De prijs van vergelding

Vergelding is een belangrijk strafdoel in het juridisch systeem. Tot dusver is echter onbekend wat de prijs is die we als samenleving betalen voor vergelding. In deze bijdrage ontwikkelen we een nieuw raamwerk ter bepaling van de prijs van vergelding. Dit doen we op basis van strafzaken waarin rechters gevangenisstraffen tot zes maanden opleggen, terwijl ze ook voor een taakstraf hadden kunnen kiezen. Dit ondanks het feit dat taakstraffen tot lagere kosten en minder recidive leiden. Onze berekeningen schatten de jaarlijkse prijs van vergelding op ruim 400 miljoen euro. Dit is ongeveer 45 euro per ­belastingbetaler per jaar en vormt hoogstwaarschijnlijk een ondergrens van de daadwerkelijke kosten.

• Inleiding

  De tenuitvoerlegging van sancties vergt substantiële bedragen. Nominaal ging het in 2019 om zo’n 2,6 miljard euro (Moolenaar & Van Dijk, 2020). Gevangenisstraffen, inclusief kortdurende gevangenisstraffen, zijn relatief duur en in 2019 kwam 43 procent van de tenuitvoerleggingskosten op conto van het gevangeniswezen (Molenaar & Van Dijk, 2020, tabel 10.7).¹x Ter vergelijking: het aandeel van de volwassenenreclassering, verantwoordelijk voor de tenuitvoerlegging van taakstraffen, in de totale tenuitvoerleggingskosten in 2019 was 7 procent; het Centraal Justitieel Incassobureau (CJIB), verantwoordelijk voor de tenuitvoerlegging van geldboetes, nam nog geen 5 procent voor zijn rekening (Molenaar & Van Dijk, 2020, tabel 10.7). Tegen deze achtergrond hebben beleids­makers en critici recent en in het verleden gepleit voor het terugdringen van het aantal korte detenties (RSJ, 2021). Onder meer door korte gevangenisstraffen te beperken ten faveure van andere sanctiemodaliteiten, zoals taakstraffen. Anderen bepleiten juist dat de inzet van taakstraffen moet worden beperkt, omdat deze te weinig als ‘straf’ zouden worden ervaren en onvoldoende vergelding zouden bieden voor het leed dat slachtoffers van criminaliteit ondervinden (Klijn et al., 2008).
  Volgens een recente beleidsdoorlichting is het Nederlandse sanctiebeleid gericht op de volgende doelen: vergelding, generale preventie, onschadelijkmaking en speciale preventie (Ministerie van Justitie en Veiligheid, 2018). Bij vergelding gaat het erom dat de sanctie door de bevolking voldoende wordt ervaren als genoegdoening voor het door de dader aangerichte leed. Generale preventie betreft de algemene afschrikwekkende werking van sancties. Onschadelijkmaking ziet op het insluitingseffect. Speciale preventie ten slotte, gaat over het voorkomen van recidive door hen die de straf daadwerkelijk hebben ondergaan. De beleidsdoorlichting beoogt inzicht te bieden in de doeltreffendheid (worden de doelen gerealiseerd?) en doelmatigheid (zijn de kosten niet onnodig hoog?) van het gevoerde beleid. Zoals op elk beleidsterrein het geval is, moeten soms verschillende doelstellingen tegen elkaar worden afgewogen. Het kan, bijvoorbeeld, zo zijn dat gevangenisstraf in termen van vergelding beter werkt dan taakstraf, maar dat taakstraf in termen van speciale preventie beter werkt dan gevangenisstraf. Wanneer in dat geval op grond van vergeldingsoverwegingen de voorkeur wordt gegeven aan het opleggen van een gevangenisstraf, dan impliceert dat dat hiervoor ‘een prijs’ wordt betaald in termen van verminderde speciale preventie (en de daaraan verbonden kosten).
  De verhouding tussen het aantal opgelegde gevangenisstraffen en taakstraffen verandert in de tijd. Figuur 1 schetst de ontwikkeling van het aantal opgelegde gevangenisstraffen en taakstraffen in de periode 2001-2019.²x Bron: Meijer et al., 2020, tabel 6.5. Tussen 2001 en 2006 zien we een flinke toename van het aantal taakstraffen ten opzichte van het aantal gevangenisstraffen. Na 2007 zien we echter dat gevangenisstraffen weer belangrijker worden in het palet van opgelegde straffen. In 2020 is het aantal opgelegde taakstraffen nog maar 23 procent hoger dan het aantal opgelegde gevangenisstraffen. Onder de opgelegde (deels) onvoorwaardelijke straffen bevinden zich veel korte gevangenisstraffen. Bijna de helft (49 procent) van alle in 2020 opgelegde (deels) onvoorwaardelijke gevangenisstraffen duurde korter dan vier weken. In 2010 was dit nog 36 procent. Acht op de tien in 2020 opgelegde (deels) onvoorwaardelijke gevangenisstraffen waren korter dan zes maanden (Vink & Diephuis, 2021).

  Aantal jaarlijkse gevangenisstraffen en taakstraffen (hoofdstraf, afdoening door rechter in eerste aanleg) (bron: CenR2019, tabel 6.9)
  

  In een recent advies komt de Raad voor Strafrechtstoepassing en Jeugdbescherming tot de conclusie dat de afschrikkende werking van dergelijke korte detenties beperkt is (RSJ, 2021). Bovendien bieden korte detenties weinig mogelijkheden voor gedragsverandering en re-integratie, terwijl ze wel tot detentieschade kunnen leiden (bijv. Andersen, 2016; Apel, 2016; Olsen, 2022). Verder draagt detentie niet bij tot herstel. Korte detenties lijken daarmee met name tegemoet te komen aan het strafdoel van vergelding. In deze context dringt zich de vraag op wat de ‘prijs’ is van het opleggen van deze korte gevangenisstraffen. Meer specifiek biedt onze bijdrage inzicht in de mate waarin de samenleving betaalt voor vergelding als strafdoel.
  Nederlandse rechters hebben grote discretionaire ruimte bij de keuze uit verschillende sanctiemodaliteiten, waarbij rekening dient te worden gehouden met de verschillende strafdoelen. In de individuele keuze van rechters spelen de kosten van een sanctie slechts een marginale rol, mede doordat het vaak onduidelijk is welke kosten exact verbonden zijn aan een sanctie. Gevangenisstraffen brengen relatief hoge kosten met zich mee (Phelps & Pager, 2016). Ten opzichte van taakstraffen is het fysiek opsluiten van een gevangene dan ook relatief duur. Bovendien laat onderzoek zien dat de recidive na gevangenisstraffen hoger is dan na taakstraffen (Wermink et al., 2022) en lijkt het tegelijkertijd aannemelijk dat insluitingseffecten (Wermink et al., 2010, 2013) en algemene afschrikkingseffecten (Scheepmaker & Ter Veer, 2008) van korte gevangenisstraffen klein zijn. Desondanks kunnen rechters op basis van vergeldingsoverwegingen in bepaalde gevallen toch een voorkeur geven aan het opleggen van een korte gevangenisstraf boven een taakstraf. Omdat gevangenisstraffen hogere kosten met zich meebrengen dan taakstraffen, hangt er echter wel een prijskaartje aan het nastreven van vergelding. Maar hoe hoog is dit prijskaartje?
  Ter beantwoording van deze vraag presenteren we eerst een raamwerk ter bepaling van de prijs van vergelding. Daarbij stellen we de volgende vraag: stel dat alle korte gevangenisstraffen (tot zes maanden) zouden worden vervangen door equivalente taakstraffen, welke kostenbesparing wordt daarmee dan gerealiseerd? In het raamwerk spelen niet alleen de vaste en variabele kosten van taakstraffen en gevangenisstraffen een rol, ook het verschil in recidive tussen taak- en korte gevangenisstraffen moet hierin worden meegenomen. Gebruikmakend van empirische ge­gevens over de kosten van taak- en gevangenisstraffen en over recidive na taak- en gevangenisstraffen berekenen we met behulp van het raamwerk welk bedrag de Nederlandse samenleving jaarlijks voor vergelding betaalt. Dit bedrag interpreteren we als de (impliciete) betalingsbereidheid voor vergelding. Immers, het op grond van vergeldingsoverwegingen opteren voor een korte gevangenisstraf impliceert dat een mogelijk hogere recidive en de daaruit voortvloeiende kosten worden geaccepteerd.

