腐敗犯罪的性別差異性實(shí)證研究

金鴻浩，李凌

(1. 清華大學(xué)法學(xué)院，北京 100084) (2. 中國人民大學(xué)法學(xué)院，北京 100872)

一、關(guān)于腐敗的性別差異論爭

腐敗存在顯著的性別差異嗎？該問題目前學(xué)界還存在一定爭議。其中分歧較大的觀點(diǎn)主要有以下三種：

(一)第一種觀點(diǎn)：“女性清廉論”

“女性清廉論”主張女性比男性更加清廉，表現(xiàn)在腐敗容忍度、腐敗程度等方面的差異。Dollar等人采用腐敗指數(shù)和1995年國際議會聯(lián)盟對近10年來各國女性在議會中比例的調(diào)查數(shù)據(jù)，從國家層面考察了女性與腐敗的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)女性在議會中的比例越高，這個(gè)國家的腐敗水平就越低，二者呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。[1]Mishalova和Melnykovska對前蘇聯(lián)的28個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的分析顯示，議會女性議員的數(shù)量和百分比與腐敗之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。[2]Sasiwimon用Dollar的方法對38個(gè)亞洲國家1997-2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，并通過應(yīng)用IV固定效應(yīng)和GMM回歸模型來減少內(nèi)生性問題。該研究發(fā)現(xiàn)，議會中婦女的比例與腐敗程度之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明增加?jì)D女參與政治程度可以顯著降低亞洲國家的腐敗程度。[3]Swamy等人則利用世界價(jià)值觀調(diào)查(World Value Survey)和世界銀行對格魯吉亞的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)絕大多數(shù)國家的女性對腐敗行為的容忍度都低于男性；并且男性管理者參與行賄的比例(12.5%)顯著高于女性管理者(4.6%)。[4]Kravtsova的研究顯示，女性相比男性更不容易具有后唯物主義價(jià)值觀(回歸系數(shù)為-0.112，在0.01水平顯著)，而具有后唯物主義價(jià)值觀(Post-materialists)的個(gè)體被證明具有更高的腐敗包容度。[5]Torgler和Valev基于對1981年至1999年間世界價(jià)值觀調(diào)查中8個(gè)歐洲國家的數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)女性比男性更加抵觸逃稅和腐敗行為。[6]Rivas通過對102名西班牙實(shí)驗(yàn)者的賄賂博弈實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，女性不僅在參與行賄的比例上顯著低于男性，且在行賄頻率和行賄額度上也顯著低于男性。[7]Marek和Bahník對200名捷克學(xué)生進(jìn)行模擬的賄賂交易實(shí)驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)女性收受賄賂的可能性略低于男性。[8]

近幾年，我國學(xué)者也開始關(guān)注性別與腐敗的關(guān)系問題。楊靜通過分析2009—2013年全國檢察機(jī)關(guān)立案偵查的職務(wù)犯罪數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)女性職務(wù)犯罪只占總數(shù)的9%，犯罪率顯著低于男性。[9]郭夏娟、涂文燕通過對1201名公職人員進(jìn)行問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，女性對13項(xiàng)腐敗行為(包括微小腐敗、權(quán)色交易等)的容忍度都顯著低于男性，并且認(rèn)為在官僚體制文化下，雖然部分女性性別文化會被解構(gòu)，但不會使得女性和男性文化完全同化，女性雖然也會參與腐敗，但相比男性程度更低。[10]康螢儀等人的實(shí)驗(yàn)室研究發(fā)現(xiàn)，男性在私人場合行賄多于在公共場合行賄，而女性在這兩種情況下行賄都較少。[11]

上述實(shí)驗(yàn)和研究雖然采用了不同研究角度和樣本數(shù)據(jù)，但都認(rèn)為女性比男性更加清廉，更少從事腐敗犯罪，提倡要提高女性的政治參與度來減少腐敗現(xiàn)象，降低腐敗程度。部分學(xué)者還援引了一些外國的例子予以印證，如印度立法強(qiáng)制要求國會中必須擁有1/3的女性議員，墨西哥政府支持和鼓勵更多女交警負(fù)責(zé)開具交通罰單，加納政府要求內(nèi)閣和安全部門增加女性成員數(shù)量等。[12]

