menurut lingkungan dan antar kelompok demografi. Oleh karena itu, kami juga memperkirakan efek pembebasan praperadilan pada kontak berikutnya yang didefinisikan sebagai penangkapan baru yang menghasilkan hukuman (Tabel 5 ). Setelah penyertaan kovariat, kami tidak mengamati perubahan dalam hukuman untuk kelompok perlakuan relatif terhadap kelompok pembanding. Kami mengamati hubungan yang signifikan secara statistik dan positif antara hukuman dalam kasus saat ini dan penangkapan di masa mendatang yang mengarah pada hukuman, yang menunjukkan lagi bahwa efek pembebasan praperadilan beroperasi melalui perbedaan dalam kemungkinan hukuman dalam kasus awal.
6 IMPLIKASI KEBIJAKAN
Hasil studi ini mendukung temuan umum bahwa perubahan dalam praktik pembebasan praperadilan setelah Humphrey menghasilkan hasil kasus yang lebih baik dan tidak ada perubahan dalam kontak berikutnya dengan sistem peradilan pidana di San Francisco. Ini adalah temuan penting bagi California dengan penerapan keputusan Humphrey yang lebih luas . Karena daerah lain di seluruh California mengubah praktik untuk mematuhi keputusan Humphrey , mereka dapat menilik pengalaman San Francisco. Secara khusus, berbagai pilihan pembebasan praperadilan yang mapan dan memiliki sumber daya yang memadai mungkin berperan dalam hasil yang diidentifikasi dalam analisis ini, dan tanpa pilihan tersebut, hakim mungkin menghadapi keputusan sulit tentang pembebasan individu selama periode praperadilan.
Terkait dengan itu, studi ini menyoroti bahwa tanpa mekanisme yang andal untuk mengumpulkan dan menilai informasi tentang kemampuan terdakwa untuk membayar, hakim San Francisco tampaknya lebih mengandalkan opsi pembebasan praperadilan yang diawasi daripada jaminan tradisional. Yurisdiksi lain perlu mempertimbangkan apakah mereka memiliki kapasitas untuk menilai kemampuan membayar secara sistematis dan menyampaikan informasi tersebut kepada hakim atau mengembangkan daftar opsi pembebasan praperadilan yang dapat dipilih oleh hakim. Lebih jauh, reformasi kebijakan yang bergantung pada perubahan dalam pengambilan keputusan pengadilan harus mempertimbangkan seberapa tanggap hakim terhadap upaya tersebut, karena tujuan utama mereka kemungkinan besar adalah berfungsinya pengadilan secara efisien.
Masih menjadi pertanyaan terbuka apakah orang yang dibebaskan dengan pengawasan praperadilan mendapatkan tingkat pengawasan yang lebih tinggi daripada yang mereka butuhkan, terutama karena mereka belum dihukum karena suatu kejahatan. Misalnya, jaminan tradisional umumnya tidak disertai pengawasan, tetapi di bawah reformasi, jaminan sering kali digantikan dengan pembebasan dengan pengawasan, bukan pembebasan dengan pengakuan sendiri. Sampai saat ini, hanya ada sedikit bukti yang dihasilkan tentang efektivitas relatif dari berbagai program pengawasan praperadilan, seperti pengawasan minimal dibandingkan dengan pengawasan intensif atau EM, dan bagaimana menempatkan individu pada tingkat pengawasan yang sesuai. Penelitian terbatas menunjukkan bahwa pengawasan praperadilan mengurangi tingkat kegagalan untuk hadir (Barno et al., 2020 ) tetapi tidak mengurangi aktivitas kriminal baru (Goldkamp & White, 2006 ). Lebih jauh, dampak pengawasan praperadilan mungkin terkonsentrasi di antara individu yang berisiko paling tinggi mengalami kegagalan praperadilan (Lowenkamp & VanNostrand, 2013 ). Bukti tentang dampak program masa percobaan pengawasan intensif menunjukkan bahwa pelebaran jaring menjadi perhatian: beberapa studi eksperimental menemukan bahwa orang yang ditugaskan untuk masa percobaan pengawasan intensif lebih mungkin menerima pelanggaran teknis dan ditangkap dan/atau dipenjara (Hyatt & Barnes, 2017 ; Petersilia & Turner, 1990 ). Seiring dengan berlanjutnya reformasi jaminan di California dan sekitarnya, penting untuk mempelajari efek yang diinginkan dan tidak diinginkan dari reformasi yang meningkatkan pengawasan praperadilan terhadap individu yang terlibat dalam sistem peradilan, keluarga mereka, dan komunitas, serta mengidentifikasi praktik dan model berbasis bukti.
