腐败犯罪的性别差异性实证研究

金鸿浩，李凌

(1. 清华大学法学院，北京 100084) (2. 中国人民大学法学院，北京 100872)

一、关于腐败的性别差异论争

腐败存在显著的性别差异吗？该问题目前学界还存在一定争议。其中分歧较大的观点主要有以下三种：

(一)第一种观点：“女性清廉论”

“女性清廉论”主张女性比男性更加清廉，表现在腐败容忍度、腐败程度等方面的差异。Dollar等人采用腐败指数和1995年国际议会联盟对近10年来各国女性在议会中比例的调查数据，从国家层面考察了女性与腐败的关系，发现女性在议会中的比例越高，这个国家的腐败水平就越低，二者呈现出显著的负相关关系。[1]Mishalova和Melnykovska对前苏联的28个转型经济体的分析显示，议会女性议员的数量和百分比与腐败之间存在显著的负相关关系。[2]Sasiwimon用Dollar的方法对38个亚洲国家1997-2015年的相关数据进行研究，并通过应用IV固定效应和GMM回归模型来减少内生性问题。该研究发现，议会中妇女的比例与腐败程度之间存在负相关关系，表明增加妇女参与政治程度可以显著降低亚洲国家的腐败程度。[3]Swamy等人则利用世界价值观调查(World Value Survey)和世界银行对格鲁吉亚的调查数据，发现绝大多数国家的女性对腐败行为的容忍度都低于男性；并且男性管理者参与行贿的比例(12.5%)显著高于女性管理者(4.6%)。[4]Kravtsova的研究显示，女性相比男性更不容易具有后唯物主义价值观(回归系数为-0.112，在0.01水平显著)，而具有后唯物主义价值观(Post-materialists)的个体被证明具有更高的腐败包容度。[5]Torgler和Valev基于对1981年至1999年间世界价值观调查中8个欧洲国家的数据分析，发现女性比男性更加抵触逃税和腐败行为。[6]Rivas通过对102名西班牙实验者的贿赂博弈实验发现，女性不仅在参与行贿的比例上显著低于男性，且在行贿频率和行贿额度上也显著低于男性。[7]Marek和Bahník对200名捷克学生进行模拟的贿赂交易实验，研究发现女性收受贿赂的可能性略低于男性。[8]

近几年，我国学者也开始关注性别与腐败的关系问题。杨静通过分析2009—2013年全国检察机关立案侦查的职务犯罪数据，发现女性职务犯罪只占总数的9%，犯罪率显著低于男性。[9]郭夏娟、涂文燕通过对1201名公职人员进行问卷调查发现，女性对13项腐败行为(包括微小腐败、权色交易等)的容忍度都显著低于男性，并且认为在官僚体制文化下，虽然部分女性性别文化会被解构，但不会使得女性和男性文化完全同化，女性虽然也会参与腐败，但相比男性程度更低。[10]康萤仪等人的实验室研究发现，男性在私人场合行贿多于在公共场合行贿，而女性在这两种情况下行贿都较少。[11]

上述实验和研究虽然采用了不同研究角度和样本数据，但都认为女性比男性更加清廉，更少从事腐败犯罪，提倡要提高女性的政治参与度来减少腐败现象，降低腐败程度。部分学者还援引了一些外国的例子予以印证，如印度立法强制要求国会中必须拥有1/3的女性议员，墨西哥政府支持和鼓励更多女交警负责开具交通罚单，加纳政府要求内阁和安全部门增加女性成员数量等。[12]

(二)第二种观点：“女性腐败论”

“女性腐败论”主张，女性领导干部在某些领域和环节比男性更加腐败或具有更恶劣严重的行为特征。

1.部分研究者认为，女性腐败的隐蔽性特征较为突出。马宜生在分析部分女性职务犯罪案件后提出，由于女性职务犯罪具有较强的隐蔽性，难以被发现，因此“女性职务犯罪的犯罪黑数可能更大”[13]。最高人民检察院杨静也认为，女性职务犯罪具有隐蔽性，特别是在配偶或妻子类型的贪腐中，女性一般处于男性官员身后，依附于男性，利用男性官员的职权进行腐败交易，如果男性官员不被查处，女性犯罪则很难被“曝光”。另外，女性在实施职务犯罪时往往采用少量多次的方法，特别注意对违法行为的掩盖，使得她们的犯罪行为更加隐蔽；加之在人们的传统观念里，对女性的职务犯罪问题关注较少，更加增强了女性职务犯罪的隐蔽性。[9]