(二)第二種觀點(diǎn)：“女性腐敗論”

“女性腐敗論”主張，女性領(lǐng)導(dǎo)干部在某些領(lǐng)域和環(huán)節(jié)比男性更加腐敗或具有更惡劣嚴(yán)重的行為特征。

1.部分研究者認(rèn)為，女性腐敗的隱蔽性特征較為突出。馬宜生在分析部分女性職務(wù)犯罪案件后提出，由于女性職務(wù)犯罪具有較強(qiáng)的隱蔽性，難以被發(fā)現(xiàn)，因此“女性職務(wù)犯罪的犯罪黑數(shù)可能更大”[13]。最高人民檢察院楊靜也認(rèn)為，女性職務(wù)犯罪具有隱蔽性，特別是在配偶或妻子類型的貪腐中，女性一般處于男性官員身后，依附于男性，利用男性官員的職權(quán)進(jìn)行腐敗交易，如果男性官員不被查處，女性犯罪則很難被“曝光”。另外，女性在實(shí)施職務(wù)犯罪時(shí)往往采用少量多次的方法，特別注意對違法行為的掩蓋，使得她們的犯罪行為更加隱蔽；加之在人們的傳統(tǒng)觀念里，對女性的職務(wù)犯罪問題關(guān)注較少，更加增強(qiáng)了女性職務(wù)犯罪的隱蔽性。[9]

2.部分實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，女性腐敗后的“互惠意愿”較低。Lambsdorff和Frank實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，女性官員在接受賄賂后不向行賄者提供便利的比例顯著高于男性官員，破壞了賄賂交易的互惠關(guān)系，降低了企業(yè)經(jīng)營者向女性官員行賄的意愿。[14]陳瑩等對南京大學(xué)72個(gè)學(xué)生進(jìn)行模擬實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在控制風(fēng)險(xiǎn)偏好、懲罰措施后，性別因素對官員是否受賄沒有顯著影響。但是受賄的女性干部為行賄對象提供幫助的可能性要少10.9%(在0.01水平顯著)。[15]

汪琦等通過對我國部分貪腐案件的分析認(rèn)為，性別歧視阻礙了女性官員擁有與男性平等的職業(yè)發(fā)展機(jī)會。“這使得她們轉(zhuǎn)移焦點(diǎn)，利用女性魅力換取她們本該在就業(yè)市場獲取而未能的經(jīng)濟(jì)收益”[16]。也有研究認(rèn)為，對女性領(lǐng)導(dǎo)干部的任命取決于“已經(jīng)享有特權(quán)的人(在大多數(shù)國家往往是男性)的安排”，因此女性干部的裙帶關(guān)系更為突出，“性賄賂”(既包括被迫使用性資本來換取相關(guān)利益，也包括主動利用性資本來獲取權(quán)力和資源)的案件數(shù)較多。[17]