Di tingkat negara bagian, studi ini menimbulkan pertanyaan tentang apakah undang-undang diperlukan untuk memastikan bahwa, jika tidak ada mekanisme untuk menilai kemampuan membayar, semua yurisdiksi memiliki alternatif penahanan yang memadai. Kebutuhan akan undang-undang ini digaungkan oleh laporan baru yang menemukan kesalahpahaman hukum yang berkelanjutan tentang Humphrey di seluruh wilayah (Campos-Bui et al., 2024 ). Badan legislatif dapat mempertimbangkan untuk mendefinisikan dengan jelas apa yang harus dilakukan yurisdiksi untuk mematuhi keputusan Humphrey , mengembangkan panduan bagi yurisdiksi untuk memperluas program pengawasan dan pemantauan praperadilan berbasis bukti dan kemudian mendukung mereka untuk menjalankan program tersebut, dan menetapkan tolok ukur untuk keberhasilan program, seperti pelanggaran praperadilan dan tingkat kehadiran di pengadilan. Rute legislatif akan membantu mengatasi ambiguitas yang dialami yurisdiksi saat ini dalam cara beroperasi sesuai dengan Humphrey , yang berpotensi meningkatkan kemungkinan kepatuhan.
Studi ini juga memberikan bukti yang berlaku secara luas bahwa perubahan kebijakan yang meningkatkan pembebasan praperadilan kemungkinan akan mengurangi hukuman terutama dengan mengurangi kemungkinan tawar-menawar pembelaan. Temuan-temuan ini memiliki relevansi nasional, karena negara-negara bagian lain dan pemerintah federal mempertimbangkan reformasi kebijakan jaminan. Hasil studi ini menunjukkan bahwa dengan tidak adanya opsi pembebasan praperadilan yang layak, individu cenderung lebih menghargai pembebasan daripada menghindari hukuman. Namun, solusi jangka pendek ini dapat menghasilkan konsekuensi negatif dalam jangka panjang (misalnya, Dobbie et al., 2018 ; Leslie & Pope, 2017 ; Pager, 2003 ). Kebijakan yang mempromosikan penggunaan program dan layanan pengawasan praperadilan yang memungkinkan individu untuk tetap aman di masyarakat sambil menunggu persidangan tampaknya mengurangi tekanan yang dirasakan individu untuk mengambil pembelaan. Menghindari hukuman kemudian dapat menyebabkan penurunan kemungkinan penangkapan atau hukuman berikutnya. Namun, untuk sepenuhnya menata kembali sistem praperadilan yang berfungsi secara adil bagi semua orang tanpa memandang pendapatan, sembari meminimalkan dampak buruk dari penahanan dan memaksimalkan keselamatan publik, kita harus mengevaluasi secara ketat kebijakan dan praktik yang menggantikan jaminan tunai.
7 KESIMPULAN DAN BATASAN
Secara deskriptif, tampak bahwa keputusan Humphrey mengubah cara kasus diproses selama periode praperadilan, yang mengakibatkan sedikit peningkatan dalam tingkat pembebasan secara keseluruhan di San Francisco dan peningkatan besar dalam pembebasan ke tingkat pengawasan praperadilan tertinggi. Secara keseluruhan, perubahan ini dikaitkan dengan penurunan kemungkinan hukuman dan tawar-menawar pembelaan. Kami menemukan sedikit perubahan dalam kontak peradilan pidana berikutnya setelah perubahan kebijakan, tetapi hasilnya sensitif terhadap definisi sampel. Lebih jauh, ketika kami berfokus pada individu yang dibebaskan berdasarkan Humphrey yang kami perkirakan akan ditahan jika kebijakan tersebut tidak berlaku, kami menemukan hasil yang konsisten dengan analisis keseluruhan. Kelompok perlakuan cenderung tidak mengaku bersalah dan cenderung tidak dihukum pada periode pasca- Humphrey dibandingkan dengan periode pra- Humphrey . Kami tidak menemukan perubahan dalam kemungkinan penangkapan berikutnya atau hukuman baru bagi mereka yang dibebaskan. Secara keseluruhan, kami menyimpulkan bahwa penangkapan atau hukuman baru tidak meningkat setelah Humphrey bagi mereka yang kemungkinan besar akan terpengaruh oleh perubahan kebijakan terkait. Hal ini memberikan bukti sugestif bahwa meskipun ada potensi pelebaran jaring saat lebih banyak individu ditempatkan dalam pengawasan praperadilan intensif, mungkin sebagai pengganti pembebasan dengan jaminan tanpa pengawasan, kami tidak melihat peningkatan dalam penangkapan atau hukuman.
