Schätzergebnisse

2.3. Empirische Analyse 57

auch vom Kriminalitätsniveau des Vorjahres abhängt. Die Abhängigkeit der kontemporä-ren Kriminalität von der Kriminalität der Vorperiode lässt sich z.B. damit erkläkontemporä-ren, dass Kriminelle, die im Vorjahr (nicht aufgeklärte) Straftaten verübt haben, auch im aktuellen Jahr wieder das Gesetz brechen. Eine andere, von der personellen Ebene gelöste Erklä-rung bestünde in der von den amerikanischen Kriminologen Wilson und Kelling (1982, S.

31, 34) in ihrem berühmten Aufsatz „Broken Windows postulierten selbstverstärkenden Wirkung der Kriminalität:

„Social psychologists and police officers tend to agree that if a window in a buil-ding is broken and is left unrepaired, all the rest of the windows will soon be broken. [. . . ] The unchecked panhandler is, in effect, the first broken window.

Muggers and robbers, whether opportunistic or professional, believe they reduce their chances of being caught or even identified if they operate on streets where potential victims are already intimidated by prevailing conditions. If the neigh-borhood cannot keep a bothersome panhandler from annoying passersby, the thief may reason, it is even less likely to call the police to identify a potential mugger or to interfere if the mugging actually takes place.“

Ein weiteres potenzielles Spezifikationsproblem von Kriminalitätsmodellen besteht in den bereits in Abschnitt 2.1 diskutierten Simultanitätsbeziehungen zwischen abhängigen und erklärenden Variablen. Diese entstehen dadurch, dass bestimmte erklärende Variablen in Bezug auf die zu erklärende Variable nicht exogen sind, weil es „Rückkopplungseffekte“

von der abhängigen auf die erklärende Variable gibt. Rückkopplungseffekte von Krimi-nalität sind insbesondere auf die aufgeklärten Fälle / Aufklärungsquote denkbar, da ein erhöhtes Kriminalitätsaufkommen zum einen infolge einer Überlastung der Polizei zu einer Stagnation der Anzahl aufgeklärter Fälle und somit zu einem Absinken der Aufklärungs-quote führen kann. Andererseits können durch die höhere Kriminalität Bürgerproteste hervorgerufen werden, welche die Polizei zu größeren Anstrengungen bewegen, woraus wiederum ein überproportionaler Anstieg der aufgeklärten Fälle und damit ein Anstieg der Aufklärungsquote resultieren kann. In beiden Fällen würde - wenn auch in entge-gengesetzter Richtung - die zu erklärende Variable die erklärende Variable beeinflussen.

Technisch ausgedrückt käme dies einer Verletzung der Annahme der Unkorreliertheit von erklärenden Variablen und Fehlerterm des Gauss-Markov-Theorems gleich. Dies hätte zur

Folge, dass OLS-Schätzungen (i.d.R. nicht nur für die von Simultanität betroffenen erklä-renden Variablen) verzerrte Koeffizienten hervorbringen würden. Simultanitätsproblemen kann in der Ökonometrie jedoch mittels Instrumentvariablenschätzungen (IV-Schätzung) begegnet werden. Deren erfolgreicher Einsatz steht und fällt jedoch mit der Existenz von (Instrument-)Variablen, die mit der von Endogenität betroffenen erklärenden Variablen korreliert sind, aber zugleich keinen direkten Einfluss auf die zu erklärende Variable aus-üben, oder anders ausgedrückt nicht mit dem Fehlerterm der Schätzgleichung korreliert sind. Können Variablen gefunden werden, die diese Kriterien voraussichtlich erfüllen, soll-ten vor einem Übergang zu einer Instrumentvariablenschätzung (IV-Schätzung) stets zwei Tests durchgeführt werden. Der erste Test überprüft, ob die vermeintlichen Instrumente tatsächlich mit der endogenen erklärenden Variablen korreliert sind. In unserem Fall wird deshalb die Regression

cst = [γln(Ost−1)] +ZstΠ + ˜XstΛ +µs+λt+ηit (2.5)

für die Aufklärungsquote (c) durchgeführt, wobei in Ergänzung zur bereits eingeführ-ten NotationX˜ den um die Aufklärungsquote reduzierten VektorXmit Dimension1×k−1 und Z einen 1×7 Vektor von Instrumentvariablen darstellt. Der Term γln(O_st−1) steht in eckigen Klammern, um auszudrücken, dass seine Einbeziehung in die Schätzgleichung vom Ergebnis des Autokorrelationstests in Gleichung 2.3 abhängig ist.Zenthält den Ver-suchsanteil der betreffenden Straftat (Versuch), drei Variablen, welche die Tatortvertei-lung nach Gemeindegrößenklassen widerspiegeln (TOrt20, TOrt20100, TOrt100500 (die vierte Variable „TOrt500“ dient als Referenzkategorie), zwei Indikatorvariablen, die ange-ben, ob es sich bei dem betreffenden Jahr im betreffenden Bundesland um ein Wahljahr oder Vorwahljahr handelte (WahlJ, VorWahlJ) und um den realen pro Kopf Schuldenstand (Schuld95pc).⁴¹ Der Nachweis, ob die vermeintlichen Instrumente tatsächlich mit der zu instrumentierenden Variablen korreliert sind, kann z.B. mit einem F-Test zur Nullhypo-these Π = 0 geführt werden. Kann die Nullhypothese, dass die Instrumente gemeinsam keinen von Null verschiedenen Einfluss auf c besitzen, verworfen werden, dann ist die Relevanz der Instrumente nachgewiesen.