• De prijs van vergelding

  Ondanks dat vergelding een belangrijke grondslag vormt voor rechterlijke beslissingen, weten we tot op heden nog niets over het prijskaartje dat in Nederland aan vergelding hangt. Dit is een substantieel gat in onze kennis, aangezien eerdere analyses van de kosten en baten van justitiële beslissingen cruciaal zijn gebleken in het veranderen en op grote schaal toepassen van justitieel beleid (Wesemann, 2003). Eerdere analyses van de betalingsbereidheid van de samenleving laten zonder uitzondering zien dat mensen bereid zijn te betalen voor minder criminaliteit (Bishop & Murphy, 2011; Brenig & Proeger, 2018; Manning et al., 2016), maar niet in welke mate men bereid is te betalen voor gevangenisstraffen zonder het argument van het terugdringen van criminaliteit. Kennis van de prijs van vergelding is cruciaal voor zowel toekomstig financieel-economisch beleid als beleid gericht op de rechtspraak. Kennis van die prijs kan namelijk inzicht geven in de mate waarin de maatschappelijke kosten zouden afnemen door korte gevangenisstraffen te vervangen door een equivalente taakstraf. Daarnaast zou kennis over de prijs van vergelding meegenomen kunnen worden in de strafoplegging door rechters (binnen hun ­discretionaire ruimte) of in de wetgeving (middels het verkleinen van die discretionaire ruimte).
  Een eerdere studie van Jones en Weatherburn (2011) komt het dichtst bij onze bijdrage. Deze auteurs analyseerden de betalingsbereidheid van Australiërs voor gevangenisstraffen ten opzichte van rehabilitatie. Middels fictieve keuzes in een enquête (zogenoemde vignetten) werd de betalingsbereidheid van respondenten in beeld gebracht. Jones en Weatherburn (2011) vinden een lage betalingsbereidheid voor vergelding en daarmee substantiële mogelijkheden tot het reduceren van kosten gemoeid met gevangenisstraffen. Middels dezelfde techniek analyseerden ­Ruiter en collega’s (2011) de preferenties ten aanzien van gevangenisstraffen en taakstraffen in Nederland. Anders dan Jones en Weatherburn (2011) vinden zij dat ‘informatie over kosten geen invloed heeft op of de onvoorwaardelijke gevangenisstraf en de werkstraf een geschikte straf worden bevonden’ (Ruiter et al., 2011, p. 104). Ruim 64 procent van de Nederlandse respondenten geeft bovendien desgevraagd aan dat kosten geen rol horen te spelen bij het bepalen van een straf. Belangrijk verschil tussen beide studies is echter dat in de vignetten van Ruiter en collega’s (2011) wordt gesproken over ‘kosten’ in algemene zin, terwijl de vignetten van Jones en Weatherburn (2011) spreken over belastinggeld dat respondenten zelf meer moeten gaan betalen. De meerkosten voor gevangenisstraf komen in dat laatste geval voor respondenten een stuk dichterbij.
  Ten opzichte van Jones en Weatherburn (2011) en Ruiter en collega’s (2011) voegen wij twee belangrijke dingen toe aan de literatuur. Allereerst gebruikt onze ­methode geen fictieve opties in een enquête, maar gebruiken we daadwerkelijk ­geobserveerd gedrag, zoals blijkt uit administratieve gegevens van de Life After ­Release-studie. Dit is een nationaal longitudinaal onderzoek naar de effecten van strafrechtelijke interventies op de verdere levensloop, waarin gegevens worden gebruikt van alle gestraften in 2012 (Wermink & Blokland, 2019). Fictieve keuzes zijn namelijk niet altijd representatief voor daadwerkelijk gedrag (zie bijv. Parker en Souleles (2019) voor financieel-economisch gedrag). Waar de eerdergenoemde enquêtes gebaseerd zijn op samples van ongeveer 1.000 respondenten, heeft onze methode daarnaast als groot voordeel dat resultaten nationaal representatief zijn.
  Ten tweede maakt onze methode van het schatten van causale effecten van gevangenisstraffen op recidive gebruik van de random toewijzing van rechters aan strafzaken. De populariteit van deze methode van Instrumental Variables (IV) om tot causale effecten van gevangenisstraffen te komen neemt toe (Loeffler & Nagin, 2021) en geeft meer betrouwbare causale resultaten dan de eerder veelgebruikte matching-methode. Zo is de matching-methode gebaseerd op de aanname dat niet-geobserveerde karakteristieken gemiddeld genomen vergelijkbaar zijn in de controle- en ‘behandel’-groep.³x Voor een overzicht van de implicaties van de matching-methode verwijzen we naar Imbens (2014). Deze aanname is relatief sterk en bovendien niet empirisch toetsbaar, maar speelt niet langer een rol bij de identificatie van een causaal effect met behulp van de IV-methode. De IV-methode identificeert een causaal effect als de instrumentele variabele, in ons geval ‘strengheid van de rechter’, voldoet aan drie assumpties: ‘relevantie’, ‘validiteit’ en ‘onafhankelijkheid’. Relevantie houdt in dat rechters door hun discretionaire ruimte en individuele voorkeuren verschillen in hun neiging tot het opleggen van gevangenis- versus taakstraffen en daarmee de keuze voor gevangenisstraf of taakstraf beïnvloeden. Er moet, met andere woorden, voldoende variatie zijn in ‘strengheid’ onder rechters. Deze assumptie is empirisch toetsbaar. De tweede assumptie van validiteit – ook wel het exclusiecriterium genoemd – betekent voor onze toepassing dat er geen directe relatie mag bestaan tussen recidive en de strengheid van de betrokken rechter, anders dan via de door de rechter uitgesproken straf. Deze assumptie onttrekt zich aan directe empirische toetsing. Van inbreuk op de validiteitsassumptie zou sprake kunnen zijn wanneer bijvoorbeeld, los van de opgelegde straf, de wijze van bejegening van de verdachte door de rechter in sterke mate de kans op herhaald crimineel gedrag bepaalt. Onderzoek naar het effect van ervaren procedurele rechtvaardigheid op herhaald crimineel gedrag suggereert echter dat een dergelijk scenario niet heel waarschijnlijk is.⁴x Eerdere studies geven een sterk wisselend beeld. Zo vinden Atkin-Plunk en Armstrong (2016), Atkin-Plunk en collega’s (2019, 2021), Canada en Hiday (2014) en Yasrebi-de Kom en collega’s (2021) geen effect, terwijl Gottfredson en collega’s (2007), Redlich en Han (2014) en Tyler en collega’s (2007) wel een (indirect) effect vinden. Deze studies hebben echter veelal betrekking op ­gespecialiseerde rechtbanken (bijv. mental health courts) of verdachtenpopulaties (bijv. drugsverslaafden). Om een bedreiging te vormen voor de validiteit van het huidige instrument zouden mogelijke verschillen in de wijze van bejegening door rechters bovendien sterk gecorreleerd moeten zijn met hun voorkeur voor een bepaalde straf. De onafhankelijkheidsassumptie ten slotte, houdt in dat er geen systematische relatie is tussen kenmerken van overtreders die tot meer recidive leiden en betrokken rechters. Aangezien rechters aselect aan strafzaken worden toegewezen, beargumenteren wij dat er geen variabelen zijn die zowel de toewijzing van de rechter aan een bepaalde zaak als de kans op herhaald crimineel gedrag van de veroordeelde beïnvloeden: plegers hebben geen invloed op welke rechter zij krijgen en rechters hebben geen invloed op de zaak die zij krijgen. Alhoewel onafhankelijkheidsassumptie niet volledig empirisch toetsbaar is, kunnen we wel statistisch testen of betrokken rechters voor wat betreft geobserveerde kenmerken aselect worden toegewezen aan strafzaken, een zogenoemde ‘balance test’ om de ‘onafhankelijkheid’ te testen. Zowel de aannames van relevantie als aselecte toewijzing worden in onze analyse empirisch ondersteund, terwijl de validiteit van het gekozen instrument op basis van eerder onderzoek aannemelijk is. Daarmee vormt de IV-methode, met rechters als instrumenten, een betrouwbaardere ­methode om het causale effect van gevangenisstraffen op recidive te schatten dan de matching-methode.

• Een raamwerk voor de bepaling van de prijs van vergelding

  Om de prijs van vergelding te bepalen, bouwen we voort op een door Becker (1968) ontwikkelde economische benadering van criminaliteit en criminaliteitsbestrijding. Becker is op zoek naar ‘optimale rechtshandhaving’. De achterliggende gedachte is dat zowel aan criminaliteit als aan criminaliteitsbestrijding, maatschappelijk gezien, kosten zijn verbonden. De kosten van criminaliteit vloeien voort uit de directe en indirecte gevolgen van slachtofferschap. De kosten van criminaliteitsbestrijding vloeien voort uit het creëren van een pakkans, het opleggen van sancties en het daadwerkelijk ten uitvoer brengen van de sancties. Er is, in de benadering van Becker, sprake van optimale rechtshandhaving indien de som van deze maatschappelijke kosten wordt geminimaliseerd. Indien verschillende sancties dezelfde preventieve werking hebben, wordt in de benadering van Becker de voorkeur gegeven aan de sanctie waaraan de laagste kosten verbonden zijn.
  De benadering van Becker richt zich op de preventieve werking van rechtshand­having. In die benadering ontbreekt echter een belangrijk element, namelijk vergelding (Van Velthoven & Van Wijck, 2016). Rechtshandhaving heeft niet alleen een preventieve functie. Het gaat er ook om dat wetsovertreders een passende, voldoende punitieve, sanctie krijgen. Er kan, met andere woorden, een spanning bestaan tussen afschrikking en vergelding als strafdoelen. Op grond van vergeldingsoverwegingen kan de voorkeur worden gegeven aan het opleggen van een meer punitieve sanctie, ook al brengt die sanctie hogere kosten met zich mee (vgl. ­Ehrlich, 1982; Waldfogel, 1993). De bijbehorende kostenstijging kan worden ­gezien als ‘de prijs van vergelding’.
  Vanuit dit perspectief kijken we naar twee typen sancties, namelijk taakstraf en korte gevangenisstraf. Gevangenisstraf wordt in het algemeen als de meer punitieve sanctie gezien (Lappi-Seppala, 2019; Sloan & Miller, 1990), en ook volgens onze wet staat de gevangenisstraf in de ernsthiërarchie boven de taakstraf. We gebruiken het verschil in de aan de sancties verbonden kosten om de prijs van vergelding te berekenen.
  We maken onderscheid tussen twee typen kosten die aan sancties zijn verbonden, namelijk vaste kosten verbonden aan het opleggen van een sanctie en variabele kosten, die verbonden zijn aan de duur van de sanctie. Daarbij richten we ons op de kosten die afhangen van de uitspraak van de rechter. De kosten voorafgaand aan de uitspraak, bijvoorbeeld kosten van opsporing en vervolging, zijn zogenoemde ‘sunk costs’, kosten die niet meer worden beïnvloed door de uitspraak van de rechter. We kijken daarom alleen naar de kosten die voortvloeien uit de uitspraak van de rechter. Meer specifiek kijken we dan naar het verschil tussen de kosten die ontstaan indien de rechter gevangenisstraf tot zes maanden oplegt en de kosten die ontstaan indien de rechter taakstraf oplegt. Om praktische redenen beperken we ons hier tot de kosten van de tenuitvoerlegging van strafrechtelijke sancties. Verderop in deze bijdrage staan we kort stil bij het belang van andere kosten.
  De vaste kosten van het opleggen van een korte gevangenisstraf duiden we aan met K_g. De variabele kosten nemen toe met de lengte van de opgelegde gevangenisstraf. Meer specifiek bestaan de variabele kosten uit het aantal dagen opgelegde gevangenisstraf (D_g) maal de kosten per dag (C_g). Bij de bepaling van de kosten van het opleggen van een korte gevangenisstraf is het zaak ook rekening te houden met recidive na een korte gevangenisstraf. Deze duiden we aan met q_g. Hoe hoger de recidive, des te hoger de kosten verbonden aan het opleggen van een korte gevangenisstraf. De gemiddelde kosten van het opleggen van een korte gevangenisstraf zijn dan gelijk aan:

  GK_g = (1 + q_g) x (D_g x C_g + K_g) (1)

  Op analoge wijze zijn de gemiddelde kosten van het opleggen van een taakstraf te schrijven als:

  GK_t = (1 + q_t) x (D_t x C_t + K_t) (2)

  Tabel 1 geeft een overzicht van de verschillende kosten.⁵x Bij de berekening van de gemiddelde kosten voor gevangenisstraf (vergelijking 1) en taakstraf (vergelijking 2) wordt de aanname gemaakt dat eventuele recidive na beide straftypen op gelijke wijze wordt bestraft. Voor zover herhalingscriminaliteit na gevangenisstraf onder het huidige beleid wordt bestraft met een taakstraf, overschatten we hiermee GK_g en in het verlengde daarvan de prijs van vergelding P_r. Omdat straftoemetingsonderzoek laat zien dat eerder opgelegde gevangenisstraf een belangrijke voorspeller is voor toekomstige gevangenisstraf (Wermink et al., 2015) en het in onze berekening bovendien herhalingscriminaliteit binnen twaalf maanden na de initiële gevangenisstraf betreft, lijkt ons het risico op overschatting als gevolg van de betreffende aanname in de hier uitgevoerde berekeningen gering. In vergelijking 1 is D_g gebaseerd op de gemiddelde duur van alle opgelegde korte gevangenisstraffen. Voor zover recidivisten langer gestraft worden dan first offenders onderschat vergelijking 1 daarom GK_g en daarmee P_r.

  Tabel 1 Kostenoverzicht

  	Gevangenisstraf	Taakstraf
  Vaste kosten per sanctie	Kg	Kt
  Variabele kosten per sanctie	Dg x Cg	Dt x Ct
  Recidive na sanctie	qg	qt
  Gemiddelde kosten	(1 + qg) x (Dg x Cg + Kg)	(1 + qt) x (Dt x Ct + Kt)

  Onder de (verderop te toetsen) veronderstelling dat de gemiddelde kosten van het opleggen van een korte gevangenisstraf hoger zijn dan de gemiddelde kosten van het opleggen van een equivalente taakstraf geldt dat de prijs hoger wordt naarmate er meer korte gevangenisstraffen worden opgelegd. Het aantal opgelegde gevangenisstraffen tot zes maanden noemen we V_g (daarbij staat ‘V’ voor volume). De prijs van vergelding kan als volgt worden berekend:

  P_r = V_g x (GK_g – GK_t) (3)

  Om de prijs van vergelding te kunnen berekenen, stellen we de volgende hypothetische vraag: stel dat alle gevangenisstraffen tot zes maanden zouden worden vervangen door equivalente taakstraffen, welke kostenbesparing wordt daarmee dan gerealiseerd? Om die vraag te kunnen beantwoorden, moeten we een aantal zaken in beeld brengen.
  Ten eerste moeten we weten wat de relatie is tussen D_g en D_t, dat wil zeggen: hoeveel dagen taakstraf zijn equivalent aan een dag gevangenisstraf? We introduceren hiertoe een omrekensleutel m, die aangeeft met welke factor we het aantal dagen gevangenisstraf moeten vermenigvuldigen om een equivalente taakstraf te krijgen. We gebruiken hiervoor drie verschillende benaderingswijzen. De eerste is gebaseerd op de Oriëntatiepunten voor straftoemeting en LOVS-afspraken,⁶x Zie www.rechtspraak.nl/SiteCollectionDocuments/Orientatiepunten-en-afspraken-LOVS.pdf. de tweede op opvattingen van burgers over straffen, en de derde op opvattingen van gestraften. Verderop in deze bijdrage gaan we in op de hoogte van de omrekensleutel.

  D_t = m x D_g (4)

  Ten tweede moeten we weten hoe de recidive na korte gevangenisstraf zich verhoudt tot de recidive na taakstraf. We introduceren een factor β₁ die aangeeft hoe hoog de recidive na korte gevangenisstraf is in vergelijking met een taakstraf. De vraag hoe hoog β₁ in werkelijkheid is, is een empirische vraag. Indien β₁ positief is, zou dat betekenen dat de recidive na korte gevangenisstraf hoger is dan de recidive na een taakstraf. Hierna gaan we in op de vraag hoe groot β₁ is.

