金鴻浩，李凌

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

一、關于腐敗的性別差異論爭

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

(一)第一種觀點：“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查數(shù)據(jù)，從國家層面考察了女性與腐敗的關系，發(fā)現(xiàn)女性在議會中的比例越高，這個國家的腐敗水平就越低，二者呈現(xiàn)出顯著的負相關關系。[1]Mishalova和Melnykovska對前蘇聯(lián)的28個轉型經(jīng)濟體的分析顯示，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相關關系。[2]Sasiwimon用Dollar的方法對38個亞洲國家1997-2015年的相關數(shù)據(jù)進行研究，并通過應用IV固定效應和GMM回歸模型來減少內生性問題。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相關關系，表明增加婦女參與政治程度可以顯著降低亞洲國家的腐敗程度。[3]Swamy等人則利用世界價值觀調查(World Value Survey)和世界銀行對格魯吉亞的調查數(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值觀(Post-materialists)的個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年間世界價值觀調查中8個歐洲國家的數(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名西班牙實驗者的賄賂博弈實驗發(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名捷克學生進行模擬的賄賂交易實驗，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，我國學者也開始關注性別與腐敗的關系問題。楊靜通過分析2009—2013年全國檢察機關立案偵查的職務犯罪數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)女性職務犯罪只占總數(shù)的9%，犯罪率顯著低于男性。[9]郭夏娟、涂文燕通過對1201名公職人員進行問卷調查發(fā)現(xiàn)，女性對13項腐敗行為(包括微小腐敗、權色交易等)的容忍度都顯著低于男性，并且認為在官僚體制文化下，雖然部分女性性別文化會被解構，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]康螢儀等人的實驗室研究發(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]

上述實驗和研究雖然采用了不同研究角度和樣本數(shù)據(jù)，但都認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。部分學者還援引了一些外國的例子予以印證，如印度立法強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責開具交通罰單，加納政府要求內閣和安全部門增加女性成員數(shù)量等。[12]

(二)第二種觀點：“女性腐敗論”

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

1.部分研究者認為，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犯罪案件后提出，由于女性職務犯罪具有較強的隱蔽性，難以被發(fā)現(xiàn)，因此“女性職務犯罪的犯罪黑數(shù)可能更大”[13]。最高人民檢察院楊靜也認為，女性職務犯罪具有隱蔽性，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進行腐敗交易，如果男性官員不被查處，女性犯罪則很難被“曝光”。另外，女性在實施職務犯罪時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，對女性的職務犯罪問題關注較少，更加增強了女性職務犯罪的隱蔽性。[9]

2.部分實驗研究發(fā)現(xiàn)，女性腐敗后的“互惠意愿”較低。Lambsdorff和Frank實驗發(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72個學生進行模擬實驗，發(fā)現(xiàn)在控制風險偏好、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)展機會。“這使得她們轉移焦點，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)濟收益”[16]。也有研究認為，對女性領導干部的任命取決于“已經(jīng)享有特權的人(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系更為突出，“性賄賂”(既包括被迫使用性資本來換取相關利益，也包括主動利用性資本來獲取權力和資源)的案件數(shù)較多。[17]

(三)第三種觀點：中立論

“女性清廉論”和“女性腐敗論”也遭到了一些學者和實務部門工作人員的反對。反對者主要有如下三種觀點：

1.部分實證分析和模擬實驗，并未得出腐敗存在顯著性別差異的結論。Dollar和Gatti在運用德國出口商腐敗指數(shù)(GCI)對該結果作穩(wěn)健性實驗時并沒有發(fā)現(xiàn)女性比例越高，腐敗水平越低的類似結果。Schwindt-Bayer利用美洲晴雨表調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在拉丁美洲國家，婦女在立法機構中的代表性與公民對政府腐敗的看法之間沒有任何關系。[18]Shukralla和Allan發(fā)現(xiàn)，在21世紀初，6個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系。[20]Alfano和Baraldi使用參數(shù)估計和面板數(shù)據(jù)對1984年至2010年75個國家進行實證分析，均未發(fā)現(xiàn)婦女在國會中的比例，對國家風險國際指南(The International Country Risk Guide)的腐敗指數(shù)有顯著影響。[21]有學者認為，之所以之前部分研究顯示女性對腐敗有顯著影響，主要是因為研究沒有控制國家政治體制差異這個重要變量，國家政治體制差異會同時影響腐敗程度和女性政治參與，可能存在反向因果關系，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使用世界價值觀調查的相關數(shù)據(jù)進行了分析，認為腐敗的性別差異確實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個國家的1326名學生進行了腐敗博弈實驗，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名街頭小販的調研顯示，性別對行賄金額指標等未產(chǎn)生顯著影響。[25](1)JustinEsarey(2019)的研究認為，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。趙彬對國有企業(yè)2643名職工的社會調查中發(fā)現(xiàn)，不同性別職工對權力交易型腐敗認知(男性97.3%、女性96.3%)、非法占有型腐敗認知(男性84.4%、女性81.8%)、揮霍無度型腐敗認知(男性91.9%、女性93.1%)、人事任用型腐敗認知(男性93.2%、女性92.5%)無顯著差異。[26]高波、苗文龍(2013)在對897個已經(jīng)宣判的腐敗案件研究進行Probit回歸分析時，也發(fā)現(xiàn)性別變量對腐敗風險沒有顯著的解釋關系。[27]

