Investigating the non-linear relationship between democracy and corruption and its role in the development of member countries of the Islamic Conference: Applying the Panel Smooth Threshold Regression Model
majid babaei agh esmaili
1
(
Ph.D International Economics, University
)
Hassan Khodavaisi
2
(
Associate Prof. of Economics
Urmia University
)
Keywords: democracy, Corruption, Panel Smooth Threshold Regression Model, Organization of the Islamic Conference (OIC) member countries,
Abstract :
In economic literature, corruption is defined as abusing public power for personal gain. Corruption affects gross domestic product, income distribution, human development, and in general, affects the economic and social structure of countries negatively and affects their credibility and competitiveness in the international economy. The importance of the issue of Democracy on the one hand and the extent of corruption on the other, highlights the need to examine the relationship between these two variables. In this paper, the nonlinear effects of Democracy on the corruption control index in the Organization of the Islamic Conference (OIC) member countries have been investigated during 2003-2019 using the PSTR model. The results of the estimation suggest a strong nonlinear relationship between variables and suggest a two regime model with a threshold of 0.1352 and a slope of 0.91. According to research findings, Democracy has a negative and significant effect in the first regime and a positive and significant effect on the corruption control index in the second regime, therefore, the U-shaped hypothesis between Democracy and the corruption control index is confirmed in the studied countries. The index of economic development and economic freedom in both regimes have a positive and significant effect on the index of corruption control. The effect of government size and women's participation rate (gender) on the corruption control index after the threshold limit and in the second regime is negative and positive, respectively. The effect of political stability is positive and significant before the threshold limit. Finally, inflation in the second regime has a negative and significant effect on the corruption control index.
journal of Region فصلنامه علمی برنامه ریزی منطقه ای
al Planning
of Regional Planning
Investigating the non-linear relationship between democracy and corruption and its role in the development of member countries of the Islamic Conference: Applying the Panel Smooth Threshold Regression Model
Abstract
In economic literature, corruption is defined as abusing public power for personal gain. Corruption affects gross domestic product, income distribution, human development, and in general, affects the economic and social structure of countries negatively and affects their credibility and competitiveness in the international economy. The importance of the issue of Democracy on the one hand and the extent of corruption on the other, highlights the need to examine the relationship between these two variables. In this paper, the nonlinear effects of Democracy on the corruption control index in the Organization of the Islamic Conference (OIC) member countries have been investigated during 2003-2019 using the PSTR model. The results of the estimation suggest a strong nonlinear relationship between variables and suggest a two regime model with a threshold of 0.1352 and a slope of 0.91. According to research findings, Democracy has a negative and significant effect in the first regime and a positive and significant effect on the corruption control index in the second regime, therefore, the U-shaped hypothesis between Democracy and the corruption control index is confirmed in the studied countries. The index of economic development and economic freedom in both regimes have a positive and significant effect on the index of corruption control. The effect of government size and women's participation rate (gender) on the corruption control index after the threshold limit and in the second regime is negative and positive, respectively. The effect of political stability is positive and significant before the threshold limit. Finally, inflation in the second regime has a negative and significant effect on the corruption control index.
Keywords: Democracy, Corruption, Panel Smooth Threshold Regression Model , Organization of the Islamic Conference (OIC) member countries
Extended Abstract
Introduction
Unfortunately, the available econometric evidence about the relationship between democracy and corruption is also misleading. Fisman and Gatti (2000) and Ades and De Tella (1998, 1999) could not find any positive relationship between political or civil rights related to democracy and corruption. On the other hand, Goel and Nelson (2005) found that corruption decreases with the degree of civil liberties associated with democracy. Chowdhury (2004) found that corruption decreases with Van Hansen's (1992) democracy index, while Treisman (2000) found that the reduction of corruption in a country depends on the age of its democracy. In contrast, there is other evidence that corruption increases, at least initially, in newly democratized countries. Informed observers in Indonesia (Rack, 2003; Robison & Hades, 2004; McLeod, 2005) and Thailand (Ammar, 1997; Pasuk & Baker, 1998; Rack, 2000; Hicken, 2001; Case, 2002) agree that Corruption in both countries increased after democratization because the collapse of centralized corruption networks gave way to deeper and more decentralized and free for all corruption. Also, newer evidence shows that corruption has decreased in both countries
With these explanations, the question that arises is, what is the reason for this apparent increase in corruption after democratization? Is there broader evidence that corruption subsequently collapses with the strengthening of democracy, creating an inverted U pattern? In the second part of this article, the discussions presented by Mehtadi and Roy (2003) and Rak (2007) are proofs of this issue.