Orang mungkin telah menduga keputusan Humphrey akan menyebabkan penurunan yang lebih besar dalam penahanan daripada 3 poin persentase yang kami perkirakan di sini. Ada beberapa alasan mengapa hal ini mungkin terjadi. San Francisco telah menerapkan reformasi substansial pada sistem praperadilannya sebelum keputusan Humphrey , yang cenderung menyediakan penahanan bagi mereka yang berisiko lebih tinggi. Akibatnya, perubahan seperti yang diterapkan setelah Humphrey mungkin tidak secara substansial menurunkan tingkat penahanan. Selain itu, San Francisco memiliki beberapa opsi pengawasan praperadilan dan memperluas kapasitas program untuk mengantisipasi Humphrey . Oleh karena itu, sebagian besar respons terhadap Humphrey tampaknya merupakan perubahan dalam tingkat pengawasan praperadilan yang ditetapkan (ke pengawasan yang lebih intensif), dan perubahan yang lebih kecil dalam penggunaan penahanan. Di yurisdiksi lain, kita mungkin mengharapkan efek yang lebih besar. Misalnya, di tempat-tempat dengan kebijakan pembebasan yang kurang permisif, kita akan mengharapkan penurunan yang lebih besar dalam penahanan. Jika tempat-tempat yang sama memiliki lebih sedikit opsi pengawasan praperadilan, kita mungkin melihat efek yang lebih teredam dari Humphrey pada tingkat penahanan.
Atau, seperti yang mungkin disarankan oleh teori sistem fungsional, efek kecil Humphrey pada tingkat penahanan bisa jadi merupakan hasil dari penolakan hakim untuk mengubah fungsi pengadilan sebagai respons terhadap keputusan tersebut (Feeley, 1979 ). Mungkin saja tanpa mekanisme untuk menilai kemampuan membayar secara andal, hakim tidak banyak mengubah perilaku mereka. Meski begitu, kami mengamati peningkatan tingkat hakim melepaskan orang untuk pengawasan praperadilan intensif, yang menunjukkan bahwa hakim mengubah perilaku mereka ke arah yang berbeda (jenis pembebasan), dan perubahan ini dikaitkan dengan penurunan tingkat orang menerima kesepakatan pembelaan dan dihukum.
Ada beberapa keterbatasan penting dalam studi ini yang perlu dipertimbangkan ketika menggunakan hasil untuk menginformasikan kebijakan. Pertama, meskipun kami memanfaatkan perubahan kebijakan untuk mengidentifikasi individu serupa yang menerima perawatan praperadilan yang berbeda, kebijakan tersebut tidak menghasilkan perubahan yang jelas dalam opsi pembebasan. Seperti banyak kebijakan yang diterapkan, banyak hal berubah sekitar waktu Humphrey ditegakkan. Meskipun kita dapat mengamati bagaimana hasil kasus berubah setelah penerapan Humphrey , sulit untuk menilai mekanisme pembebasan apa yang menghasilkan perubahan hasil ini. Apakah penurunan penggunaan jaminan atau peningkatan penggunaan pengawasan praperadilan intensif? Pertanyaan itu akan diserahkan untuk diselidiki oleh studi mendatang.
Kedua, karena keterbatasan data yang tersedia, kami tidak dapat mengamati secara langsung perubahan perilaku kehakiman atau kejaksaan setelah Humphrey . Data tersebut tidak memungkinkan kami untuk mengamati jumlah jaminan, pengurangan biaya, atau mekanisme langsung apa pun yang digunakan hakim untuk menilai kemampuan membayar atau mengubah jumlah jaminan berdasarkan keadaan keuangan klien. Oleh karena itu, kami tidak dapat secara langsung menguji responsivitas hakim atau pelaku pengadilan lainnya terhadap perubahan kebijakan ini.