Aus der Relevanz der Instrumente folgt jedoch nicht automatisch, dass der IV-Schätzer auch wirklich angewendet werden sollte. Eine IV-Schätzung ist einer OLS-Schätzung

näm-41Exakte Definitionen und deskriptive Statistiken der Instrumentvariablen sind in den Tabellen 2.2, 2.4 und 2.3 zu finden.

2.3. Empirische Analyse 59

lich nur dann vorzuziehen, wenn die „verdächtige“ erklärende Variable tatsächlich endogen ist. Ist sie dagegen exogen, wäre der IV-Schätzer ineffizient. Wooldridge (2003, S. 506) schlägt einen einfachen Regressionstest vor, mit dessen Hilfe die Endogenität der fragli-chen Variablen nachgewiesen werden kann.⁴² Die Logik des Tests ist die folgende: Da die Variablen inZundX˜ (und sofern relevantln(O_st−1)) annahmegemäß mit dem Fehlerterm

²(ν) der Gleichung 2.2 (2.4) unkorreliert sind, istcnur dann mit²(ν) unkorreliert, wenn η mit² (ν) unkorreliert ist. Schreibt man nun den Fehlerterm von Gleichung 2.2 (2.4) als

²(ν) =δη+e, wobeie mit ηunkorreliert ist und einen Mittelwert von Null besitzt, dann sind ² (ν) und η genau dann unkorreliert, wenn δ = 0 ist. Die letztgenannte Bedingung lässt sich nun überprüfen, indem man ηˆ aus der Schätzung von Gleichung 2.5 bestimmt und sodann als zusätzlichen Regressor in Gleichung 2.2 (2.4) einsetzt. Hieraus ergibt sich die folgende Schätzgleichung:

ln(O_st) = [αln(O_st−1)] +βc_st + ˜X_itΓ +˜ µ_s+λ_t+δˆη_st+error (2.6)

Kann die Nullhypotheseδ = 0bzw. die Exogenität voncnicht verworfen werden, dann sollte die Gleichung 2.2 (2.4) mit OLS geschätzt werden. Kann die Nullhypothese dagegen verworfen werden, so ist dies der Nachweis für die Endogenität vonc, und die Anwendung eines IV-Schätzers ist folgerichtig. Dieser kann für unseren Untersuchungsgegenstand wie folgt geschrieben werden:

ln(O_st) = [αln(O_st−1)] +βˆc_st + ˜X_itΓ +˜ µ_s+λ_t+ν_st +βη_st (2.7)

In den Tabellen 2.5, 2.6 und 2.7 werden jeweils drei Spezifikationen (Schätzungen ge-mäß der Gleichungen 2.2, 2.4 und 2.7) für jede Kombination aus Alters- und Deliktgrup-pe angeboten. Welche die „richtige“ Schätzung ist, kann anhand der oben beschriebenen Tests entschieden werden. So weist die jeweils erste Zeile der Tabellen in Anschluss an die Schätzkoeffizienten das Ergebnis des Autokorrelationstests (siehe Gleichung 2.3) aus. Ist der P-Wert kleiner als 0,05, so ist die Nullhypotheseρ= 0 abzulehnen und der Übergang zu einem dynamischen Modell zu vollziehen. Dies ist mit einer Ausnahme (Schätzungen für Mord und Totschlag für Jugendliche) stets der Fall. In der Zeile darunter finden sich die Ergebnisse der F-Tests mit der Nullhypothese, dass die Koeffizienten der Instrumente

42Hausman (1978) schlägt einen alternativen Endogenitätstest vor.

gemeinsam gleich Null und die Instrumente somit nicht gültig sind. Diese Hypothese kann in den meisten Fällen verworfen werden. Lediglich für Mord und Totschlag (für alle drei Altersgruppen) und für schwere und gefährliche Körperverletzung für Erwachsene kann die Nullhypothese nicht abgelehnt werden. Ob jedoch eine Instrumentierung überhaupt notwendig ist, hängt von den (wiederum eine Zeile tiefer ausgewiesenen) Resultaten der Endogenitätstests ab. Endogenität der Aufklärungsquote liegt vor für einfachen Diebstahl im Falle aller drei Altersgruppen, wobei die Endogenität für Heranwachsende nur schwach ist (Signifikanz zum 10- aber nicht zum 5%-Niveau), Sachbeschädigung für Erwachsene und Jugendliche, Vergewaltigung und sexuelle Nötigung für Jugendliche, Körperverletzung für Heranwachsende und Mord und Totschlag für Erwachsene. Da in allen Fällen -außer dem letztgenannten - die Instrumente gültig sind, kann der IV-Schätzer angewendet werden.⁴³Es kann also festgehalten werden, dass aufgrund der Tests auf Autokorrelation, Relevanz der Instrumente und Endogenität der zu instrumentierenden Variablen die fol-genden Schätzungen zu bevorzugen sind: für Erwachsene (Tabelle 2.5) die Schätzungen in Spalten 2, 5, 8, 11, 15, 17, 20, 24; für Jugendliche (Tabelle 2.6) die Schätzungen 1, 6, 8, 11, 15, 17, 20, 24; für Heranwachsende (Tabelle 2.7) die Schätzungen 2, 5, 8, 12, 14, 17, 20, 23.

