文紅

摘 要： 本文運用2005——2014年中國各省、直轄市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)，對互聯(lián)網(wǎng)普及率和官員職務(wù)犯罪立案數(shù)之間的協(xié)整關(guān)系、格蘭杰因果關(guān)系進行分析，并對面板數(shù)據(jù)進行回歸模型的檢驗。結(jié)果表明，對于全國面板，互聯(lián)網(wǎng)普及率與官員職務(wù)犯罪立案數(shù)之間具有協(xié)整關(guān)系，回歸模型為個體隨機效應(yīng)模型，并且兩者之間具有穩(wěn)定的單向格蘭杰因果關(guān)系：即互聯(lián)網(wǎng)普及率是官員職務(wù)犯罪立案數(shù)的格蘭杰原因，但官員職務(wù)犯罪立案數(shù)并非互聯(lián)網(wǎng)普及率的格蘭杰原因；在對東、中、西部的分區(qū)域的面板分析得出，各區(qū)域面板的回歸模型均為個體隨機效應(yīng)模型，且各自的回歸系數(shù)估計值具有較為明顯的差異，呈現(xiàn)出一定的規(guī)律性。

由此可見，從全國范圍來看，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展對官員職務(wù)犯罪的曝光度有較為顯著的影響，這對整治貪腐之風(fēng)具有一定的現(xiàn)實意義，尤其是對于西部和中部地區(qū)。

關(guān)鍵詞： 互聯(lián)網(wǎng)；官員腐??；協(xié)整檢驗；Granger因果關(guān)系

【中圖分類號】 D630 【文獻標(biāo)識碼】 A【文章編號】 2236-1879（2018）14-0246-02

一、研究背景

我國網(wǎng)絡(luò)反腐最早開始于2003年，當(dāng)年被稱為中國民間輿論監(jiān)督第一人的李新德創(chuàng)立了“中國輿論監(jiān)督網(wǎng)”。同年，中華人民共和國最高人民檢察院設(shè)立全國檢察機關(guān)統(tǒng)一舉報網(wǎng)站，2005年12月28日，承擔(dān)官方網(wǎng)絡(luò)舉報重任的中央紀(jì)委、監(jiān)察部首次公布中央紀(jì)委信訪室、監(jiān)察部舉報中心的網(wǎng)址，這標(biāo)志著網(wǎng)上舉報正式獲得官方的認可。2010年12月29日，中國首次發(fā)布《中國的反腐敗和廉政建設(shè)》白皮書中，首肯網(wǎng)絡(luò)監(jiān)督的作用。近年來隨著網(wǎng)民參與度的提高，互聯(lián)網(wǎng)渠道已經(jīng)成為群眾監(jiān)督政府行為的重要渠道。

二、 數(shù)據(jù)

在本研究中，一個地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及狀況用互聯(lián)網(wǎng)普及率（X）即該地區(qū)每100名居民中的互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)量來衡量，使用官員職務(wù)犯罪立案數(shù)（Y）衡量官員腐敗的調(diào)查管理情況，研究共選取2005——2014年間中國共31個省、直轄市、自治區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率和官員職務(wù)犯罪立案數(shù)據(jù)來進行研究分析。

根據(jù)對數(shù)據(jù)初步分析，可粗略的判斷全國平均值數(shù)據(jù)并不平穩(wěn)，但兩序列都有逐步上升的趨勢，但兩序列的一階差分比較平穩(wěn)，二者可能存在一階協(xié)整關(guān)系?？蛇M一步進行實證分析。

三 、計量方法與實證結(jié)果

（一）面板單位根檢驗。

從檢驗結(jié)果可以看出，在全國面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗中，對兩個變量的水平值進行檢驗時，均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即各變量均是非平穩(wěn)過程。進一步對各變量的一階差分進行檢驗時，各檢驗統(tǒng)計量的結(jié)果均在1%的顯著水平上拒絕了原假設(shè)，即各變量的一階差分序列為平穩(wěn)過程，因此X和Y兩個變量均為一階單整I（1）過程。

（二）面板協(xié)整檢驗。

通過面板單位根檢驗結(jié)可知，互聯(lián)網(wǎng)普及率和官員職務(wù)犯罪的立案數(shù)的面板數(shù)據(jù)皆為一階單整，兩者之間可能存在協(xié)整關(guān)系。進一步做面板協(xié)整檢驗，本研究使用了Pedroni的7個統(tǒng)計量來檢驗協(xié)整關(guān)系是否存在。在全國面板的協(xié)整檢驗中，除Group rho統(tǒng)計量之外，其他六種檢驗統(tǒng)計量的結(jié)果均在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即可以認為兩者之間存在中長期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗。