Methodology
For analyzing data, panel smooth transition regression (PSTR) model is used, which was presented and expanded by Gonzalez et al. (2005) and Colletaz & Hurlin (2006) and We use the general model of the research, which is specified in the form of the following equation:
Where, COC: Corruption control index, Democracy: democracy index and The Control symbol indicates the control variables that are introduced below:
EF: economic freedom, GS: Government consumption expenditure as a percentage of GDP as the size of the government, LGDP: the logarithm of real per capita income as an economic development index, INF: consumer prices as an annual percentage for the inflation rate, FL: the share of women among all employees. In terms of percentage, it has been used for the participation rate index of women or gender and PSI: Political stability index.
Results and Discussion
The results of the estimation suggest a strong nonlinear relationship between variables and suggest a two regime model with a threshold of 0.1352 and a slope of 0.91. According to research findings, Democracy has a negative and significant effect in the first regime and a positive and significant effect on the corruption control index in the second regime, therefore, the U-shaped hypothesis between Democracy and the corruption control index is confirmed in the studied countries. The index of economic development and economic freedom in both regimes have a positive and significant effect on the index of corruption control. The effect of government size and women's participation rate (gender) on the corruption control index after the threshold limit and in the second regime is negative and positive, respectively. The effect of political stability is positive and significant before the threshold limit. Finally, inflation in the second regime has a negative and significant effect on the corruption control index
Conclusion
Based on the results of this study, suggestions should be made to facilitate the identification and control of activities mixed with corruption:
1) Considering the reducing effect of democracy on the level of corruption in high levels of democracy (the second regime), it is suggested that the studied countries create and institutionalize an efficient and stable democracy system in order to improve the democracy index, so that through participation People can control the problem of corruption by electing the government and parliament, enjoying free media and strengthening the monitoring and accountability system.
2) Political freedom is a prerequisite for economic freedom, therefore, economic freedom as another factor in reducing corruption is only possible with the implementation of monitoring mechanisms and the existence of a high level of democracy.
3) Legislators and statesmen of the studied countries should take the necessary measures for the fair distribution of income and reduce the class gap as a driving factor of corruption, in parallel with economic development.
4) Considering that with the size of the governments, the amount of corruption has also increased, so comprehensive policies and programs should be implemented in order to shrink the government, therefore more attention and emphasis should be placed on privatization and reduction of state monopolies, reduction The number of government employees, moving towards electronic government, etc. are among the measures that can lead to the shrinking of the public sector.
5) Increasing the relative share of women's employment reduces corruption. It is suggested to increase the share of women's participation in the government sector in these countries.