43Gerade am Beispiel der Schätzungen für Mord und Totschlag für Erwachsene lassen sich jedoch eindrucksvoll die schwerwiegenden Folgen einer ungerechtfertigten Anwendung des IV-Schätzers (d.h.

bei ungültigen Instrumenten) beobachten (sie Spalten 2 und 3 der Tabelle 2.5). Vergleicht man den Koeffizienten von c der IV-Schätzung (γ1 = −5,7) in Spalte 3 mit der uninstrumentierten Schätzung in Spalte 2 (γ1 =−0,52), so zeigt sich ein eklatanter Unterschied, der auf die Verzerrungswirkung der unerlaubten Instrumentierung zurückzuführen ist. Letztere schlägt sich auch in einem starken Absinken des Bestimmtheitsmaßes von 0,63 auf 0,17 nieder.

2.3. Empirische Analyse 61

Tabelle2.5:SchätzergebnissefürErwachsene AbhängigeVariable:ln([Straftat]je100.000EinwohnerimAltervon21–60Jahren) Mord&TotschlagVergew.&sex.NötigungRaubSchw.&gef.Körperverletzung FEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFE (1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)(11)(12) ln(yt−1)—,3604a,3186a—,4507a,4532a—,6354a,6407a—,5975a,5795a (,0585)(,0898)(,0590)(,0600)(,0503)(,0565)(,0425)(,0474) c-,5514-,5196-5,718b-,4755b-,4696a-,3444-1,059a-,4097b-,3463-,0265-,2417,7852 (,3602)(,3381)(2,529)(,1968)(,1791)(,5538)(,2143)(,1710)(,3543)(,3236)(,2275)(,9349) g2160-1,185a-1,127a-1,147a-,8782a-,9115a-,8899a-,8843a-,7685a-,7665a-2,794a-1,878a-1,665a (,1477)(,1374)(,2057)(,1391)(,1248)(,1542)(,1488)(,1204)(,1209)(,2939)(,2180)(,2966) istgb-,0261,1719,6756c-,0536-,0068,0005,1278,1880c,1881c-,1916-,0611,0037 (,1781)(,1704)(,3502)(,1115)(,1000)(,1046)(,1299)(,1022)(,1022)(,2809)(,2081)(,2263) pstgbRef.Ref.Ref.Ref.Ref.Ref.Ref.Ref.Ref.-,0133-,0272-,0893 (,1723)(,1188)(,1365) ln(tstgb)-,0505,0271-,0954-,1208b-,0733-,0721,0224,0050,0027,0983a,0874a,0836a (,0845)(,0798)(,1329)(,0580)(,0530)(,0533)(,0576)(,0438)(,0453)(,0358)(,0250)(,0265) ln(r)—————————,1782b,0794,1784 (,0908)(,0653)(,1110) BIP95pc-1,364a-1,106a-,6456-,4999b-,1647-,1968-,7716a-,3698b-,3789b,0521-,0248-,0989 (,3814)(,3590)(,5801)(,2490)(,2280)(,2650)(,2198)(,1720)(,1777)(,2016)(,1405)(,1616) ALOQ2,378c1,4212,990,82511,345c1,407c1,606b,8243,8643-1,423b-1,244b-,9960c (1,300)(1,242)(2,003)(,8483)(,7774)(,8205)(,7536)(,5873)(,6192)(,7027)(,5050)(,5745) AUSLQ4,098a2,049-2,770-,8839-1,096-,97965,203a,3838,36362,800a2,427a2,427a (1,562)(1,544)(3,257)(1,002)(,9249)(1,047)(,8938)(,7914)(,7978)(1,008)(,7019)(,7388) P>|t|fürH0:ρ=0,000——,000——,000——,000—— P>FfürH0:Π=0—,364——,004——,000——,083— P>|t|fürH0:δ=0—,002——,812——,839——,233— Anz.derBeob.242232232242232232242232232242232232 GrößteGruppe252424252424252424252424 KleinsteGruppe212020212020212020212020 R2−within,5554,6284,1685,5255,6394,6384,9105,9436,9436,6344,8174,7978 FortsetzungaufdernächstenSeite...

