刑事補強證據規則的認知現狀
——基于268份調查問卷的分析

趙飛龍，李思宜

(1.西安財經大學 法學院，陜西 西安 710061；2.汕頭市青年志愿者行動指導中心，廣東 汕頭 515000)

刑事證據規則的完善需要對實踐應用的系統評估為其提供客觀基礎，實踐應用的系統評估包括三個方面的內容，即規范考察、認知考察以及適用考察。由于證據規則的實踐應用是一個從抽象條文到具體應用的動態過程，主體認知能夠反映實踐主體對刑事證據規則的認識情況，為進一步準確分析刑事補強證據規則的實踐現狀提供實證資料。因此，為確保系統評估的全面性，有必要將作為中間環節的主體認知納入考察范圍。就刑事補強證據規則而言，現有立法缺乏對其內容的明確表述，實踐主體的認識在一定程度上指導了該規則的具體適用。辨名分才能司其局，主體認知與具體適用相輔相成，前者的準確性決定了刑事補強證據規則適用的有效性、準確性及其能否與其他證據規則有效地分工合作。基于此，本文擬從整體性認知、適用可能性以及結構性認知三個方面對刑事補強證據規則進行認知考察，并以此為基礎探求實踐主體認知中存在的主要問題，為刑事補強證據規則的完善提供依據。

一、研究問題和研究方法

(一)研究問題

本文試圖通過測試法中問卷測試的方式，對相關主體認知中的刑事補強證據規則及其影響因素進行考察。主要考察法官(含法官助理)、檢察官(檢察官助理)、公安(含看守所人員)、司法行政機關或法律援助機構工作人員、律師(含實習律師)以及法學理論研究者等相關人員的規則認知性。本次問卷測試中的問題主要包括以下六方面：第一，基本信息；第二，是否了解刑事補強證據規則；第三，是否遇到過需要適用刑事補強證據規則的案件；第四，刑事補強證據規則與孤證不能定案規則、刑事印證規則之間的關系；第五，刑事補強證據規則的性質歸屬；第六，刑事補強證據規則中主證據與補強證據的范圍。

(二)研究方法

1.問卷設計

因為研究問題的限制，本次問卷中的問題結構為僅包含規范認知的一元結構。在問題設計上，以封閉式問題為主，開放式問題為輔。除第八題因答案的可選擇性過多，要求被考察者自行給出答案外，僅在第十三到第十六題設置了解釋性選項，要求被考察者給出補充說明。而在問題難度上，本次問卷的問題按照先后順序，依次由淺入深，從宏觀到具體。同時，對部分問題的選項設置邏輯關聯規則，根據被考察者的答案跳轉至相關問題，希望借此保證題目設計的邏輯自洽，以及答題結果的針對性，進而保證評估結果內部的合理性。

2.問卷的發放與回收

本次問卷的發放與回收時間為2019年12月初，通過微信平臺有針對性地向被考察者推送，共收集問卷272份。其中，有效問卷為268份，無效問卷為4份，問卷有效率為98.53%。本次問卷基本涵蓋了全國六大地區所有待考察對象，有效問卷中被考察者及其地區分布如表1所示。

表1 有效問卷中被考察者及其地區分布

3.問卷的信度

電子問卷測試被廣泛應用，其優勢在于便捷、高效、易調整以及對被考察者影響較小；但其缺點在于廣而不深，難以對研究問題與被考察者進行深入探討，同時囿于問卷填寫過程脫離考察者的控制導致結果難以保證，此二者是影響考察結果信度的主要原因。就此，本次問卷測試主要采取了三種措施來調控問卷：