(三)第三種觀點(diǎn)：中立論

“女性清廉論”和“女性腐敗論”也遭到了一些學(xué)者和實(shí)務(wù)部門工作人員的反對。反對者主要有如下三種觀點(diǎn)：

1.部分實(shí)證分析和模擬實(shí)驗(yàn)，并未得出腐敗存在顯著性別差異的結(jié)論。Dollar和Gatti在運(yùn)用德國出口商腐敗指數(shù)(GCI)對該結(jié)果作穩(wěn)健性實(shí)驗(yàn)時(shí)并沒有發(fā)現(xiàn)女性比例越高，腐敗水平越低的類似結(jié)果。Schwindt-Bayer利用美洲晴雨表調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在拉丁美洲國家，婦女在立法機(jī)構(gòu)中的代表性與公民對政府腐敗的看法之間沒有任何關(guān)系。[18]Shukralla和Allan發(fā)現(xiàn)，在21世紀(jì)初，6個(gè)國家的議會中女性比例沒有對腐敗產(chǎn)生顯著影響。[19]Debski和Jetter使用面板數(shù)據(jù)重新評估了117個(gè)國家的性別腐敗聯(lián)系，沒有發(fā)現(xiàn)性別與腐敗之間存在顯著關(guān)系。[20]Alfano和Baraldi使用參數(shù)估計(jì)和面板數(shù)據(jù)對1984年至2010年75個(gè)國家進(jìn)行實(shí)證分析，均未發(fā)現(xiàn)婦女在國會中的比例，對國家風(fēng)險(xiǎn)國際指南(The International Country Risk Guide)的腐敗指數(shù)有顯著影響。[21]有學(xué)者認(rèn)為，之所以之前部分研究顯示女性對腐敗有顯著影響，主要是因?yàn)檠芯繘]有控制國家政治體制差異這個(gè)重要變量，國家政治體制差異會同時(shí)影響腐敗程度和女性政治參與，可能存在反向因果關(guān)系，例如最為廉潔的西歐國家(采取比例代表制)的女性議員數(shù)量也往往較多。[22]Esarey和Chirillo使用世界價(jià)值觀調(diào)查的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，認(rèn)為腐敗的性別差異確實(shí)受到政治體制的影響，在官僚體制下，女性也會為了避免被集體排斥而參與腐敗。[23]Alatas對來自4個(gè)國家的1326名學(xué)生進(jìn)行了腐敗博弈實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在不同國家，性別對腐敗的影響不完全相同。澳大利亞學(xué)生在對待腐敗的態(tài)度上有著明顯的性別差異，而在印度、印度尼西亞和新加坡等三個(gè)亞洲國家，則沒有發(fā)現(xiàn)顯著的性別差異。[24]Sharma和Biswas對印度141名街頭小販的調(diào)研顯示，性別對行賄金額指標(biāo)等未產(chǎn)生顯著影響。[25](1)JustinEsarey(2019)的研究認(rèn)為，婦女在政府中的任職人數(shù)減少了腐敗現(xiàn)象；腐敗現(xiàn)象的增加減少了婦女在政府中的任職人數(shù)，這兩種影響都客觀存在。參見Esarey, J. &Schwindt-Bayer, L. (2019). Estimating Causal Relationships Between Women`s Representation in Government and Corruption. Comparative Political Studies.

我國學(xué)者的部分研究也印證了中國腐敗不存在顯著的性別差異觀點(diǎn)。趙彬?qū)衅髽I(yè)2643名職工的社會調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，不同性別職工對權(quán)力交易型腐敗認(rèn)知(男性97.3%、女性96.3%)、非法占有型腐敗認(rèn)知(男性84.4%、女性81.8%)、揮霍無度型腐敗認(rèn)知(男性91.9%、女性93.1%)、人事任用型腐敗認(rèn)知(男性93.2%、女性92.5%)無顯著差異。[26]高波、苗文龍(2013)在對897個(gè)已經(jīng)宣判的腐敗案件研究進(jìn)行Probit回歸分析時(shí)，也發(fā)現(xiàn)性別變量對腐敗風(fēng)險(xiǎn)沒有顯著的解釋關(guān)系。[27]

2.在社會性別歧視影響下，女性官員并不是更清廉，而是因?yàn)檎钨Y源較少缺乏足夠的犯罪機(jī)會。Alhassan-Alolo提出，“如果不限制腐敗的機(jī)會和社交網(wǎng)絡(luò)，就不能證明在公共部門的女性會更少從事腐敗”，他通過對135名來自加納警察和教育公共部門的官員進(jìn)行了虛擬情景實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)女性官員處于和男性官員一樣的腐敗機(jī)會和社會網(wǎng)絡(luò)中時(shí)，女性的腐敗率并不顯著低于男性。因?yàn)榧墑e越高的公職人員的權(quán)力越大，可獲得的腐敗機(jī)會也越大，而社會普遍歧視女性，致使女性得不到與男性同樣的高級職位和資源，所以女性的腐敗率才低于男性，而并非是因?yàn)榕宰陨淼赖赂痈呱?。[28]Frank將2007年透明國際的清廉指數(shù)(Corruption Perception Index)和同年社會觀察(SocialWatch)的性別平等指數(shù)(GEI)進(jìn)行相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，“性別平等指數(shù)與清廉指數(shù)正相關(guān)。低水平的腐敗伴隨著較平等的性別情況，反之亦然”[29]。賴修桂和趙學(xué)軍(2009)也認(rèn)為，在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，大量的財(cái)富、權(quán)力和各類資源流向了男性，導(dǎo)致女性官員獲得的腐敗機(jī)會和社交網(wǎng)絡(luò)較少。[30，31]