SchätzergebnissefürErwachsene-Fortsetzung AbhängigeVariable:ln([Straftat]je100.000EinwohnerimAltervon21–60Jahren) EinfacherDiebstahlSchwererDiebstahlBetrugSachbeschädigung FEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFE (13)(14)(15)(16)(17)(18)(19)(20)(21)(22)(23)(24) ln(yt−1)—,6283a,6532a—,4962a,4705a—,4739a,4957a—,7415a,6845a (,0570)(,0645)(,0479)(,0608)(,0632)(,0714)(,0468)(,0543) c,1726-,0344-1,295b-1,933a-1,322a-1,743a,8735a,5716a,1698-,9087b-,1978-1,971a (,2389)(,1856)(,5974)(,2465)(,2093)(,6388)(,2385)(,2204)(,6358)(,3745)(,2523)(,5295) g2160-,1233-,2825a-,3961a-,8447a-,6064a-,6610a-1,003a-,6535a-,6385a-1,357a-,7759a-1,519a (,1027)(,0805)(,1030)(,1088)(,0906)(,1204)(,2025)(,1882)(,1912)(,3521)(,2432)(,3306) istgb,8738,3050,4125-,4501b,0146,0358-,4523,2700,1661——— (,6065)(,4926)(,5516)(,2058)(,1727)(,1771)(,9712)(,8960)(,9169) pstgb-,6329-,7617b-1,013b,1997,4521a,4765a-,6479-,4940-,4527——— (,4413)(,3474)(,4033)(,2185)(,1743)(,1796)(,3973)(,3621)(,3704) ln(tstgb)-,0269,0004-,0402-,1127c-,1203b-,1098c,0299-,0073,0132——— (,0456)(,0357)(,0437)(,0671)(,0543)(,0569)(,0612)(,0558)(,0640) ln(r)-,0066-,0506-,1228c,0240,0598,0592-,4853a-,2237c-,2456c-,0927-,0032,0719 (,0707)(,0540)(,0683)(,0735)(,0591)(,0598)(,1312)(,1223)(,1276)(,0714)(,0482)(,0572) BIP95pc,0558-,0015-,0955-,8262a-,3350b-,3598b,1233,0768,0219,0263,1008,2174 (,1459)(,1123)(,1320)(,1702)(,1425)(,1483)(,2886)(,2578)(,2725)(,1950)(,1282)(,1464) ALOQ-,9672c,0952,90202,351a1,581a1,636a2,180b,9862,7621-2,210a-,7264-,1176 (,5091)(,4068)(,5784)(,6440)(,5230)(,5343)(,9629)(,8918)(,9590)(,7003)(,4834)(,5624) AUSLQ2,227a,9362c,89542,465a,3201,5666,81501,5481,773-3,601a,0493,7236 (,6448)(,5166)(,5765)(,7788)(,6541)(,7495)(1,325)(1,208)(1,263)(,9585)(,6754)(,7747) P>|t|fürH0:ρ=0,000——,000——,000——,000—— P>FfürH0:Π=0—,001——,003——,001——,000— P>|t|fürH0:δ=0—,012——,482——,498——,000— Anz.derBeob.242232232242232232242232232246236236 GrößteGruppe252424252424252424252424 KleinsteGruppe212020212020212020232222 R2−within,7175,8313,7902,9436,9633,9625,8586,8843,8823,8140,9004,8753 BerechnungenaufGrundlagevomBundeskriminalamtundStatistischenBundesamtakquiriertenDatenmaterials.AlleSchätzungenenthaltenJahresdummies.StandardfehlerinKlammern. aSignifikanzzum1%–Niveau bSignifikanzzum5%–Niveau cSignifikanzzum10%–Niveau

2.3. Empirische Analyse 63

Tabelle2.6:SchätzergebnissefürJugendliche AbhängigeVariable:ln([Straftat]je100.000EinwohnerimAltervon14–18Jahren) Mord&TotschlagVergew.&sex.NötigungRaubSchw.&gef.Körperverletzung FEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFE (1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)(11)(12) ln(yt−1)—,0628,0674—,2821a,2973a—,6858a,6670a—,6382a,6441a (,0643)(,0701)(,0648)(,0698)(,0481)(,0582)(,0465)(,0532) c-2,139b-2,311b-1,326-,1338-,30352,006-2,629a-1,350a-1,899c-2,231a-1,198a-,9587 (,9838)(1,012)(5,953)(,4661)(,4618)(1,561)(,4950)(,3709)(1,016)(,5381)(,3923)(1,112) g1418-,7130a-,7514a-,7442a-,5913a-,6944a-,7342a-,8149a-,9195a-,9456a-,8981a-,6653a-,6557a (,1055)(,1094)(,1177)(,1098)(,1136)(,1238)(,1666)(,1192)(,1280)(,1543)(,1124)(,1200) ijstr-,0160-,0522-,0509-,9699a-,9598a-1,087a,1497,0070-,0380,3130,5867a,5739a (,2368)(,2401)(,2409)(,1846)(,1861)(,2146)(,2985)(,2163)(,2309)(,2858)(,2057)(,2133) pjstrRef.Ref.Ref.-,5628a-,4728a-,4995a-,7202b-,1615-,2403,4197,2538,2211 (,1526)(,1456)(,1562)(,2968)(,2208)(,2603)(,2604)(,1861)(,2343) ln(tjstr)-,1083-,0492-,0816-,0600-,0459-,0047,0758,1324,1570-,0648-,0368-,0370 (,1538)(,1572)(,2491)(,0555)(,0534)(,0628)(,1282)(,0911)(,1009)(,0438)(,0307)(,0308) BIP95pc1,2411,3071,257-1,123b-,6520-1,065c-,7343,1620,2891,7714b,5252b,5055b (,9429)(,9508)(,9994)(,5397)(,5266)(,6209)(,4877)(,3553)(,4191)(,3169)(,2252)(,2412) ALOQ6,067c4,5824,043,53381,2193,1616,125a3,220a3,102b3,495a1,1781,284 (3,304)(3,459)(4,724)(1,875)(1,839)(2,324)(1,634)(1,209)(1,233)(1,099)(,8117)(,9344) AUSLQ7,341c8,932b9,7802,2982,1224,27910,09a,5206,6277-4,490a-1,202-1,141 (4,153)(4,335)(6,663)(2,341)(2,335)(2,849)(1,904)(1,556)(1,576)(1,284)(,9559)(,9935) P>|t|fürH0:ρ=0,889——,000——,000——,000—— P>FfürH0:Π=0—,654——,009——,000——,001— P>|t|fürH0:δ=0—,867——,096——,561——,818— Anz.derBeob.229216216234224224244234234237227227 GrößteGruppe252424252424252424252424 KleinsteGruppe161313171616232222201919 R2−within,4603,4817,4789,5016,5497,4879,9228,9611,9606,9539,9772,9771 FortsetzungaufdernächstenSeite...