第一，對被考察者的控制。此類控制貫穿于問卷測試的整個過程。首先，在問卷發放時，僅針對特定的目標對象或目標對象形成的群體進行推送。其次，在問卷設計時加入了兩類規則，即單次答題規則以及基本信息篩選規則。單次答題規則指的是每個微信賬號只能進行一次電子問卷測試；基本信息篩選規則指的是在對基本信息的提問中，若被考察者選擇的是不在本次考察范圍內的選項，則直接終止問卷測試。最后，在問卷回收之后，對回收的問卷進行二次篩選，將不屬于本次考察對象所填問卷視為無效問卷，不將其作為統計的樣本數據。

第二，對問卷內容的控制。問題的設置之間關乎問卷測試結果的價值，本次問卷設計加入了邏輯關聯規則。根據被考察者的選擇對其后續回答的問題范圍進行逐步限縮，避免問卷通答造成答卷出現自相矛盾的情況。同時，這也在一定程度上縮短了被考察者的答題時間，避免因問卷過長對其答題結果造成影響。通過SPSS軟件對問卷信度的整體分析來看，其Cronbach α系數為0.985，大于0.9，說明研究數據信度質量很高。針對“項已刪除的α系數”，分析項被刪除后的信度系數值并沒有明顯的提升，因而說明題目全部應該保留，進一步說明研究數據信度水平高。而針對“CITC值”，分析項對應的CITC值全部均高于-0.4，說明分析項之間具有良好的相關關系，信度水平良好。

第三，訪談法對問卷測試的佐證。訪談法常常與問卷測試結合進行，其優點在于方便易行、有利于促進問題的深入。但其缺點在于樣本小、受到時間和空間的限制。這恰好與問卷測試形成互補，因而本次考察除向目標對象發放問卷之外，還對其中部分被考察者進行了訪談，借由訪談結果校準問卷測試結果的信度偏差。

二、研究發現

(一)對刑事補強證據規則的整體性認知

就是否了解刑事補強證據規則而言(Q6)，根據對目標對象的考察結果，40.67%的被考察者尚不了解此項規則，接近60%的被考察者認為自己對此項規則有所了解，但僅有7.09%的被考察者認為自己十分了解此項規則。本次考察分別考察了被考察者的五個主體要素，即性別、年齡、職業、工作年限以及所在地區。其中，僅有職業要素對被考察者是否了解刑事補強證據規則存在顯著的統計學影響。

就性別而言，有57.09%的被考察者為男性，42.91%為女性。在卡方檢驗中，男性的平均分為2.04，女性的平均分為1.97。由表2可知，不同性別對于是否了解刑事補強證據規則不存在顯著影響(p>0.05)。就年齡而言，有23.88%的被考察者為25歲以下，25.61%介于26到35歲之間，13.81%介于36到45歲之間，9.7%在45歲以上。在卡方檢驗中，不同年齡段的平均分分別為2.02，2.06，1.76以及2.08。由表3可知，不同年齡段對是否了解刑事補強證據規則不存在顯著影響(p>0.05)。

表2 被考察者的性別分布與其了解程度的交叉檢驗

表3 被考察者的年齡分布與其了解程度的交叉檢驗

就職業而言，有10.17%的被考察者為法官或法官助理，8.58%為檢察官或檢察官助理，7.09%為公安或看守所工作人員，2.24%為司法行政機關或法律援助機構工作人員，10.07%為律師或實習律師，17.91%為法學理論研究者，44.03%為其他。在卡方檢驗中，不同職業的平均分依次為2.56、2.78、2、2.33、2.37、2.23以及1.54。由表4可知，不同職業對于否了解刑事補強證據規則呈現出0.01水平顯著性(chi=74.598， p=0.000<0.01)。例如，在選擇不了解者中，公安(含看守所工作人員)的比例為47.37%，其他的比例為62.71%，會明顯高于平均水平40.67%。在選擇了解一些者中，法學理論研究者的比例為41.67%，檢察官(含檢察官助理)的比例為30.43%，會明顯高于平均水平25.00%。而在選擇基本了解者中，法官(含法官助理)的比例為48.15%，檢察官(含檢察官助理)的比例為47.83%，會明顯高于平均水平27.24%。