  β₁ = q_g – q_t (5)

  Ten derde moeten we de hoogte van de verschillende onderscheiden kostencomponenten kennen. Dat zijn, in beginsel, administratieve gegevens. Deze worden in de volgende paragraaf in beeld gebracht.
  De prijs van vergelding (P_r) kan op basis van de vorige vergelijkingen als volgt worden berekend:

  P_r = V_g x {(1 + q_g) x (D_g x C_g + K_g) – (1 + q_g – β₁) x (m x D_g x C_t + K_t)} (6)

  De term tussen accolades geeft aan in welke mate de kosten van een korte gevangenisstraf boven de kosten van een equivalente taakstraf liggen. Door dit te vermenigvuldigen met het aantal korte gevangenisstraffen (V_g) vinden we welke kostenbesparing zou kunnen worden bereikt door de korte gevangenisstraffen om te zetten in taakstraffen.⁷x We berekenen met andere woorden de partiële prijs van vergelding, namelijk de prijs die betaald wordt voor het opleggen van gevangenisstraffen tot zes maanden, en doen geen uitspraken over de prijs die de samenleving betaalt voor vergelding in het geval van gevangenisstraffen langer dan zes maanden. Verderop in deze bijdrage bepalen we P_r, gebruikmakend van de volumestatistieken in onze WODC-data (V_g, q_g, D_g) in de volgende paragraaf, de geschatte ­effecten van korte gevangenisstraffen op recidive (β₁) in deze paragraaf en de parameterwaarden voor kosten (m, K_g, C_g, K_t, C_t) in de volgende paragraaf.

• De invloed van korte gevangenisstraffen op recidive

  Life After Release-data

  Voor het schatten van de invloeden van korte gevangenisstraffen op recidive ­maken we gebruik van gegevens van de Life After Release-data, een nationaal longitudinaal onderzoek naar de invloed van strafrechtelijke interventies op de verdere ­levensloop (Wermink & Blokland, 2019), waarvoor data beschikbaar zijn gesteld door het Wetenschappelijk Onderzoek- en Documentatiecentrum (WODC). Deze data bevatten gedetailleerde informatie betreffende het delict (type delict, aantal geregistreerde feiten in de uitgangszaak, maximale strafdreiging), de verdachte (geslacht, leeftijd, herkomstland), het sanctieverleden van de verdachte (eerdere gevangenisstraffen, eerdere taakstraffen, eerdere geldboetes) en de afdoening van de uitgangszaak (opgelegde straf, locatie rechtbank, geanonimiseerde identificatiecode van de betrokken rechter). De data zijn integraal beschikbaar voor de jaren 2012 tot en met 2018.
  Voor onze analyse selecteren we alle personen die in 2012 in Nederland in eerste aanleg onherroepelijk zijn veroordeeld en van wie de volledige strafbladen beschikbaar gesteld zijn. Door de keuze voor het selecteren van alle personen in 2012 kunnen we personen tot maximaal zes jaar na veroordeling volgen. Hoewel we in deze bijdrage focussen op recidive binnen twaalf maanden van de veroordeling, analyseren Wermink en collega’s (2021) recidive tot vijf jaar na veroordeling. Ongeacht de tijdsspanne zijn de belangrijkste conclusies echter hetzelfde. Behalve algemene prijsstijgingen (waar we in de analyse voor corrigeren) hebben zich geen belangrijke veranderingen voorgedaan in de periode 2012-2022 die onze analyses anno 2022 irrelevant zouden maken. In tabel 1 zien we dat de samenstelling van het type straffen redelijk constant is in de periode 2012-2020. Wel is in de periode 2012-2022 de (politieke) roep om zwaarder te straffen toegenomen, wat de noodzaak om de prijs van vergelding inzichtelijk te maken alleen maar verder versterkt.
  In totaal zijn er 61.129 personen beschikbaar in onze data in 2012. Om de vergelijkbaarheid tussen zaken op voorhand te vergroten en enkel zaken met volledige informatie te gebruiken, selecteren we zaken van verdachten tussen de 18 en 50 jaar, die werden afgedaan door een politierechter, met gevangenisstraffen korter dan zes maanden en zonder ontbrekende informatie. De analyses in de onderhavige studie hebben betrekking op de tot (deels) onvoorwaardelijke gevangenisstraf veroordeelden die de experimentele groep vormen en de tot taakstraf veroordeelden die de controlegroep vormen. In tegenstelling tot Wermink en collega’s (2022) nemen we geen andersoortige veroordelingen mee als zwaarst opgelegde hoofdstraf, zoals boetes en voorwaardelijke gevangenisstraffen.⁸x De hiërarchie voor de verschillende strafsoorten is gebaseerd op de indeling door het WODC en loopt van zwaarst naar minder zwaar (d.w.z. onvoorwaardelijke gevangenisstraf, voorwaardelijke gevangenisstraf, taakstraf, geldboete). Als er combinaties van straffen zijn opgelegd, wordt de straf hoger in de hiërarchie geselecteerd. Het beperken van de controlegroep tot taakgestraften verheldert de gemaakte vergelijking tussen (de kosten van) korte gevangenisstraffen en taakstraffen, maar leidt, vergeleken met een IV-model waarin alle mogelijke straffen worden meegenomen (Wermink et al., 2022), overigens niet tot grote veranderingen in de geschatte β₁. Na bovenstaande selecties houden we 22.793 personen over, van wie 6.029 tot gevangenisstraf veroordeelden en 16.764 tot taakstraf veroordeelden. We vinden geen grote statistische verschillen in achtergrondvariabelen tussen deze twee groepen, behalve in het type delict, het sanctieverleden en het herkomstland van de veroordeelde. In de groep gevangenisgestraften zien we in vergelijking met de groep taakgestraften veel diefstal, een groter aantal eerdere strafzaken en gevangenisstraffen, en meer personen uit een herkomstland anders dan Nederland. Voor details met betrekking tot achtergrondkenmerken verwijzen we naar de onderliggende Engelstalige paper van Wermink en collega’s (2021).
  De uitkomstvariabele in dit deel van onze analyse is recidive na de straf. Alle registraties van strafbare feiten na de uitgangszaak worden beschouwd als recidive, mits ze eindigden in een veroordeling, OM-transactie, strafbeschikking of beleidssepot, waardoor geregistreerde feiten die eindigden in een ontslag van rechtsvervolging, vrijspraak of technisch sepot niet meetellen. We focussen op recidive­frequentie voor een periode van een jaar na veroordeling (taakgestraften) en nadat gevangenisgestraften zijn vrijgekomen. Naast het totaal aan recidive splitsen we recidive uit naar het type delict, waaronder vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten. Recidivefrequentie in deze uitsplitsing naar typen delicten neemt alleen recidive mee als het om hetzelfde type delict gaat. Voor nadere details met betrekking tot de uitkomstvariabele verwijzen we naar Wermink en collega’s (2022).