SchätzergebnissefürJugendliche-Fortsetzung AbhängigeVariable:ln([Straftat]je100.000EinwohnerimAltervon14–18Jahren) EinfacherDiebstahlSchwererDiebstahlBetrugSachbeschädigung FEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFE (13)(14)(15)(16)(17)(18)(19)(20)(21)(22)(23)(24) ln(yt−1)—,6188a,5694a—,6264a,5999a—,6304a,6487a—,6051a,5266a (,0622)(,0767)(,0537)(,0674)(,0488)(,0615)(,0553)(,0667) c-,2489-,0673-2,451a-1,911a-1,026a-1,646c2,346a1,112a,5507-1,923a-,6360c-2,204a (,3097)(,2588)(,9023)(,3718)(,3104)(,9869)(,5031)(,3646)(1,193)(,4374)(,3612)(,7632) g1418,5765a-,0190-,2011-,5241a-,3956a-,4617a-1,035a-,7778a-,7620a-1,417a-,8810a-1,050a (,1681)(,1572)(,1996)(,1250)(,1006)(,1424)(,1975)(,1379)(,1424)(,3298)(,2774)(,2990) ijstr,9101a,3012,0723-,7518a-,5791a-,6603a-1,473b,1029,0514——— (,3227)(,2776)(,3431)(,2561)(,2015)(,2376)(,6869)(,5062)(,5200) pjstr-,3089-,2544-,4892c-,6441a-,0857-,1151-,7937,3449,2780——— (,2651)(,2178)(,2745)(,2286)(,1851)(,1922)(,5375)(,3816)(,4072) ln(tjstr),0058,0219,0387,0421,1192c,1369b-,1677a-,0395-,0280——— (,0339)(,0281)(,0343)(,0788)(,0620)(,0682)(,0637)(,0455)(,0513) BIP95pc-,4914a-,1721-,3134c-,1885,3079,3177-1,030c,0590,0013-,8592a-,3561c-,3068 (,1784)(,1514)(,1886)(,2363)(,1909)(,1934)(,5600)(,3971)(,4163)(,2576)(,2070)(,2177) ALOQ1,959a1,055c2,559a3,073a1,697a1,677b-,3468,8212,5148-2,885a-,9844-,3980 (,6416)(,5552)(,8543)(,7950)(,6512)(,6587)(1,931)(1,373)(1,514)(,9049)(,7461)(,8194) AUSLQ2,629a1,381c1,371-1,838c-,0944,0959-1,1723,688b3,671b-1,188-,1744,3607 (,8847)(,7466)(,8965)(1,105)(,9042)(,9577)(2,402)(1,758)(1,770)(1,140)(,9178)(,9870) P>|t|fürH0:ρ=0,000——,000——,000——,000—— P>FfürH0:Π=0—,001——,005——,014——,000— P>|t|fürH0:δ=0—,001——,505——,620——,013— Anz.derBeob.244234234244234234233223223246236236 GrößteGruppe252424252424252424252424 KleinsteGruppe232222232222171616232222 R2−within,8374,8925,8450,7722,8518,8488,8610,9310,9301,9247,9527,9482 Quelle:SieheAnmerkungenzuTabelle2.5.

