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摘 要： 本文运用2005——2014年中国各省、直辖市、自治区的数据，对互联网普及率和官员职务犯罪立案数之间的协整关系、格兰杰因果关系进行分析，并对面板数据进行回归模型的检验。结果表明，对于全国面板，互联网普及率与官员职务犯罪立案数之间具有协整关系，回归模型为个体随机效应模型，并且两者之间具有稳定的单向格兰杰因果关系：即互联网普及率是官员职务犯罪立案数的格兰杰原因，但官员职务犯罪立案数并非互联网普及率的格兰杰原因；在对东、中、西部的分区域的面板分析得出，各区域面板的回归模型均为个体随机效应模型，且各自的回归系数估计值具有较为明显的差异，呈现出一定的规律性。
由此可见，从全国范围来看，互联网的发展对官员职务犯罪的曝光度有较为显著的影响，这对整治贪腐之风具有一定的现实意义，尤其是对于西部和中部地区。
关键词： 互联网；官员腐败；协整检验；Granger因果关系
【中图分类号】 D630 【文献标识码】 A【文章编号】 2236-1879（2018）14-0246-02
一、研究背景
我国网络反腐最早开始于2003年，当年被称为中国民间舆论监督第一人的李新德创立了“中国舆论监督网”。同年，中华人民共和国最高人民检察院设立全国检察机关统一举报网站，2005年12月28日，承担官方网络举报重任的中央纪委、监察部首次公布中央纪委信访室、监察部举报中心的网址，这标志着网上举报正式获得官方的认可。2010年12月29日，中国首次发布《中国的反腐败和廉政建设》白皮书中，首肯网络监督的作用。近年来随着网民参与度的提高，互联网渠道已经成为群众监督政府行为的重要渠道。
二、 数据
在本研究中，一个地区的互联网普及状况用互联网普及率（X）即该地区每100名居民中的互联网用户数量来衡量，使用官员职务犯罪立案数（Y）衡量官员腐败的调查管理情况，研究共选取2005——2014年间中国共31个省、直辖市、自治区的互联网普及率和官员职务犯罪立案数据来进行研究分析。
根据对数据初步分析，可粗略的判断全国平均值数据并不平稳，但两序列都有逐步上升的趋势，但两序列的一阶差分比较平稳，二者可能存在一阶协整关系。可进一步进行实证分析。
三 、计量方法与实证结果
（一）面板单位根检验。
从检验结果可以看出，在全国面板数据的单位根检验中，对两个变量的水平值进行检验时，均不能拒绝“存在单位根”的原假设，即各变量均是非平稳过程。进一步对各变量的一阶差分进行检验时，各检验统计量的结果均在1%的显著水平上拒绝了原假设，即各变量的一阶差分序列为平稳过程，因此X和Y两个变量均为一阶单整I（1）过程。
（二）面板协整检验。
通过面板单位根检验结可知，互联网普及率和官员职务犯罪的立案数的面板数据皆为一阶单整，两者之间可能存在协整关系。进一步做面板协整检验，本研究使用了Pedroni的7个统计量来检验协整关系是否存在。在全国面板的协整检验中，除Group rho统计量之外，其他六种检验统计量的结果均在5%的显著性水平下拒绝原假设，即可以认为两者之间存在中长期、稳定的均衡关系。
（三）Granger因果关系检验。
选择滞后期从1到4，检验两个假设的F值和P值。从原假设1的检验结果来看，在10%的显著水平上拒绝了原假设，其中，除了滞后期数为2，其余情况下均通过了5%显著水平的Granger因果关系检验，即可以认为X是Y的Granger原因；同时还可以看到，检验结果无法拒绝原假设2，即可以确定Y不是X的Granger原因。即互联网普及率会影响官员职务犯罪立案的案件数量，反之则不成立。
（四）面板回归模型类型的选择。
本文回归模型类型的选择主要依据F检验和Hausman检验来确定，根据F检验和Hausman检验的结果，选择个体随机效应模型对全国、东部、中部和西部面板进行回归。在此设定模型为下：
αi是随机变量，βi 为误差项，uit为回归系数列向量。模型回归结果见表6。
由检验结果可知，互联网普及率（X）对官员职务犯罪立案数（Y）的影响在全国面板、东部面板、中部面板、西部面板中均显著。
根据实证结果可知，在全国面板中，互联网普及率每提高1%，官员的职务犯罪立案增加2.950件。对于东部面板，互联网普及率每提高1%，平均地说，官员职务犯罪立案增加2.510件；对于中部面板，互联网普及率每提高1%，平均地说，官员职务犯罪立案增加3.080件；对于西部面板，互联网普及率每提高1%，平均地说，官员职务犯罪立案增加件3.998件。
（五）实证结果分析。
通过对全国面板样本数据的研究可初步表明：互联网普及率与官员职务犯罪立案数之间存在单向的格兰杰因果关系，即互联网能够增加官员职务犯罪的曝光率，进而增加对应的执法立案数。