表4 被考察者的職業分布與其了解程度的交叉檢驗

就工作年限而言，有58.58%的被考察者已經工作1到5年，15.67%已經工作6到10年，10.07%已經工作11到15年，4.1%已經工作16到20年，11.57%則已經工作21年或以上。在卡方檢驗中，不同工作年限的平均分依次為2.02，2.17，1.78，1.45以及2.13。由表5可知，不同工作年限對于是否了解刑事補強證據規則不會表現出顯著性(p>0.05)。就所在地區而言，有5.6%的被考察者位于華北地區，19.03%位于華東地區，9.7%位于華中地區，48.88%位于西南地區，1.49%位于東北地區，15.3%位于西北地區。在卡方檢驗中，不同地區的平均分依次為2，1.88，1.85，2.21，1.76，1.63。由表6可知，不同地區對于是否了解刑事補強證據規則不會表現出顯著性(p>0.05)。

表5 被考察者的工作年限與其了解程度的交叉檢驗

表6 被考察者的地區分布與其了解程度的交叉檢驗

(二)對刑事補強證據規則適用可能性的認知

在所有被考察者中，有59.33%對刑事補強證據規則有所了解。就刑事補強證據規則的適用可能性而言，本次考察主要從兩個方面展開：第一，刑事補強證據規則適用的規范可能；第二，刑事補強證據規則適用的實踐可能。由上述可知，影響被考察者對刑事補強證據規則認知的主體因素主要為職業分布，所以本部分主要考察的也是職業分布對該規則適用可能性的影響，如果出現其他主體因素對此有顯著影響時，則僅對其作出個別說明。

1.刑事補強證據規則適用的規范可能

刑事補強證據規則適用的規范可能主要包含兩個方面的內容：第一，該規則是否業已存在于我國現有規范當中(Q9)；第二，該規則與相關規則的關系(Q10，Q11，Q12，Q13)。

首先，根據調查，在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，有超過85%的被考察者認為該規則業已存在于我國現行規范當中。由表7可以看出，與對刑事補強證據規則的整體認知不同，在卡方檢驗中，職業不同對此產生影響的P值為0.783，明顯高于標準值0.05與0.01。因此，職業不同并不影響這部分被考察者中對該規則是否已經存在的認知。

表7 認為刑事補強證據規則業已存在者與其職業分布的交叉檢驗

其次，與刑事補強證據規則相關的規則主要包括孤證不能定案規則和刑事印證規則兩項。就孤證不能定案規則而言，在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，有19.5%的被考察者認為二者之間完全不同，78.62%認為二者之間存在相同之處，1.89%則認為二者之間完全相同。可以看出，被考察對象對上述二者關系的認知存在明顯差異。但如表8所示，職業不同對上述關系認知產生影響的P值為0.836，明顯高于標準值0.05與0.01，這也就意味著職業不同并不影響被考察者對上述關系的認知。司法行政機關或法律援助機構工作人員選擇完全不同的比例33.33%，律師(含實習律師)選擇完全不同的比例18.52%，會明顯高于平均水平11.57%。檢察官(含檢察官助理)選擇部分相同的比例為78.26%，法官(含法官助理)選擇部分相同的比例為62.96%，會明顯高于平均水平46.64%。在認為二者部分相同的被考察者中，認為二者適用對象相同的有48%，認為二者適用效果相同的有68%，認為二者規則性質歸屬相同的有62.4%。在卡方檢驗中，職業不同對此產生影響的P值為0.886，明顯高于標準值0.05與0.01。因此，職業不同并不影響這部分被考察者對二者相同部分的認知。