2.3. Empirische Analyse 65

Tabelle2.7:SchätzergebnissefürHeranwachsende AbhängigeVariable:ln([Straftat]je100.000EinwohnerimAltervon18–21Jahren) Mord&TotschlagVergew.&sex.NötigungRaubSchw.&gef.Körperverletzung FEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFE (1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)(11)(12) ln(yt−1)—,1604a,1595a—,2507a,2551a—,5646a,5298a—,5211a,6010a (,0554)(,0561)(,0585)(,0608)(,0536)(,0600)(,0555)(,0699) c-,6603-,4978-2,044-1,572a-2,085a-,3468-1,714a-1,053a-1,887a-1,384a-,7810a,7978 (,7077)(,7106)(4,007)(,4671)(,4538)(1,545)(,3390)(,2864)(,6566)(,3173)(,2744)(,7632) g1821-1,267a-1,288a-1,292a-,8435a-,7714a-,8621a-,5271a-,5678a-,5414a-,7144a-,5986a-,5124a (,1059)(,1061)(,1080)(,1288)(,1265)(,1521)(,1261)(,1038)(,1076)(,1424)(,1188)(,1342) s,0599,1343,1121-,0728-,0083-,0356,0225,0101-,0914-,2678b-,1568c-,0032 (,1480)(,1498)(,1619)(,2115)(,2081)(,2171)(,4316)(,3614)(,3760)(,1046)(,0877)(,1171) BIP95pc-1,857a-1,703b-1,588b,1316,5711,1654-,7376b-,2095-,0650,1724,2028,0116 (,6806)(,6937)(,7614)(,5765)(,5505)(,6664)(,3456)(,2891)(,3124)(,2131)(,1779)(,2106) ALOQ-2,173-2,254-1,6642,1871,0622,2853,427a1,952c1,471,3655,1660,6290 (2,435)(2,454)(2,904)(2,000)(1,926)(2,250)(1,176)(,9961)(1,072)(,7184)(,6093)(,6911) AUSLQ7,016b6,159b4,6631,121-,36051,2449,791a2,621c2,852b-,9803-,3887-,3237 (2,932)(3,102)(4,941)(2,422)(2,365)(2,805)(1,409)(1,363)(1,402)(,8938)(,7635)(,8272) P>|t|fürH0:ρ=0,032——,000——,000——,000—— P>FfürH0:Π=0—,549——,010——,000——,000— P>|t|fürH0:δ=0—,692——,221——,148——,015— Anz.derBeob.233224224243232232246236236242232232 GrößteGruppe252424252424252424252424 KleinsteGruppe171616222020232222212020 R2−within,5935,6126,6026,4748,5196,4829,8965,9318,9289,9201,9451,9356 FortsetzungaufdernächstenSeite...

SchätzergebnissefürHeranwachsende-Fortsetzung AbhängigeVariable:ln([Straftat]je100.000EinwohnerimAltervon18–21Jahren) EinfacherDiebstahlSchwererDiebstahlBetrugSachbeschädigung FEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFEFEDFE2SLSDFE (13)(14)(15)(16)(17)(18)(19)(20)(21)(22)(23)(24) ln(yt−1)—,6139a,5741a—,6110a,5831a—,6059a,6227a—,6575a,6212a (,0545)(,0624)(,0490)(,0610)(,0523)(,0641)(,0529)(,0600) c-,7875b-,2551-1,602c-2,302a-1,250a-1,869b1,555a,6640b,2955-2,329a-1,192a-1,879a (,3365)(,2717)(,8473)(,3749)(,3006)(,8455)(,3766)(,2975)(,8643)(,3757)(,2956)(,5905) g1821-,2771c-,3318a-,4828a-,7001a-,4265a-,4922a-,8619a-,7708a-,7735a-1,011a-1,161a-1,231a (,1592)(,1264)(,1611)(,1078)(,0834)(,1187)(,3076)(,2343)(,2353)(,3098)(,2349)(,2437) s,1903b,1006,1315c,3097,1052,1632-,9958a-,3871a-,3744a,0247,0562,0550 (,0894)(,0709)(,0774)(,2699)(,2033)(,2184)(,1659)(,1373)(,1407)(,0761)(,0573)(,0581) BIP95pc-,4930a-,1975-,2818c-,2208-,0255-,0234-,2298,2097,1740-,3239,0277,0632 (,1878)(,1510)(,1678)(,2467)(,1845)(,1865)(,4357)(,3327)(,3431)(,2189)(,1674)(,1717) ALOQ,3260,2224,96163,709a1,350b1,323c,8443,2253-,0283-2,837a-1,039c-,7803 (,6848)(,5512)(,7301)(,8752)(,6865)(,6947)(1,500)(1,170)(1,300)(,7719)(,6206)(,6577) AUSLQ4,999a1,798b1,777b-1,450-1,018-,9304-2,5122,660c2,886c-,47551,0211,234 (,8515)(,7430)(,7883)(1,049)(,8057)(,8219)(1,940)(1,560)(1,643)(,9848)(,7677)(,7940) P>|t|fürH0:ρ=0,000——,000——,000——,000—— P>FfürH0:Π=0—,001——,000——,001——,000— P>|t|fürH0:δ=0—,073——,429——,649——,172— Anz.derBeob.246236236246236236246236236246236236 GrößteGruppe252424252424252424252424 KleinsteGruppe232222232222232222232222 R2−within,8114,8869,8727,8538,9167,9149,8460,9119,9113,7916,8775,8741 Quelle:SieheAnmerkungenzuTabelle2.5.