6) adopting macroeconomic policies in order to curb inflation and try to increase political stability as a tool to control corruption
|
فصلنامه علمی برنامه ریزی منطقه ای
|
مقاله پژوهشی
بررسي رابطه غيرخطي بين دموكراسي و فساد و نقش آن در توسعه كشورهاي عضو كنفرانس اسلامي: كاربردي از مدل انتقال ملايم آستانهاي پانلي
چكيده
در ادبیات اقتصادی، فساد به صورت سوء استفاده از قدرت عمومی برای سود شخصی تعریف میشود. فساد بر تولید ناخالص داخلی، توزیع درآمد، توسعه انسانی و به طور کلی بر ساختار اقتصادی و اجتماعی کشورها اثرات منفی داشته و اعتبار و قدرت رقابت پذیری آنها را در اقتصاد بین المللی تحت تأثیر قرار میدهد. اهمیت موضوع دموكراسي از یک سو و گستردگی فساد از سوی دیگر، نیاز به بررسی رابطه این دو متغیر را پررنگتر مینماید. در این مقاله، اثرات غیرخطی دموكراسي بر شاخص كنترل فساد، در کشورهای عضو سازمان كنفرانس اسلامي (OIC) برای دوره زمانی 2019-2003 با استفاده از مدل رگرسیون انتقال ملایم پانلی(PSTR) مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج برآورد مدل حاکی از وجود رابطهی غیرخطی میان متغیرهای مورد مطالعه بوده و یک مدل دو رژیمی با حد آستانهاي 1352/0 و پارامتر شیب 91/0 را پیشنهاد میکنند. براساس يافتههاي تحقيق، دموكراسي در رژيم اول تأثير منفي و معنيدار و در رژيم دوم تأثير مثبت و معني دار بر شاخص كنترل فساد دارد بنابراين فرضيه U شكل بين دموكراسي و شاخص كنترل فساد در كشورهاي مورد مطالعه تاييد ميشود. شاخص توسعه اقتصادي و آزادي اقتصادي در هر دو رژيم، تأثير مثبت و معنيدار بر شاخص كنترل فساد دارند. تأثير اندازهي دولت و نرخ مشاركت زنان (جنسيت) بر شاخص كنترل فساد بعد از حد آستانهاي و در رژيم دوم به ترتيب منفي و مثبت است. اثر ثبات سياسي قبل از حد آستانهاي مثبت و معنيدار است. نهايتا تورم در رژيم دوم تأثير منفي و معنيداري بر شاخص كنترل فساد دارد.
كلمات كليدي: دموكراسي، فساد، مدل انتقال ملايم آستانهاي پانلي، كشورهاي عضو سازمان كنفرانس اسلام
مقدمه
همواره از فساد به عنوان پدیدهای پیچیده با ابعاد گوناگون اجتماعی،سیاسی و اقتصادی یاد شده است. رواج سطح بالای فساد سبب ناکارآمدی سیاستهای دولتی، کاهش سرمایهگذاری و رشد اقتصادی میشود. لذا با توجه به تبعات منفی قابل توجه فساد، شناسایی عوامل موثر بر آن و اقدامات در جهت کاهش این پدیده مخرب، مورد توجه بسیاری از اقتصاددانان و سیاستگذاران توسعهی منطقهای قرار گرفته است. فساد زمانی رخ میدهد که نهادهای رسمی از موقعیت عمومی خود برای منافع شخصی استفاده کنند بدین منظور باید تعریفی را که بانک جهانی از فساد دارد، به صورت تعریف مشترک قبول کرد؛ بانک جهانی، «فساد را سوء استفاده از قدرت و مقام مأمور یا بدنهی دولت برای منافع شخصی» عنوان میکند.
گرايش به تمركززاديي از اقتدار سياسي همراه با تجربه دموكراتيك در دو دهه گذشته، در بسياري از نقاط جهان با افزايش موارد گزارششده فساد همراه بوده است، شواهدي از روسيه، تركيه، آمريكاي لاتين و جاهاي ديگري نمونههايي از اين ادعا است. اما اين موضوع گيجكننده به نظر ميرسد زيرا دموكراسي در مورد شفافيت، كنترل و تعادل است و از آنجايي كه دموكراسيهاي بالغ همواره فساد نسبتاً كمتري تجربه ميكنند. آيا ممكن است كه دموكراسي به افشاي اشكال پنهان فساد كمك كند؟ اگرنه، چه دليلي براي ارائه گزارشهاي بهظاهر بالاتر از فساد هست و اين چه معنايي براي آيندهي دموكراتيزه شدن در ساير نقاط جهان دارد؟ در نهايت با توجه به اينكه فساد بازدارنده رشد است ( Mauro, 1995) کنترل فساد چه تاثیر معناداری براي پتانسيل رشد اقتصادی واصلاحات دموكراتيك دارد؟ تلاش براي پاسخ به اين معما و پرسشهاي همراه آن، انگيزه اصلی نوشتن اين مقاله است.