  Instrumentele Variabele-analyse

  In ons raamwerk is het noodzakelijk om te weten tot hoeveel extra recidive korte gevangenisstraffen leiden ten opzichte van taakstraffen (zie β₁ in vergelijking 5). Om dit effect te bepalen kan er niet zonder meer gekeken worden naar de gemiddelde uitkomsten van personen met een taakstraf en met een korte gevangenisstraf. Immers, er zijn allerlei geobserveerde en niet-geobserveerde karakteristieken waardoor iemand met een korte gevangenisstraf afwijkt van iemand met een taakstraf, met als gevolg dat het verschil in recidive tussen gevangenisgestraften en taakgestraften niet enkel kan worden toegewezen aan het verschil in de ondergane straf.
  Om te bepalen in welke mate korte gevangenisstraf tot een hogere recidive leidt dan taakstraf, bouwen we voort op eerdere criminologische studies, zoals Aizer en Doyle (2015), Harding en collega’s (2017), Kling (2006) en Loeffler (2013), die gebruikmaken van de Instrumentele Variabele (IV)-methode. De IV-methode corrigeert voor verschillen in geobserveerde en niet-geobserveerde karakteristieken van veroordeelden en de door hen begane strafbare feiten, om zodoende het effect van een korte gevangenisstraf ten opzichte van een taakstraf zuiver te kunnen schatten. Deze methode gebruikt hiervoor een ‘instrument’, dat wil zeggen een externe variabele, die aan drie assumpties dient te voldoen. Ten eerste moet het instrument voldoende sterk zijn om te verklaren welke overtreders een gevangenisstraf en welke een taakstraf krijgen opgelegd (d.w.z. relevantie van het instrument). Ten tweede mag het instrument niet gecorreleerd zijn aan de uitkomst van recidive anders dan via de opgelegde straf (d.w.z. validiteit van het instrument). Ten derde mogen er geen variabelen zijn die zowel de kans op toewijzing van een strafzaak aan een bepaalde rechter als de kans op herhaald crimineel gedrag van de veroordeelde beïnvloeden (d.w.z. onafhankelijkheid van het instrument). Om tot een instrument te komen dat aan alle assumpties voldoet, gebruiken we, net als Wermink en collega’s (2022), de aselecte toewijzing van rechters aan strafzaken. Meer specifiek gebruiken we politierechters die in 2012 een straf hebben opgelegd in eerste aanleg. In Nederland worden nieuwe zaken op willekeurige wijze toegewezen aan verschillende rechters op basis van zittingsroosters en niet op basis van kenmerken van de zaak of de verdachte. De discretionaire ruimte van rechters en hun persoonlijke voorkeuren voor wat betreft punitiviteit zorgen voor variatie in de door hen opgelegde straffen, oftewel de relevantie van het instrument. Omdat de relevantie van het instrument voldoende sterk moet zijn om aan de assumpties van de IV te voldoen, gebruiken wij de zogenoemde judge stringency measure, een maat voor de ‘strengheid’ of straftoemetingspreferentie van een rechter, die werd gedefinieerd als de proportie bewezen verklaarde zaken waarin een bepaalde rechter een gevangenisstraf oplegde.⁹x Hiermee voorkomen we het probleem van many weak instruments (zie bijv. Chao & Swanson, 2005). We bepalen de judge stringency measure middels de leave-out-mean-methode, zoals gebruikt in o.a. Bhuller en collega’s (2020), Dahl en collega’s (2014) en Dobbie en collega’s (2018).
  De assumptie ten aanzien van relevantie van het instrument is empirisch toetsbaar en de assumptie van onafhankelijkheid kan empirisch aannemelijk gemaakt worden. Wermink en collega’s (2022) laten empirisch zien dat het gebruikte instrument sterk genoeg is om de keuze van een rechter voor een korte gevangenisstraf of taakstraf te verklaren, en daarmee voldoet aan de assumptie van relevantie. Daarnaast laten zij middels een ‘balance test’ empirisch zien dat de toewijzing van rechters aan cases aselect kan worden verondersteld en daarmee tegemoetkomt aan de assumptie van onafhankelijkheid.¹⁰x In deze balance test werden sociaal-demografische kernmerken van de gestrafte opgenomen (d.w.z. leeftijd, geslacht, afkomst), proceskenmerken (d.w.z. aantal strafbare feiten in de uitgangszaak, zwaarte van het delict), criminele geschiedeniskenmerken (d.w.z. aantal eerdere veroordelingen, gevangenisstraffen, taakstraffen, boetes) en het type delict, waar zestien verschillende delicttypen werden onderscheiden. Aangezien zaken willekeurig worden verdeeld binnen rechtbanken en de kans op een onvoorwaardelijke gevangenisstraf verschilt tussen rechtbanken in onze data, wordt de locatie van de rechtbank verder in alle modellen opgenomen als fixed effect. De derde assumptie ten aanzien van validiteit is empirisch niet toetsbaar, maar recent onderzoek naar bijvoorbeeld het effect van door veroordeelden ervaren procedurele rechtvaardigheid op recidive suggereert dat het handelen van de rechter herhaald crimineel gedrag van de veroordeelde enkel beïnvloedt door de strafoplegging. Zo vonden Yasrebi-de Kom en collega’s (2022) dat het effect van strafzwaarte op herhaald crimineel gedrag in de zes maanden na vrijlating niet afhankelijk was van of de veroordeelden zich rechtvaardig of onrechtvaardig behandeld voelden door de rechter. Wel vonden deze ­auteurs een effect van procedurele rechtvaardigheid op door gevangenispersoneel geregistreerde misdragingen tijdens het verblijf in de gevangenis. Als verklaring voor hun bevindingen wijzen zij op de mogelijkheid dat de eventuele gedragsveranderende effecten van procedurele (on)rechtvaardigheid zich enkel op zeer korte termijn manifesteren, maar geen langdurig effect sorteren (Yasrebi-de Kom et al., 2022, p. 214).¹¹x Yasrebi-de Kom en collega’s (2022) vinden overigens wel een significante interactie tussen procedurele rechtvaardigheid en ervaren strafzwaarte voor de groep die voor het eerst met een gevangenisstraf gestraft wordt. Wermink en collega’s (2022) vinden daarentegen dat hoewel korte gevangenisstraffen in vergelijking met niet-vrijheidsstraffen in beide groepen leiden tot verhoogde recidive, dit effect juist minder groot is voor de eerst-gevangenisgestraften. Daarmee lijkt ook de aanname rond validiteit van het hier gekozen instrument stand te houden. Wermink en collega’s (2022) voeren ook nog een check uit voor eventuele problemen met de monotonicity in de preferenties van rechters. Monotonicity houdt in dat er geen personen zijn die veroordeeld worden tot gevangenisstraf door een minder strenge rechter, die niet ook veroordeeld zouden zijn tot gevangenisstraf door een strengere rechter, en andersom, dat er geen personen zijn die een taakstraf krijgen van een strengere rechter, die niet ook tot een taakstraf zouden zijn veroordeeld door een minder strenge rechter. De uitkomst van de test voorgesteld door Mueller-Smith (2012, 2015) laat zien dat er geen grote vertekeningen optreden als gevolg van afwijkingen in monotonicity in de huidige data en ondersteunt daarmee een causale interpretatie van de gevonden effecten.¹²x De uitkomsten van deze gevoeligheidsanalyses wijken enigszins af van die van Wermink en collega’s (2022). Wermink en collega’s (2022) vergelijken gevangenisstraffen met alle andere niet-vrijheidsbenemende straffen, naast taakstraffen bijv. ook geldboetes. In de huidige bijdrage worden gevangenisstraffen alleen vergeleken met taakstraffen, andere typen straffen zijn verwijderd uit de huidige steekproef. De conclusie aangaande de causale interpretatie van de gevonden effecten blijft echter gelijk.
  Het causale effect dat we schatten middels de IV dient strikt genomen geïnterpreteerd te worden als een Local Average Treatment Effect (LATE): het geschatte effect onder de compliers – degenen voor wie de keuze taakstraf/korte gevangenisstraf wordt bepaald door welke rechter hun zaak behandelt. In onze berekening van de prijs van vergelding generaliseren we het LATE echter naar het gemiddelde effect in de totale populatie (ATE). Het LATE en het ATE benaderen elkaar wanneer het percentage compliers in de populatie hoog is. Dit blijkt hier het geval. Ten eerste blijkt dat voor zover we op basis van de ons beschikbare data kunnen nagaan, iedereen die gevangenisstraf kreeg opgelegd die straf ook daadwerkelijk heeft ondergaan. Dit geldt voor de overgrote meerderheid van de taakgestraften: in 2012 werd 86 procent van de taakstraffen succesvol afgerond (Kalidien, 2013). Bovendien resulteert het niet-succesvol afronden van de taakstraf lang niet altijd in vervangende opsluiting. Verder blijkt de region of common support voor gevangenis­gestraften en taakgestraften vrijwel 100 procent. Dit betekent dat voor vrijwel elke waarde van de propensity score – hier: de kans op gevangenisstraf – er personen in onze data zijn die daadwerkelijk gevangenisstraf kregen, maar er ook personen zijn die in werkelijkheid een taakstraf kregen opgelegd. Er blijken derhalve geen (combinaties van) geobserveerde persoons- en delictskenmerken te zijn die te allen tijde – dus ongeacht de rechter die men treft – leiden tot een bepaald type straf.¹³x Er zijn, om in econometrische termen te blijven, vrijwel geen never takers of always takers. Dit suggereert een groot aandeel compliers en daarmee de vergelijkbaarheid van LATE en ATE.
  Naast het totaal aan delicten maken wij in onze analyses een verdere uitsplitsing naar drie typen delicten, namelijk vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten. Deze uitsplitsing geeft ons extra informatie ten opzichte van het totaal, aangezien de aanleiding voor het plegen van een delict per type anders kan zijn. Zo zijn vermogensdelicten veelal meer rationeel van aard (een afweging van kosten en baten) dan geweldsdelicten (die in een opwelling kunnen plaatsvinden) (Felson, 2009).
  In tabel 2 tonen we de schattingsresultaten voor de factor β₁ (dummy voor gevangenisstraf) uit vergelijking (5), dat wil zeggen de ‘second-stage’. Deze coëfficiënt geeft aan hoe hoog de recidive na een korte gevangenisstraf is in vergelijking met die na een taakstraf. De ‘first-stage’ resultaten zijn voor iedere regressie in tabel 2 hetzelfde (en daarom niet gerapporteerd in de tabel): een toename van punitiviteit van 0,1 op een schaal van 0 tot en met 1 leidt tot een 0,05 grotere kans op een gevangenisstraf. Dit effect is significant en het instrument is zeer sterk (F-waarde groter dan 100). Daarmee lijkt de relevantie van het instrument voldoende sterk. Voor het totaal aan delicten vinden we dat korte gevangenisstraffen gemiddeld leiden tot 0,80 meer recidive in het daaropvolgende jaar, dat wil zeggen dat een ­gemiddelde persoon die een gevangenisstraf tot zes maanden krijgt opgelegd in plaats van een taakstraf geneigd is om 0,80 keer vaker te recidiveren in het jaar na de opgelegde straf. In deze bijdrage gaan we alleen in op kortetermijneffecten tot een jaar na de opgelegde straf. Wermink en collega’s (2022) schatten ook effecten voor drie en vijf jaar na de opgelegde straf. Hoewel de invloed van korte gevangenisstraffen op recidive in absolute aantallen logischerwijs groter is na drie en vijf jaar, is de relatieve toename in recidive door gevangenisstraffen het grootst in het eerste jaar. Tabel 2 toont niet alleen de schattingsresultaten voor het totaal aan recidive, maar ook de schattingsresultaten uitgesplitst naar vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten. Bij een uitsplitsing naar de verschillende ­typen delicten vinden we dat de toename in recidive door korte gevangenisstraffen in plaats van taakstraffen 0,56, 0,00 en 0,12 is voor respectievelijk vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten. Het effect van 0,00 bij geweldsdelicten wijkt niet significant af van nul, zodat we concluderen dat korte gevangenisstraffen en taakstraffen geen verschillende invloed hebben op geweldsrecidive. Een mogelijke verklaring voor de relatief grote effecten bij vermogensdelicten ten opzichte van gewelds- en overige delicten is dat vermogensdelicten wellicht meer rationeel van aard zijn en veeleer minder in een opwelling plaatsvinden.
  In tabel 2 is ook te zien dat de som van geschatte effecten van vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten kleiner is dan het totale effect. De verklaring hiervoor is dat recidive zich niet altijd beperkt tot hetzelfde delicttype als het uitgangsdelict. Belangrijk is verder nogmaals te vermelden dat deze resultaten alleen van toepassing zijn op onze selectie van relatief korte gevangenisstraffen (tot zes maanden). We kunnen op basis van onze analyses geen uitspraken doen over het effect van gevangenisstraffen die langer zijn dan dat.

  Tabel 2 Schattingen van het effect van gevangenisstraf op recidive (β₁) binnen 12 maanden middels IV

  	Totaal	Vermogen	Geweld	Overig
  Second-stage
  Gevangenisstraf	0,80***	0,56***	0,00	0,12***
  	(0,12)	(0,07)	(0,04)	(0,04)
  First-stage
  Punitiviteit rechter	0,52***	0,52***	0,52***	0,52***
  	(0,01)	(0,01)	(0,01)	(0,01)
  F-stat	1.223,60	1.223,60	1.223,60	1.223,60
  Obs.	22.647	22.647	22.647	22.647

  NB In de modellen wordt rekening gehouden met dader-, zaak- en criminele-geschiedeniskenmerken, 16 delicttypen en 11 districtspecifieke effecten; SE’s tussen haakjes; *** p<0,001; ** p<0,01; * p<0,05.

• Parameters van het raamwerk

  Parameters van recidive

  Naast het schatten van de invloed van korte gevangenisstraffen op recidive (β₁) stellen de data ons ook in staat om inzicht te krijgen in andere benodigde parameters in het raamwerk voor het beprijzen van vergelding. In tabel 3 presenteren we het gemiddelde aantal keer dat iemand met een korte gevangenisstraf recidiveert (q_g), de gemiddelde lengte van een gevangenisstraf in dagen (D_g) en de gemiddelde lengte van een taakstraf in dagen (D_t). Als laatste gebruiken we aan Criminaliteit en rechtshandhaving 2019 ontleende data over het totaal aantal in 2012 opgelegde ­gevangenisstraffen tot zes maanden (V_g).¹⁴x Meijer en collega’s (2020, tabel 6.9) laten zien dat er in 2012 in totaal 18.735 gevangenisstraffen korter dan zes maanden zijn opgelegd. Alle statistieken hebben betrekking op het jaar 2012. Alle parameters zijn uitgesplitst naar het totaal van delicten, vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten.¹⁵x De door ons gebruikte WODC-data maken het mogelijk te bepalen welk deel van de straffen betrekking heeft op vermogensdelicten, geweld en overige delicten (59,06 procent, 14,30 procent resp. 26,64 procent). Met uitzondering van de kosten van gevangenisstraffen en taakstraffen en de omrekensleutel m hebben we nu inzicht in alle parameters van vergelijking 6.

  Tabel 3 Parameters van recidive per type delict

  Parameter	Beschrijving	Totaal	Vermogen	Geweld	Overig	Bron
  		Gemiddelde	Gemiddelde	Gemiddelde	Gemiddelde
  β 1	Effect gevangenisstraffen op recidive	0,80	0,56	0,00ns	0,12	WODC-data
  qg	Recidive na gevangenisstraf (aantal)	1,17	0,68	0,15	0,26	WODC-data
  Dg	Gemiddelde lengte gevangenisstraf (dagen)	46,11	38,02	47,47	63,30	WODC-data
  Vg	Opgelegde gevangenisstraffen korter dan 6 maanden (aantal, 2012)	18.735	11.064	2.679	4.991	WODC-data

  NB ns is niet-significant en gelijk aan nul in de simulaties.