表8 刑事補強證據規則與孤證不能定案規則的關系與被考察者職業分布的交叉檢驗

就刑事印證規則而言，在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，有13.21%的被考察者認為二者之間完全不同，82.39%認為二者之間存在相同之處，4.4%則認為二者之間完全不同。可以看出，被考察對象對上述二者關系的認知存在明顯差異，這種差異主要源自于工作年限不同帶來的影響。如表9所示，在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，不同工作年限對上述關系的認知呈現出0.05水平顯著性(chi=20.088， p=0.010<0.05)。例如，工作11-15年的被考察者選擇部分相同的比例為92.31%，工作6-10年的被考察選擇部分相同的比例為88.46%，會明顯高于平均水平82.39%。在認為二者部分相同的被考察者中，認為二者適用對象相同的有44.27%，認為二者適用效果相同的有71.76%，認為二者規則性質歸屬相同的有48.09%，認為二者在其他方面相同的有6.11%。在卡方檢驗中，職業不同對此產生影響的P值為0.961，明顯高于標準值0.05與0.01。因此，職業不同并不影響這部分被考察者對二者相同部分的認知。

表9 刑事補強證據規則與刑事印證規則的關系與被考察者工作年限的交叉檢驗

2.刑事補強證據規則適用的實踐可能

刑事補強證據規則適用的實踐可能主要包括兩個方面的內容：第一，被考察者在實踐工作中是否遇到過需要適用該規則的案件；(Q7)第二，需要適用該規則的案件類型。(Q8)

首先，根據調查，在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，只有42.77%的人在工作中遇到過需要適用該規則的案件。可能影響此類案件出現因素主要為地區因素和職業因素兩種。從地區分布來看，在卡方檢驗中，地區的不同對是否遇到此類案件的P值為0.168，因此地區差異并不影響此類案件的出現。而從職業分布來看，如表10所示，不同職業對是否遇到此類案件呈現出0.01水平顯著性(chi=45.028， p=0.000<0.01)。例如，公安(含看守所工作人員)遇到過的比例為100.00%，檢察官(含檢察官助理)遇到過比例為77.27%，會明顯高于平均水平42.77%。司法行政機關或法律援助機構工作人員遇到過的比例為100.00%，其他遇到過的比例81.82%，會明顯高于平均水平57.23%。

表10 被考察者是否遇到過需要適用刑事補強證據規則的案件與其職業分布的交叉檢驗

其次，從遇到的案件類型來看，在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，有53人給出了有效回答。其中，排在首位的是財物犯罪，占比為24.53%；職務犯罪次之，占比為22.64%；毒品犯罪與性犯罪并列第三位，占比為13.21%。從地區分布來看，不同地區對被考察者遇到的案件類型的影響呈現出0.05水平顯著性(chi=57.296， p=0.013<0.05)。例如，西北地區(陜西、甘肅、寧夏、新疆)選擇性犯罪的比例為50.00%，會明顯高于平均水平13.21%。中南地區(含河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南)選擇職務犯罪的比例為50.00%，會明顯高于平均水平22.64%。而從職業分布來看，雖然《刑事訴訟法》為不同機關設置了不同的管轄范圍，但在卡方檢驗中，職業不同對此產生影響的P值為0.156，明顯高于標準值0.05與0.01。因此，職業不同對這部分被考察者實踐工作遇到需要適用該規則的案件類型反而不存在顯著影響。

(三)刑事補強證據規則的結構性認知

從內部結構上來講，刑事補強證據規則主要包括主證據(Q14，Q17)、補強證據(Q15，Q20)、主證據與補強證據之間的關系(Q18，Q19，Q21，Q22，Q23，Q24)以及性質歸屬(Q16)等四個方面的內容。