2.部分实验研究发现，女性腐败后的“互惠意愿”较低。Lambsdorff和Frank实验发现，女性官员在接受贿赂后不向行贿者提供便利的比例显著高于男性官员，破坏了贿赂交易的互惠关系，降低了企业经营者向女性官员行贿的意愿。[14]陈莹等对南京大学72个学生进行模拟实验，发现在控制风险偏好、惩罚措施后，性别因素对官员是否受贿没有显著影响。但是受贿的女性干部为行贿对象提供帮助的可能性要少10.9%(在0.01水平显著)。[15]

汪琦等通过对我国部分贪腐案件的分析认为，性别歧视阻碍了女性官员拥有与男性平等的职业发展机会。“这使得她们转移焦点，利用女性魅力换取她们本该在就业市场获取而未能的经济收益”[16]。也有研究认为，对女性领导干部的任命取决于“已经享有特权的人(在大多数国家往往是男性)的安排”，因此女性干部的裙带关系更为突出，“性贿赂”(既包括被迫使用性资本来换取相关利益，也包括主动利用性资本来获取权力和资源)的案件数较多。[17]

(三)第三种观点：中立论

“女性清廉论”和“女性腐败论”也遭到了一些学者和实务部门工作人员的反对。反对者主要有如下三种观点：

1.部分实证分析和模拟实验，并未得出腐败存在显著性别差异的结论。Dollar和Gatti在运用德国出口商腐败指数(GCI)对该结果作稳健性实验时并没有发现女性比例越高，腐败水平越低的类似结果。Schwindt-Bayer利用美洲晴雨表调查数据发现，在拉丁美洲国家，妇女在立法机构中的代表性与公民对政府腐败的看法之间没有任何关系。[18]Shukralla和Allan发现，在21世纪初，6个国家的议会中女性比例没有对腐败产生显著影响。[19]Debski和Jetter使用面板数据重新评估了117个国家的性别腐败联系，没有发现性别与腐败之间存在显著关系。[20]Alfano和Baraldi使用参数估计和面板数据对1984年至2010年75个国家进行实证分析，均未发现妇女在国会中的比例，对国家风险国际指南(The International Country Risk Guide)的腐败指数有显著影响。[21]有学者认为，之所以之前部分研究显示女性对腐败有显著影响，主要是因为研究没有控制国家政治体制差异这个重要变量，国家政治体制差异会同时影响腐败程度和女性政治参与，可能存在反向因果关系，例如最为廉洁的西欧国家(采取比例代表制)的女性议员数量也往往较多。[22]Esarey和Chirillo使用世界价值观调查的相关数据进行了分析，认为腐败的性别差异确实受到政治体制的影响，在官僚体制下，女性也会为了避免被集体排斥而参与腐败。[23]Alatas对来自4个国家的1326名学生进行了腐败博弈实验，发现在不同国家，性别对腐败的影响不完全相同。澳大利亚学生在对待腐败的态度上有着明显的性别差异，而在印度、印度尼西亚和新加坡等三个亚洲国家，则没有发现显著的性别差异。[24]Sharma和Biswas对印度141名街头小贩的调研显示，性别对行贿金额指标等未产生显著影响。[25](1)JustinEsarey(2019)的研究认为，妇女在政府中的任职人数减少了腐败现象；腐败现象的增加减少了妇女在政府中的任职人数，这两种影响都客观存在。参见Esarey, J. &Schwindt-Bayer, L. (2019). Estimating Causal Relationships Between Women`s Representation in Government and Corruption. Comparative Political Studies.

