Risultati
Troviamo che la probabilità di una sentenza favorevole è maggiore all’inizio della giornata di lavoro o dopo una pausa pranzo che più tardi nella sequenza dei casi. Questo modello è immediatamente evidente nella Fig. 1, che traccia la proporzione di sentenze favorevoli per posizione ordinale per il 95% delle osservazioni in ogni sessione decisionale. Il grafico mostra che la probabilità di una sentenza a favore di un prigioniero ha un picco all’inizio di ogni sessione – la probabilità di una sentenza favorevole diminuisce costantemente da ≈0.65 a quasi zero e risale a ≈0.65 dopo una pausa per un pasto. La Fig. 2 A e B presenta un istogramma della probabilità di una sentenza favorevole per casi di caratteristiche legali simili che sono apparsi in una delle tre posizioni ordinali all’inizio rispetto alla fine di una sessione decisionale; dal punto di vista del prigioniero, c’è un chiaro vantaggio ad apparire all’inizio della sessione (cioè, all’inizio della giornata o subito dopo la pausa).
Proporzione di sentenze a favore dei prigionieri per posizione ordinale. I punti cerchiati indicano la prima decisione in ciascuna delle tre sessioni decisionali; i segni di spunta sull’asse x denotano ogni terzo caso; la linea tratteggiata denota la pausa per il cibo. Poiché la lunghezza ineguale delle sessioni ha portato a un basso numero di casi per alcune delle posizioni ordinali successive, il grafico si basa sul primo 95% dei dati di ogni sessione.
Proporzione di decisioni favorevoli per i criminali maschi con un programma di riabilitazione in funzione della posizione ordinale, dei mesi scontati e delle precedenti incarcerazioni. Questi istogrammi riflettono le prime tre decisioni rispetto alle ultime tre decisioni colluse nelle tre sessioni di decisioni. Sono a scopo illustrativo e si basano su un sottocampione dei dati. I segni più (+) indicano celle di <20 dimensioni. (A) Dati per i prigionieri senza precedenti incarichi. (B) Dati per i prigionieri con una precedente incarcerazione. Gli asterischi indicano i risultati di un test di differenza tra proporzioni. *P < 0.1, **P < 0.05, ***P < 0.01.
Per tener conto del possibile ruolo delle covariate nei modelli rappresentati nelle Figg. 1 e 2, abbiamo usato una regressione logistica con le sentenze come variabile dipendente e un effetto fisso specifico del giudice per controllare le tendenze idiosincratiche di ogni giudice (tabella 1). I predittori chiave erano diversi indicatori della posizione ordinale di un caso: (i) variabili dummy che indicavano i primi tre casi in una sessione, incluse per esaminare come i giudizi immediatamente dopo una pausa differiscono da quelli che li hanno preceduti o succeduti; (ii) dummy che indicavano in quale delle tre sessioni giornaliere il caso era apparso; e (iii) due tipi di contatori di posizione ordinale (uno che indica la posizione ordinale all’interno della sessione e l’altro che indica la posizione ordinale all’interno del giorno, ciascuno usato in una diversa specifica di regressione). Le covariate includevano tutti gli attributi legali del caso che erano disponibili nel file del caso (gravità del crimine, mesi scontati, precedenti incarichi e programma di riabilitazione), i dati demografici del detenuto (sesso, nazionalità) e la proporzione di sentenze favorevoli fino a quel punto della giornata. Lo scopo di quest’ultimo era quello di controllare la possibilità che i giudici abbiano una “quota” giornaliera di decisioni favorevoli che si aspettano di rendere, che, una volta riempite, sono seguite da decisioni sfavorevoli.
