强奸罪量刑特征的实证研究

石 磊

(复旦大学 法学院，上海 200438)

一、问题提出

妇女儿童的合法权益一直是我国刑法的重点保护对象。2021年3月1日生效的《刑法修正案(十一)》对40年未变的强奸罪条款首次进行了修改，增加了“奸淫不满十周岁的幼女或者造成幼女伤害的”这一项法定刑升格条件。其实，最高人民法院在此之前就一直在努力完善强奸罪量刑的规范性与合理性，尤其是在保障幼女的身心健康方面。自2008年迄今，《人民法院量刑指导意见》(以下简称《指导意见》)每次修正，几乎都会涉及强奸罪的量刑规范。具体表现为，逐渐提高强奸罪的量刑起点范围，并对强奸妇女和奸淫妇女作区别规定。(1)起初，2009年《新增十个罪名的量刑指导意见(试行)》建议，“强奸妇女1人1次，犯罪情节一般的，可在三年至四年有期徒刑幅度内确定量刑起点。”中间又经历了2010年和2014年的修正，到2017年《指导意见》发布时，相关规定则是，“强奸妇女一人的，可以在三年至六年有期徒刑幅度内确定量刑起点。奸淫幼女一人的，可以在四年至七年有期徒刑幅度内确定量刑起点。”其间，2013年《关于依法惩治性侵害未成年人犯罪的意见》也明确强调强奸未成年人应当严惩。可见，刑事政策愈加突出对幼女等特殊人群的保护，倾向于从严处罚强奸犯罪行为。然而，近年来强奸罪量刑问题却越来越牵动社会大众的神经，相关质疑也不在少数，(2)诸如2013年云南官员强奸幼女案、2020年福建惠安邻居强奸幼女案等等，都曾引发舆论一片哗然。参见朱翃：《云南遭官员强奸幼女母亲：判决偏轻或申请抗诉》，载新浪网2013年12月7日，http：//news.sina.com.cn/c/2013-12-07/001528908221.shtm；莫一尘：《“强奸5岁幼女获刑4年半”引争议，专家：值得商榷》，载中新网2020年11月17日，https：//www.chinanews.com/sh/2020/11-17/9340001.shtml。司法实践与社会预期可能存在落差，因此有必要讨论强奸罪量刑的实际情况，以回应社会的疑虑。

与此同时，我国刑法学界对强奸罪量刑问题的实证研究尚显不足。不可否认，现有研究对强奸罪的认定问题有较多且较为深入的讨论，主要围绕如何判断性自主权受到侵犯来展开。(3)田刚：《强奸罪司法认定面临的问题及其对策》，载《法商研究》2020年第2期，第168-182页；周子实：《强奸罪入罪模式的比较研究——以德国〈刑法典〉第177条最新修正为视角》，载《比较法研究》2018年第1期，第36-49页。相比之下，强奸罪的量刑研究却较为鲜见，与之相关的法学方面的实证探讨亦不多见。(4)近来针对强奸犯罪的相关实证研究多以犯罪社会学为主。参见常宇刚：《网络对强奸犯罪影响的实证分析》，载《重庆邮电大学学报(社会科学版)》2015年第2期，第38-43页；倪晓峰：《熟人强奸：犯罪类型与人际关系的实证研究》，载《犯罪研究》2012年第2期，第67-76页。这或许是因为强奸罪作为常见犯罪，量刑的立法规定和司法规范已经相对明确，谈论空间较少。事实上，虽然《刑法修正案(十一)》对强奸罪已做修改，但是新增的加重情节是否设置合理，立法有无进一步完善的可能，则需要用实证的方法总结过去的司法经验来加以揭示。另一方面，近年来量刑实证研究不断涌现、进展显著，但是研究的犯罪类型相对有限，以侵害人身和财产的一般案件为主。(5)屈茂辉：《基于裁判文书的法学实证研究之审视》，载《现代法学》2020年第3期，第34页；王越：《量刑规范性水平的实证检验：以故意伤害罪为例的分析》，载《法学家》2020年第6期，第69-83页；章桦：《贪污罪“数额与情节”关系实证研究——基于全国18392例量刑裁判》，载《法学》2020年第6期，第175-192页；文姬：《醉酒型危险驾驶罪量刑影响因素实证研究》，载《法学研究》2016年第1期，第165-186页。出于对妇女人身权益这一特殊保护目标，强奸罪量刑实证研究可以从量刑的规范性、均衡性及正当性等广域角度，补充以往基于一般犯罪所得出的实证经验。不仅如此，强奸罪常见的特殊受害群体除了幼女外，还有精神疾病患者，这部分人群得到的关注相对较少，也有待进一步研究。