首先，就主證據而言，在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，有40.88%認為應是證明力存疑的證據，16.35%認為應是瑕疵證據，11.95%認為應是證據能力存疑的證據，8.81%認為應是與案件事實有關的基本證據或能夠據以定案的證據，7.55%認為該規則的適用應當不限證據種類，3.14%認為主證據應當與特定案件事實有關，0.63%認為主證據所指應當是非法證據。除此之外，有兩點值得注意：第一，被考察者除認為主證據應當是證明力存疑的證據外，有94.68%認為主證據應當具有相對可靠的證明力；第二，在1.89%選擇其他證據種類的被考察者中，有人提出了主證據應當是缺乏印證的證據，亦即在適用刑事補強證據規則之前，應當優先考慮適用刑事印證規則，在其適用失效時方才考慮適用前者。從卡方檢驗的結果來看，性別分布、年齡分布、職業分布、工作年限分布、地域分布、以及對刑事補強證據的了解程度所得P值分別為0.963，0.691，0.088，0.598，0.778，和0.866，均大于0.05，對被考察者對該規則中主證據的認知不存在顯著影響。

其次，就補強證據而言，由于本次考察將其設置為多選題，所以各類證據占比的總和并不等于100%。在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，有79.52%認為補強證據應為言詞證據，73.58%認為應是實物證據，69.81%認為應是客觀性證據，55.35%和50.31%的被考察者則認為書面工作說明和工作情況記錄也可以作為補強證據使用。而在1.89%選擇其他證據種類的被考察者中，有人提出補強證據應該同樣為證明力存疑的證據。在此之前，應當優先考慮適用刑事印證規則，在其適用失效時方才考慮適用前者。從卡方檢驗的結果來看，性別分布、年齡分布、職業分布、工作年限分布、地域分布以及對刑事補強證據的了解程度所得P值分別為0.974、0.890、1.000、1.000、0.999和0.959，均大于0.05，對被考察者對該規則中補強證據的認知不存在顯著影響。

除此之外，本次考察還單獨從兩個方面對補強證據進行了考察：第一，補強證據是否需要具有相對可靠的證明力。考察結果顯示，93.71%的被考察者認為補強證據應當具有相對可靠的證明力。從卡方檢驗來看，這一點并不受本次問卷中列明的其他因素所影響。第二，間接證據所證中間事實，傳聞證據、共犯證言以及隱蔽性證據能否作為補強證據使用。分別有79.87%、48.43%、71.07%以及77.36%的被考察者認為此三類證據可以作為補強證據使用。其中，除傳聞證據不受本次考察所列各項因素的影響外，間接證據所證中間事實能否作為補強證據使用主要受到對主證據的認知的影響。如表11所示，在卡方檢驗中，對主證據的不同認知呈現出0.05水平顯著性(chi=16.828， p=0.032<0.05)。選擇與特定案件事實有關的證據以及不限證據種類者選擇能的比例為100.00%，會明顯高于平均水平79.87%。而選擇非法證據者選擇不能的比例為100.00%，選擇與案件事實有關的基本證據者選擇不能的比例為42.86%，會明顯高于平均水平20.13%。而共犯證言和隱蔽性能否作為補強證據使用則主要受到被考察者實踐工作經驗的影響。針對共犯證言，被考察者的實踐工作經驗對共犯證言能否作為補強證據使用呈現出0.01水平顯著性(chi=11.693， p=0.001<0.01)。如表12所示，一方面，有實踐工作經驗者選擇能的比例為85.29%，明顯高于沒有實踐工作經驗者(比例為60.44%)。另一方面，有實踐工作經驗者選擇否的比例為14.71%，明顯低于沒有實踐工作經驗者(比例為39.56%)。針對隱蔽性證據，被考察者的實踐工作經驗對隱蔽性證據能否作為補強證據使用呈現出0.05水平顯著性(chi=6.002， p=0.014<0.05)。如表13所示，一方面，有實踐工作經驗者選擇能的比例為86.76%，明顯高于沒有實踐工作經驗者(比例70.33%)；另一方面，沒有實踐工作經驗者選擇不能的比例為29.67%，明顯高于有實踐工作經驗者(比例13.24%)。