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Risultati dell’analisi utilizzando le variabili che indicano le prime tre decisioni in una sessione
Il segno positivo e la significatività delle variabili dummy che indicano i primi tre casi in ogni sessione confermano che il modello in Fig. 1 si mantiene anche mentre si controllano gli attributi legali del caso e la tendenza generale dei giudici a pronunciarsi contro il prigioniero man mano che il numero di casi davanti a loro aumenta (cioè l’effetto principale di prendere decisioni ripetute). I risultati sono quasi identici quando restringiamo la nostra analisi solo alle richieste di libertà vigilata (Tabella S1) e nelle analisi in cui abbandoniamo i due giudici più frequenti (Tabella S2) e ciascuno dei giudici del nostro campione (Tabelle S3-S10). Inoltre, un grafico simile alla Fig. 2 per ogni giudice mostra che ogni giudice del nostro campione aveva più probabilità di pronunciarsi a favore di un detenuto all’inizio di una sessione che alla fine di una sessione (Fig. S1). I test dei modelli annidati indicano che l’aggiunta delle variabili di posizione ordinale porta a un migliore adattamento del modello (Tabella S11). Pertanto, anche se i nostri dati non ci permettono di testare direttamente se la giustizia è ciò che il giudice ha mangiato a colazione, essi suggeriscono che le decisioni giudiziarie possono essere influenzate dal fatto che il giudice abbia fatto una pausa per mangiare.
Abbiamo condotto un’ulteriore analisi per testare la robustezza statistica della tendenza lineare che è evidente tra le pause in Fig. 1; indipendentemente dal contatore di posizione ordinale che abbiamo usato, la tendenza era significativa e negativa (Tabella S12). Abbiamo anche condotto un’analisi utilizzando i minuti cumulativi trascorsi in una sessione al posto dei dummies di posizione ordinale come predittore, così come le nostre variabili di controllo. I minuti cumulativi servono come proxy per la fatica mentale dei giudici. Simile ai risultati presentati nella Tabella 1, questa analisi mostra che, con l’aumentare del tempo cumulativo in una sessione, la probabilità di una sentenza favorevole diminuisce (Tabella S13 e Fig. S2). Tuttavia, si noti che in un’analisi che includeva sia la variabile dei minuti cumulativi che il contatore di posizione ordinale, solo quest’ultimo era significativo (Tabella S14). Questa analisi suggerisce che l’apparente esaurimento esibito dai giudici è dovuto all’atto di prendere decisioni piuttosto che semplicemente al tempo trascorso (questa interpretazione dovrebbe essere vista alla luce dell’alta correlazione tra minuti cumulativi e posizione ordinale, r = 0,72, P < 0,0001). Due indicatori supportano la nostra opinione che respingere le richieste è una decisione più facile – e, quindi, un risultato più probabile – quando i giudici sono mentalmente esausti: (i) le sentenze favorevoli hanno richiesto significativamente più tempo (M = 7,37 min, SD = 5,11) rispetto alle sentenze sfavorevoli (M = 5,21, SD = 4,97), t = 6,86, P < 0,01, e (ii) i verdetti scritti delle sentenze favorevoli erano significativamente più lunghi (M = 89,61 parole, SD = 65,46) dei verdetti scritti delle sentenze sfavorevoli (M = 47.36 parole, SD = 43.99), t = 12.82, P < 0.01.
Tra le variabili di controllo giuridicamente rilevanti inserite nelle regressioni, solo il numero precedente di incarichi del detenuto e la presenza di un programma di riabilitazione hanno esercitato un’influenza statisticamente significativa sulle sentenze dei giudici. I detenuti che mostravano una tendenza alla recidiva avevano meno probabilità di ricevere giudizi favorevoli, così come i detenuti che non avevano un programma di riabilitazione pianificato. La gravità del crimine del prigioniero e il tempo di detenzione scontato tendevano a non esercitare un effetto sulle sentenze, così come il sesso e l’etnia. La mancanza di un effetto significativo dell’etnia del prigioniero indica che i giudici ebrei-israeliani del nostro campione hanno trattato i prigionieri allo stesso modo, indipendentemente dall’etnia. Sebbene la ricerca precedente accenni alla presenza di effetti della razza dei detenuti e dei giudici sulle decisioni di condanna, in alcuni casi, come nel nostro, tali effetti sono deboli o assenti (15-18).
Un aspetto chiave per interpretare l’associazione tra la posizione ordinale di un caso e le decisioni di libertà vigilata è se un fattore non osservato determina l’ordine del caso in modo tale da produrre il modello di risultati che otteniamo. Per esempio, se i prigionieri senza un programma di riabilitazione o i recidivi avessero una maggiore probabilità di presentarsi prima di una pausa pranzo, troveremmo naturalmente una maggiore proporzione di rifiuti che si verificano prima della pausa pranzo. Un certo numero di fattori procedurali precludono questa possibilità.