至此，本文试图回答的问题是，强奸罪量刑的实际表征是什么？针对幼女、精神残疾妇女等特殊人群的保护在刑事司法实践中呈现什么特征？强奸罪的量刑规范是否有进一步的改进空间？对此，笔者将从实证研究所需的材料和方法出发，对强奸罪量刑的基本现状做一定的量化描述，然后运用多元回归的统计方法来分析各量刑影响因素的作用程度并建立量刑预测模型，从而反思当前量刑实践中的问题与不足。

二、研究设计

为回答上述问题，本文先对全国范围内的强奸罪判决书进行研究，并对规范性量刑因素和可能存在影响的非规范性因素进行筛选和变量设置。

(一)数据来源

本文的数据全部来自从“中国裁判文书网”检索所得的共20188篇一审强奸罪判决书(截至2020年11月21日)。从中，笔者按照2020年《中国统计年鉴》数据中的各省人口比，运用python分层随机抽样1000份判决书样本，并在剔除32个无效样本(文件乱码、指控罪名不成立或与强奸罪无关)后，再以每个被告人作为一个观测单位，获得1016例被告人样本数据。

(二)变量设置

通过对判决书样本内容的归纳，并结合刑法与《指导意见》中的量刑规范，笔者设置了强奸罪的24个变量(详见表1)：刑期、缓刑、暴力手段、幼女被害人、被害人年龄、升格情节、强奸人数、致人伤害后果、强奸次数、未成年犯罪、未遂、从犯、自首、立功、坦白、自愿认罪、赔偿、谅解、累犯、前科、被害人精神状况、身份关系、其他从宽情节、其他从严情节。以下将对变量设置的具体理由予以解释。

表1 变量描述表

本文所研究的因变量为有期徒刑刑期，以月数为测量单位。强奸罪的法定刑有四个梯度：三年以上十年以下有期徒刑；十年以上有期徒刑；无期徒刑；死刑。观察样本中，判处有期徒刑的被告人样本占绝大多数(1008例)，而减轻判处拘役刑的仅有3例。另外，判决免除处罚、无期徒刑、死刑缓期执行、死刑的样本也分别只有1例、1例、2例和1例。这些数据由于样本量过小且相对极端，作为异常值将在量化过程中予以剔除。(6)有部分研究运用“刑罚强度”理论来将免除处罚、无期徒刑、死刑缓期执行和死刑换算为有期徒刑刑期，来统一测量单位，进行分析。这种方式并非不合理，而且一般情况下很适合讨论量刑因素的影响力。只不过在同时讨论建立量刑预测模型的研究中，略显主观的赋值，可能会导致一定程度的预测偏差，因此本文不适用该理论。参见白建军：《刑罚轻重的量化分析》，载《中国社会科学》2001年第6期，第116-123页。拘役刑与有期徒刑的测量单位相一致，因此纳入有期徒刑刑期这一个变量，最终得到的有效样本为1011例。

自变量由规范性的量刑因素和非规范性的量刑因素构成。其中，规范性的量刑因素可依据基准刑确立步骤分为基本犯罪构成事实、其他影响犯罪构成的犯罪事实和调节基准刑的量刑情节三类因素。(7)王越：《量刑规范性水平的实证检验：以故意伤害罪为例的分析》，载《法学家》2020年第6期，第71-72页。