2.在社會性別歧視影響下，女性官員并不是更清廉，而是因為政治資源較少缺乏足夠的犯罪機會。Alhassan-Alolo提出，“如果不限制腐敗的機會和社交網(wǎng)絡，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行了虛擬情景實驗，發(fā)現(xiàn)當女性官員處于和男性官員一樣的腐敗機會和社會網(wǎng)絡中時，女性的腐敗率并不顯著低于男性。因為級別越高的公職人員的權力越大，可獲得的腐敗機會也越大，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，而并非是因為女性自身道德更加高尚。[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)進行相關性分析發(fā)現(xiàn)，“性別平等指數(shù)與清廉指數(shù)正相關。低水平的腐敗伴隨著較平等的性別情況，反之亦然”[29]。賴修桂和趙學軍(2009)也認為，在我國經(jīng)濟轉型過程中，大量的財富、權力和各類資源流向了男性，導致女性官員獲得的腐敗機會和社交網(wǎng)絡較少。[30，31]

3.“女性清廉論”的心理學因素是女性更害怕風險。Schulze和Frank、Croson等的實驗發(fā)現(xiàn)，女性比男性更加注重風險規(guī)避。在腐敗行為沒有被查處風險的情況下，女性官員的腐敗率與男性官員差距并不顯著；而在有被查處風險的情況下，女性官員的腐敗率低于男性官員。[32，33]Barnes和Beaulieu對1105名美國民眾進行了調研，發(fā)現(xiàn)女性更多是因為“風險厭惡者”而較少腐敗。[34]Esarey和Schwindt-Bayer通過分析80個民主國家近20年的數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)當腐敗行為容易被懲罰、問責時，女性會更加避免從事腐??；而當腐敗行為不容易被問責時，女性和男性一樣會實施腐敗行為。[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)，女性領導及其家人的腐敗政治成本更高，當媒體報道至少一個丑聞時，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]

持有第三種觀點的學者普遍有著中立的立場，他們對“女性廉潔論”持謹慎態(tài)度，對“女性腐敗論”持否定態(tài)度。姜樹廣、李成友的觀點很有代表性，他們認為“實驗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]他們提倡應該中立深入地研究性別與腐敗關系，反對簡單地將性別與腐敗進行關聯(lián)比較。

二、研究設計和樣本數(shù)據(jù)

上述三種觀點的對立引發(fā)了筆者研究興趣，也受到紀律檢查部門、司法機關、婦聯(lián)組織等實務部門的關注。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)上述的文獻回顧，本文設置了性別與腐敗犯罪相關特征的以下四個研究假設：

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.性別會影響強制措施的使用

2018年筆者組成課題組，對2016年全國檢察機關公開的貪污賄賂罪(主要針對受賄罪、貪污罪)起訴書進行實證分析?；赑ython程序配置網(wǎng)絡爬蟲軟件，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/)同時滿足下述3個條件的文書進行爬?。?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個案例。根據(jù)《2017年中國統(tǒng)計年鑒》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(學歷)和犯罪持續(xù)時間等；參照Sasiwimon的研究，控制了所在地域的經(jīng)濟差異和城鄉(xiāng)差異。為了統(tǒng)計方便，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)時間、犯罪次數(shù)取其對數(shù)值。變量設置完畢后，由課題組實習人員對相關指標進行編碼和二次核對。