In primo luogo e più criticamente, il giudice determina quando la pausa avverrà durante il corso della giornata e non è a conoscenza dei dettagli dei casi imminenti. Quindi, il giudice non può decidere quando fare una pausa sulla base di informazioni relative alla natura dei casi imminenti. Così, nell’esempio di cui sopra, un giudice non può decidere di fare una pausa perché sa che i prigionieri dopo la pausa non avranno precedenti di incarcerazione. Analogamente, il tipo di caso (ad esempio, la gravità del crimine) su cui il giudice ha appena deliberato non ha esercitato alcun effetto significativo sulla probabilità di fare una pausa (Tabella S15). Inoltre, la grande variabilità nei tempi di inizio e nella durata delle pause attesta il fatto che il loro verificarsi sarebbe quasi impossibile da prevedere da parte del personale del carcere coinvolto nei procedimenti di libertà vigilata.
In secondo luogo, la posizione ordinale dei casi è, con rare eccezioni, determinata dall’orario di arrivo dell’avvocato del detenuto. Gli avvocati sono segregati in una stanza dove non possono vedere il procedimento della commissione e, quindi, non sono a conoscenza di nessuna delle decisioni del giudice, di quanti prigionieri hanno preceduto il caso del loro cliente, o quando e se la pausa pranzo è avvenuta (dopo le delibere della commissione, gli avvocati escono da un’altra porta). Così, per progettazione, non possono conoscere il vantaggio di apparire dopo una pausa. Infatti, un sondaggio somministrato a un campione di questi avvocati dopo il periodo di raccolta dei dati primari ha indicato che non erano a conoscenza dell’effetto della posizione ordinale sulle decisioni (vedi Materiali e metodi SI, S2 per i dettagli). Un sondaggio simile somministrato ai membri della commissione di libertà vigilata (giudici, criminologi e assistenti sociali) ha rivelato gli stessi risultati (vedi Materiali e metodi SI, S3 per i dettagli).
A causa dei fattori discussi sopra, non ci aspettavamo correlazioni significative tra la posizione ordinale all’interno del giorno o della sessione e le variabili di controllo nei nostri dati (Materiali e metodi SI, S4 e tabella S16). Coerentemente con le nostre aspettative, non sembra esserci un ordine deliberato basato sulle caratteristiche dei prigionieri (Fig. 3 A-D e SI Materiali e Metodi, S4); certamente non sembra esserci alcun effetto della pausa pranzo sul tipo di prigioniero che compare davanti al giudice. Si noti che sebbene ci fosse una leggera ma significativa correlazione tra la recidiva e la posizione ordinale nella giornata, questa correlazione non era significativa all’interno di una sessione decisionale, cioè tra le pause. Quindi, non può spiegare i picchi di decisioni favorevoli dopo le pause.
Livello medio delle variabili di controllo per posizione ordinale. I punti cerchiati indicano la prima decisione in ciascuna delle tre sessioni; i segni di spunta sull’asse x indicano ogni terzo caso; le linee tratteggiate indicano la pausa per il cibo. (A) Dati per la gravità del reato. (B) Dati per precedenti incarichi. (C) Dati per i mesi scontati. (D) Dati che riflettono la proporzione di prigionieri con un programma di riabilitazione. Poiché la lunghezza ineguale delle sessioni ha portato a un basso numero di casi per alcune delle posizioni ordinali successive, i grafici sono basati sul primo 95% dei dati di ogni sessione.
Un altro fattore che può plausibilmente spiegare il nostro effetto è che i giudici potrebbero avere una certa proporzione di decisioni che si aspettano essere favorevoli, e una volta che questa “quota” è riempita, seguono decisioni sfavorevoli. Come spieghiamo prima, abbiamo testato empiricamente questa possibilità includendo una variabile che calcola la proporzione di decisioni favorevoli fino a quel punto della giornata (Tabella 1, specifiche 3 e 4). Indipendentemente dall’analisi che abbiamo condotto, la stima del parametro era positiva e significativa, suggerendo che un giudice che ha preso una grande proporzione di decisioni favorevoli fino a un certo punto era, infatti, più probabile che si pronunciasse favorevolmente in un caso successivo.