Akhirnya, PSM tidak menghasilkan kelompok perlakuan dan perbandingan yang bebas dari bias seleksi seperti halnya uji coba acak. Kami menyertakan banyak faktor sebagai kontrol dalam model pencocokan, tetapi perbedaan dalam riwayat kriminal antara kelompok pra dan pascaperiode tetap ada setelah pencocokan. Meskipun kami mengatasi perbedaan yang diamati ini menggunakan model regresi DID kami, ada kemungkinan kami tidak dapat sepenuhnya menyesuaikan perbedaan ini atau masih ada perbedaan yang tidak teramati antara kelompok-kelompok ini. Sejauh perbedaan yang tidak teramati ini ada dan sangat berkorelasi dengan ukuran hasil, estimasi kami mungkin melebih-lebihkan sejauh mana Humphrey berkontribusi terhadap perubahan hasil.
Namun, hasil ini sesuai dengan beberapa teori yang menjelaskan hubungan antara pembebasan praperadilan (atau penahanan) dan hasil selanjutnya. Individu yang dibebaskan setelah putusan Humphrey cenderung tidak dihukum—ini bisa jadi karena pembebasan mereka membantu mereka memperkuat pembelaan, atau karena program pengawasan praperadilan memberi mereka kesempatan untuk menunjukkan reputasi baik di hadapan hakim atau mulai menerima layanan yang dibutuhkan. Lebih jauh, individu yang dibebaskan cenderung tidak menerima kesepakatan pembelaan, yang mendukung teori bahwa individu yang ditahan sebelum persidangan cenderung menerima kesepakatan pembelaan yang tidak menguntungkan untuk mendapatkan pembebasan. Terakhir, meskipun hasil pada kontak selanjutnya dengan sistem peradilan tidak secara konsisten signifikan secara statistik di seluruh spesifikasi model, koefisien pada hukuman dalam kasus saat ini positif dan signifikan secara statistik. Ini menunjukkan bahwa hubungan antara pembebasan praperadilan dan kontak selanjutnya mengalir melalui hukuman dan mendukung teori kerugian kumulatif di seluruh kontak dan konsekuensi dalam sistem peradilan pidana.
UCAPAN TERIMA KASIH
Penulis mengucapkan terima kasih kepada mitra lembaga kami di Kantor Kejaksaan Distrik San Francisco, Kantor Sheriff San Francisco, dan Layanan Praperadilan San Francisco atas kemitraan pemikiran dan komitmen berkelanjutan mereka terhadap penelitian kebijakan yang dapat ditindaklanjuti.
Informasi pendanaan
Kami menerima dukungan hibah untuk karya ini dari Arnold Ventures. California Policy Lab juga menerima dukungan dari The James Irvine Foundation, University of California Office of the President Multicampus Research Programs and Initiatives (M21PR3278), dan Woven Foundation. Pandangan yang diungkapkan adalah pandangan penulis dan tidak mencerminkan pandangan penyandang dana kami. Semua pendapat dan kesalahan harus dikaitkan sepenuhnya dengan penulis.
PERNYATAAN KONFLIK KEPENTINGAN
Penulis menyatakan tidak ada konflik kepentingan.
CATATAN AKHIR
1Kasus Humphrey bermula di San Francisco pada bulan Mei 2017 ketika Kenneth Humphrey ditahan di penjara karena tidak mampu membayar uang jaminan sebesar $350.000 yang ditetapkan setelah ia ditangkap karena mencuri sebotol parfum seharga $5 dari dan mengancam tetangganya, dan kemudian didakwa dengan perampokan tingkat pertama, perampokan rumah tingkat pertama, melukai orang tua, dan pencurian ringan dari orang tua. Pengacaranya mengajukan banding atas penetapan uang jaminan tersebut, dengan alasan bahwa tidak konstitusional bagi pengadilan untuk menetapkan jumlah uang jaminan tanpa mempertimbangkan situasi keuangan seseorang atau apakah ada pembebasan nonmoneter yang dapat menjamin kehadiran di pengadilan.
