第二章 文獻回顧
第二節 青少年犯罪
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年間墮胎合法前後出生世代犯罪率的改變與中位數上下墮胎率的改變兩者之差 異，而迴歸模型是以 1972-1975 年出生的世代於 1985-2001 年之逮捕率和殺人 率對墮胎率的落後期做迴歸。實證結果發現， DDD 在每一種犯罪類型下的平 均係數皆為正數，表示墮胎合法化後出生的世代之犯罪率反而高於墮胎合法化 之前出生的世代，且不論在哪一個模型下，墮胎合法化對犯罪的影響都是不顯 著的。
Lin (2007) 結合許多國際資料，利用兩階段最小平方法探討民主與犯罪之關 係，以衡量公民權利的指標為工具變數，處理民主與犯罪可能產生的內生性問 題，解釋變數包括民主程度、 GDP 、犯罪破獲率、失業率和吉尼係數。實證結 果發現，民主對重大犯罪有負的影響，對輕微犯罪有正的影響； GPD 對犯罪的 影響在不同的資料下有不同的結果；吉尼係數、失業率對犯罪率有正的影響；
犯罪破獲率則對犯罪有負的影響。
另外，Chen, Lin, and Liu (2010) 使用內政部 1982-1985 年的出生證明以及司 法部 2004 年以前臺灣的犯罪紀錄，以 logistic 模型分析低出生體重的嬰兒與犯 罪率之間的關係。因女性犯罪率明顯低於男性，所以針對男性的犯罪人口進行 分析。實證結果發現，低出生體重 （低於 2500 克） 和犯罪在大多數的人身上 並無關聯，但若加上母親在 18 歲以下或 40 歲以上生產的條件，則可能因為在 生物學上有不利的影響，導致將來暴力犯罪的機率較高。
第二節 青少年犯罪
研究青少年犯罪的文獻，通常會著重在家庭因素的探討，例如家庭結構、
青少年的性別與種族、家庭監督程度以及勞動參與率，其他因素則包含勞動市 場條件、居住地區的條件與抑制變數等。
1.家庭因素與青少年犯罪
Becker (1965) 認為女性時間價值的上升，會增加其投入勞動市場的機率，
進而減少在家庭陪伴小孩的時間，將可能影響小孩的品質。 Thomas, Farrell and Barnes (1996) 使用 1991 年 10 月至 1992 年 10 月，參加 1989 年起研究家庭對青 少年酗酒影響的參與者資料，樣本為超過 600 個青少年及其父母的統計資料，
以多變量變異數分析 (multivariate analysis of variance, MANOVA)，檢視種族、
性別和家庭結構對問題行為的影響。實證結果顯示，單親媽媽家庭的青少年比
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和生父母同住的青少年更容易產生問題行為；而單親媽媽家庭中，男性青少年 有問題行為的可能性大於女性；和與生父母同住的青少年比較，單親媽媽家庭 中白人青少年有問題行為的可能性大於黑人青少年；最後，若有非居住者父親 的介入可緩和單親媽媽家庭對白人男性青少年的負面影響，且緩和效果大於其 對黑人男性青少年的負面影響，此外，當單親媽媽家庭中白人男性青少年沒有 父親參與，其問題行為最嚴重。
而 Cookston (1999) 亦使用多變量變異數分析，以 National Longitudinal Study of Adolescent Health 的資料，比較不同家庭結構和監督程度下，對於青少 年犯罪、喝酒及藥物濫用行為的影響。實證結果發現，雙親家庭對子女的監督 程度大於單親家庭，且雙親家庭中的青少年產生問題行為的比例小於單親家庭 中的青少年。而在藥物濫用的問題行為上，受家庭監督程度較低的青少年所產 生的問題行為會多於受家庭監督程度較高的青少年。最後，由實際生活中的觀 察指出，單親爸爸家庭中的青少年於喝酒、藥物濫用及犯罪方面的問題都較單 親媽媽家庭嚴重。
Kalb and Williams (2003) 使用 Delinquency in a Birth Cohort II Study (DBCS) 的資料，並以序列機率 (ordered probit) 模型，分析性別與青少年犯罪的關係。