متأسفانه شواهد اقتصادسنجي موجود در مورد رابطه دموكراسي و فساد هم گمراهكننده است . فيسمن و گاتي1 (2000) و آدس و ديتلا2 (1998، 1999) نتوانستند هيچ ارتباط مثبتي بين حقوق سياسي يا مدني مرتبط با دموكراسي و فساد پيدا كنند. از سوي ديگر گوئل و نلسون3 (2005) دريافتند كه فساد با درجهي آزاديهاي مدني مرتبط با دموكراسي كاهش مييابد. چاودري4 (2004) دريافت كه فساد با شاخص دموكراسي وانهانسن5 (1992) كاهش مييابد، در حالي كه تريزمن6 (2000) دريافت كه كاهش فساد در يك كشور به سن دموكراسي آن بستگي دارد. در مقابل شواهد ديگري نيز وجود دارد كه نشان ميدهد فساد، حداقل در ابتدا، در كشورهايي كه به تازگي دموكراتيزه شدهاند افزايش مييابد ( Mohatdi & Roe, 2003). ناظران آگاه در اندونزي (Roch, 2003؛ Robison & Hadiz, 2004؛ Mcleod, 2005 ) و تايلند (Ammar, 1997؛ Pasuk & Baker, 1998 ؛ Roch, 2000 ؛ Hicken, 2001 ؛ Case,2002) موافق هستند كه فساد در هر دو كشور به دنبال دموكراتيزه شدن افزايش يافت زيرا فروپاشي شبكههاي متمركز فساد جاي خود را به فساد عميقتر و غيرمتمركزتر و رايگان براي همه داد. همچنين شواهد جديدتر نشان ميدهد فساد در هر دو كشور كاهش يافته است (Kaufmann et al, 2007)
با اين توضيحات، سؤالي كه مطرح است اين است كه، دليل اين افزايش آشكار فساد پس از دموكراتيزه شدن چيست؟ آيا شواهد گستردهتري مبني بر اينكه فساد متعاًقبا با تحكيم دموكراسي، کاهش میبابد و الگوي U وارونه ايجاد ميكند وجود دارد؟ در بخش دوم اين مقاله، بحثهاي ارائهشده توسط مهتادي و روي (2003) و راك (2007) شواهدي دال بر اين موضوع ارائه خواهد شد.
بنابراین فرضیههای تحقیق حاضر به صورت زیر مطرح میشود:
1) دموكراسي تاثير غيرخطي و رژيمي بر سطح فساد دارد طوري كه اين ارتباط در سطوح پايين دموكراسي (رژيم اول)، مثبت و و معنيدار و در سطوح بالاي دموكراسي (رژيم دوم) منفي و معني دار است. (آزمون فرضيه U معكوس بين دموكراسي و فساد)
2) لگاريتم توليد ناخالص داخلي سرانه تاثير منفي و معنادار بر سطح فساد دارد.
3) اندازه دولت تاثير مثبت و معني دار بر سطح فساد دارد.
4) آزادي اقتصادي تاثير منفي و معنادار بر سطح فساد دارد.
5) نرخ مشاركت زنان( جنسيت) تاثير منفي و معنادار بر سطح فساد دارد.
6) شاخص ثبات سياسي تاثير منفي و معنادار بر سطح فساد دارد.
7) تورم تاثير مثبت و معني دار بر سطح فساد دارد.
مقاله در شش بخش سازماندهی شده است. پس از مقدمه، بخش دوم به ادبیات موضوع میپردازد. بخش سوم پيشينه تحقيق را بيان ميكند و بخش چهارم به معرفی مدل و روش تحقیق اختصاص دارد. در بخش پنجم به برآورد مدل و تحلیل نتایج پرداخته شده است. در بخش پایانی نیز جمعبندی و پیشنهادات ارائه شده است.