我国学者的部分研究也印证了中国腐败不存在显著的性别差异观点。赵彬对国有企业2643名职工的社会调查中发现，不同性别职工对权力交易型腐败认知(男性97.3%、女性96.3%)、非法占有型腐败认知(男性84.4%、女性81.8%)、挥霍无度型腐败认知(男性91.9%、女性93.1%)、人事任用型腐败认知(男性93.2%、女性92.5%)无显著差异。[26]高波、苗文龙(2013)在对897个已经宣判的腐败案件研究进行Probit回归分析时，也发现性别变量对腐败风险没有显著的解释关系。[27]

2.在社会性别歧视影响下，女性官员并不是更清廉，而是因为政治资源较少缺乏足够的犯罪机会。Alhassan-Alolo提出，“如果不限制腐败的机会和社交网络，就不能证明在公共部门的女性会更少从事腐败”，他通过对135名来自加纳警察和教育公共部门的官员进行了虚拟情景实验，发现当女性官员处于和男性官员一样的腐败机会和社会网络中时，女性的腐败率并不显著低于男性。因为级别越高的公职人员的权力越大，可获得的腐败机会也越大，而社会普遍歧视女性，致使女性得不到与男性同样的高级职位和资源，所以女性的腐败率才低于男性，而并非是因为女性自身道德更加高尚。[28]Frank将2007年透明国际的清廉指数(Corruption Perception Index)和同年社会观察(SocialWatch)的性别平等指数(GEI)进行相关性分析发现，“性别平等指数与清廉指数正相关。低水平的腐败伴随着较平等的性别情况，反之亦然”[29]。赖修桂和赵学军(2009)也认为，在我国经济转型过程中，大量的财富、权力和各类资源流向了男性，导致女性官员获得的腐败机会和社交网络较少。[30，31]

3.“女性清廉论”的心理学因素是女性更害怕风险。Schulze和Frank、Croson等的实验发现，女性比男性更加注重风险规避。在腐败行为没有被查处风险的情况下，女性官员的腐败率与男性官员差距并不显著；而在有被查处风险的情况下，女性官员的腐败率低于男性官员。[32，33]Barnes和Beaulieu对1105名美国民众进行了调研，发现女性更多是因为“风险厌恶者”而较少腐败。[34]Esarey和Schwindt-Bayer通过分析80个民主国家近20年的数据，也发现当腐败行为容易被惩罚、问责时，女性会更加避免从事腐败；而当腐败行为不容易被问责时，女性和男性一样会实施腐败行为。[35]Catherine通过对智利女总统米歇尔·巴切莱特竞选和主政过程的研究发现，女性领导及其家人的腐败政治成本更高，当媒体报道至少一个丑闻时，女性候选人的收视率下降，而男性候选人的收视率保持稳定。[36]

持有第三种观点的学者普遍有着中立的立场，他们对“女性廉洁论”持谨慎态度，对“女性腐败论”持否定态度。姜树广、李成友的观点很有代表性，他们认为“实验研究中并非一致性地表明女性参与者的腐败水平更低，但是女性腐败水平高于男性的证据是几乎没有的，可以肯定的是，女性至少不会比男性更加腐败”。[37]他们提倡应该中立深入地研究性别与腐败关系，反对简单地将性别与腐败进行关联比较。

二、研究设计和样本数据

上述三种观点的对立引发了笔者研究兴趣，也受到纪律检查部门、司法机关、妇联组织等实务部门的关注。在控制了其他变量的前提下，“女性清廉论”或“女性腐败论”在我国成立吗？女性腐败犯罪和男性是否存在显著差异，如有，体现在哪些方面呢？

根据上述的文献回顾，本文设置了性别与腐败犯罪相关特征的以下四个研究假设：

H1.性别会影响腐败金额

H2.性别会影响腐败犯罪次数

H3.性别会影响腐败犯罪人数

H4.性别会影响强制措施的使用

2018年笔者组成课题组，对2016年全国检察机关公开的贪污贿赂罪(主要针对受贿罪、贪污罪)起诉书进行实证分析。基于Python程序配置网络爬虫软件，对“人民检察院案件信息公开网”的“法律文书公开”栏目中“起诉书”板块(http://www.ajxxgk.jcy.cn/html/zjxflws/)同时满足下述3个条件的文书进行爬取：(1)文件类别为公开文书中的起诉书。(2)起诉罪名为《刑法》分则第8章贪污贿赂罪的第382条贪污罪、第385条受贿罪。(3)公开时间为2016年1月1日至2016年12月31日。