  Directe vaste en variabele kosten van taak- en gevangenisstraffen

  Het raamwerk voor het beprijzen van vergelding maakt gebruik van vier typen kosten: de vaste kosten per sanctie voor gevangenisstraffen, de vaste kosten per sanctie voor taakstraffen, de variabele kosten per dag voor gevangenisstraffen en de variabele kosten per dag voor taakstraffen. In onze bijdrage nemen we alleen de directe kosten mee. Indirecte kosten, zoals kosten voor re-integratie en sociale ­zekerheid, worden in deze bijdrage niet meegenomen. Daardoor kan de door ons ­berekende prijs van vergelding geïnterpreteerd worden als een ondergrens. Bij het meenemen van indirecte kosten is het waarschijnlijk dat de prijs van vergelding hoger uitvalt (zie hiervoor Wermink et al., 2021). De kosten voorafgaand aan de sanctie nemen we als gegeven, omdat we de prijs van vergelding bepalen aan de hand van de door rechters opgelegde sancties.
  De directe kosten van gevangenisstraffen en taakstraffen die we gebruiken in de analyse zijn afkomstig uit het financieel jaarverslag van het Ministerie van Justitie en Veiligheid (2014). Het ministerie rapporteert zowel de directe kosten per veroordeling als de directe kosten per dag. In 2012 bedragen de eenmalige kosten per veroordeling tot een gevangenisstraf 66,97 euro.¹⁶x Ministerie van Justitie en Veiligheid, 2014, tabel 10.3.16. Deze kosten zijn 34,75 euro voor een taakstraf.¹⁷x Ministerie van Justitie en Veiligheid, 2014, tabel 10.3.16. Het verschil in kosten wordt verklaard door het verschil in benodigde coördinatie uitgevoerd door het CJIB.
  De variabele kosten per dag zijn gebaseerd op berekeningen van de Dienst Justi­tiële Inrichtingen (DJI). Deze kosten zijn gerelateerd aan dagelijkse kosten van personeel, goederen en diensten die nodig zijn voor de uitvoering van een straf. DJI rapporteert dat de dagelijkse kosten van een gevangenisstraf 259 euro per dag zijn.¹⁸x Ministerie van Justitie en Veiligheid, 2014, tabel 10.1.14. De dagelijkse kosten voor een taakstraf zijn met 72,56 euro per dag substantieel lager.¹⁹x Ruiter en collega’s (2011) berekenen de dagelijkse kosten aan taakstraffen en gevangenisstraffen op respectievelijk 65 euro en 230 euro voor 2010. Dit is een klein verschil met de dagelijkse kosten van gevangenisstraffen van 259 euro per dag uit de officiële DJI-statistieken. DJI geeft helaas geen officiële kosten voor een dag taakstraf. Daarom gebruiken we voor de gevangenisstraf de officiële DJI-statistiek van 259 euro per dag en gebruiken we Ruiter en collega’s (2011) voor de dagelijkse kosten van taakstraffen. Deze 65 euro is echter gebaseerd op 2010. We nemen aan dat de kostprijs van taakstraffen even hard is gegroeid als de kostprijs van gevangenisstraffen tussen 2010 en 2012. In 2010 rapporteert het DJI dagelijkse kosten van 232 euro. Daarmee berekenen wij de kosten per dag van taakstraffen in 2012: (259/232) × 65 = 72,56 euro. Voor het gemak nemen we aan dat de kosten voor gevangenisstraffen en taakstraffen niet onderhevig zijn aan economische schaalvoordelen. In de praktijk kunnen de kosten per straf uiteraard stijgen of dalen met het aantal opgelegde straffen en worden kosten daarmee (deels) endogeen bepaald door het aantal opgelegde straffen. In tabel 4 zetten we de directe kosten van gevangenisstraffen en taakstraffen op een rijtje.

  Tabel 4 Kostenoverzicht (in 2012 in euro)

  	Gevangenisstraf	Taakstraf
  Vaste kosten per sanctie	66,97	34,75
  Variabele kosten per sanctie	Dg x 259,00	Dt x 72,56

  Ondanks de kritiek dat criminologisch onderzoek kosten vaak in beperkte mate meeneemt (Van Velthoven, 2008), nemen we in onze analyse alleen directe kosten van gevangenisstraffen en taakstraffen mee en laten we indirecte kosten buiten beschouwing. Zo nemen we in onze berekeningen bijvoorbeeld geen kosten ten aanzien van re-integratie en sociale zekerheid mee. Op basis van Wermink en collega’s (2013) veronderstellen we dat de besparingen door korte gevangenisstraffen verwaarloosbaar zijn, omdat er geen duidelijk insluitingseffect gevonden wordt in Nederland. Daarnaast nemen we aan dat de kosten die verbonden zijn aan onvoltooide taakstraffen verwaarloosbaar zijn, omdat in de meeste zaken de niet-afgeronde uren niet worden omgezet in een gevangenisstraf. Ook eventuele positieve effecten van taakstraffen op de samenleving, zoals het leveren van een productieve bijdrage, laten we voor het gemak buiten beschouwing. Wermink en collega’s (2021) staan uitgebreider stil bij de implicaties van deze keuzes voor de prijs van vergelding. De auteurs suggereren dat het meenemen van alleen directe kosten hoogstwaarschijnlijk leidt tot een onderschatting van de prijs van vergelding, en dat deze prijs almaar hoger wordt naarmate er meerdere typen kosten worden meegenomen. Zo zijn voor bovengenoemde kostenposten de indirecte kosten van korte gevangenisstraffen (veel) groter dan voor taakstraffen. Om een beeld te schetsen van hoe gevoelig onze prijs van vergelding is voor keuzes rondom het meenemen van kosten, doen we verderop in deze bijdrage een gevoeligheidsanalyse.

  De omrekensleutel

  De omrekensleutel m in vergelijking 4 geeft aan hoe korte gevangenisstraffen moeten worden omgezet in equivalente taakstraffen. De vraag hoe die omrekensleutel vastgesteld moet worden, kan op verschillende wijzen worden benaderd.
  Een eerste benaderingswijze kan worden gevonden door aan te knopen bij artikel 22d van het Wetboek van Strafrecht (Sr). Dit artikel gaat over de vraag hoe taakstraffen kunnen worden omgezet in vervangende vrijheidsstraf. Deze omzetting is nader uitgewerkt in de Oriëntatiepunten voor straftoemeting en LOVS-afspraken. De kern daarvan is dat twee uur taakstraf gelijkstaat aan een dag vervangende gevangenisstraf. Het is echter nog maar de vraag of de wetgever een dag gevangenisstraf en twee uur taakstraf als even punitieve straffen beschouwt. Vermoedelijk is de omzetting van twee uur taakstraf in een dag vervangende gevangenisstraf ook bedoeld als prikkel om de taakstraf daadwerkelijk uit te voeren. Wellicht is er in deze omzetting bewust een extra punitief element toegevoegd. In die zin zijn twee uur taakstraf en een dag hechtenis niet equivalent.
  Een tweede benaderingswijze is te vinden in onderzoek naar opvattingen die burgers hebben over straffen. Opinieonderzoek wijst erop dat burgers twee uur taakstraf niet equivalent vinden aan een dag hechtenis. Onderzoek wijst er veeleer op dat een dag taakstraf gelijkstaat aan een dag gevangenisstraf (Ruiter & Tolsma, 2010; Van Wingerden & Wermink, 2017).
  Een derde benaderingswijze neemt opvattingen van gestraften als uitgangpunt. Meer specifiek is de vraag: hoeveel uur taakstraf levert eenzelfde nadeel op als een dag gevangenisstraf? Zoals aangegeven door Van Velthoven (2017, p. 87) leidt zowel een dag taakstraf als een dag vrijheidsstraf tot de onmogelijkheid om die dag een regulier inkomen te verdienen. Zo bezien zou een dag vrijheidsstraf (ten minste) gelijk zijn aan acht uur taakstraf. Als daarbij dan verder nog het extra ongemak van een gevangenisstraf wordt verdisconteerd, beïnvloedt dat de omrekensleutel nog verder. In Van Velthovens taxatie staat een dag gevangenisstraf eerder gelijk aan zestien uur taakstraf. Van Tulder (2017) heeft onderzoek gedaan naar de vraag hoeveel uur taakstraf volgens veroordeelden gelijkstaat aan een dag vrijheidsstraf. Dat heeft hij gedaan door te analyseren tegen welke straffen veroordeelden in beroep gaan. Hij komt tot de conclusie dat voor veroordeelden een dag vrijheidsstraf gelijkstaat aan 26 uur taakstraf.
  Het antwoord op de vraag welke benaderingswijze de meest passende is, hangt af van het doel van de exercitie. Wie primair geïnteresseerd is in de preventieve werking van sancties komt uit bij de derde benaderingswijze. Om eenzelfde preventieve werking te hebben moeten gestraften sancties als equivalent beschouwen. Dat is echter niet het doel van deze bijdrage. Het gaat ons om sancties die in de samenleving in termen van vergelding als gelijkwaardig worden gezien. Voor ons is het beter aan te knopen bij de zienswijze van de wetgever of burgers. Bij de berekening van de prijs van vergelding gaan we in eerste instantie uit van m=1. Om na te gaan hoe gevoelig de prijs van vergelding is voor m, kijken we hieronder naar waarden tussen de 0,25 en de 1.

• De prijs van vergelding

  De gesimuleerde prijs van vergelding

  In tabel 5 presenteren we de waarden van de parameters die benodigd zijn om met behulp van ons raamwerk (zie hiervoor) tot een prijs van vergelding te komen (kolom V_g tot en met C_t). Door deze waarden in te vullen in vergelijking 6 komen we tot de prijs P_r die de samenleving voor vergelding betaalt. Voor het totaal aan delicten vinden we dat de Nederlandse samenleving in 2012 ruim 400 miljoen euro heeft betaald voor vergelding als strafdoel. Om dit bedrag enigszins in perspectief te plaatsen: dit is ongeveer een derde van het budget van DJI in 2012 (1,2 miljard euro).²⁰x Bron: Meijer et al., 2020, tabel 10.7. Per veroordeling V_g betekent dat ruim 21.000 euro. Om dit bedrag minder abstract te maken drukken we dit ook uit in euro’s per belastingbetaler. Met ongeveer 9 miljoen belastingbetalers (T=9 miljoen) betekent ons resultaat dat er in 2012 per belastingbetaler ongeveer 45 euro betaald is voor vergelding door middel van korte gevangenisstraffen.

  Tabel 5 Parameterwaarden en de prijs van vergelding

  Delict	Vg	qg		m	Dg	Kg	Cg	Kt	Ct	Pr	Pr / Vg	Pr / T
  Totaal	18.735	1,17	0,80	1	46,11	66,97	259	34,75	72,56	401.370.572	21.423	45
  Vermogen	11.064	0,68	0,56	1	38,02	66,97	259	34,75	72,56	149.621.134	13.523	17
  Geweld	2.679	0,15	0,00	1	47,47	66,97	259	34,75	72,56	27.352.570	10.210	3
  Overig	4.991	0,26	0,12	1	63,30	66,97	259	34,75	72,56	77.158.464	15460	9

  De hier berekende prijs van vergelding weerspiegelt niet zozeer de voorkeur van de Nederlandse belastingbetaler, maar de daadwerkelijke prijs die op dit moment door Nederlandse burgers voor vergelding wordt betaald. In hoeverre deze prijs overeenkomt met de betalingsbereidheid van de Nederlandse burger is een vraag voor toekomstig onderzoek.
  Dit resultaat is bovendien gebaseerd op recidive en kosten binnen twaalf maanden na een opgelegde straf. Wanneer we naar een termijn van drie of zelfs vijf jaar zouden kijken, dan komen we tot een duidelijk hoger bedrag (zie Wermink et al., 2022). Daarmee is de in deze bijdrage berekende prijs waarschijnlijk een onderschatting van de daadwerkelijke prijs wanneer we verder kijken dan alleen de korte termijn.
  Wanneer we het totaal aan delicten uitsplitsen naar vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten komen we respectievelijk tot 17, 3 en 9 euro per belastingbetaler. Deze bedragen tellen op tot een lager bedrag dan de bovengenoemde 45 euro. Daarvoor zijn verschillende redenen: (1) er zijn minder delicten in absolute aantallen, en (2) de geschatte invloed van gevangenisstraffen op recidive is groter bij het totaal aan delicten, hetgeen het gevolg is van het feit dat veroordeelden met verschillende delicttypen kunnen recidiveren. De prijs van vergelding voor geweldsdelicten is daarnaast relatief laag doordat we voor dit type delicten geen verschillende invloed van korte gevangenisstraffen en taakstraffen op recidive vinden.
  Zoals hiervoor aangegeven, is deze prijs waarschijnlijk de ondergrens, aangezien we in deze analyse alleen directe kosten van straffen meenemen. Indien we meerdere (indirecte) kosten mee zouden nemen, zoals de kosten voor re-integratie en sociale zekerheid, dan zou de ratio van de kosten van taakstraffen ten opzichte van korte gevangenisstraffen ((K_t + D_g * m * C_t) / (K_g + D_g * C_g) < 1) kleiner worden. Wermink en collega’s (2022) geven een uitgebreide gevoeligheidsanalyse van de prijs voor het toevoegen van indirecte kosten gerelateerd aan re-integratie en sociale zekerheid. In de volgende paragraaf laten we zien dat de prijs van vergelding nog steeds positief is in het fictieve geval dat de kosten van taakstraffen hoger zouden zijn dan de kosten van korte gevangenisstraffen: (K_t + D_g * m * C_t) / (K_g + D_g * C_g) > 1.