首先，基本犯罪构成事实是确定量刑起点的依据。强奸罪中，该类事实由犯罪手段、被害人是否为幼女、以及法定刑升格条件的加重情节所构成。犯罪手段在刑法中具体指暴力手段、胁迫手段及其他手段。观察样本中，其他手段出现最多，比如哄骗、与幼女合意、乘他人无防卫能力等，占比52.8%；其次是暴力手段，占比39.9%；最少的是胁迫手段，占比7.3%。(8)判决书中暴力与胁迫手段有时会同时出现，这种情况将仅归入使用暴力手段的类别。出于司法实践可能会对暴力行为从严处理，因此将变量设为被告人是否采取暴力手段。

被害人是否为幼女是必须设置的变量。奸淫幼女不仅是基本犯罪构成事实，而且也是从重处罚的情节。从最新的刑法修正案和《指导意见》来看，奸淫幼女是国家重点打击的犯罪行为。观察样本中，幼女遭受性侵的概率相当之高，每100名受害者中竟有17名是幼女。

《刑法修正案(十一)》生效之前，“处十年以上有期徒刑、无期徒刑或者死刑”的法定加重情节有五种：情节恶劣；强奸多人；公共场所强奸；轮奸；造成重伤或死亡等严重后果的。观察样本中，上述情节分别为11例、7例、0例、55例和2例。由于具备法定刑升格条件的样本并不多，(9)这些统计中有数例情节并存的情况，情节恶劣与轮奸共有的被告人有3人，而轮奸与强奸三人以上共有的有1人，故此处采取合并处理。加之强奸人数在《指导意见》中是增加刑罚量的犯罪事实，因此，强奸多人的类别将纳入强奸人数中考虑，而其余四种加重情形将被整合为同一变量“升格情节”。

其次，其他影响犯罪构成的犯罪事实是增加刑罚量的因素，强奸罪中通常指的是强奸人数、致人伤害后果和强奸次数。第一，样本中绝大多数被告人侵害的女性数量为一人，而侵害两人的被告人样本仅有26例，三人以上的有7例。第二，绝大多数侵害行为没有造成轻微伤以上的后果，而造成轻微伤、轻伤和重伤的分别只有39例、8例和2例。第三，强奸一次的被告人样本同样占多数(797例)，强奸两次的有88例，强奸三次及以上的多达126例。可见，强奸一人一次且未造成伤亡后果是强奸罪情节的普遍特征。(10)强奸次数曾属于增加刑罚量的事实范围，但被2014年《指导意见》归为调节基准刑的量刑情节。这或许是因为增加基准刑的逻辑是加法规则。某些情况下，机械的加法规则会导致刑罚过重。比如，在双方合意的奸淫幼女案件中可能会出现多次性行为，此时虽然主观恶性和社会危害性不高，但次数较多便会导致最终的量刑出现刑大于罪的可能结果。而把强奸罪改为应用比例规则的调节基准刑的量刑情节，可在一定程度上避免这种罪责刑不适应的情况发生。关于基准刑调节模式的论述，参见文姬：《基准刑调节方法实证研究》，载《法学》2020年第2期，第172-178页。

最后，调节基准刑的量刑情节相对比较广泛，包括犯罪形态、共犯情形、被告人有无自首、立功或坦白、是否当庭自愿认罪、有无积极赔偿被害人或取得被害人谅解、是否属于累犯、是否有前科等。其中，共犯情形设置为二元变量“从犯”。样本中单独作案的被告人占90.6%，而共犯的被告人仅占9.4%。由于刑法规定从犯应当从轻、减轻或免除处罚，属于从轻减轻情节。因此，将共犯情形调整为两个类别，“从犯”和“非从犯”。