3.“女性清廉論”的心理學(xué)因素是女性更害怕風(fēng)險(xiǎn)。Schulze和Frank、Croson等的實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，女性比男性更加注重風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避。在腐敗行為沒有被查處風(fēng)險(xiǎn)的情況下，女性官員的腐敗率與男性官員差距并不顯著；而在有被查處風(fēng)險(xiǎn)的情況下，女性官員的腐敗率低于男性官員。[32，33]Barnes和Beaulieu對1105名美國民眾進(jìn)行了調(diào)研，發(fā)現(xiàn)女性更多是因?yàn)椤帮L(fēng)險(xiǎn)厭惡者”而較少腐敗。[34]Esarey和Schwindt-Bayer通過分析80個(gè)民主國家近20年的數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)當(dāng)腐敗行為容易被懲罰、問責(zé)時(shí)，女性會更加避免從事腐??；而當(dāng)腐敗行為不容易被問責(zé)時(shí)，女性和男性一樣會實(shí)施腐敗行為。[35]Catherine通過對智利女總統(tǒng)米歇爾·巴切萊特競選和主政過程的研究發(fā)現(xiàn)，女性領(lǐng)導(dǎo)及其家人的腐敗政治成本更高，當(dāng)媒體報(bào)道至少一個(gè)丑聞時(shí)，女性候選人的收視率下降，而男性候選人的收視率保持穩(wěn)定。[36]

持有第三種觀點(diǎn)的學(xué)者普遍有著中立的立場，他們對“女性廉潔論”持謹(jǐn)慎態(tài)度，對“女性腐敗論”持否定態(tài)度。姜樹廣、李成友的觀點(diǎn)很有代表性，他們認(rèn)為“實(shí)驗(yàn)研究中并非一致性地表明女性參與者的腐敗水平更低，但是女性腐敗水平高于男性的證據(jù)是幾乎沒有的，可以肯定的是，女性至少不會比男性更加腐敗”。[37]他們提倡應(yīng)該中立深入地研究性別與腐敗關(guān)系，反對簡單地將性別與腐敗進(jìn)行關(guān)聯(lián)比較。

二、研究設(shè)計(jì)和樣本數(shù)據(jù)

上述三種觀點(diǎn)的對立引發(fā)了筆者研究興趣，也受到紀(jì)律檢查部門、司法機(jī)關(guān)、婦聯(lián)組織等實(shí)務(wù)部門的關(guān)注。在控制了其他變量的前提下，“女性清廉論”或“女性腐敗論”在我國成立嗎？女性腐敗犯罪和男性是否存在顯著差異，如有，體現(xiàn)在哪些方面呢？

根據(jù)上述的文獻(xiàn)回顧，本文設(shè)置了性別與腐敗犯罪相關(guān)特征的以下四個(gè)研究假設(shè)：

H1.性別會影響腐敗金額

H2.性別會影響腐敗犯罪次數(shù)

H3.性別會影響腐敗犯罪人數(shù)

H4.性別會影響強(qiáng)制措施的使用

2018年筆者組成課題組，對2016年全國檢察機(jī)關(guān)公開的貪污賄賂罪(主要針對受賄罪、貪污罪)起訴書進(jìn)行實(shí)證分析?；赑ython程序配置網(wǎng)絡(luò)爬蟲軟件，對“人民檢察院案件信息公開網(wǎng)”的“法律文書公開”欄目中“起訴書”板塊(http://www.ajxxgk.jcy.cn/html/zjxflws/)同時(shí)滿足下述3個(gè)條件的文書進(jìn)行爬取：(1)文件類別為公開文書中的起訴書。(2)起訴罪名為《刑法》分則第8章貪污賄賂罪的第382條貪污罪、第385條受賄罪。(3)公開時(shí)間為2016年1月1日至2016年12月31日。