表11 被考察者對主證據的認知與間接證據所證中間事實能否作為補強證據使用的交叉檢驗

表12 被考察者是否有實踐工作經驗與共犯證言能否作為補強證據使用的交叉檢驗

表13 被考察者是否有實踐工作經驗與隱蔽性證據能否作為補強證據使用的交叉檢驗

再次，就主證據與補強證據之間的關系而言，本次考察主要從獨立性與指向性兩個方面來考察。在對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，有61.64%的被考察者認為二者應當相互獨立，有78.62%的被考察者認為二者應當指向同一。從卡方檢驗的結果來看，此二者均不受本次考察所列各項因素的影響。

最后，就刑事補強證據規則的性質歸屬而言，有61.01%的被考察者認為該規則是證明力規則，19.5%認為是證據能力規則，10.69%認為是可采性規則，7.55%認為是真實性檢驗規則，還有1.26%認為是死刑適用規則。此項結果的差異主要源自于兩個方面：第一，職業分布。如表14所示，在卡方檢驗中，職業不同會明顯影響被考察者對刑事補強證據規則性質歸屬的認知，呈現出0.05水平顯著性(chi=38.772， p=0.029<0.05)。公安(含看守所工作人員)選擇證據能力規則的比例為30.00%，會明顯高于平均水平19.50%。法官(含法官助理)選擇證明力規則的比例為80.95%，司法行政機關或法律援助機構工作人員選擇證明力規則的比例為75.00%，會明顯高于平均水平61.01%。公安(含看守所工作人員)選擇可采性規則的比例為20.00%，其他選擇可采性規則的比例為15.91%，會明顯高于平均水平10.69%。第二，工作年限。如表15所示，工作年限不同會明顯影響被考察者對刑事補強證據規則性質歸屬的認知，呈現出0.01水平顯著性(chi=37.292， p=0.002<0.01)。工作11到15年者選擇證明力規則的比例為84.62%，工作21年及以上者選擇證明力規則的比例為70.59%，會明顯高于平均水平61.01%。工作6到10年者選擇可采性規則的比例為19.23%，會明顯高于平均水平10.69%。

表14 被考察者的職業分布與刑事補強證據規則性質歸屬的交叉檢驗

表15 被考察者的工作年限與刑事補強證據規則性質歸屬的交叉檢驗

三、結論與討論

根據268份問卷測試可以得出以下結論：被考察者中有近半數并不了解刑事補強證據規則，整體認知水平不高。在有所了解的人中，不僅對刑事補強證據規則的適用可能性以及其結構性認知沒有達成統一認知、存在較大差異，而且對該規則的認知基本都存在一定偏差，即使選擇“十分了解”的被考察者對該規則也存在一定的誤解。根據問卷測試的結果，被考察者對刑事補強證據規則的認知偏差主要有以下兩個方面：

(一)關于刑事補強證據規則中的主證據

主證據是刑事補強證據規則的三要素之一，它決定了該規則的適用范圍與性質歸屬。然而，根據主證據、主證據的特性以及刑事補強證據規則性質歸屬的調查結果來看，被考察者對主證據的認知存在相當程度的混亂。這種混亂主要表現在兩個方面：

其一，與主證據類型選擇的矛盾。根據考察數據可知，無論被考察者對刑事補強證據規則的了解程度如何，均多數認為主證據應當是證明力存疑的證據。倘若將被考察者對主證據證明力的認知加入其中，情況就變得有些令人費解。如圖1所示，在認為主證據應當是證明力存疑的證據者中，有63%的被考察者認為主證據證明力相對可靠時仍需補強證據予以補強，明顯高于選擇“與特定案件事實有關的證據”和“其他”作為主證據被考察者。反而是選擇將“與特定案件事實有關的證據”作為主證據的被考察者，有60%認為其證明力相對可靠時無需再予以補強。就此，由于主證據的選擇并不受本次考察所列各項因素的影響，上述矛盾只能有兩個方面的解釋：第一，證明力存疑的證據的狹義解釋，即將對證據證明力的政策性壓制排除于證明力存疑之列，那么這部分證明力相對可靠的證據仍需補強便在情理之中；第二，現有規范的影響，即證據充分性要求所有定案的證據均需得到印證或補強，此外，檢察官(含檢察官助理)出于鞏固證據體系、調整出庭工作策略的考量，需要針對控辯雙方存在的爭議焦點及時做好證據補強。此二者或許可以用來解釋法學理論研究者及部分實踐工作人員作出的矛盾選擇，但問題在于并非所有被考察者都能對證明力存疑的證據作出如此明確的區分，況且在有法可依的情況下，不同職業對主證據具有相對可靠的證明力時是否仍需補強也存在分歧，這一點是現有數據無法作出解釋的。