通过该方式获取到9238个案例。根据《2017年中国统计年鉴》的数据，2016年我国人民检察院决定起诉贪污贿赂案件为29640人。本研究的样本数量占到当年起诉数量的31.17%。其中，贪污罪5311人(女性被告人623人，占11.73%)；受贿罪4415人(女性被告人290人，占6.57%)，部分案件存在同时犯贪污罪、受贿罪的情况。

由于除性别因素外，其他因素也会影响腐败。参照高波和苗文龙、韩冬京、张敏强等人的研究，[38]增加了其他控制变量，包括被告人的犯罪年龄、教育程度(学历)和犯罪持续时间等；参照Sasiwimon的研究，控制了所在地域的经济差异和城乡差异。为了统计方便，笔者对研究数据中的犯罪金额(贪污金额、受贿金额)、犯罪持续时间、犯罪次数取其对数值。变量设置完毕后，由课题组实习人员对相关指标进行编码和二次核对。

表1 部分主要变量的描述统计结果

三、研究分析

本文采用最小二乘法(Ordinary Least Square，OLS)分别对腐败犯罪金额、腐败犯罪次数的对数值和腐败犯罪人数进行回归分析，采用Probit方法对强制措施类型进行回归分析。经过Stata软件检验，各模型均不存在共线性问题；同时为使模型中异方差的影响不敏感，本文回归分析均采用了稳健标准误(Robust Standard Error)。模型具有较好的拟合度。

(一)腐败犯罪金额

样本中，女性的腐败犯罪金额平均数为67.79万元，小于男性的93.24万元。犯罪金额中位数为10万元，与男性10.1万元非常接近。相关分析显示，性别和犯罪金额的相关系数为-0.004(P=0.6698)，不存在相关关系。

在模型(1a)中，笔者首先建立了Yln犯罪金额=β0+β1X女性+β2Xln犯罪持续时间+β3X犯罪人数+β4X犯罪年龄的计量模型，模型整体在0.01水平显著，调整后的R方在0.178，但是性别变量不显著(P=0.1728)，其他变量均在0.01水平显著。为进一步提升模型的拟合度，模型(1b)增加了学历、经济、城乡等控制变量，调整后的R方提升到0.299。模型(1b)表明，犯罪持续时间每增长1%，犯罪金额会增长2.88‰(在0.01水平显著)；犯罪人数每增长1人，犯罪金额会降低20%(在0.01水平显著)，但是性别变量更加不显著(P=0.9772)。

为了进一步观察性别对不同腐败犯罪类型犯罪金额的影响，笔者对不同性别被告人的贪污金额和受贿金额分别进行了对比。女性贪污金额的平均数为47.80万元，比男性(24.29万元)多96.79%，女性的受贿金额平均数为54.18万元，比男性(74.18万元)低26.96%。相关分析中，性别和贪污金额与数值显著相关，相关系数为0.0969(在0.01水平显著)，但是性别和受贿金额与数值无相关关系，相关系数为-0.0097(P=0.5191)。模型(1c)、模型(1d)分别对贪污金额和受贿金额的对数值进行了回归分析，在控制其他变量的情况下，未发现两者之间存在显著关系。由此说明，“H1.性别会影响腐败金额”的假设不成立。

表2 贪污贿赂犯罪金额对数值的OLS回归分析

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

(二)腐败犯罪次数

样本中，女性的贪污受贿犯罪次数平均数为8.86次，与男性(9.04次)相近；中位数为3次，略低于男性(4次)。如果进行分罪名分析，女性受贿次数的平均数为10.41次，比男性(11.26次)少7.52%；受贿次数中位数为4次，低于男性的6次。女性贪污次数的平均数为8.42次，比男性(6.65次)多26.68%；贪污次数中位数为3次，高于男性的2次。

表3 贪污贿赂犯罪次数对数值的OLS回归分析

在控制其他变量条件下，性别因素对腐败犯罪次数没有显著影响(P=0.251)。但是区分罪名后，模型(2b)显示，性别因素对贪污犯罪次数有一定的正面影响，女性的贪污次数比男性多13.6%(在0.1水平上显著，p=0.052)。性别因素对受贿犯罪次数有显著的负面影响，女性的受贿次数比男性少24.0%(在0.01水平显著)。由此说明，“H2.性别会影响腐败犯罪次数”的假设成立，但是对贪污罪和受贿罪的影响作用相反。