2Pada tanggal 25 Maret 2021, Mahkamah Agung California menguatkan keputusan Humphrey, dengan memperluas putusan ini ke seluruh negara bagian. Pengadilan memutuskan bahwa memenjarakan seseorang berdasarkan ketidakmampuannya membayar jaminan melanggar “hak perlindungan yang setara dari penahanan berbasis kekayaan” dan “hak atas kebebasan praperadilan” rakyat. Semua pengadilan di California kini diharuskan untuk “mempertimbangkan kemampuan orang yang ditangkap untuk membayar sejumlah jaminan yang ditetapkan” guna memastikan bahwa orang tidak terus dipenjara hanya karena mereka tidak mampu membayar jaminan. Jika seseorang tidak mampu membayar jaminan, pengadilan hanya dapat terus memenjarakannya jika pengadilan “menemukan dengan bukti yang jelas dan meyakinkan” bahwa pemenjaraan adalah satu-satunya metode yang dapat memenuhi kepentingan negara dalam memastikan orang hadir dalam persidangan dan melindungi korban serta masyarakat. Pengadilan California kini harus mempertimbangkan apakah “kondisi pembebasan yang kurang ketat” dapat memenuhi kepentingan negara sebelum pengadilan dapat terus menahan seseorang yang tidak mampu membayar jaminan.
3San Francisco terus menggunakan Penilaian Keamanan Publik (PSA)—yang diadopsi pada tahun 2016—untuk menilai risiko kegagalan hadir dan aktivitas kriminal baru. PSA menghasilkan rekomendasi untuk melepaskan seseorang ke salah satu dari tiga tingkat pengawasan atau rekomendasi untuk tidak melepaskan, yang diberikan kepada hakim dan digunakan untuk menentukan apakah orang tersebut dapat dilepaskan dengan aman selama masa praperadilan.
4Program Pemantauan Elektronik dikelola dan diatur oleh Kantor Sheriff. Lihat rincian Program Berbasis Komunitas Sheriff menurut tahun fiskal di Lampiran 3: https://sfbos.org/sites/default/files/BLA_Policy_Report_Sheriff_%20Contracts_121420.pdf .
5Perubahan lain di San Francisco County juga telah mengurangi penggunaan jaminan uang tunai sejak Humphrey . Kasus Buffin , diselesaikan pada September 2019 dan efektif Februari 2020, juga menantang konstitusionalitas jadwal jaminan pra-dakwaan kejahatan dan pelanggaran ringan (Jaksa Kota San Francisco, 2019 ). Dalam kasus ini, jadwal jaminan pra-dakwaan San Francisco dibatalkan dan kebijakan dimodifikasi untuk menetapkan persyaratan waktu minimum untuk peninjauan yudisial dan mempercepat pembebasan ke pengawasan praperadilan bagi terdakwa yang memenuhi syarat. Pada Januari 2020, Jaksa Wilayah Boudin yang baru terpilih mengumumkan bahwa kantornya tidak akan lagi mencari jaminan uang tunai untuk pembebasan praperadilan. Pada tahun 2024, daerah tersebut sebagian besar bergantung pada sistem penilaian risiko dan pembebasan yang diawasi selama periode praperadilan.
6Seperti kebanyakan yurisdiksi, tawar-menawar pembelaan tidak terdokumentasi dalam catatan Jaksa Wilayah San Francisco. Kantor tersebut mencatat kasus-kasus yang diselesaikan melalui persidangan dan hasil dari kasus-kasus tersebut (tidak bersalah, bersalah oleh juri, bersalah oleh pengadilan hakim). Kami berasumsi bahwa putusan yang penyelesaiannya bukan “bersalah oleh juri” atau “bersalah oleh pengadilan hakim” diselesaikan melalui tawar-menawar pembelaan.
7Sekitar 10% sampel tidak menyelesaikan PSA karena mereka dilepaskan sebelum penilaian (waktu rata-rata dalam tahanan untuk kelompok ini kurang dari 3 jam).
8Kami tidak dapat mengamati secara tepat dalam data tersebut apakah individu dibebaskan dengan jaminan, menjalani pengawasan praperadilan, atau pengawasan masyarakat pada saat mereka didakwa atas pelanggaran saat ini. Namun, kami mengendalikan penangkapan sebelumnya dan hukuman sebelumnya dalam model kami, yang seharusnya memperhitungkan perbedaan dalam tingkat keseluruhan kontak sebelumnya.
9Gambar tersedia sesuai permintaan.