非规范性量刑影响因素被设为被害人精神状况、身份关系、其他从宽情节和其他从严情节这四个自变量。首先，患有精神疾病或智力障碍的妇女由于缺乏性防卫能力，需要特殊保护。含此类被害人的样本其实也较为常见(118例)，占比11.7%，故纳入考察范围。其次，被告人与被害人的关系同样会影响法官量刑。例如，双方存在恋爱关系就有可能使被告人得到从轻处罚，而如果双方是父女或养父女关系，则被告人更可能受到从重处罚。因此，身份关系这一变量分为不认识(543例)、认识但不含亲属关系(431例)和亲属(35例)三类。最后，其他从宽情节和其他从严情节囊括了判决书样本中出现的但并不属于上述情节的各种酌情量刑情况，如初犯、偶犯、拒绝配合等。

(三)研究方法

本文运用SPSS24.0软件，以有期徒刑刑期和缓刑适用为切入，综合运用描述性统计方法、参数的区间估计方法(11)以往的量刑实证研究经常使用样本均值来判断量刑程度的大小，但是，此类样本均值属于点估计，会对总体参数的推论存在较大误差，而参数的区间估计可以有效减少推论误差，更能反映总体的实际情况。以及学生t检验(student’s t test)、卡方检验、方差分析等假设检验方法，说明强奸罪量刑的总体特征和量刑影响因素内的组间差异。然后以刑期为因变量、上述量刑影响因素为自变量，应用多元线性回归构建有期徒刑判决的回归模型。基于此，解释各因素对量刑影响的显著程度及相对重要性，计算出相应的基准刑，以判断强奸罪量刑实践的规范性与合理性。

三、基本特征

以下基于观察样本进行描述与推论分析所得的总体特征，将证明社会舆论中常常出现对强奸罪量刑合理性的质疑并非无稽之谈，但是分析结果在量刑均衡问题上会与一般认识稍有不同。明显的一点是，强奸罪的量刑实践对于强奸不同身份被害人的各被告人，在其应属的量刑幅度内，没有采取一致从严的惩罚力度方向。(12)所谓量刑的惩罚力度方向，这里指的是量刑的从严或从宽导向在不同情节下的一致性程度。无论不同情节之间对于某种犯罪的量刑是否存在法定的从宽或从严的差异，只要一类情节下的案件量刑是从严或从宽导向的，而另一类情节下的案件量刑也是同等从严或从宽导向的，那么惩罚力度方向就是一致的。比如，强奸妇女是基本情节，奸淫幼女是从重情节，两者本身属于不同的量刑情节，但是，如果强奸妇女的量刑在应属的量刑幅度内总体适中或偏重，而奸淫幼女的量刑在其应属的量刑幅度内也总体适中或偏重，则说明惩罚力度方向一致，量刑是从严、均衡的；反之，如果强奸妇女的量刑总体偏轻，而奸淫幼女的量刑偏重，则说明惩罚力度方向不一致，量刑在不同情节间不均衡。

(一)强奸罪有期徒刑判决的基本特征

强奸罪有期徒刑判决首先表现为量刑总体偏轻。从表2看，样本中被告人的刑期均值为48.10个月，置信区间的上限为48.09个月，均低于第一档刑期(三年以上十年以下)的法定刑中线即78个月，差值近30个(13)法定刑中线对于衡量量刑是否偏轻或偏重具有一定意义。参见白建军：《裸刑均值的意义》，载《法学研究》2010年第6期，第140-141页。如果区分第一档和第二档刑期，那么结论依然不变。在无升格情节的情况下，被告人刑期均值的置信区间为42.05-45.03个月，不但低于法定刑中线，而且还接近三年的法定刑下限。当被告人具有升格情节时，样本刑期均值的置信区间上限仅略高于第二档法定刑(十年以上)下限1.6个月。即便考虑到犯罪形态的影响，犯罪既遂的被告人刑期均值及其置信区间上限仍然低于法定刑中线。由此可见，司法实践中法官对于强奸罪更倾向于靠近法定刑下限进行判决，而非一味地依照立法意图从严惩治强奸罪罪犯。