表4 贪污贿赂犯罪人数的OLS回归分析

(三)腐败犯罪人数

样本中，女性和男性的犯罪人数差别不大，中位数均为1人，平均数分别为1.98人和1.92人。其中，贪污犯罪人数的中位数均为2人，女性平均值(2.53人)与男性(2.50人)相近；受贿犯罪人数的中位数均为1人，女性平均值(1.98人)与男性(1.92人)相近。

在控制其他变量条件下，模型(3a)显示，性别因素对犯罪人数有显著影响，女性腐败犯罪参与人数会比男性多0.266人(在0.01水平上显著)。具体到贪污罪，模型(3b)显示，性别因素对贪污人数有显著影响，女性贪污犯罪参与人数会比男性多0.166人(在0.1水平上显著)。模型(3c)显示，性别因素对受贿人数没有显著影响(p=0.783)。由此说明，“H3.性别会影响腐败犯罪人数”的假设对贪污罪成立，但是对受贿犯罪不成立。

(四)强制措施的使用

样本中，女性腐败犯罪的被逮捕率为35.92%，低于男性的42.05%(统计时，逮捕后变更强制措施为取保候审、监视居住情况的，按照非逮捕处理)。其中，女性贪污犯罪的被逮捕率为32.47%高于男性的29.60%；女性受贿犯罪的被逮捕率为48.10%，低于男性的60.22%；同时犯贪污、受贿两罪的样本中，女性的被逮捕率为76.47%和男性(79.42%)相近。

在控制其他变量条件下，性别因素对强制措施类型有显著影响，女性腐败犯罪采取逮捕措施的可能性比男性低27.1%(在0.01水平显著)。其中，在贪污犯罪中，女性犯罪嫌疑人强制措施适用率比男性低22.9%(在0.05水平显著)。在受贿犯罪中，女性犯罪嫌疑人强制措施适用率比男性低24.7%(在0.05水平显著)。由此说明，“H4.性别会影响强制措施的使用”的假设对贪污罪、受贿罪均成立。

(五)稳健性检验

为了进一步检验上述研究的稳健性，笔者使用logistics方法进行了回归分析(见表6)。

首先，根据2016年4月18日最高人民法院、最高人民检察院《关于办理贪污贿赂刑事案件适用法律若干问题的解释》，贪污、受贿20万元以上的认定为数额巨大，因此笔者建立了贪污(受贿)金额重大指标作为被解释变量。自变量和控制变量同表2(篇幅原因，下表未列出)。用logistics方法进行回归，模型(5a)(5b)显示，性别因素对贪污(受贿)金额是否重大无显著影响，P值分别为0.254、0.226，和模型(1c)、模型(1d)结论相似。

表5 贪污贿赂犯罪强制措施的Probit回归分析

其次，根据“事不过三”的说法，设置了虚拟变量“贪污(受贿)次数3次”，3次及以上赋值为“1”，其他为“0”，以此作为被解释变量。自变量和控制变量同表3，用logistics方法进行回归。模型(5c)显示，性别因素对贪污次数是否超过3次有显著影响，女性贪污多次(3次及以上)的可能性是男性的1.416倍(在0.05水平显著)。模型(5d)显示，性别因素对受贿次数是否超过3次有显著影响，女性受贿多次(3次及以上)的可能性是男性的0.618倍(在0.01水平显著)，这和模型(2b)模型(2c)结论相似。

表6 贪污贿赂犯罪相关因素的Logistics回归分析

再次，根据是否多人犯罪设置虚拟变量，多人犯罪为“1”，独自犯罪为“0”，以作为被解释变量。自变量和控制变量同表4，用logistics方法进行回归。模型(5e)显示，性别因素对贪污罪是否多人犯罪影响不显著。模型(5f)显示，性别因素对受贿罪是否多人实施有显著影响，女性发生的可能性是男性的1.508倍(在0.05水平显著)。这和模型(3b)模型(3c)的结论不同，主要是因为两个因变量之间有所差异。