从对区域面板的研究结果可以分析：不同区域估计得到的模型回归系数参数估计值有较为明显的差异，具体来看，互联网普及率每提高1%，平均地說，东、中、西部的职务犯罪立案分别增加2.510、3.080、3.396件。即在不同区域的比较中，互联网的普及对于增加职务犯罪曝光率的效果在西部最为明显，中部次之，东部相对最小。
四 、结论与建议
通过对全国省际面板数据对互联网普及率与官员职务犯罪立案数之间关系的实证研究分析，可以得到以下结论：
第一，总的来说，互联网的普及会有效增加官员贪腐之风的曝光度。即在一定程度上，互联网普及率的提高会导致官员职务犯罪立案数的增加。这种作用机制在实际社会工作中通过网络媒体舆论监督、公民举报、政府内部电子政务等多种方式得以实现。
第二，在不同区域，这种正向影响具有一定的差异。通过对东部、中部、西部面板模型的研究来看，在经济发展总体上较为落后的中部和西部，互联网对于增加腐败曝光度的作用更为显著。这可能是由于近年来中部和西部网络科技的快速普及、国家新的意识形态、部分区域的行政体制改革以及反腐败的政治愿望等多因素共同作用的结果。
从结果来看，互联网普及率的提高会导致官员职务犯罪立案数的增加。因此，可以认为：普及网络应用有利于以及人民群众对政府工作不良习气的监督，从而更好的加强党政之风的建设。鉴于网络应用的普及对于反腐倡廉建设的有效作用，网络反腐不失为对传统监督形式的有效辅助。
参考文献
[1] Abushanab E A， Harb Y A， Alzoubi S Y. E-government as an anti-corruption tool： citizens perceptions[J]. International Journal of Electronic Governance， 2013， 6（3）：232-248.
[2] Bertot J C， Jaeger P T， Grimes J M. Using ICTs to create a culture of transparency： E-government and social media as openness and anti-corruption tools for societies[J]. Government Information Quarterly， 2010， 27（3）：264-271.
[3] Thomas Barnebeck Andersen. E-Government as an anti-corruption strategy ☆[J]. Information Economics & Policy， 2009， 21（3）：201-210.
[4] 黄威威. 网络监督权力腐败的规范性思考[J]. 理论探讨，2015，（02）：10-14.
[5] 邬贺铨：网络一定意义上起到了纪检想起到的作用[J]. 廉政瞭望（上半月），2017，（01）：15.
由此可见，从全国范围来看，互联网的发展对官员职务犯罪的曝光度有较为显著的影响，这对整治贪腐之风具有一定的现实意义，尤其是对于西部和中部地区。
关键词： 互联网；官员腐败；协整检验；Granger因果关系
【中图分类号】 D630 【文献标识码】 A【文章编号】 2236-1879（2018）14-0246-02
一、研究背景
我国网络反腐最早开始于2003年，当年被称为中国民间舆论监督第一人的李新德创立了“中国舆论监督网”。同年，中华人民共和国最高人民检察院设立全国检察机关统一举报网站，2005年12月28日，承担官方网络举报重任的中央纪委、监察部首次公布中央纪委信访室、监察部举报中心的网址，这标志着网上举报正式获得官方的认可。2010年12月29日，中国首次发布《中国的反腐败和廉政建设》白皮书中，首肯网络监督的作用。近年来随着网民参与度的提高，互联网渠道已经成为群众监督政府行为的重要渠道。
二、 数据
在本研究中，一个地区的互联网普及状况用互联网普及率（X）即该地区每100名居民中的互联网用户数量来衡量，使用官员职务犯罪立案数（Y）衡量官员腐败的调查管理情况，研究共选取2005——2014年间中国共31个省、直辖市、自治区的互联网普及率和官员职务犯罪立案数据来进行研究分析。
根据对数据初步分析，可粗略的判断全国平均值数据并不平稳，但两序列都有逐步上升的趋势，但两序列的一阶差分比较平稳，二者可能存在一阶协整关系。可进一步进行实证分析。
三 、计量方法与实证结果
（一）面板单位根检验。
从检验结果可以看出，在全国面板数据的单位根检验中，对两个变量的水平值进行检验时，均不能拒绝“存在单位根”的原假设，即各变量均是非平稳过程。进一步对各变量的一阶差分进行检验时，各检验统计量的结果均在1%的显著水平上拒绝了原假设，即各变量的一阶差分序列为平稳过程，因此X和Y两个变量均为一阶单整I（1）过程。
（二）面板协整检验。