其次，强奸罪在各地区间存在一定程度的量刑失衡。具体而言，东部地区平均刑期最低，西部地区最高。笔者将全国31个省市区(不含港澳台地区)分成东、中、西部三个地区进行地区差异化比较发现：各地区的平均刑期分别为45.44个月、48.48个月和51.72个月。经过LSD法的方差分析，强奸罪有期徒刑判决在东西部之间存在显著性差异(P<0.05)。

再次，强奸妇女与奸淫幼女的犯罪行为受到的量刑惩罚力度方向有所不同。奸淫幼女的被告人刑期基本符合从严惩治的要求，而强奸妇女的被告人受到的惩罚偏轻。2014年《指导意见》规定，“奸淫幼女一人的，可以在四年至七年有期徒刑幅度内确定量刑起点。”(14)之所以以2014年的《量刑指导意见》为参照，是因为95%的样本发生于2014年之后。在观察样本中，奸淫幼女的被告人刑期均值为63.95个月，虽然低于《指导意见》建议的量刑起点幅度的中线(66个月)，但均值的置信区间在59.36个月到68.55个月之间，超过了该中线，说明基本符合设置量刑规范的预期。相比之下，强奸妇女的被告人刑期则低于规范预期。其均值的置信区间为42.86-46.70个月，低于2014年《指导意见》的量刑起点幅度的中线(48个月)。

复次，被告人与被害人之间的不同关系在量刑上也存在显著差异。在刑期均值大小方面，双方相互认识的样本刑期最小，其次是双方为陌生人的样本，而双方为亲属关系的样本刑期最大。经过LSD法的方差分析，三类样本两两之间皆存在显著性差异(P<0.05)。可见，被告人在双方相识的情况下，若与幼女存在合意或者与女方有暧昧关系等情节，很可能会得到从轻判决；而若双方是亲属关系，被告人或因触犯道德伦理往往会得到更加严厉的惩罚。

最后，患有精神疾病或智力障碍的被害人在量刑上没有得到更好的保护。经过独立样本t检验，被害人是否具有精神障碍与被告人的有期徒刑判决之间的关系未通过显著性检验(t=-0.265，P>0.05)。这说明被害人的精神疾病对被告人的量刑不会产生明显影响。这与保护残疾人这一特殊群体的刑事政策相违背。

表2 强奸罪有期徒刑判决情况统计表

(二)强奸罪量刑的缓刑适用特征

强奸罪判决中的缓刑适用特征首先呈现为缓刑整体适用率较低，地区间相对均衡。法官在考虑对强奸罪的被告人适用缓刑时相对较为慎重。表3表明，适用缓刑的强奸罪被告人样本仅占6.7%(68例)，且百分比的95%置信区间的上限也只有8.4%，低于10%的普通刑事案件的缓免刑判决率。(15)陈磊：《贪污受贿犯罪量刑均衡问题实证研究》，载《政法论坛》2020年第1期，第95页。同时，经过卡方分析，东、中、西部在缓刑适用上无显著性差异(χ2=0.116，P>0.05)。

其次，被害人是否为特殊人群与缓刑适用关系不大。虽然从比例看，奸淫幼女的缓刑适用率(4.6%)低于强奸妇女的缓刑适用率(7.2%)，但卡方检验表明，被害人是否为幼女在缓刑适用上并无显著性差异(χ2=1.566，P>0.05)。另外，被告人是否具有精神障碍经卡方检验，同样在缓刑适用上无显著性差异(χ2=0.173，P>0.05)。

最后，强奸罪的缓刑适用因被告人与被害人之间的身份关系而存在差异性。双方为陌生人的强奸罪的缓刑适用率(4.6%)明显低于熟人间发生的强奸罪的缓刑适用率(9.3%)。同时卡方检验也表明，不同的身份关系在缓刑适用上具有显著性差异(χ2=8.555，P<0.05)。