2.3. Empirische Analyse 67

Bei der Interpretation der Schätzergebnisse der Tabellen 2.5, 2.6 und 2.7 gilt es jedoch zu beachten, dass sich zum einen die empirischen Spezifikationen für die einzelnen Alters-gruppen als Folge der unterschiedlichen Systeme von Strafverfolgungsindikatoren (siehe 2.1) unterscheiden und auch die Schätzungen innerhalb der Altersgruppen Unterschiede in Abhängigkeit der Deliktgruppe aufweisen. So sind für Erwachsene in den Schätzungen für Körperverletzung, einfachen Diebstahl, schweren Diebstahl und Betrug die Koeffi-zienten von i^stgb und p^stgb relativ zur ausgelassenen Bestrafungsart, der Geldstrafe, zu interpretieren. Eine Einbeziehung der Geldstrafenquote in die Schätzungen verbietet sich aus Gründen der Kolinearität, da sich Inhaftierungs, Bewährungs- und Geldstrafenquote jeweils zu eins addieren und so eine Unterscheidung von dem fixen Ländereffekt nicht mehr möglich wäre. Im Falle der Gewaltverbrechen Mord und Totschlag, Vergewaltigung und sexuelle Nötigung sowie Raub sind Geldstrafen jedoch nicht vorgesehen, weshalb in den zugehörigen Schätzungen die Bewährungsquote die Referenzkategorie bildet und des-halb ebenso nicht mitgeschätzt wird wie die Höhe der Geldstrafe. Bei Sachbeschädigung schließlich besitzen Haft- und Bewährungsstrafen keine praktische Relevanz (Geldstrafen-quote ca. 95%, siehe Tabelle 2.4), weshalb die Strafart für dieses Delikt überhaupt nicht kontrolliert wird. Entsprechend ist dann auch eine Einbeziehung der Länge der Haftstrafe nicht sinnvoll.

Die Interpretation der Schätzungen für Jugendliche unterscheidet sich dahingehend von der für Erwachsene, dass die Referenzkategorie der Bestrafungsart nicht die Geld-strafe, sondern Zuchtmittel und Erziehungsmaßregeln sind. Dies hat seinen Grund darin, dass das JGG die Geldstrafe als Hauptstrafe nicht vorsieht. Entsprechend gibt es auch keinen Indikator für die Höhe der Geldstrafe. Analog zu den Schätzungen für Erwachsene wird aufgrund der Irrelevanz von Zuchtmitteln und Erziehungsmaßregeln bei Mord die Bewährungsquote als Referenzkategorie gewählt und bei Sachbeschädigung wegen der Ir-relevanz von Haft- und Bewährungsstrafen (Anteil zusammen nur ca. 3%, siehe Tabelle 2.5) auf Indikatoren der Strafart verzichtet. Ein Unterschied zum Erwachsenenstrafrecht besteht wiederum darin, dass die alternativen Bestrafungen (Zuchtmittel und Erziehungs-maßregeln) im Jugendstrafrecht auch bei Vergewaltigung und sexueller Nötigung (Anteil zusammen ca. 26%) sowie Raub (Anteil zusammen ca. 29%) relevant sind. Dies ist ein weiteres Indiz für die milderen Strafen im Jugendbereich. Bleibt anzumerken, dass für Heranwachsende aufgrund des ohnehin reduzierten Variablensets - es ist aus

vorgenann-ten Gründen keine Differenzierung nach Strafart und -höhe möglich (siehe Abschnitt 2.2.2) - einheitliche Spezifikationen für alle Deliktgruppen verwendet werden können.

Einer weiteren Erläuterung bedürfen die in den Schätzungen für Jugendliche verwende-ten Strafhärteindikatoren (Inhaftierungsquote, Bewährungsquote, Länge der Haftstrafe).

Aufgrund der fehlenden Differenzierbarkeit der Strafhärte für Jugendliche und Heran-wachsende und der über die Zeit und Länder hinweg variierenden Neigung, Heranwach-sende nach Jugendstrafrecht zu verurteilten (siehe Tabellen A.1 bis A.10 im Anhang, Seite 254ff), muss davon ausgegangen werden, dass Länder mit höheren Anteilen von Heranwachsenden an den nach Jugendstrafrecht verurteilten Personenceteris paribus im Durchschnitt härtere Strafen im Bereich des JGG verhängen. Die Intuition hierbei ist, dass die Anwendung des Jugendstrafrechts auf Heranwachsende an sich schon eine Milde darstellt, dafür dann aber (im Vergleich zu Jugendlichen) zu härteren Strafen gegriffen wird. Zur Bereinigung der Strafhärtevariablen um derartige Verzerrungen werden Regres-sionen der Form

STRAFHAERTEst =α%1821jstr_st+µs+λt+υst (2.8)

durchgeführt, wobei STRAFHAERTE stellvertretend für die Indikatoren i^jstr, p^jstr undt^jstr steht und %1821jstrden Anteil der heranwachsenden Verurteilten an allen nach Jugendstrafrecht Verurteilten angibt. Die geschätzten Residuenυˆwerden sodann anstelle der beobachteten Werte der Strafhärteindikatoren als Regressoren in den Kriminalitäts-schätzungen benutzt.