مباني نظري
ارتباط غيرخطي دموكراسي و فساد (فرضيه U وارون)
دموكراسي چگونه سطح فساد كشورها را تحت تأثير قرار ميدهد؟ اكثر تحليلگران استدلال ميكنند كه دموكراسي بيشتر به فساد كمتر منجر ميشود زيرا دموكراسي بيشتر، هزينه فعاليتهاي فاسد را افزايش ميدهد اين امر رانتجويان و مقامات دولتي فاسد را براي افزايش سرمايهگذاري در فعاليتهاي قانوني و كاهش در فعاليتهاي فاسد سوق ميدهد. با اين حال شواهد تجربي براي اين فرضيه ناچيز است به طوري كه تا قبل از ارائه تئوري مهتادي و روي (2003) هيچ توضيح قانعكننده و مستندي براي تأييد رابطهي آماري منفي بين فساد و دموكراسي وجود نداشت. آنها با توسعه یک مدل جرم و جنايت خاطر نشان كردند كه فرآيند رانتجويي (يا فساد) به سه عامل، رفتار كارگزاران دولت، رفتار رانتجويان و نقش دموكراسي در اين فرآيند بستگي دارد. در اين تئوري، رانتجويان سطحي از فعاليتهاي رانتجويانه را انتخاب ميكنند كه با معادلسازي منافع نهايي رانتجويي با منافع نهايي فعاليتهاي توليدي، درآمد آنها را حداكثر ميكند. كارگزاران دولتي نيز با انتخاب سطحي از فعاليتهاي فاسد كه منافع نهايي حاصل از فعاليت قانوني (دستمزد دولت) را با منافع نهايي فساد معادلسازي ميكند و درآمد آنها را به حداكثر ميرساند به تقاضاي رانت پاسخ ميدهند. (Mohatdi & Roe, 2003)
دموكراسي يا به طور دقيقتر وضعيت دموكراسي، از سه كانال وارد محاسبات رانتجويان و مقامات دولتي فاسد ميشود:
الف) كانال اول: دموكراسي هم جريان اطلاعات در دسترس رانتجويان و هم دسترسي آنها به مقامات دولتي را افزايش ميدهد. اطلاعات بهتر در مورد محل رانتها و دسترسي بيشتر به مقامات دولتي فاسد، بازده (يا پاداش) رانتجويي را بيشتر ميكند و در نتيجه سطح فساد را افزايش ميدهد. (Roch, 2007)
ب)كانال دوم : بالا رفتن بازدهي يا پاداش رانتجويي ذكر شده در كانال اول، ورود رقابتي به رانتجويي را تشويق ميكند و بازده رانتجويي يا فساد به دليل ازدحام رانتجويان كمتر شده و در نتيجه سطح فساد كاهش مييابد در مراحل ابتدايي و نوپا بودن وضعيت دموكراسي در كشورها، شدت تأثير كانال اول بر كانال دوم غلبه كرده و در حالي كه مجموع رانتها و فساد حداقل براي مدتي افزايش مييابد، مقامات دولتي در كشورهاي دموكراتيك با به حداكثر رساندن درآمد خالص رشوههايي كه از رانتجويان ميگيرند به افزايش درخواستهاي رانتجويي پاسخ ميدهند.