  Gevoeligheid van de prijs van vergelding voor verschillende parameters

  De resultaten, zoals hiervoor gepresenteerd, zijn afhankelijk van enkele aannames. Het aantal delicten en de invloed van korte gevangenisstraffen op recidive zijn objectief te bepalen met behulp van de administratieve data van het CBS en het WODC. De parameters voor kosten en de omrekensleutel zijn echter meer afhankelijk van keuzes en vatbaar voor discussie. Het is daarom van belang stil te staan bij de vraag hoe gevoelig de raming van de prijs van vergelding is voor de gemaakte aannames. Daarom tonen we in figuur 2 de uitkomsten van de totaalprijs van vergelding in een reeks aan simulaties met verschillende aannames voor de relatieve kosten per dag en de omrekensleutel tussen gevangenisstraffen en taakstraffen. De y-as in figuur 2 toont de prijs van vergelding in miljarden euro’s per jaar.
  De x-as toont verschillende waarden van de omrekensleutel m (dus: de factor waarmee we het aantal dagen gevangenisstraf moeten vermenigvuldigen om een equivalente taakstraf te krijgen). In de berekening hierboven zijn we uitgegaan van m=1. Zoals hiervoor aangegeven, gaan we hier na hoe gevoelig de prijs van vergelding is voor veranderingen in de omrekensleutel. De in figuur 2 getoonde waarden zijn 0≤m≤1.
  De z-as toont verschillende kostenverhoudingen C_t/C_g, waarbij C_t de kosten van een dag taakstraf en C_g de kosten van een dag gevangenisstraf representeren. In de berekening hierboven zijn we uitgegaan van C_t/C_g = 72,56/259 = 0,28. De in figuur 2 getoonde waarden zijn 0≤C_t/C_g≤1,6. Figuur 2 laat zien hoe de prijs van vergelding op de y-as afhangt van de omrekensleutel en de kostenverhoudingen.
  In het basisscenario nemen we alleen directe kosten van gevangenisstraffen en taakstraffen mee. In dat scenario gaan we uit van dagelijkse relatieve kosten van taakstraffen ten opzichte van gevangenisstraffen van 0,28 (tussen 0,2 en 0,8 op de z-as in figuur 2): de dagelijkse kosten van een taakstraf zijn 28 procent van de ­dagelijkse kosten van een gevangenisstraf. Dit is naar alle waarschijnlijkheid een ­onderschatting van de echte kosten wanneer er ook indirecte kosten worden meegenomen, zoals re-integratiekosten en sociale zekerheid. Het is onwaarschijnlijk dat de dagelijkse kosten van gevangenisstraffen kleiner zijn dan die van taakstraffen. In figuur 2 laten we zien dat de totale prijs van vergelding berekend op basis van onze methode bij een gelijkblijvende omrekensleutel toeneemt als de relatieve kosten van gevangenisstraffen groter zijn dan die van taakstraffen. Ongeacht de exacte keuzes die gemaakt worden voor het berekenen van deze kosten, is onze conclusie dat er een positieve prijs wordt betaald voor vergelding. Op deze manier bestaat er geen discussie rondom de meegenomen kosten (zoals aangekaart in Van Velthoven, 2008) en de gevolgen voor onze conclusie: voor iedere aannemelijke verhouding van kosten (z-as: 0<ratio>1) bestaat er een substantiële prijs voor vergelding. Zelfs in een extreem geval waarbij taakstraffen leiden tot hogere kosten, bijvoorbeeld door substantiële no-shows en daaraan verbonden kosten voor de maatschappij, vinden we een positieve prijs voor vergelding.
  Daarnaast gaan we er in onze resultaten van uit dat de omrekensleutel tussen een dag gevangenisstraf en een dag taakstraf gelijk is aan m=1 (punt 1,0 op de x-as in figuur 2), wat betekent dat een dag gevangenisstraf even zwaar telt als een dag taakstraf. Figuur 2 laat zien dat de omrekensleutel, bij gelijkblijvende relatieve kosten tussen gevangenisstraffen en taakstraffen, weliswaar een effect heeft op de hoogte van de prijs van vergelding, maar niet op de conclusie dat er een maatschappelijk prijskaartje zit aan vergelding. Alleen in het uitzonderlijke geval dat de omrekensleutel gelijk is aan 1 en de relatieve dagelijkse kosten van taakstraffen 1,6 keer zo hoog zijn als de dagelijkse kosten voor gevangenisstraffen, komen we tot de conclusie dat er geen positieve prijs betaald wordt voor vergelding. De figuur laat daarnaast zien dat een lagere omrekensleutel een hogere prijs van vergelding impliceert. In onze basisresultaten hierboven zou de prijs van vergelding met ongeveer 65 miljoen euro hoger zijn als we uitgaan van een omrekensleutel van 0,25 (in plaats van 1,0). Onze analyse maakt zichtbaar hoe de prijs van vergelding afhangt van de omrekensleutel. Uiteindelijk is de vaststelling van de omrekensleutel een beleidsmatige keuze die moet worden gemaakt wanneer korte gevangenisstraffen in taakstraffen worden omgezet.

  Prijs van vergelding (y-as, in miljard euro per jaar) voor verschillende conversiesleutels (x-as) en dagelijkse relatieve kosten (z-as)
  

• Conclusie en discussie

  Vergelding kan een belangrijke overweging zijn om korte gevangenisstraffen op te leggen in een juridisch systeem waarin rechters discretionaire ruimte hebben om ook te kiezen voor een taakstraf, en waar gevangenisstraffen als meer punitief beschouwd worden dan taakstraffen. Aan deze vergeldingsoverwegingen zijn echter kosten verbonden, omdat korte gevangenisstraffen in de uitvoering doorgaans ­hogere kosten met zich meebrengen dan taakstraffen. Tot dusver was echter onbekend wat de prijs is die we als samenleving betalen voor vergelding als strafdoel. In deze bijdrage ontwikkelden we een nieuw raamwerk ter bepaling van de prijs van vergelding. Daarbij richten we ons specifiek op korte gevangenisstraffen: straffen tot zes maanden. Het raamwerk maakt gebruik van een combinatie van kosten die toegeschreven kunnen worden aan korte gevangenisstraffen en taakstraffen, statistieken met betrekking tot absolute aantallen van recidive, en het effect van korte gevangenisstraffen op het aantal geregistreerde strafbare feiten binnen een ­periode van een jaar.
  Informatie over de kosten is afkomstig uit officiële documenten van het Ministerie van Justitie en Veiligheid en DJI. Voor de statistieken met betrekking tot recidive en het schatten van het effect van korte gevangenisstraffen op recidive maken we gebruik van unieke microdata van het WODC. In navolging van Wermink en collega’s (2022) gebruiken we deze data om het causale effect van korte gevangenisstraffen op recidive te schatten middels een Instrumentele Variabele (IV)-regressie die gebruikmaakt van de aselecte toewijzing van rechters aan strafzaken. Voortbouwend op Wermink en collega’s (2022) schatten we het effect op het totaal aantal delicten en splitsen we de effecten uit voor vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten. We vinden dat korte gevangenisstraffen tot een hogere recidive leiden dan taakstraffen. Voor het totaal aantal delicten vinden we een toename van 0,80 in absoluut aantal recidive binnen twaalf maanden na de opgelegde straf. Dit is 0,56 voor vermogensdelicten en 0,12 voor overige delicten. We vinden geen significant effect voor geweldsdelicten.
  Tezamen betekenen de kosten en effecten op recidive van korte gevangenisstraffen in ons raamwerk dat de maatschappij een prijs betaalt voor vergelding als strafdoel. Op basis van ons raamwerk voor het beprijzen van vergelding schatten we de jaarlijkse prijs van vergelding op ruim 400 miljoen euro. Dit is ongeveer 45 euro per belastingbetaler per jaar. Voor vermogensdelicten, geweldsdelicten en overige delicten vinden we een jaarlijkse prijs per belastingbetaler van zo’n 17, 3 en 9 euro respectievelijk. Gegeven onze keuze om in deze bijdrage alleen directe kosten mee te nemen en alleen te kijken naar recidive binnen twaalf maanden van de opgelegde straf, is deze prijs waarschijnlijk een onderschatting van de daadwerkelijke prijs die jaarlijks betaald wordt. Met het meenemen van een langere termijn en indirecte kosten, zoals kosten van re-integratie en sociale zekerheid, is de prijs van vergelding meer dan tien keer groter (Wermink et al., 2022).
  Het hier gepresenteerde raamwerk en de interpretatie van de daaruit volgende resultaten berusten op een aantal belangrijke assumpties. De eerste daarvan is dat rechters zich, wanneer zij zich geconfronteerd zien met de keuze tussen het opleggen van een korte gevangenisstraf en een taakstraf, enkel laten leiden door punitiviteitsoverwegingen. Voor zover rechters neigen tot het opleggen van gevangenisstraf omdat zij in de overtuiging verkeren dat hiermee, beter dan met een taakstraf, recidive kan worden voorkomen, of dat van korte gevangenisstraf een sterkere ­generaal preventieve werking uitgaat, reflecteren de hier gevonden verschillen meer dan de prijs van vergelding alleen. Gegeven dat wetenschappelijk onderzoek er herhaaldelijk op heeft gewezen dat niet-vrijheidsbenemende straffen recidive minstens even goed of zelfs beter weten te voorkomen dan gevangenisstraffen (Loeffler & Nagin, 2021; Petrich et al., 2020) en gegeven de aanhoudende kritiek op de inzet van korte detenties uit de (Nederlandse) strafrechtspraktijk (RSJ, 2021), ­lijken andere dan vergeldingsmotieven op voorhand echter minder waarschijnlijk.
  Ten tweede zijn de meegenomen kosten concreet en afgeleid uit de justitiebegroting, maar het doorgerekende beleid is een abstractie. In onze berekening gaan we ervan uit dat alle korte detenties worden vervangen door equivalente taakstraffen. Bij het berekenen van de prijs van vergelding (vergelijking 6) maken we hierbij de assumptie dat onder vigerend beleid eenmaal tot detentie veroordeelden in geval van recidive opnieuw tot detentie zullen worden veroordeeld. Voor zover gevangenisgestraften bij een herhaalde veroordeling onder het huidige beleid tot een taakstraf worden veroordeeld – wat niet is uitgesloten, gezien het verschil in punitiviteit tussen rechters –, overschatten we hiermee de mate en daadwerkelijke kosten van vergelding onder het huidige beleid. Om onze bevindingen in perspectief te plaatsen, schatten we ook de prijs van vergelding onder de aanname dat de kosten voor gevangenisstraf en taakstraf gelijk zijn ((K_t + D_g * m * C_t) / (K_g + D_g * C_g) = 1). In dat geval wordt de prijs van vergelding volledig bepaald door het verschil in geobserveerde recidive na een korte detentie en een taakstraf (en is het straftype bij recidive niet meer relevant). De prijs van vergelding is dan lager, maar nog steeds positief, namelijk 180 miljoen euro, wat, gegeven de onrealistische aanname van gelijke kosten voor detentie en taakstraf, het beste kan worden beschouwd als een hypothetische ondergrens.²¹x In gevallen waarin ((K_t + D_g * m * C_t) / (K_g + D_g * C_g) ≠ 1) wordt gerekend met de gemiddelde duur van de gevangenisstraf (D_g) wordt impliciet verondersteld dat het speciaal afschrikkende effect van korte gevangenisstraffen onafhankelijk is van de lengte van die straf. In het geval dat langere gevangenisstraffen (binnen de limiet van zes maanden) leiden tot minder recidive dan kortere gevangenisstraffen, is een scenario denkbaar waarin het vaker dan in 2012 opleggen van detenties dichter bij het gehanteerde maximum van zes maanden resulteert in een lagere prijs van vergelding. Mogelijke heterogeniteit in het afschrikwekkende effect van korte detenties als gevolg van verschillen in strafduur is onderwerp van toekomstig onderzoek op de hier gehanteerde dataset.
  Een derde belangrijke opmerking is dat de kosten van criminaliteit voor de slachtoffers niet expliciet zijn meegenomen in ons model. Wanneer we de maatschappelijke schade van herhalingscriminaliteit zouden opnemen, dan zou de prijs van vergelding, vanwege de hogere recidive na een korte gevangenisstraf, ook hoger uitkomen. Het niet expliciet modelleren van de kosten van herhalingscriminaliteit komt overigens neer op de aanname dat de gemiddelde slachtofferschade van een herhalingsdelict na een korte gevangenisstraf even groot is als die na een taakstraf. Voor zover gevangenisstraf niet alleen leidt tot meer, maar ook ernstiger recidive, vormt onze schatting van de prijs betaald voor vergelding daarom een onderschatting. Verder hebben we in onze berekening geen rekening gehouden met het mogelijke positieve effect dat vergelding heeft op slachtoffers van de gepleegde delicten. Voor slachtoffers kan criminaliteit naast materiële en fysieke schade, ook nadelige emotionele en psychische gevolgen hebben. Voor zover deze emotionele en psychische ‘kosten’ van slachtofferschap – verlies in kwaliteit van leven, ziekteverzuim, therapie – worden verlicht door (een korte) gevangenisstraf en niet door een taakstraf, doet dit de prijs van vergelding dalen. Twee overwegingen maken echter dat van vergelding op dit vlak weinig toegevoegde waarde mag worden verwacht. Ten eerste laat onderzoek zien dat hoewel leedtoevoeging deels tegemoetkomt aan de veronderstelde functie van straf, ook moreel besef en verandering van inzicht aan de kant van de dader hierin een belangrijke rol spelen. Respondenten in experimenteel onderzoek straffen minder zwaar als er indicaties zijn dat daders begrip tonen waarom zij gestraft worden, of wanneer daders geïnformeerd worden over waarom zij gestraft worden (Gollwitzer & Denzler, 2009; Gollwitzer et al., 2011; Molnar et al., 2022). Vignetonderzoek laat zien dat leedtoevoeging weliswaar bijdraagt aan het gevoel van rechtvaardigheid dat respondenten na een opgelegde straf ervaren, maar minder sterk dan tekenen van moreel besef bij de dader (Bauer & Poama, 2020). Ten tweede wordt de prijs van vergelding voor een deel bepaald door het gevonden verschil in recidive na een korte detentie en een taakstraf. Wanneer geopteerd zou worden voor leedtoevoeging door detentie, om zo de pijn van huidige slachtoffers te verzachten, dan betalen toekomstige slachtoffers hier dus deels de rekening voor.
  Wanneer we bereid zijn aan te nemen dat vergelding een belangrijke factor is in de rechterlijke beslissing voor korte detenties, dan rijst daarmee tevens de vraag of onze geschatte prijs de daadwerkelijke bereidheid om te betalen voor vergelding weergeeft, zoals ons beckeriaanse raamwerk suggereert, of dat de momenteel door de Nederlandse maatschappij betaalde prijs afwijkt van wat Nederlandse belastingbetalers feitelijk bereid zouden zijn om te betalen voor vergelding. In een democratisch bestel reflecteren beleidsbeslissingen immers hooguit indirect de wensen van de bevolking. Vervolgonderzoek naar de daadwerkelijke betalingsbereidheid van de Nederlandse burger voor vergelding is daarom wenselijk. Daarbij is belangrijk dat respondenten duidelijk wordt gemaakt dat de prijs van vergelding niet alleen is terug te voeren op de meerkosten die de tenuitvoerlegging van korte gevangenisstraffen in vergelijking met taakstraffen met zich meebrengen, maar in belangrijke mate zijn terug te voeren op de hogere recidive na korte gevangenisstraffen. De prijs van vergelding bestaat hiermee voor een belangrijk deel uit de kosten die die herhalingscriminaliteit voor de slachtoffers van die criminaliteit met zich meebrengt. Is men, met andere woorden, bereid om meer te betalen voor gevangenisstraf, ook als dit uiteindelijk resulteert in meer slachtoffers?
  Politieke besluitvorming is een complex proces, waarin naast calculerende rationaliteit, ook morele en emotionele afwegingen een rol spelen. Met ons onderzoek hopen we een bijdrage te leveren aan de politieke discussie omtrent de inzet van de korte detentie als reactie op criminaliteit door te laten zien dat ook aan morele en emotionele afwegingen een (rationeel) prijskaartje hangt. Ons raamwerk staat toe te schatten hoe hoog het prijskaartje van vergelding is. De vraag of dit prijskaartje wellicht te hoog is, is een onderwerp voor nadere maatschappelijke discussie. Net zoals de vraag door wie de kosten van vergelding uiteindelijk moeten worden ­betaald.