選擇滯后期從1到4，檢驗兩個假設(shè)的F值和P值。從原假設(shè)1的檢驗結(jié)果來看，在10%的顯著水平上拒絕了原假設(shè)，其中，除了滯后期數(shù)為2，其余情況下均通過了5%顯著水平的Granger因果關(guān)系檢驗，即可以認為X是Y的Granger原因；同時還可以看到，檢驗結(jié)果無法拒絕原假設(shè)2，即可以確定Y不是X的Granger原因。即互聯(lián)網(wǎng)普及率會影響官員職務(wù)犯罪立案的案件數(shù)量，反之則不成立。

（四）面板回歸模型類型的選擇。

本文回歸模型類型的選擇主要依據(jù)F檢驗和Hausman檢驗來確定，根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗的結(jié)果，選擇個體隨機效應(yīng)模型對全國、東部、中部和西部面板進行回歸。在此設(shè)定模型為下：

αi是隨機變量，βi 為誤差項，uit為回歸系數(shù)列向量。模型回歸結(jié)果見表6。

由檢驗結(jié)果可知，互聯(lián)網(wǎng)普及率（X）對官員職務(wù)犯罪立案數(shù)（Y）的影響在全國面板、東部面板、中部面板、西部面板中均顯著。

根據(jù)實證結(jié)果可知，在全國面板中，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1%，官員的職務(wù)犯罪立案增加2.950件。對于東部面板，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1%，平均地說，官員職務(wù)犯罪立案增加2.510件；對于中部面板，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1%，平均地說，官員職務(wù)犯罪立案增加3.080件；對于西部面板，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1%，平均地說，官員職務(wù)犯罪立案增加件3.998件。

（五）實證結(jié)果分析。

通過對全國面板樣本數(shù)據(jù)的研究可初步表明：互聯(lián)網(wǎng)普及率與官員職務(wù)犯罪立案數(shù)之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即互聯(lián)網(wǎng)能夠增加官員職務(wù)犯罪的曝光率，進而增加對應(yīng)的執(zhí)法立案數(shù)。

從對區(qū)域面板的研究結(jié)果可以分析：不同區(qū)域估計得到的模型回歸系數(shù)參數(shù)估計值有較為明顯的差異，具體來看，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1%，平均地說，東、中、西部的職務(wù)犯罪立案分別增加2.510、3.080、3.396件。即在不同區(qū)域的比較中，互聯(lián)網(wǎng)的普及對于增加職務(wù)犯罪曝光率的效果在西部最為明顯，中部次之，東部相對最小。

四 、結(jié)論與建議

通過對全國省際面板數(shù)據(jù)對互聯(lián)網(wǎng)普及率與官員職務(wù)犯罪立案數(shù)之間關(guān)系的實證研究分析，可以得到以下結(jié)論：

第一，總的來說，互聯(lián)網(wǎng)的普及會有效增加官員貪腐之風(fēng)的曝光度。即在一定程度上，互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高會導(dǎo)致官員職務(wù)犯罪立案數(shù)的增加。這種作用機制在實際社會工作中通過網(wǎng)絡(luò)媒體輿論監(jiān)督、公民舉報、政府內(nèi)部電子政務(wù)等多種方式得以實現(xiàn)。

第二，在不同區(qū)域，這種正向影響具有一定的差異。通過對東部、中部、西部面板模型的研究來看，在經(jīng)濟發(fā)展總體上較為落后的中部和西部，互聯(lián)網(wǎng)對于增加腐敗曝光度的作用更為顯著。這可能是由于近年來中部和西部網(wǎng)絡(luò)科技的快速普及、國家新的意識形態(tài)、部分區(qū)域的行政體制改革以及反腐敗的政治愿望等多因素共同作用的結(jié)果。

從結(jié)果來看，互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高會導(dǎo)致官員職務(wù)犯罪立案數(shù)的增加。因此，可以認為：普及網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用有利于以及人民群眾對政府工作不良習(xí)氣的監(jiān)督，從而更好的加強黨政之風(fēng)的建設(shè)。鑒于網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用的普及對于反腐倡廉建設(shè)的有效作用，網(wǎng)絡(luò)反腐不失為對傳統(tǒng)監(jiān)督形式的有效輔助。

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