圖1 被考察者對主證據類型及其證明力選擇的交叉檢驗

其二，與規則屬性的脫節。更近一步將刑事補強證據規則的性質歸屬納入考量范圍時(如圖2所示)，選擇證據能力存疑的證據作為主證據的被考察者中，有接近53%認為該規則屬于證據能力規則，21%認為該規則屬于證明力規則，15.79%認為該規則屬于可采性適用規則，分別有5.26%認為該規則屬于真實性檢驗規則和死刑適用規則；選擇證明力存疑的證據作為主證據的被考察者中，有80%認為該規則屬于證明力規則，12.31%認為該規則屬于證據能力規則，4.62%認為該規則屬于真實性檢驗規則，3.08%認為該規則屬于可采性規則；選擇瑕疵證據作為主證據的被考察者中，有46.15%認為該規則屬于證明力規則，19.23%認為該規則屬于證據能力規則，分別有15.38%認為該規則屬于可采信性規則和真實性檢驗規則，3.85%則認為其屬于死刑適用規則。可以看出，在上述三種主證據類型的選擇中，除瑕疵證據外，多數被考察者對主證據與刑事補強證據規則性質歸屬的選擇能夠保持一致。但針對證據能力存疑的證據與瑕疵證據，卻出現了證明力或真實性反制證據能力的認知。雖然對刑事補強證據規則性質歸屬的選擇受到職業與工作年限的影響，但在這兩項因素并不影響這種反制認知的出現。

圖2 被考察者對主證據類型及刑事補強證據規則性質歸屬的交叉檢驗

(二)關于刑事補強證據規則中的補強證據

就刑事補強證據規則中的補強證據而言，被考察者對其與主證據之間關系的認知在整體上基本能夠保持統一。但從問卷測試的結果來看，被考察者仍然在以下兩個方面存在自相矛盾：

首先，補強證據應當具有獨立來源，但仍有近40%的被考察者認為補強證據與主證據之間不必相互獨立。與此同時，一方面，在持肯定觀點的被考察者中，有28.28%認為隱蔽性證據可以作為補強證據使用。而在持否定觀點被考察者中，有14.75%認為隱蔽性證據不可以作為補強證據使用。應當明確的是，本文討論的隱蔽性證據指的是借由犯罪嫌疑人、被告人供述所提取的隱蔽性很強的證據，并不包括學者所言犯罪嫌疑人、被告人供述之前就已獲得的隱蔽性證據。[1]因而相對于口供，此類隱蔽性證據仍然不具有獨立性，這一點從實踐中法官囿于冒名頂罪等可能尋求其他證據的印證也可以看出。[2]另一方面，在持肯定觀點的被考察者中，分別有59.55%與58.75%認為不具有獨立性的書面工作說明和工作情況記錄可以作為補強證據使用。可以看出，針對不具有獨立來源的隱蔽性證據(無論是否認為補強證據應當具有獨立性)、書面工作說明和工作情況記錄，分別有少數和相對多數被考察者的選擇中對其能否作為補強證據使用的選擇都內含了(至少)現有數據無法解釋的矛盾。