10Pengukuran yang termasuk dalam model skor kecenderungan mencakup variabel dummy untuk salah satu dari pelanggaran yang dipesan berikut: orang yang melakukan kejahatan, properti yang melakukan kejahatan, obat bius yang melakukan kejahatan, kejahatan lainnya, atau pelanggaran ringan apa pun; variabel dummy jika pemesanan mencakup tuduhan yang dianggap kekerasan oleh alat penilaian risiko praperadilan yang digunakan di San Francisco, memicu pembebasan otomatis yang tidak direkomendasikan, atau menaikkan rekomendasi pembebasan satu tingkat; penangkapan sebelumnya di California; hukuman sebelumnya di California; variabel dummy jika ada hukuman sebelumnya untuk penahanan ke penjara atau penjara di California; usia saat pemesanan; usia kuadrat; usia pangkat tiga; dan variabel dummy untuk pria. Kami mencocokkan dalam rekomendasi pembebasan penilaian risiko (pembebasan tidak direkomendasikan, manajemen kasus asertif, OR-Minimum, OR-Pengawasan Non-Aktif, atau Hilang). Kami melakukan dua proses pencocokan terpisah: satu untuk sampel penuh dan satu lagi untuk sampel kontak berikutnya yang terbatas pada individu yang kami amati selama 6 bulan setelah penyelesaian kasus.
11Kami menjalankan model pencocokan skor kecenderungan (PSM) dan prosedur pencocokan yang terpisah pada kelompok individu yang kami amati selama 6 bulan setelah mereka dinyatakan bersalah dan dibebaskan. Sampel akhir ini mencakup 5762 penahanan (1576 perawatan, dan 4186 perbandingan).
12Ras dan etnis dilaporkan sendiri atau ditentukan oleh petugas saat masuk ke Penjara Daerah San Francisco. California Policy Lab menggabungkan variabel ras dan etnis untuk membuat satu ukuran. Seseorang yang mencantumkan rasnya sebagai Kulit Putih dan etnisnya sebagai Hispanik akan dilaporkan sebagai Hispanik. Sebaliknya, seseorang yang melaporkan rasnya sebagai Kulit Hitam dan etnisnya sebagai Hispanik akan dilaporkan sebagai Kulit Hitam. Dalam kasus di mana ada beberapa ras dan/atau etnis yang dilaporkan untuk satu orang, modus digunakan.
13Ketika kami membatasi sampel pada individu yang kami amati selama 6 bulan setelah penyelesaian kasus, kami menjaga keseimbangan antara periode sebelum dan sesudah pada hal-hal yang dapat diamati yang kami temukan di Tabel 1. Tabel tersedia berdasarkan permintaan.
14Baik hasil pada putusan bersalah maupun tawar-menawar pembelaan kehilangan signifikansinya ketika kita membatasi sampel untuk hanya mencakup penangkapan pertama dalam periode pra dan penangkapan pertama dalam periode pasca (Tabel A2 ). Hal ini kemungkinan besar disebabkan oleh pengurangan daya penjelasan dalam model karena sampel yang lebih kecil.
LAMPIRAN
TABEL A1. Kelompok perlakuan dan perbandingan berdasarkan kecocokan skor kecenderungan.
A. Kelompok penuh
Pra- Humphrey Pasca- Humphrey Total
Pertandingan pengobatan tahun 1039 tahun 1039 tahun 2078
Pertandingan perbandingan 3051 3051 6102
Jumlah pengamatan 4090 4090 8180
B. Kelompok kontak berikutnya
Pra- Humphrey Pasca- Humphrey Total
Pertandingan pengobatan 788 788 tahun 1576
Pertandingan perbandingan tahun 2093 tahun 2093 4186
Jumlah pengamatan 2881 2881 5762
Catatan : Pra- Humphrey : 1 Mei 2016 hingga 31 Desember 2017. Pasca- Humphrey : 1 Februari 2018 hingga 28 Februari 2019. Sampel pasca- Humphrey terbatas pada individu yang dibebaskan sebelum putusan kasus. Setelah menghitung skor kecenderungan untuk setiap anggota sampel, kami mencocokkan pengamatan pasca- Humphrey dengan pengamatan pra- Humphrey , tanpa penggantian. Kelompok perlakuan dan perbandingan dibuat setelah pencocokan.
TABEL A2. Sensitivitas hubungan antara model pra/pasca terhadap periode sampel yang berbeda.