Zum Zwecke der klareren Darstellung und um zu berücksichtigen, dass die Effekte der erklärenden Variablen in dynamischen Spezifikationen nicht unmittelbar aus den Tabel-len entnommen werden können, werden die Koeffizienten der Strafverfolgungsindikatoren - sofern signifikant - in Tabelle 2.8 auf einen Blick für den Fall des langfristigen Gleich-gewichts (y_t=y_t−1) ausgewiesen. Die Schätzergebnisse zeigen, dass insbesondere von den beiden ersten Stufen des Strafverfolgungsprozesses eine abschreckende Wirkung ausgeht.

So erhält man für die Aufklärungsquote in 16 von 24 Fällen einen negativ signifikanten Koeffizienten, der sogar in 12 Fällen Signifikanz zum 1%-Niveau aufweist. In drei Fällen - stets bei Betrug - erhält man jedoch einen unerwarteten positiv signifikanten Effekt.

Die eindrucksvollsten Ergebnisse wurden jedoch für die Verurteilungsquote erzielt. Diese

2.3. Empirische Analyse 69

erweist sich in 23 von 24 Spezifikationen als hochsignifikant negativ. Für die Inhaftierungs-quote erweisen sich lediglich zwei von 14 in Frage kommenden Koeffizienten als negativ signifikant und zwei Koeffizienten sogar als positiv signifikant. Kaum stärkere Resultate ergeben sich für die Bewährungsquote, die in drei von zehn Fällen negativ und in zwei Fäl-len positiv signifikant ist. Insbesondere scheint die Länge der Haftstrafe keine bedeutende Auswirkung auf das Kriminalitätsaufkommen zu haben, da nur drei von 14 Koeffizienten signifikant sind, wovon 2 sogar ein unerwartetes positives Vorzeichen besitzen. Auch die Höhe der Geldstrafe bzw. die Anzahl der verhängten Tagessätze besitzt keinen starken Einfluss auf das Kriminalitätsaufkommen; zwar sind zwei von fünf Koeffizienten negativ signifikant, jedoch ist die Signifikanz nur schwach. Schließlich erweist sich der Indikator für die Anwendung des allgemeinen Strafrechts auf Heranwachsende nur in zwei von acht Fällen als negativ signifikant; davon einmal mit unerwartetem positiven Vorzeichen.

Tabelle 2.8: Zusammenfassung der signifikanten Schätzergebnisse für die Abschre-ckungsvariablen nach Straftaten und Altersgruppen

0100 1110 2100 2220 3000 4000 5100 6740

Allgemeines Strafrecht / Erwachsene

c 0 -,855^a -1,12^b 0 -3,73^b -2,62^a 1,09^a -6,25^a

g²¹⁶⁰ -1,76^a -1,66^a -2,11^a -4,67^a -1,14^a -1,20^a -1,24^a -4,81^a

i^stgb 0 0 ,516^c 0 0 0 0 —

p^stgb Ref. Ref. Ref. 0 -2,92^b ,897^a 0 —

ln(t^stgb) 0 0 0 ,217^a 0 -,239^b 0 —

ln(r) — — — 0 -,354^c 0 -,425^c 0

Jugendstrafrecht / Jugendliche

c -2,14^b 0 -4,30^a -3,31^a -5,69^a -2,75^a 3,01^a -4,66^a

g¹⁴¹⁸ -,713^a -1,04^a -2,93^a -1,84^a 0 -1,06^a -2,10^a -2,22^a

i^jstr 0 -1,55^a 0 1,62^a 0 -1,55^a 0 —

p^jstr Ref. -,711^a 0 0 -1,14^c 0 0 —

ln(t^jstr) 0 0 0 0 0 ,319^c 0 0

Allgemeines Strafrecht oder Jugendstrafrecht / Heranwachsende

c 0 -2,78^a -2,42^a 0 -3,76^c -3,21^a 1,68^b -3,48^a

g¹⁸²¹ -1,53^a -1,03^a -1,30^a -1,28^a -1,13^a -1,10^a -1,96^a -3,39^a

s 0 0 0 0 ,309^c 0 -,982^a 0

Berechnungen auf Grundlage vom Bundeskriminalamt und Statistischen Bundesamt akquirierten Daten-materials. Alle Schätzungen enthalten Jahresdummies. Standardfehler in Klammern. Durchgestrichene („—“) Felder weisen darauf hin, dass der betreffende Indikator nicht in die Schätzung eingeflossen ist.

„Ref.“ bedeutet, dass der Indikator nicht in die Schätzung eingeflossen ist, weil er als Referenz diente.

„0“ repräsentiert die Insignifikanz des Indikators. Die Codes in den Spaltenüberschriften stehen für Mord und Totschlag (0100), Vergewaltigung und sexuelle Nötigung (1110), Raub (2100), gefährliche und schwe-re Körperverletzung (2220), einfachen Diebstahl (3000), schweschwe-ren Diebstahl (4000), Betrug (5100) und Sachbeschädigung (6740).

a Signifikanz zum 1%—Niveau b Signifikanz zum 5%—Niveau c Signifikanz zum 10%—Niveau

Im Dokument Ursachen und Kosten der Kriminalität in Deutschland (Seite 72-87)