Literatuur

• Aizer, A., & Doyle, J. J. Jr. (2015). Juvenile incarceration, human capital, and future crime: evidence from randomly assigned judges. Quarterly Journal of Economics, 139(2), 759-803.

• Andersen, L. H. (2016). How children’s educational outcomes and criminality vary by duration and frequency of paternal incarceration. The Annals of the American Academy of Political and Social Science, 665(1), 149-170.

• Apel, R. (2016). The effects of jail and prison confinement on cohabitation and marriage. The Annals of the American Academy of Political and Social Science, 665(1), 103-126.

• Atkin-Plunk, C. A., & Armstrong, G. S. (2016). An examination of the impact of drug court clients’ perceptions of procedural justice on graduation rates and recidivism. Journal of Offender Rehabilitation, 55(8), 525-547.

• Atkin-Plunk, C. A., Armstrong, G. S., & Dalbir, N. (2021). Veteran treatment court clients’ perceptions of procedural justice and recidivism. Criminal Justice Policy Review, 32(5), 501-522.

• Atkin-Plunk, C. A., Peck, J. H., & Armstrong, G. S. (2019). Do race and ethnicity matter? An examination of racial/ethnic differences in perceptions of procedural justice and recidivism among problem-solving court clients. Race and Justice, 9(2), 151-179.

• Bauer, P. C., & Poama, A. (2020). Does suffering suffice? An experimental assessment of desert retributivism. Plos One, 15(4), e0230304, https://doi.org/10.1371/journal.pone.0230304

• Becker, G. S. (1968). Crime and punishment: an economic approach. Journal of Political Economy, 76(2), 169-217.

• Bishop, K. C., & Murphy, A. D. (2011). Estimating the willingness to pay to avoid violent crime: a dynamic approach. American Economic Review, 101(3), 625-629.

• Brenig, M., & Proeger, T. (2018). Putting a price tag on security: subjective well-being and willingness-to-pay for crime reduction in Europe. Journal of Happiness Studies, 19, 145-166.

• Bhuller, M., Dahl, G. B., Løken, K. V., & Mogstad, M. (2020). Incarceration, recidivism, and employment. Journal of Political Economy, 128, 1269-1324, https://doi.org/10.1086/705330

• Canada, K. E., & Hiday, V. A. (2014). Procedural justice in mental health court: an investigation of the relation of perception of procedural justice to non-adherence and termination. The Journal of Forensic Psychiatry & Psychology, 25, 321-340.

• CBS (Centraal Bureau voor de Statistiek) (2020). Vervolging en berechting misdrijven. Den Haag.

• Chao, J. C., & Swanson, N. R. (2005). Consistent estimation with a large number of weak instruments. Econometrica, 73(5), 1673-1692.

• Dahl, G. B., Kostol, A. R., & Mogstad, M. (2014). Family welfare cultures. Quarterly Journal of Economics, 129, 1711-1752.

• Dobbie, W., Goldin, J., & Yang, C. (2018). The effects of pre-trial detention on conviction, future crime, and employment: Evidence from randomly assigned judges. American Economic Review, 108, 201-240.

• Ehrlich, I. (1982). The optimum enforcement of laws and the concept of justice: a positive analysis. International Review of Law and Economics, 2, 3-27.

• Felson, R. B. (2009). Is violence natural, unnatural, or rational? The British Journal of Sociology, 60(3), 577-585.

• Gollwitzer, M., & Denzler, M. (2009). What makes revenge sweet: seeing the offender suffer or delivering a message? Journal of Experimental Social Psychology, 45(4), 840-844, https://doi.org/10.1016/j.jesp.2009.03.001

• Gollwitzer, M., Meder, M., & Schmitt, M. (2011). What gives victims satisfaction when they seek revenge? European Journal of Social Psychology, 41(3), 364-374, doi:10.1002/ejsp.782.

• Gottfredson, D. C., Kearley, B. W., Najaka, S. S., & Rocha, C. M. (2007). How drug treatment courts work: an analysis of mediators. Journal of Research in Crime and Delinquency, 44(1), 3-35.

• Harding, D. J., Morenoff, J. D., Nguyen, A. P., & Bushway, S. D. (2017). Short- and long-term effects of imprisonment on future felony convictions and prison admissions. PNAS, 114(42), 11103-11108.

• Imbens, G. W. (2014). Matching methods in practice: three examples. IZA Discussion Paper Series, No. 8049.

• Jones, C. G. A., & Weatherburn, D. J. (2011). Willingness to pay for rehabilitation versus punishment to reduce adult and juvenile crime. Australian Journal of Social Issues, 46(1), 9-27.

• Kalidien, S. N. (2013). Tenuitvoerlegging van sancties. In: S. N. Kalidien, & N. E. de Heer-de Lange (Reds.). Criminaliteit en rechtshandhaving 2012 (pp. 153-178). Boom Lemma.

• Klijn, A., Van Tulder, F., Beaujean, R., Van der Heijden, T., & Rodenburg, G. (2008). Moord, doodslag, taakstraf? Een Zembla-uitzending nader bekeken. Research Memoranda, 1, 1-76.

• Kling, J. R. (2006). Incarceration length, employment, and earnings. American Economic Review, 96(3), 863-876.

• Lappi-Seppala, T. (2019). Community sanctions as substitutes to imprisonment in the Nordic countries. Law and Contemporary Problems, 82(1), 17-50.

• Loeffler, C. E. (2013). Does imprisonment alter the life course? Evidence on crime and employment from a natural experiment. Criminology, 51(1), 137-166.

• Loeffler, C. E., & Nagin D. S. (2021). The impact of incarceration on recidivism. Annual Review of Criminology, https://doi.org/10.1146/annurev-criminol-030920-112506

• Manning, M., Fleming, C. M., & Ambrey, C. L. (2016). Life satisfaction and individual willingness to pay for crime reduction. Regional Studies, 50, 2024-2039.

• Meijer, R. F., Moolenaar, D. E. G., Choenni, R., & Braak, S. W. van den (Reds.) (2020). Criminaliteit en rechtshandhaving 2019. WODC/CBS/Politie/OM/RvdR.

• Ministerie van Justitie en Veiligheid (2014). Jaarverslag en slotwet. Kamerstuk 34200 VI, nr. 1.

• Ministerie van Justitie en Veiligheid (2018). Beleidsdoorlichting artikel 34.3. Tenuitvoerlegging strafrechtelijke sancties en maatregelen (2008-2014). Kamerstuk 33199, nr. 25.

• Molnar, A., Chaudhry, S., & Loewenstein, G. F. ‘It’s not about the money. It’s about sending a message!’ Unpacking the components of revenge. Geraadpleegd op 1 februari 2022, van https://ssrn.com/abstract=3524910

• Moolenaar, D. E. G., & Van Dijk, J. J. (2020). Uitgaven aan sociale veiligheid. In: R. F. Meijer, D. E. G. Moolenaar, R. Choenni & S. W. van den Braak (Reds.). Criminaliteit en rechtshandhaving 2019. Den Haag: WODC/CBS/Politie/OM/RvdR, 99-104.

• Mueller-Smith, M. (2012). Program evaluation with randomized screeners: estimating Heterogeneous Response Instrumental Variable (HRIV) models. Working paper, Columbia University. www.columbia.edu/~mgm2146/PE_and_RS.pdf

• Mueller-Smith, M. (2015). The criminal and labor market impacts of incarceration. Unpublished working paper.

• Olsen, R. F. (2022). Paternal imprisonment and adolescent boys’ charge rates. European Journal of Criminology, 19(5), 1122-1147.

• Parker, J. A., & Souleles, N. S. (2019). Reported effects versus revealed-preference estimates: evidence from the propensity to spend tax rebates. American Economic Review, 1(3), 273-290.

• Petrich, D. M., Pratt, T. C., Jonson, C. L., & Cullen, F. T. (2020). A revolving door? A meta-analysis of the impact of custodial sanctions on reoffending. Working paper.

• Phelps, M. S., & Pager, D. (2016). Inequality and punishment: a turning point for mass incarceration? The Annals of the American Academy of Political and Social Science, 663, 185-203.

• Redlich, A. D., & Han, W. (2014). Examining the links between therapeutic jurisprudence and mental health court completion. Law and Human Behavior, 38, 109-118.

• RSJ (Raad voor Strafrechtstoepassing en Jeugdbescherming) (2021, 14 oktober). Korte detenties nader bekeken. Minder korte detenties en meer betekenisvolle alternatieven. SRJ-rapport.

• Ruiter, S., & Tolsma, J. (2010). Taakstraffen langs de lat: strafopvattingen van Nederlanders. Rechtstreeks, 3, 7-34.