解釋變數包括非白人種、是否有雙親陪伴、媽媽是否在家（沒工作）、是否受 虐、父親的教育程度、兄弟姊妹個數以及是否在 17 歲以前離開學校。作者透過 簡單加權 (simple weighting) 和共變異數矩陣的修正 ( correction of the covariance matrix) 處理分層抽樣資料的內生性問題並以 EM algorithm 處理缺失的 (missing) 或設限的 (censored) 變數。實證結果發現常數項、種族與 17 歲以前離開學校對 青少年犯罪率在男性與女性中都是顯著的。男性與女性只有一次被捕經驗的比 例是差不多，但是男性有兩次以上被捕經驗的比例明顯多於女性；不管男性或 女性的非白人種都比白人有較高的被逮捕機率； 17 歲以前離開學校也會提高男 性及女性被逮捕的機率。然而，父親的教育程度和兄弟姊妹個數對男性被逮捕 機率有顯著影響。父親若有高中的教育程度與男性被逮捕機率負相關，而兄弟 姊妹個數與男性被逮捕機率正相關。對女性青少年而言，媽媽待在家與被逮捕 的機率有顯著的正相關，因此無法證明女性勞動參與為青少年的犯罪提高的原 因。
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Aughinbaugh (2004) 以 NLSY79 和 NLSY79-YA 的資料探討母親在子女出生 的後三年和子女受訪前三年之工作狀態與青少年從事風險行為間的關係，文中
Aizer (2004) 以 National Longitudinal Survey of Youth Child-Mother (NLSY-CM) 的資料，採用 OLS 和家庭固定效果 (family fixed effect) 模型，研究放學後
5 Armed Force Qualification Test，包含語言和數學能力測驗，是能不能當兵的決定因素，為一 百分比。
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犯罪與勞動參與的關係。研究方法方面則是採用 Granger no-causality test ，實證 結果發現，過去青少年犯罪率越高，未來的總勞動參與率及婦女勞動參與率越 低；過去男性勞動參與率越高，未來的青少年犯罪率越高。2.其他因素與青少年犯罪
影響青少年參與犯罪行為的其他因素包含勞動市場條件、居住地區的條件 和抑制變數等。Fleisher (1963) 指出當失業率高時，對剛投入勞動市場的人與家 計單位都有負面的衝擊，不僅勞動力難以透過合法的方式賺取足夠的薪資，滿 足其對市場財貨的需求，家計單位也不易提供充足的財貨勞務給他們的子女。
再者，失業的家計單位可能無法提供子女適當的教育水準，進一步使他們在勞 動市場居於劣勢。物質缺乏產生的犯罪動機加上失業使犯罪的機會成本下降，
對青少年犯罪都有正的影響。此外， Grogger (1998) 則以時間分配模型 (time allocation model) 建構計量模型，使用 NLSY 的資料估計市場工資對青少年犯罪 的影響，並以工資解釋犯罪的趨勢、種族差異與年齡分配。實證結果發現: 年輕
6 脈絡效果指個人發展會受其所處環境影響，Duncan and Raudenbush (2001) 中脈絡效果的例子 如下，雙親都失業但居住在較富裕地區的小孩其前景比相同條件但居住在較貧窮地區的小孩好。
作者應用多層次分析 (multi-level analysis) 估計鄰里作用 (neighborhood effect) ，結果顯示青少年犯罪是否受鄰里作用影響，視其日常活動與同儕網絡 而定，若青少年大多數的時間都與外地的朋友相處，則可能不會受到其居住地
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區的條件影響，此外有移民背景的青少年和當地青少年受鄰里作用影響的程度 不同。
抑制變數包含逮捕率、監禁率與刑期長短等， Chan (2012) 建立動態模型，
以美國 1997-2001 年 NLSY 的資料探討青少年的犯罪行為。實證結果顯示，被 逮捕、監禁和判長刑期的機率增加、假釋的機率減少將降低整體青少年犯罪率 以及再犯率。此外，若消除犯罪紀錄對未來工資的負面影響，也許能改善累犯 的情形，但會使初犯的人數些微增加。