通過該方式獲取到9238個(gè)案例。根據(jù)《2017年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)，2016年我國人民檢察院決定起訴貪污賄賂案件為29640人。本研究的樣本數(shù)量占到當(dāng)年起訴數(shù)量的31.17%。其中，貪污罪5311人(女性被告人623人，占11.73%)；受賄罪4415人(女性被告人290人，占6.57%)，部分案件存在同時(shí)犯貪污罪、受賄罪的情況。

由于除性別因素外，其他因素也會影響腐敗。參照高波和苗文龍、韓冬京、張敏強(qiáng)等人的研究，[38]增加了其他控制變量，包括被告人的犯罪年齡、教育程度(學(xué)歷)和犯罪持續(xù)時(shí)間等；參照Sasiwimon的研究，控制了所在地域的經(jīng)濟(jì)差異和城鄉(xiāng)差異。為了統(tǒng)計(jì)方便，筆者對研究數(shù)據(jù)中的犯罪金額(貪污金額、受賄金額)、犯罪持續(xù)時(shí)間、犯罪次數(shù)取其對數(shù)值。變量設(shè)置完畢后，由課題組實(shí)習(xí)人員對相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行編碼和二次核對。

表1 部分主要變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、研究分析

本文采用最小二乘法(Ordinary Least Square，OLS)分別對腐敗犯罪金額、腐敗犯罪次數(shù)的對數(shù)值和腐敗犯罪人數(shù)進(jìn)行回歸分析，采用Probit方法對強(qiáng)制措施類型進(jìn)行回歸分析。經(jīng)過Stata軟件檢驗(yàn)，各模型均不存在共線性問題；同時(shí)為使模型中異方差的影響不敏感，本文回歸分析均采用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤(Robust Standard Error)。模型具有較好的擬合度。

(一)腐敗犯罪金額

樣本中，女性的腐敗犯罪金額平均數(shù)為67.79萬元，小于男性的93.24萬元。犯罪金額中位數(shù)為10萬元，與男性10.1萬元非常接近。相關(guān)分析顯示，性別和犯罪金額的相關(guān)系數(shù)為-0.004(P=0.6698)，不存在相關(guān)關(guān)系。

在模型(1a)中，筆者首先建立了Yln犯罪金額=β0+β1X女性+β2Xln犯罪持續(xù)時(shí)間+β3X犯罪人數(shù)+β4X犯罪年齡的計(jì)量模型，模型整體在0.01水平顯著，調(diào)整后的R方在0.178，但是性別變量不顯著(P=0.1728)，其他變量均在0.01水平顯著。為進(jìn)一步提升模型的擬合度，模型(1b)增加了學(xué)歷、經(jīng)濟(jì)、城鄉(xiāng)等控制變量，調(diào)整后的R方提升到0.299。模型(1b)表明，犯罪持續(xù)時(shí)間每增長1%，犯罪金額會增長2.88‰(在0.01水平顯著)；犯罪人數(shù)每增長1人，犯罪金額會降低20%(在0.01水平顯著)，但是性別變量更加不顯著(P=0.9772)。

為了進(jìn)一步觀察性別對不同腐敗犯罪類型犯罪金額的影響，筆者對不同性別被告人的貪污金額和受賄金額分別進(jìn)行了對比。女性貪污金額的平均數(shù)為47.80萬元，比男性(24.29萬元)多96.79%，女性的受賄金額平均數(shù)為54.18萬元，比男性(74.18萬元)低26.96%。相關(guān)分析中，性別和貪污金額與數(shù)值顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.0969(在0.01水平顯著)，但是性別和受賄金額與數(shù)值無相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.0097(P=0.5191)。模型(1c)、模型(1d)分別對貪污金額和受賄金額的對數(shù)值進(jìn)行了回歸分析，在控制其他變量的情況下，未發(fā)現(xiàn)兩者之間存在顯著關(guān)系。由此說明，“H1.性別會影響腐敗金額”的假設(shè)不成立。