表3 强奸罪缓刑适用情况统计表

综上，强奸罪量刑呈现出刑期总体偏轻，但缓刑适用相对严格的基本特征。就被害人身份而言，强奸幼女和奸淫妇女的强奸罪量刑存在惩罚力度方向不一致的情况。换言之，强奸幼女的量刑相对适中，符合刑事政策的规定，但强奸妇女的量刑却相对偏轻，并不符合强奸罪从严处罚的刑事政策整体要求。另外，强奸患有精神残疾、缺乏性防卫能力的女性的犯罪行为在实践中并没有得到从重处罚的特别对待。

四、回归分析

为进一步探讨量刑的规范性和合理性，本部分将按照《指导意见》中的步骤，将相关变量分组，逐步代入多元线性回归模型，比较量刑影响因素的重要性程度，并建立强奸罪量刑预测模型，进而更深入地论述强奸罪量刑的司法实践特征。同时，未成年被害人的年龄与量刑的关系也将得到具体考察。绝大多数涉及性侵未成年少女或幼女的判决书都载明了被害人的年龄，这为更加细致的研究提供了可能。受缓刑样本量限制，无法单独将缓刑样本纳入回归分析，但整体样本排除缓刑样本后可使剩余样本用于稳健性检验。

(一)强奸罪量刑的显著影响因素与基准刑预测

强奸罪有期徒刑刑期的量刑模式将接受五次回归分析的检验。前四次回归模型将逐步纳入以《指导意见》为准的四组自变量，即基本犯罪构成事实、其他影响犯罪构成的犯罪事实、调节基准刑的量刑情节、和其他非规范性量刑情节。最后一次回归将在剔除适用缓刑的样本后，对整体再次进行回归分析。此外，原身份关系变量中的认识类别和亲属类别已被证明可能对量刑产生互为相反的影响，因此在回归分析中，该变量将被拆分为两个单独的哑变量予以检验。

对样本进行一般多元线性回归后，可得强奸罪有期徒刑判决的回归模型，如表4所示。整体回归模型(即回归4)的调整后的决定系数R2为0.691，说明该模型能够解释69.1%的强奸罪刑期变化。对于量刑而言，该解释率是理想的，因此该回归模型可用于预测强奸罪刑期。不仅如此，即便在剔除缓刑样本的情况下，所得的回归模型(即回归5)依然有68.6%的解释率，且各影响因素的重要性没有发生变化，说明整体回归模型具有稳健性。

回归模型的标准化系数(β)可用于判断各自变量对因变量影响程度的大小。自变量的标准化系数绝对值越大，其影响力越大，相对重要性越高，而结合正负符号还可以判断自变量与因变量的正反比关系。基于此，可以从整体回归模型中得出以下几点观察结果。第一，升格情节的影响力最大，其标准化系数(0.529)远大于其他自变量。第二，按照影响力排序，影响强奸罪刑期判决最大的前五个变量依次为升格情节、未遂、强奸人数、幼女被害人以及赔偿，基本符合刑法与《指导意见》的规定。第三，身份关系是法官量刑考虑的非规范性影响因素之一，法官对于亲属间的强奸犯罪会予以重罚，而对于熟人间的强奸犯罪则倾向于从轻处罚。但这一从宽判决倾向恐怕暗示了，裁判者似乎在预设受害女性存在过错或者具有一定的自愿性。如果存在这种潜在偏见，则不利于保护女性的合法权益。