最后，对Probit方法分析的强制措施影响因素用logistics方法进行了类似分析。两者结论一致。

四、结论与建议

本文的研究结论如下：在控制其他变量的前提下，性别因素不会影响腐败金额，但会影响强制措施类型，对于女性被告人会更多地使用了非逮捕措施。性别因素对不同腐败犯罪类型的犯罪次数有不同影响，女性对贪污犯罪会显著增加犯罪次数，对受贿犯罪会显著减少受贿次数。性别对不同腐败犯罪类型犯罪人数的影响没有通过稳健性检验。

与前述文献相比，本文使用了大样本的中国腐败犯罪起诉书数据，并加入了贪污罪、受贿罪不同罪名作为控制变量。依照本文的研究结论，“女性清廉论”和“女性腐败论”均无法得到全部支持，笔者更倾向于从中立视角来看待性别的作用。显然，从假设2的成立可知，性别对犯罪行为有显著影响，但是对不同犯罪(贪污或受贿)的影响不一致，应当将性别看作是一个客观因素，而不应带有价值判断和先验知识地去观测其影响方式和影响效果。

对于我国的廉政建设和反腐败斗争，笔者提出如下建议：

一是在全面从严治党战略和党风廉政建设中，不应当“疏漏”和忽视女性干部。本文研究发现，在控制其他变量的前提下，贪污、受贿金额和性别没有显著关系，而贪污犯罪作案次数女性显著多于男性。近年来，随着我国女性领导干部数量的增多(2)2007年国务院新闻办的新闻发布会显示，各级女干部占到干部队伍总数的40%。省、市、县级领导班子中，女干部的配备率提高了17个百分点以上。到2005年底，省部级女领导已经达到了241人，副国级女领导9人。参见新华社. 中国女性高层领导逐年增加 已有9位女国家领导人[ED/OL].http://www.gov.cn/jrzg/2007-05/15/content_615396.htm.，女性腐败案件数量和比例也大幅增长，许多数字均能说明这一趋势。江瑜、颜翔(2016)发现，2010年至2014年，江西省鹰潭市女性职务犯罪嫌疑人已经占到立案总人数的19.7%。[39]韩冬京(2018)通过纵向对比2015年、2016年、2017年的数据，发现女性职务犯罪的涉案金额越来越大，反侦查意识也越来越强。[40]如果党政主要负责人，纪检监察机关干部持有“女性清廉论”，容易放松对女干部的监管监督，也无法实现中央“反腐败无禁区、全覆盖、零容忍”的政策要求。

二是在腐败惩治方面，应当坚持法律面前人人平等原则，合理使用强制措施。职务犯罪不同于暴力犯罪，在故意杀人、故意伤害等暴力犯罪中，由于不同性别的身体素质等的差异，女性嫌疑人的社会危害性相对较低，因此较多使用取保候审等措施，这也符合《刑法》、《刑事诉讼法》的相关要求，具有法理依据，同时还有助于保护被告人的人身权益，减少对司法资源的占用。但是，职务犯罪属于智力犯罪，相同犯罪情节、犯罪金额的女性被告人较多的采取非逮捕措施，可能会引发串供或者伪造、销毁、隐匿证据等行为。因此无论从法律法理依据还是从司法机关现实办案需要而言，都不应当出于同情或疏漏等原由对女性职务犯罪者从宽处理，建议本着法律面前人人平等的原则，对相同情节的女性被告人和男性被告人平等采取强制措施。

三是在腐败预防方面，加强有关女性职务犯罪特征的研究，提升腐败预防的针对性、有效性。女性腐败犯罪除了具有职务犯罪的共同特征外，还具有自身特征，如在贪污犯罪中，女性干部更喜欢“小额多次”作案，倾向于多人合作。再如，办案实践中反映，女性腐败更加受到家庭因素的影响，公私界限相对模糊，衍生出“美容腐败”等女性特有的腐败形式。考虑到单位会计、财务等岗位多为女性干部，单位派驻纪检监察部门可以针对女性干部的心理特征和犯罪特征进行有针对性的预防工作，协同审计部门加强审计率和抽查率，协同人事部门做好谈心谈话工作，及时进行心理疏导和心理干预。针对性预防可以提升预防工作的有效性，避免“平均用力”带来的预防工作效率低、效果差等问题，通过“严管厚爱”式的“早提醒、早预防、早警示”，充分运用女性干部风险规避偏好，降低女性干部的职务犯罪率。