通过面板单位根检验结可知，互联网普及率和官员职务犯罪的立案数的面板数据皆为一阶单整，两者之间可能存在协整关系。进一步做面板协整检验，本研究使用了Pedroni的7个统计量来检验协整关系是否存在。在全国面板的协整检验中，除Group rho统计量之外，其他六种检验统计量的结果均在5%的显著性水平下拒绝原假设，即可以认为两者之间存在中长期、稳定的均衡关系。
（三）Granger因果关系检验。
选择滞后期从1到4，检验两个假设的F值和P值。从原假设1的检验结果来看，在10%的显著水平上拒绝了原假设，其中，除了滞后期数为2，其余情况下均通过了5%显著水平的Granger因果关系检验，即可以认为X是Y的Granger原因；同时还可以看到，检验结果无法拒绝原假设2，即可以确定Y不是X的Granger原因。即互联网普及率会影响官员职务犯罪立案的案件数量，反之则不成立。
（四）面板回归模型类型的选择。
本文回归模型类型的选择主要依据F检验和Hausman检验来确定，根据F检验和Hausman检验的结果，选择个体随机效应模型对全国、东部、中部和西部面板进行回归。在此设定模型为下：
αi是随机变量，βi 为误差项，uit为回归系数列向量。模型回归结果见表6。
由检验结果可知，互联网普及率（X）对官员职务犯罪立案数（Y）的影响在全国面板、东部面板、中部面板、西部面板中均显著。
根据实证结果可知，在全国面板中，互联网普及率每提高1%，官员的职务犯罪立案增加2.950件。对于东部面板，互联网普及率每提高1%，平均地说，官员职务犯罪立案增加2.510件；对于中部面板，互联网普及率每提高1%，平均地说，官员职务犯罪立案增加3.080件；对于西部面板，互联网普及率每提高1%，平均地说，官员职务犯罪立案增加件3.998件。
（五）实证结果分析。
通过对全国面板样本数据的研究可初步表明：互联网普及率与官员职务犯罪立案数之间存在单向的格兰杰因果关系，即互联网能够增加官员职务犯罪的曝光率，进而增加对应的执法立案数。
从对区域面板的研究结果可以分析：不同区域估计得到的模型回归系数参数估计值有较为明显的差异，具体来看，互联网普及率每提高1%，平均地說，东、中、西部的职务犯罪立案分别增加2.510、3.080、3.396件。即在不同区域的比较中，互联网的普及对于增加职务犯罪曝光率的效果在西部最为明显，中部次之，东部相对最小。
四 、结论与建议
通过对全国省际面板数据对互联网普及率与官员职务犯罪立案数之间关系的实证研究分析，可以得到以下结论：
第一，总的来说，互联网的普及会有效增加官员贪腐之风的曝光度。即在一定程度上，互联网普及率的提高会导致官员职务犯罪立案数的增加。这种作用机制在实际社会工作中通过网络媒体舆论监督、公民举报、政府内部电子政务等多种方式得以实现。
第二，在不同区域，这种正向影响具有一定的差异。通过对东部、中部、西部面板模型的研究来看，在经济发展总体上较为落后的中部和西部，互联网对于增加腐败曝光度的作用更为显著。这可能是由于近年来中部和西部网络科技的快速普及、国家新的意识形态、部分区域的行政体制改革以及反腐败的政治愿望等多因素共同作用的结果。
从结果来看，互联网普及率的提高会导致官员职务犯罪立案数的增加。因此，可以认为：普及网络应用有利于以及人民群众对政府工作不良习气的监督，从而更好的加强党政之风的建设。鉴于网络应用的普及对于反腐倡廉建设的有效作用，网络反腐不失为对传统监督形式的有效辅助。
参考文献
[1] Abushanab E A， Harb Y A， Alzoubi S Y. E-government as an anti-corruption tool： citizens perceptions[J]. International Journal of Electronic Governance， 2013， 6（3）：232-248.
[2] Bertot J C， Jaeger P T， Grimes J M. Using ICTs to create a culture of transparency： E-government and social media as openness and anti-corruption tools for societies[J]. Government Information Quarterly， 2010， 27（3）：264-271.
[3] Thomas Barnebeck Andersen. E-Government as an anti-corruption strategy ☆[J]. Information Economics & Policy， 2009， 21（3）：201-210.
[4] 黄威威. 网络监督权力腐败的规范性思考[J]. 理论探讨，2015，（02）：10-14.
[5] 邬贺铨：网络一定意义上起到了纪检想起到的作用[J]. 廉政瞭望（上半月），2017，（01）：15.