其次，如前所述補強證據應當不具有相對可靠的證明力，其原因主要有二：一方面，若補強證據具有相對可靠的證明力則可以用來獨立證明案件事實，即使是政策壓制型證明力存疑的證據，也會因補強證明結構中證明力大小的優先使用順序而作為主證據適用；另一方面，若在例外情況下將中間事實擬制為補強證據，則會因間接證據證明力的向上躍遷導致中間事實的證明力不足。然而，在所有對刑事補強證據規則有所了解的被考察者中，有93.75%作出了與之相反的選擇，而且如圖3所示，這種傾向并不會隨了解程度的加深有所衰減，反而呈現增長趨勢。與此同時，被考察者對傳聞證據與共犯證言能否作為補強證據使用的選擇均內含了這種矛盾。就傳聞證據而言，除四川省《關于規范刑事證據工作的若干意見(試行)》外，雖然我國立法中并未確立傳聞證據規則，但傳聞證據因缺乏檢驗原始陳述真實性的程序保障導致其證明力先天不足，[3]所以除例外情況，傳聞證據一般不具有證據能力。然而如圖4所示，在選擇補強證據是否應當具有相對可靠的證明力時，持肯定觀點者中有近50%認為傳聞證據可以作為補強證據使用，這不僅與被考察者自己作出的選擇相矛盾，同時也有悖于補強證據需要具有證據能力的要求。而持否定觀點者中有40%認為傳聞證據可以作為補強證據使用，這雖與其自己作出的選擇保持一致，卻也有違刑事補強證據規則的內在要求。就共犯證言而言，因共犯作證有著明確的利益動機，在較高既得利益的驅動下，所作證言的證明力存在先天缺陷。在現有規范中，最高人民法院《最高人民法院關于適用<中華人民共和國刑事訴訟法>的解釋》將共犯證言作為驗證被告人供述真實性的方式之一，而《全國法院審理毒品犯罪案件工作座談會紀要》中則認可了其作為補強證據的資格，僅在量刑時對被告人作從輕處理。這一點在問卷測試的結果上可以從兩個方面看出：一方面，無論被考察者對主證據的選擇如何，均有超過50%的被考察者認為共犯證言可以作為補強證據使用；另一方面，無論被考察者是否認為補強證據需要具有相對可靠的證明力，均有超過60%的被考察者認為共犯證言可以作為補強證據使用。但問題在于，在肯定補強證據應當具有相對可靠證明力的被考察者中，有72%認為共犯證言可以作為補強證據使用。而如圖5所示，在對后者持肯定觀點的被考察者中有接近95%對前者也持有肯定觀點。這種內在矛盾可以從兩個方面得到解釋，一為被考察者為共犯證言賦予了較高的證明力，一為這種選擇本身就是被考察者認知中存在的固有矛盾。但無論哪種解釋都與刑事補強證據規則對補強證據的證明力要求存在沖突。

圖3 被考察者對刑事補強證據規則的了解程度與補強證據是否應具有相對可靠的證明力的交叉檢驗

圖4 被考察者認為補強證據是否應具有相對可靠的證明力與傳聞證據能否作為補強證據使用的交叉檢驗

圖5 被考察者認為補強證據是否應具有相對可靠的證明力與共犯證言能否作為補強證據使用的交叉檢驗

通過被考察者對刑事補強證據規則的整體性認知、適用可能性以及結構性認知三個方面的考察可以發現，實踐主體對主證據和補強證據的理解均存在一定的偏差甚至矛盾。刑事補強證據規則的糾偏與完善有賴于三個方面的研究基礎，即刑事司法環境主導性特征、理論研究所明確的應然導向以及實踐評估所明確的實踐基礎。其中，系統的實踐評估包括規范考察、認知考察、適用考察三項內容。從糾偏的角度出發，對刑事補強證據規則實踐情況的系統評估還需結合立法規范與具體適用兩方面的專項考察全面進行，為刑事補強證據規則的完善提供實證基礎。