表4 强奸罪有期徒刑刑期的多元回归分析

整体回归模型中未通过显著性检验的因素也应得到注意。作为确定基准刑的犯罪手段和致人伤害后果没有显著性影响，这说明实践过程中法官对于被告人是否采取暴力手段，以及有没有造成轻微伤以上的伤害后果未予特别考虑。致人伤害后果影响不显著可能是因为重伤和死亡是法定刑升格条件的加重情节，而轻微伤和轻伤与之相比损害程度较低，才未能得到法官的充分注意。犯罪手段影响不显著的可能原因在于法官更关注于犯罪手段带来的后果，而不是手段本身。最后，被害人是否有精神障碍同样没有显著影响，因此对患有精神疾病的妇女的保护是未来立法和司法所需要加强的部分。

至此，强奸罪有期徒刑的量刑预测模型得以建立。(16)数学表达式为：Y=32.889+0.859*暴力手段+11.395*幼女被害人+63.36*升格情节+18.909*强奸人数+2.194*伤害后果+1.877*强奸次数-19.575*未成年犯罪-22.665*未遂-18.042*从犯-10.138*自首+3.268*立功-4.922*坦白-1.974*自愿认罪-10.144*赔偿+0.907*谅解+7.515*累犯+6.760*前科+0.267*被害人精神障碍-4.214*认识+12.557*亲属-12.557*其他从宽情节+4.303*其他从严情节。基准刑确定的基本犯罪事实为，被告人非暴力强奸陌生妇女一人一次且未造成伤害后果。此时所得的强奸罪有期徒刑的基准刑为53.68个月；奸淫幼女的基准刑为65.07个月。存在升格情节的情况下，强奸妇女的基准刑为117.04个月；奸淫幼女的基准刑为128.43个月。从该预测模型看，强奸罪有期徒刑的量刑基本符合规范化的要求。

(二)未成年被害人年龄与基准刑预测

现行法律是以年龄段来规定刑罚适用的。但未成年人生长发育快速，即便一岁之差也会导致未成年人心智发育的巨大变化，因而强奸行为同样会对从属同一年龄段但具体年龄不同的青少年造成不同程度的身心损害。因此，有必要对未成年被害人的具体年龄在量刑中的影响予以考察。含有未成年被害人年龄信息的样本有292例，将其分为未成年被害人(未满18周岁)和幼女被害人(未满14周岁)两组进行回归分析，并对两者剔除缓刑样本后再次进行回归分析，共得四组回归模型，如表5。

表5 强奸未成年犯罪的有期徒刑刑期的多元回归分析

根据表5可知，强奸未成年的有期徒刑判决回归模型的解释率达到65.3%，而奸淫幼女的回归模型的解释率也能达到55.5%，模型拟合度良好。对剔除缓刑后的样本再次进行回归，仍可得到系数结果基本一致的模型，因此前述两个回归模型具有稳健性。然而，这两个模型皆不能用于构建未成年被害人年龄与刑期之间的预测模型。这是因为自变量被害人年龄的回归系数没有通过显著性检验，而且标准系数偏低，与其他因素相比影响力也较低。这说明法官在强奸罪量刑中不考虑被害人的具体年龄差异，而更倾向于以被害人是否满18周岁或14周岁来判断是否从重处罚被告人。这种实践做法虽然完全符合法律的规范要求，但却忽视了具体年龄差异下未成年受害者所需保护程度的特殊差异。

五、研究结论

笔者以全国强奸罪裁判文书为数据来源，通过参数估计、独立性检验、多元线性回归等统计分析后发现，当前强奸罪量刑实践存在以下几个特点和对应问题：

首先，强奸罪量刑规范化程度相对较高，但地区间不均衡现象明显。从回归分析中可以看到，规范性量刑因素在量刑过程中起着明显的主导性作用。这种高程度的量刑规范化与《指导意见》对强奸罪量刑的详细规定不无关系。然而，强奸罪量刑的高规范化并没有带来区域间的均衡性。这是因为《指导意见》并不单独产生作用，而是以各省根据地方实际而建立的细化标准来发挥体系性作用的。仅从奸淫幼女的量刑起点来看，各省就存在不一致的情况。例如，江苏省2017年的量刑指导意见将起点幅度设为4到7年内，而山东省设置了5至7年的起点幅度，湖北省则将幅度设为5至8年(17)强奸罪的基准刑起点幅度设置不同的省份还有浙江、湖南、四川、重庆、广东、广西等。这或许为量刑不均提供了解释。但问题在于，强奸罪是侵害人身权利的犯罪，不同于盗窃罪等侵犯财产权利的行为，从平等保护的角度来看，不需要考虑地区的经济发展状况。强奸罪量刑是否需要在不同地区间得到区别对待值得进一步论证。