表2 貪污賄賂犯罪金額對數(shù)值的OLS回歸分析

Robust standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

(二)腐敗犯罪次數(shù)

樣本中，女性的貪污受賄犯罪次數(shù)平均數(shù)為8.86次，與男性(9.04次)相近；中位數(shù)為3次，略低于男性(4次)。如果進(jìn)行分罪名分析，女性受賄次數(shù)的平均數(shù)為10.41次，比男性(11.26次)少7.52%；受賄次數(shù)中位數(shù)為4次，低于男性的6次。女性貪污次數(shù)的平均數(shù)為8.42次，比男性(6.65次)多26.68%；貪污次數(shù)中位數(shù)為3次，高于男性的2次。

表3 貪污賄賂犯罪次數(shù)對數(shù)值的OLS回歸分析

在控制其他變量條件下，性別因素對腐敗犯罪次數(shù)沒有顯著影響(P=0.251)。但是區(qū)分罪名后，模型(2b)顯示，性別因素對貪污犯罪次數(shù)有一定的正面影響，女性的貪污次數(shù)比男性多13.6%(在0.1水平上顯著，p=0.052)。性別因素對受賄犯罪次數(shù)有顯著的負(fù)面影響，女性的受賄次數(shù)比男性少24.0%(在0.01水平顯著)。由此說明，“H2.性別會影響腐敗犯罪次數(shù)”的假設(shè)成立，但是對貪污罪和受賄罪的影響作用相反。

表4 貪污賄賂犯罪人數(shù)的OLS回歸分析

(三)腐敗犯罪人數(shù)

樣本中，女性和男性的犯罪人數(shù)差別不大，中位數(shù)均為1人，平均數(shù)分別為1.98人和1.92人。其中，貪污犯罪人數(shù)的中位數(shù)均為2人，女性平均值(2.53人)與男性(2.50人)相近；受賄犯罪人數(shù)的中位數(shù)均為1人，女性平均值(1.98人)與男性(1.92人)相近。

在控制其他變量條件下，模型(3a)顯示，性別因素對犯罪人數(shù)有顯著影響，女性腐敗犯罪參與人數(shù)會比男性多0.266人(在0.01水平上顯著)。具體到貪污罪，模型(3b)顯示，性別因素對貪污人數(shù)有顯著影響，女性貪污犯罪參與人數(shù)會比男性多0.166人(在0.1水平上顯著)。模型(3c)顯示，性別因素對受賄人數(shù)沒有顯著影響(p=0.783)。由此說明，“H3.性別會影響腐敗犯罪人數(shù)”的假設(shè)對貪污罪成立，但是對受賄犯罪不成立。

(四)強(qiáng)制措施的使用

樣本中，女性腐敗犯罪的被逮捕率為35.92%，低于男性的42.05%(統(tǒng)計(jì)時(shí)，逮捕后變更強(qiáng)制措施為取保候?qū)?、監(jiān)視居住情況的，按照非逮捕處理)。其中，女性貪污犯罪的被逮捕率為32.47%高于男性的29.60%；女性受賄犯罪的被逮捕率為48.10%，低于男性的60.22%；同時(shí)犯貪污、受賄兩罪的樣本中，女性的被逮捕率為76.47%和男性(79.42%)相近。

在控制其他變量條件下，性別因素對強(qiáng)制措施類型有顯著影響，女性腐敗犯罪采取逮捕措施的可能性比男性低27.1%(在0.01水平顯著)。其中，在貪污犯罪中，女性犯罪嫌疑人強(qiáng)制措施適用率比男性低22.9%(在0.05水平顯著)。在受賄犯罪中，女性犯罪嫌疑人強(qiáng)制措施適用率比男性低24.7%(在0.05水平顯著)。由此說明，“H4.性別會影響強(qiáng)制措施的使用”的假設(shè)對貪污罪、受賄罪均成立。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)上述研究的穩(wěn)健性，筆者使用logistics方法進(jìn)行了回歸分析(見表6)。