ج) كانال سوم: با اين حال دموكراسي چيزي بيش از افزايش جريان اطلاعات و دسترسي به مقامات دولتي انجام ميدهد. از آنجايي كه اين امر معمولا مستلزم شفافيت و پاسخگويي بيشتر است، تحريمها عليه رانتجويان و مقامات دولتي فاسد يا هزينههاي رانتجويي و فساد با دموكراسي بيشتر، افزايش مييابد كه بازده رانتجويان و مقامات دولتي فاسد را كاهش ميدهد. بنابراين تأثير نهايي دموكراسي بر رانتجويي و فساد بستگي به اين دارد كه تحريمها عليه رانتجويي و فساد تا چه اندازه به وضعيت دموكراسي حساس هستند. اگر حساسيت تحريمهاي دولتي به دموكراسي بيشتر، كم باشد، رانتجويي و فساد با دموكراسي بيشتر، افزايش مييابد، صرفا به اين دليل كه تحريمها آنقدر سريع افزايش نمييابند كه بازده نهايي رانتجويي و فساد را خفه كنند. با اين حال، در نهايت افزايش رقابت بين رانتجويان و افزايش تحريمها عليه رانتجويي و فساد (كانال دوم و سوم)، بازده رانتجويي را چنان پايين ميآورد كه مجموع رانت و فساد كاهش مييابد زماني كه وضعيت دموكراسي به اندازه كافي توسعه يافته باشد. به عبارت ديگر وقتي وضعيت دموكراسي در كشورها به حد كافي به مرحله بلوغ و تثبيت ميرسد تأثير كانالهاي دوم و سوم بر كانال اول غلبه كرده و سطح فساد كاهش مييابد. در مجموع اين موضوع نشان ميدهد كه رابطه فساد و دموكراسي از الگوي U وارون پيروي ميكند. (Mohatdi & Roe, 2003؛ Roch, 2007) اين ارتباط غيرخطي U وارون در مدل تئوريكي ارائه شده توسط مهتادي و روي (2003) اثبات شده است7. اين مقاله به دنبال آزمون تجربي تئوري ارائه شده در اين زمينه است.
ساير متغيرهاي تاثيرگذار بر سطح فساد
علاوه بر دموكراسي، متغيرهاي ديگري نيز سطح فساد را تحت تأثير قرار ميدهند كه كانالهاي اثرگذاري آنها در ادامه تشريح ميشود:
توسعه اقتصادی
بر اساس سلدادویو و د هان (2006)، میزان فساد در کشورها با درآمد سرانه مرتبط است. کشورهای ثروتمند دارای سطوح کمتری از فساد هستند، زیرا افزایش درآمد سرانه باعث کاهش رانتجویی و اختصاص منابع بیشتر برای مبارزه با فساد میشود. مطالعات قبلی نیز نشان میدهند که درآمد سرانه و سطوح فساد رابطه منفی دارند (Braun & Di Tella, 2004 ؛ Chang-Golden, 2004؛ Brown et al, 2005 ؛ Lederman et al, 2005 ؛ Shabbir & Anwar, 2007).
اندازه دولت
بکر8 برنده جایزه نوبل اقتصاد، معتقد است که دولت منشا اصلی فساد است و فساد فقط با از بین بردن دولت ریشهکن میشود. اما در مورد کانادا، دانمارک، فنلاند، سوئد و هلند با شفافیت بالا، اندازه دولت بزرگتر است (Tanzi, 1998 ). بنابراین حضور دولت مهم نیست بلکه نحوه عملکرد دولت مهم است.
دو فرضیه در مورد تاثیر اندازه دولت بر فساد وجود دارد. فرضیه اول: اینکه دولتهای بزرگتر از فساد جدیتری رنج میبرند؛ زیرا دولت بزرگ به معنای وجود سازمانهای اداری بیشتر و کارمندان و تصمیمگیرندگان بیشتر است و این باعث افزایش احتمال فساد و رشوه میشود(Rose-Ackerman, 1999 ؛ Lapalombara, 1994) فرضیه دوم: اینکه دولتهای بزرگتر، نظارت و یکنواختی بیشتری دارند و در نتیجه سطح فساد کمتری دارند. (Elliot, 1997 ؛ Bonaglia et al, 2001 ؛ Fisman & Gatti, 2002)
آزادی اقتصادی
فرشته9 (2001)، ناک و ازفار10 (2003) و سلداویو و د هان (2006) نشان میدهند که محدودیتهای آزادیهای اقتصادی مانند محدودیتهای تجارت خارجی، سرمایهگذاری خارجی و بازارهای سرمایه، فساد را ترغیب میکنند زیرا این محدودیتها، فرصتهایی را برای رشوه و سایر اقدامات فاسد مهیا میکنند برومن و راناتینی11 (2000و 2002) نشان دادند که فساد در محیطهای اقتصادی محدود، که در آن شرکتها موانع قابل توجهی برای ورود و خروج دارند رایجتر است.