其次，强奸罪量刑总体偏轻，法官合理的自由裁量权需要得到进一步保障。《指导意见》和相关量刑规则对量刑规范得越详细，法官的自由裁量空间就越小。受司法体系内的二审、审判监督等监督评价机制的压力，法官为了规避决策风险，往往会选择遵循量刑规范的要求，并选择量刑幅度内的低值作为量刑的起点。(18)王越：《量刑规范性水平的实证检验：以故意伤害罪为例的分析》，载《法学家》2020年第6期，第80页。这就造成了强奸罪量刑总体偏轻的结果。但从局部细节上，我们看到了法官在回应从严刑事政策要求和选择风险规避之间的纠结。一方面，奸淫幼女的有期徒刑量刑相对适中，而且缓刑也得到了严格适用。另一方面，单纯加强对奸淫幼女的犯罪控制是不够的。大部分强奸案的受害人是已满14周岁的妇女，这类案件中判决的刑期往往偏轻，使得他们没有得到与之相适应的保护，而强奸罪设立的目的是保护全体女性的权益，因此有必要降低强奸妇女和奸淫幼女这两类强奸犯罪量刑走向不一致的程度，提高强奸罪量刑的合目的性，保障司法裁量的能动性。

最后，目前强奸罪司法实践对特殊人群权益的保护不足。患有精神疾病或智力障碍的女性，因缺乏性防卫能力，面对侵害行为是非常脆弱的，而且在所见样本中，农村是此类强奸犯罪的高发地区。如果我们承认“犯罪黑数”的存在，那么问题可能比统计数字所呈现的要更为严峻。(19)解晓东：《犯罪黑数及其控制》，载《法律科学》2001年第2期，第80-85页。遗憾的是，目前尚未出台专门针对性侵精神病患者或重度智力障碍患者犯罪行为的司法解释。当然，2014年《指导意见》确实规定，对于犯罪对象为未成年人、老年人、残疾人、孕妇等弱势人员的被告人，可以增加基准刑。然而，在实证研究中我们发现，此类被告人在量刑时并没有得到明显的从重处罚。这或许是因为《指导意见》中的所涉条款是选择性的，而非强制性的。无论如何，未来的刑事政策制定者应当强调保护精神疾病女性患者的利益，通过制定相应的法律规范来修正这一实践偏差。除此以外，当前实践中未成年受害人的年龄划分过于简单，即以14周岁为界限，导致被告人无论侵害的未成年对象年龄有多小，只要被害人未满14周岁或者18周岁，被告人都不会因被害人具体年龄、心智程度不一而得到额外与被害人生长状况相适应的从重处罚。例如，实践中会出现强奸6岁幼女的被告人与强奸13岁的被告人所得到的判决是一样的，显然这并不有利于对年幼儿童的保护。《刑法修正案(十一)》为了修正这一问题，增加了一个被害人未满10周岁的年龄条件作为加重情节，但是其效果如何，则有待验证。

总之，本文承认目前量刑规范化取得了不错的成效，但认为这种规范化的具体内容和实践能否充分平等、合理、有效地保护从属不同年龄、身份群体的女性，仍是潜在的、需要进一步考察的重要问题。这一问题不仅是强奸罪量刑的具体问题，而且也是牵涉量刑均衡化、合理化的普遍性问题。对于这些问题的解决有待学术界与实务界的共同关注与努力。