首先，根據(jù)2016年4月18日最高人民法院、最高人民檢察院《關(guān)于辦理貪污賄賂刑事案件適用法律若干問題的解釋》，貪污、受賄20萬元以上的認(rèn)定為數(shù)額巨大，因此筆者建立了貪污(受賄)金額重大指標(biāo)作為被解釋變量。自變量和控制變量同表2(篇幅原因，下表未列出)。用logistics方法進(jìn)行回歸，模型(5a)(5b)顯示，性別因素對貪污(受賄)金額是否重大無顯著影響，P值分別為0.254、0.226，和模型(1c)、模型(1d)結(jié)論相似。

表5 貪污賄賂犯罪強(qiáng)制措施的Probit回歸分析

其次，根據(jù)“事不過三”的說法，設(shè)置了虛擬變量“貪污(受賄)次數(shù)3次”，3次及以上賦值為“1”，其他為“0”，以此作為被解釋變量。自變量和控制變量同表3，用logistics方法進(jìn)行回歸。模型(5c)顯示，性別因素對貪污次數(shù)是否超過3次有顯著影響，女性貪污多次(3次及以上)的可能性是男性的1.416倍(在0.05水平顯著)。模型(5d)顯示，性別因素對受賄次數(shù)是否超過3次有顯著影響，女性受賄多次(3次及以上)的可能性是男性的0.618倍(在0.01水平顯著)，這和模型(2b)模型(2c)結(jié)論相似。

表6 貪污賄賂犯罪相關(guān)因素的Logistics回歸分析

再次，根據(jù)是否多人犯罪設(shè)置虛擬變量，多人犯罪為“1”，獨(dú)自犯罪為“0”，以作為被解釋變量。自變量和控制變量同表4，用logistics方法進(jìn)行回歸。模型(5e)顯示，性別因素對貪污罪是否多人犯罪影響不顯著。模型(5f)顯示，性別因素對受賄罪是否多人實(shí)施有顯著影響，女性發(fā)生的可能性是男性的1.508倍(在0.05水平顯著)。這和模型(3b)模型(3c)的結(jié)論不同，主要是因?yàn)閮蓚€(gè)因變量之間有所差異。

最后，對Probit方法分析的強(qiáng)制措施影響因素用logistics方法進(jìn)行了類似分析。兩者結(jié)論一致。

四、結(jié)論與建議

本文的研究結(jié)論如下：在控制其他變量的前提下，性別因素不會影響腐敗金額，但會影響強(qiáng)制措施類型，對于女性被告人會更多地使用了非逮捕措施。性別因素對不同腐敗犯罪類型的犯罪次數(shù)有不同影響，女性對貪污犯罪會顯著增加犯罪次數(shù)，對受賄犯罪會顯著減少受賄次數(shù)。性別對不同腐敗犯罪類型犯罪人數(shù)的影響沒有通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

與前述文獻(xiàn)相比，本文使用了大樣本的中國腐敗犯罪起訴書數(shù)據(jù)，并加入了貪污罪、受賄罪不同罪名作為控制變量。依照本文的研究結(jié)論，“女性清廉論”和“女性腐敗論”均無法得到全部支持，筆者更傾向于從中立視角來看待性別的作用。顯然，從假設(shè)2的成立可知，性別對犯罪行為有顯著影響，但是對不同犯罪(貪污或受賄)的影響不一致，應(yīng)當(dāng)將性別看作是一個(gè)客觀因素，而不應(yīng)帶有價(jià)值判斷和先驗(yàn)知識地去觀測其影響方式和影響效果。