• Ruiter, S., Tolsma, J., De Hoon, M., Elffers, H., & Van der Laan, P. (2011). De burger als rechter: een onderzoek naar geprefereerde sancties voor misdrijven in Nederland. Boom Lemma.

• Scheepmaker, M. P. C., & Ter Veer, P. B. A. (2008). Afschrikking en generale preventie. Justitiële verkenningen, 34(2), 1-140.

• Sloan, J., & Miller, J. (1990). Just deserts, the severity of punishment and judicial sentencing decisions. Criminal Justice Policy Review, 4(1), 19-38.

• Tyler, T. R., Sherman, L., Strang, H., Barnes, G. C., & Woods, D. (2007). Reintegrative shaming, procedural justice, and recidivism: the engagement of offenders’ psychological mechanisms in the Canberra RISE drinking-and-driving experiment. Law & Society Review, 41, 553-586.

• Van Tulder, F. (2017). De zwaarte van straffen vergeleken. ESB, 69-73.

• Van Velthoven, B. C. J. (2008). Kosten-batenanalyse van criminaliteitsbeleid. Tijdschrift voor Strafrechtspleging, 87(4), 108-120.

• Van Velthoven, B. C. J. (2017). Economie van misdaad en straf. Boom criminologie.

• Van Velthoven, B. C. J., & Van Wijck, P. W. (2016). Becker’s theory on crime and punishment, a useful guide for law enforcement policy in The Netherlands? Recht der Werkelijkheid, 37(1), 6-31.

• Van Wingerden, S. G. C., & Wermink, H. T. (2017). Worden allochtonen zwaarder gestraft, of even zwaar maar anders. Trema Straftoemetingsbulletin, 40(1), 17-23.

• Vink, M. E., & Diephuis, B. J. (2021). Berechting. In: R. F. Meijer, D. E. G. Moolenaar, R. Choenni, & S. W. van den Braak (Reds.). Criminaliteit en rechtshandhaving 2020. WODC/CBS/RvdR, 69-77.

• Waldfogel, J. (1993). Criminal sentences as endogenous taxes: are they ‘just’ or ‘efficient’? Journal of Law and Economics, 36(1), 139-151.

• Wermink, H. T., & Blokland, A. A. J. (2019). Criminal Careers and Life-Course Circumstances of Dutch Sentenced Offenders (codebook and documentation). Universiteit Leiden.

• Wermink, H., Apel, R., Nieuwbeerta, P., & Blokland, A. A .J. (2013). The incapacitation effect of first-time imprisonment: a matched samples approach. Journal of Quantitative Criminology, 29, 579-600.

• Wermink, H., Johnson, B. D., Nieuwbeerta, P., & De Keijser, J. W. (2015). Expanding the scope of sentencing research: determinants of juvenile and adult punishment in the Netherlands. European Journal of Criminology, 12(6), 739-768.

• Wermink, H. T., Been, J., Schuyt, P., Van Wijck, P. W., & Blokland, A. A. J. (2021). The price of retribution: evidence from the willingness-to-pay for prison sentences compared to community service orders. Mimeo.

• Wermink, H. T., Blokland, A. A. J., Nieuwbeerta, P., Nagin, D., & Tollenaar, N. (2010). Comparing the effects of community service and short-term imprisonment on recidivism: a matched samples approach. Journal of Experimental Criminology, 6, 325-349.

• Wermink, H. T., Blokland, A. A. J., Tollenaar, N., Been, J., Schuyt, P. M., & Apel, R. (2022). Een oude vraag opnieuw onderzocht: effecten van korte gevangenisstraffen ten opzichte van niet-vrijheidsbenemende straffen op recidive op basis van een instrumentele variabele benadering. Tijdschrift voor Criminologie, 64, 147-170.

• Wesemann, P. (2003). Kosten en baten van alcoholcontroles in het verkeer. Justitiële verkenningen, 29(9), 30-39.

• Yasrebi-de Kom, F. M., Dirkzwager, A. J., Van der Laan, P. H., & Nieuwbeerta, P. (2022). The effect of sanction severity and its interaction with procedural justice. Criminal Justice and Behavior, 49(2), 200-219.

Noten

• 1 Ter vergelijking: het aandeel van de volwassenenreclassering, verantwoordelijk voor de tenuitvoerlegging van taakstraffen, in de totale tenuitvoerleggingskosten in 2019 was 7 procent; het Centraal Justitieel Incassobureau (CJIB), verantwoordelijk voor de tenuitvoerlegging van geldboetes, nam nog geen 5 procent voor zijn rekening (Molenaar & Van Dijk, 2020, tabel 10.7).

• 2 Bron: Meijer et al., 2020, tabel 6.5.

• 3 Voor een overzicht van de implicaties van de matching-methode verwijzen we naar Imbens (2014).

• 4 Eerdere studies geven een sterk wisselend beeld. Zo vinden Atkin-Plunk en Armstrong (2016), Atkin-Plunk en collega’s (2019, 2021), Canada en Hiday (2014) en Yasrebi-de Kom en collega’s (2021) geen effect, terwijl Gottfredson en collega’s (2007), Redlich en Han (2014) en Tyler en collega’s (2007) wel een (indirect) effect vinden. Deze studies hebben echter veelal betrekking op ­gespecialiseerde rechtbanken (bijv. mental health courts) of verdachtenpopulaties (bijv. drugsverslaafden).

• 5 Bij de berekening van de gemiddelde kosten voor gevangenisstraf (vergelijking 1) en taakstraf (vergelijking 2) wordt de aanname gemaakt dat eventuele recidive na beide straftypen op gelijke wijze wordt bestraft. Voor zover herhalingscriminaliteit na gevangenisstraf onder het huidige beleid wordt bestraft met een taakstraf, overschatten we hiermee GK_g en in het verlengde daarvan de prijs van vergelding P_r. Omdat straftoemetingsonderzoek laat zien dat eerder opgelegde gevangenisstraf een belangrijke voorspeller is voor toekomstige gevangenisstraf (Wermink et al., 2015) en het in onze berekening bovendien herhalingscriminaliteit binnen twaalf maanden na de initiële gevangenisstraf betreft, lijkt ons het risico op overschatting als gevolg van de betreffende aanname in de hier uitgevoerde berekeningen gering. In vergelijking 1 is D_g gebaseerd op de gemiddelde duur van alle opgelegde korte gevangenisstraffen. Voor zover recidivisten langer gestraft worden dan first offenders onderschat vergelijking 1 daarom GK_g en daarmee P_r.

• 6 Zie www.rechtspraak.nl/SiteCollectionDocuments/Orientatiepunten-en-afspraken-LOVS.pdf.

• 7 We berekenen met andere woorden de partiële prijs van vergelding, namelijk de prijs die betaald wordt voor het opleggen van gevangenisstraffen tot zes maanden, en doen geen uitspraken over de prijs die de samenleving betaalt voor vergelding in het geval van gevangenisstraffen langer dan zes maanden.

• 8 De hiërarchie voor de verschillende strafsoorten is gebaseerd op de indeling door het WODC en loopt van zwaarst naar minder zwaar (d.w.z. onvoorwaardelijke gevangenisstraf, voorwaardelijke gevangenisstraf, taakstraf, geldboete). Als er combinaties van straffen zijn opgelegd, wordt de straf hoger in de hiërarchie geselecteerd. Het beperken van de controlegroep tot taakgestraften verheldert de gemaakte vergelijking tussen (de kosten van) korte gevangenisstraffen en taakstraffen, maar leidt, vergeleken met een IV-model waarin alle mogelijke straffen worden meegenomen (Wermink et al., 2022), overigens niet tot grote veranderingen in de geschatte β₁.

• 9 Hiermee voorkomen we het probleem van many weak instruments (zie bijv. Chao & Swanson, 2005). We bepalen de judge stringency measure middels de leave-out-mean-methode, zoals gebruikt in o.a. Bhuller en collega’s (2020), Dahl en collega’s (2014) en Dobbie en collega’s (2018).

• 10 In deze balance test werden sociaal-demografische kernmerken van de gestrafte opgenomen (d.w.z. leeftijd, geslacht, afkomst), proceskenmerken (d.w.z. aantal strafbare feiten in de uitgangszaak, zwaarte van het delict), criminele geschiedeniskenmerken (d.w.z. aantal eerdere veroordelingen, gevangenisstraffen, taakstraffen, boetes) en het type delict, waar zestien verschillende delicttypen werden onderscheiden. Aangezien zaken willekeurig worden verdeeld binnen rechtbanken en de kans op een onvoorwaardelijke gevangenisstraf verschilt tussen rechtbanken in onze data, wordt de locatie van de rechtbank verder in alle modellen opgenomen als fixed effect.

• 11 Yasrebi-de Kom en collega’s (2022) vinden overigens wel een significante interactie tussen procedurele rechtvaardigheid en ervaren strafzwaarte voor de groep die voor het eerst met een gevangenisstraf gestraft wordt. Wermink en collega’s (2022) vinden daarentegen dat hoewel korte gevangenisstraffen in vergelijking met niet-vrijheidsstraffen in beide groepen leiden tot verhoogde recidive, dit effect juist minder groot is voor de eerst-gevangenisgestraften.

• 12 De uitkomsten van deze gevoeligheidsanalyses wijken enigszins af van die van Wermink en collega’s (2022). Wermink en collega’s (2022) vergelijken gevangenisstraffen met alle andere niet-vrijheidsbenemende straffen, naast taakstraffen bijv. ook geldboetes. In de huidige bijdrage worden gevangenisstraffen alleen vergeleken met taakstraffen, andere typen straffen zijn verwijderd uit de huidige steekproef. De conclusie aangaande de causale interpretatie van de gevonden effecten blijft echter gelijk.

• 13 Er zijn, om in econometrische termen te blijven, vrijwel geen never takers of always takers.

• 14 Meijer en collega’s (2020, tabel 6.9) laten zien dat er in 2012 in totaal 18.735 gevangenisstraffen korter dan zes maanden zijn opgelegd.

• 15 De door ons gebruikte WODC-data maken het mogelijk te bepalen welk deel van de straffen betrekking heeft op vermogensdelicten, geweld en overige delicten (59,06 procent, 14,30 procent resp. 26,64 procent).

• 16 Ministerie van Justitie en Veiligheid, 2014, tabel 10.3.16.

• 17 Ministerie van Justitie en Veiligheid, 2014, tabel 10.3.16.

• 18 Ministerie van Justitie en Veiligheid, 2014, tabel 10.1.14.

• 19 Ruiter en collega’s (2011) berekenen de dagelijkse kosten aan taakstraffen en gevangenisstraffen op respectievelijk 65 euro en 230 euro voor 2010. Dit is een klein verschil met de dagelijkse kosten van gevangenisstraffen van 259 euro per dag uit de officiële DJI-statistieken. DJI geeft helaas geen officiële kosten voor een dag taakstraf. Daarom gebruiken we voor de gevangenisstraf de officiële DJI-statistiek van 259 euro per dag en gebruiken we Ruiter en collega’s (2011) voor de dagelijkse kosten van taakstraffen. Deze 65 euro is echter gebaseerd op 2010. We nemen aan dat de kostprijs van taakstraffen even hard is gegroeid als de kostprijs van gevangenisstraffen tussen 2010 en 2012. In 2010 rapporteert het DJI dagelijkse kosten van 232 euro. Daarmee berekenen wij de kosten per dag van taakstraffen in 2012: (259/232) × 65 = 72,56 euro.

• 20 Bron: Meijer et al., 2020, tabel 10.7.

• 21 In gevallen waarin ((K_t + D_g * m * C_t) / (K_g + D_g * C_g) ≠ 1) wordt gerekend met de gemiddelde duur van de gevangenisstraf (D_g) wordt impliciet verondersteld dat het speciaal afschrikkende effect van korte gevangenisstraffen onafhankelijk is van de lengte van die straf. In het geval dat langere gevangenisstraffen (binnen de limiet van zes maanden) leiden tot minder recidive dan kortere gevangenisstraffen, is een scenario denkbaar waarin het vaker dan in 2012 opleggen van detenties dichter bij het gehanteerde maximum van zes maanden resulteert in een lagere prijs van vergelding. Mogelijke heterogeniteit in het afschrikwekkende effect van korte detenties als gevolg van verschillen in strafduur is onderwerp van toekomstig onderzoek op de hier gehanteerde dataset.