表1 部分主要變量的描述統(tǒng)計結果

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)進行回歸分析，采用Probit方法對強制措施類型進行回歸分析。經(jīng)過Stata軟件檢驗，各模型均不存在共線性問題；同時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)健標準誤(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。相關分析顯示，性別和犯罪金額的相關系數(shù)為-0.004(P=0.6698)，不存在相關關系。

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)時間+β3X犯罪人數(shù)+β4X犯罪年齡的計量模型，模型整體在0.01水平顯著，調整后的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。為進一步提升模型的擬合度，模型(1b)增加了學歷、經(jīng)濟、城鄉(xiāng)等控制變量，調整后的R方提升到0.299。模型(1b)表明，犯罪持續(xù)時間每增長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%。相關分析中，性別和貪污金額與數(shù)值顯著相關，相關系數(shù)為0.0969(在0.01水平顯著)，但是性別和受賄金額與數(shù)值無相關關系，相關系數(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系。由此說明，“H1.性別會影響腐敗金額”的假設不成立。

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)”的假設對貪污罪成立，但是對受賄犯罪不成立。

(四)強制措施的使用

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)計時，逮捕后變更強制措施為取保候審、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.性別會影響強制措施的使用”的假設對貪污罪、受賄罪均成立。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗上述研究的穩(wěn)健性，筆者使用logistics方法進行了回歸分析(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20萬元以上的認定為數(shù)額巨大，因此筆者建立了貪污(受賄)金額重大指標作為被解釋變量。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)結論相似。

表5 貪污賄賂犯罪強制措施的Probit回歸分析

其次，根據(jù)“事不過三”的說法，設置了虛擬變量“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)結論相似。

表6 貪污賄賂犯罪相關因素的Logistics回歸分析

再次，根據(jù)是否多人犯罪設置虛擬變量，多人犯罪為“1”，獨自犯罪為“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)的結論不同，主要是因為兩個因變量之間有所差異。

最后，對Probit方法分析的強制措施影響因素用logistics方法進行了類似分析。兩者結論一致。

四、結論與建議

本文的研究結論如下：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。

與前述文獻相比，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，應當將性別看作是一個客觀因素，而不應帶有價值判斷和先驗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和反腐敗斗爭，筆者提出如下建議：

一是在全面從嚴治黨戰(zhàn)略和黨風廉政建設中，不應當“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，隨著我國女性領導干部數(shù)量的增多(2)2007年國務院新聞辦的新聞發(fā)布會顯示，各級女干部占到干部隊伍總數(shù)的40%。省、市、縣級領導班子中，女干部的配備率提高了17個百分點以上。到2005年底，省部級女領導已經(jīng)達到了241人，副國級女領導9人。參見新華社. 中國女性高層領導逐年增加 已有9位女國家領導人[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犯罪嫌疑人已經(jīng)占到立案總人數(shù)的19.7%。[39]韓冬京(2018)通過縱向對比2015年、2016年、2017年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)女性職務犯罪的涉案金額越來越大，反偵查意識也越來越強。[40]如果黨政主要負責人，紀檢監(jiān)察機關干部持有“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，應當堅持法律面前人人平等原則，合理使用強制措施。職務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審等措施，這也符合《刑法》、《刑事訴訟法》的相關要求，具有法理依據(jù)，同時還有助于保護被告人的人身權益，減少對司法資源的占用。但是，職務犯罪屬于智力犯罪，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)還是從司法機關現(xiàn)實辦案需要而言，都不應當出于同情或疏漏等原由對女性職務犯罪者從寬處理，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制措施。

三是在腐敗預防方面，加強有關女性職務犯罪特征的研究，提升腐敗預防的針對性、有效性。女性腐敗犯罪除了具有職務犯罪的共同特征外，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。考慮到單位會計、財務等崗位多為女性干部，單位派駐紀檢監(jiān)察部門可以針對女性干部的心理特征和犯罪特征進行有針對性的預防工作，協(xié)同審計部門加強審計率和抽查率，協(xié)同人事部門做好談心談話工作，及時進行心理疏導和心理干預。針對性預防可以提升預防工作的有效性，避免“平均用力”帶來的預防工作效率低、效果差等問題，通過“嚴管厚愛”式的“早提醒、早預防、早警示”，充分運用女性干部風險規(guī)避偏好，降低女性干部的職務犯罪率。