對于我國的廉政建設(shè)和反腐敗斗爭，筆者提出如下建議：

一是在全面從嚴(yán)治黨戰(zhàn)略和黨風(fēng)廉政建設(shè)中，不應(yīng)當(dāng)“疏漏”和忽視女性干部。本文研究發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量的前提下，貪污、受賄金額和性別沒有顯著關(guān)系，而貪污犯罪作案次數(shù)女性顯著多于男性。近年來，隨著我國女性領(lǐng)導(dǎo)干部數(shù)量的增多(2)2007年國務(wù)院新聞辦的新聞發(fā)布會顯示，各級女干部占到干部隊(duì)伍總數(shù)的40%。省、市、縣級領(lǐng)導(dǎo)班子中，女干部的配備率提高了17個(gè)百分點(diǎn)以上。到2005年底，省部級女領(lǐng)導(dǎo)已經(jīng)達(dá)到了241人，副國級女領(lǐng)導(dǎo)9人。參見新華社. 中國女性高層領(lǐng)導(dǎo)逐年增加 已有9位女國家領(lǐng)導(dǎo)人[ED/OL].http://www.gov.cn/jrzg/2007-05/15/content_615396.htm.，女性腐敗案件數(shù)量和比例也大幅增長，許多數(shù)字均能說明這一趨勢。江瑜、顏翔(2016)發(fā)現(xiàn)，2010年至2014年，江西省鷹潭市女性職務(wù)犯罪嫌疑人已經(jīng)占到立案總?cè)藬?shù)的19.7%。[39]韓冬京(2018)通過縱向?qū)Ρ?015年、2016年、2017年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)女性職務(wù)犯罪的涉案金額越來越大，反偵查意識也越來越強(qiáng)。[40]如果黨政主要負(fù)責(zé)人，紀(jì)檢監(jiān)察機(jī)關(guān)干部持有“女性清廉論”，容易放松對女干部的監(jiān)管監(jiān)督，也無法實(shí)現(xiàn)中央“反腐敗無禁區(qū)、全覆蓋、零容忍”的政策要求。

二是在腐敗懲治方面，應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持法律面前人人平等原則，合理使用強(qiáng)制措施。職務(wù)犯罪不同于暴力犯罪，在故意殺人、故意傷害等暴力犯罪中，由于不同性別的身體素質(zhì)等的差異，女性嫌疑人的社會危害性相對較低，因此較多使用取保候?qū)彽却胧?，這也符合《刑法》、《刑事訴訟法》的相關(guān)要求，具有法理依據(jù)，同時(shí)還有助于保護(hù)被告人的人身權(quán)益，減少對司法資源的占用。但是，職務(wù)犯罪屬于智力犯罪，相同犯罪情節(jié)、犯罪金額的女性被告人較多的采取非逮捕措施，可能會引發(fā)串供或者偽造、銷毀、隱匿證據(jù)等行為。因此無論從法律法理依據(jù)還是從司法機(jī)關(guān)現(xiàn)實(shí)辦案需要而言，都不應(yīng)當(dāng)出于同情或疏漏等原由對女性職務(wù)犯罪者從寬處理，建議本著法律面前人人平等的原則，對相同情節(jié)的女性被告人和男性被告人平等采取強(qiáng)制措施。

三是在腐敗預(yù)防方面，加強(qiáng)有關(guān)女性職務(wù)犯罪特征的研究，提升腐敗預(yù)防的針對性、有效性。女性腐敗犯罪除了具有職務(wù)犯罪的共同特征外，還具有自身特征，如在貪污犯罪中，女性干部更喜歡“小額多次”作案，傾向于多人合作。再如，辦案實(shí)踐中反映，女性腐敗更加受到家庭因素的影響，公私界限相對模糊，衍生出“美容腐敗”等女性特有的腐敗形式?？紤]到單位會計(jì)、財(cái)務(wù)等崗位多為女性干部，單位派駐紀(jì)檢監(jiān)察部門可以針對女性干部的心理特征和犯罪特征進(jìn)行有針對性的預(yù)防工作，協(xié)同審計(jì)部門加強(qiáng)審計(jì)率和抽查率，協(xié)同人事部門做好談心談話工作，及時(shí)進(jìn)行心理疏導(dǎo)和心理干預(yù)。針對性預(yù)防可以提升預(yù)防工作的有效性，避免“平均用力”帶來的預(yù)防工作效率低、效果差等問題，通過“嚴(yán)管厚愛”式的“早提醒、早預(yù)防、早警示”，充分運(yùn)用女性干部風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避偏好，降低女性干部的職務(wù)犯罪率。