Pengakuan Permohonan
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
Pasca- Humphrey -0,0269 ** -0,0291 *** -0,0239 * -0,0131 -0,0147 -0,00957
(0,0090) (0,00953) (0,00978) (0,00991) (0,00954) (0,0978)
Konstan 0,534 *** -0,428 *** -0,451 *** 0,510 *** -0,381 *** -0,401 ***
(0,00671) (0.120) (0.120) (0,00672) (0.119) (0.121)
Pengamatan 9938 9938 9938 9938 9938 9938
Kovariat TIDAK Ya Ya TIDAK Ya Ya
Bulan penangkapan FE TIDAK TIDAK Ya TIDAK TIDAK Ya
Catatan : Tabel menyajikan hasil utama pra/pasca jika kita membatasi sampel pada penangkapan pertama dalam periode tersebut. Kesalahan standar ada dalam tanda kurung. Kovariat meliputi usia saat penangkapan (ditambah usia kuadrat, usia pangkat tiga), jenis kelamin, ras, penangkapan sebelumnya di CA, hukuman sebelumnya di CA, hukuman penjara sebelumnya di CA, hukuman penjara sebelumnya di CA, variabel dummy pelanggaran (orang yang melakukan tindak pidana berat, properti tindak pidana berat, narkoba tindak pidana berat, tindak pidana berat lainnya, pelanggaran ringan), variabel dummy untuk peningkatan berdasarkan dakwaan Penilaian Keamanan Publik (PSA), rekomendasi pembebasan PSA, dan tanda tingkat orang untuk beberapa penangkapan dalam periode tersebut. Kolom ketiga menambahkan efek tetap (FE) bulan penangkapan untuk menyesuaikan dengan musim.
* nilai p < 0,05;
** nilai p < 0,01;
*** p < 0,001.
TABEL A3. Analisis sensitivitas hubungan antara pembebasan praperadilan dan hasil kasus.
Pengakuan Permohonan
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
Perawatan × Posting -0,0392 -0,0438 -0,0447 -0,0337 -0,0399 -0,04017
(0.04280) (0,0268) (0,0268) (0,0281) (0,0269) (0,0269)
Perlakuan 0,123 *** 0,0700 *** 0,0703 *** 0,1118 *** 0,0680 *** 0,0681 ***
(0,0197) (0,0193) (0,0193) (0,0199) (0,0195) (0,0195)
Pasca- Humphrey -0,0295 * -0,0221 -0,0192 -0,0163 -0,00825 -0,00574
(0,0136) (0,0132) (0,0135) (0,0136) (0,0131) (0,0134)
Konstan 0,500 *** 0,236 *** 0,226 *** 0,477 *** 0,258 *** 0,250 ***
(0,00972) (0,0354) (0,0426) (0,00971) (0,0353) (0,0424)
Pengamatan 6892 6892 6892 6892 6892 6892
Kovariat TIDAK Ya Ya TIDAK Ya Ya
Bulan penangkapan FE TIDAK TIDAK Ya TIDAK TIDAK Ya
Catatan : Tabel menyajikan hasil pencocokan skor kecenderungan/perbedaan-dalam-perbedaan utama kami jika kami membatasi sampel pada penangkapan pertama dalam periode tersebut. Kesalahan standar ada dalam tanda kurung. Kolom kedua menambahkan kontrol untuk karakteristik demografi, jenis pelanggaran yang didakwa, interaksi antara karakteristik dan jenis pelanggaran yang didakwa, skor Penilaian Keamanan Publik (PSA), riwayat kriminal, dan tanda untuk beberapa penangkapan dalam periode tersebut. Kolom ketiga menambahkan efek tetap (FE) bulan penangkapan untuk menyesuaikan dengan musim.
* p < 0,05; ** p < 0,01; *** p < 0,001.
Biografi
Johanna Lacoe adalah Direktur Riset California Policy Lab (CPL) di UC Berkeley. Dr. Lacoe memimpin portofolio riset sistem peradilan pidana CPL, termasuk studi tentang reformasi praperadilan, program pengalihan, dan model baru pembelaan publik.
Alissa Skog adalah peneliti di California Policy Lab di UC Berkeley, tempat ia mempelajari dampak reformasi kebijakan dan program terhadap sistem peradilan pidana. Ia bekerja sama dengan lembaga pemerintah daerah dan negara bagian untuk memberikan analisis, panduan tentang desain program guna memfasilitasi evaluasi, dan bantuan teknis terkait data sistem peradilan pidana.
Mia Bird adalah asisten profesor tambahan di Goldman School of Public Policy. Penelitiannya berfokus pada reformasi peradilan pidana dan hubungan antara kebijakan peradilan pidana, kesehatan, dan jaring pengaman sosial.
Leave a Reply