ثبات سياسي
دو تحليل متضاد در مورد تاثير ثبات سياسي بر فساد وجود دارد: برخي استدلال كردهاند كه با وجود ثبات سياسي و عدم وجود جنگ داخلي و انقلاب ، قدرتمندان مجال بهرهوری نابجا از قدرت در راستاي كسب منافع خودشان را نخواهند داشت (Pellegrini & Reyer, 2008) برعکس ثبات زياد، باعث افزایش انگيزه كارمندان را براي مشارکت در اعمال فساد میشود. (Olson, 1982)
نرخ مشاركت زنان (جنسيت)
با توجه به دلايلي كه در زير مطرح ميشود افزايش اشتغال زنان اثر كاهشي بر فساد دارد:
الف) با توجه به اينكه فساد يک رویداد پرمخاطره است و انجام فعاليتهاي مربوط به آن نيازمند تقبل ريسك ميباشد، در نتيجه افرادي كه در اين حیطه وارد ميشوند باید مجهز به ويژگي ريسكپذيري باشند. طبق نتايج مطالعات تجربي، گروه بانوان نسبت به مردان ریسکپذیری کمتری دارند (Dollar et al, 2001) به عبارت ديگر مردان بيشتر از زنان ريسكپذير هستند و زنان نسبت به ريسك انفعالي عمل ميكنند (Mohamadi et al, 2011). از آنجا كه فعاليتهاي فاسد هميشه با خطر کشف و مجازات همراه است در نتيجه زنان براي كاهش اين ريسكها، كمتر به انجام فعاليتهاي رانتجويانه ترغيب ميشوند زيرا محققين بر اين باورند كه ريسكپذيري زنان كمتر از مردان ميباشد(Rivas, 2008) و همچنين زنان در مقابل مجازات ناشي از تخلف آسيبپذيرتر هستند (Esarey & Chirillo, 2013).
ب) کارفرمایان زن تمايل كمتري به پرداخت رشوه دارند و از مديران زن انتظار میرود که فساد را کاهش دهند، زیرا آنها فساد را مانعي براي بهرهبرداري از تجارت ميدانند. (Breen et al, 2017)
ج) براساس تحقيقات زنان به موقعیت اجتماعي خود ارزش بيشتري قائلند و ترس آنان براي از دست دادن اين جايگاه بيش از مردان است.
د) زنان دیرتر از مردان وارد بازار كار و سياست میشوند. به دليل اين حضور با تاخير است كه آنان هنوز با ساختارهای فاسد و نحوهي عملکرد آن آشنايي ندارند.
تورم
براساس نتایج مقالات و مطالعات علمی انجام شده در زمینه رابطه تورم و فساد، بین تورم و فساد رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. یعنی افزایش مستمر قیمتها باعث بالا رفتن سطح فساد میشود. تورم، که به عنوان افزایش در سطح عمومی قیمتها تعریف میشود، باعث كاهش قدرت خريد مردم، به ویژه گروههای کم درآمد جامعه و در نتیجه افزایش شکاف طبقاتي، فقر و نابرابري ميشود اين محدوديتها بر انگيزه عاملان اقتصادي براي ارتكاب اعمال مجرمانه اثر ميگذارد. از سوي ديگر در شرايط تورمي چون نرخ بهره واقعي تسهيلات مالي گاهي به صفر يا حتي زير آن ميرسد رقابت براي دستیابی به اين منابع مالي شكل ميگيرد كه باعث افزايش تقاضا براي وام و اعتبارات و در نهايت محدوديت در دسترسي به آن ميشود كه این محدويتها باعث میشود افراد براي بهرهبرداری از منابع مالي دست به فعالیتهای فسادآمیز بزنند و در نهایت تورم، منابع را از حوزههای تولیدی جامعه به سمت فعالیتهای غیرمولد سوق میدهد كه بستر فساد در جامعه است.
پیشینه تحقیق
مطالعات داخلي
دهمرده و همكاران (1391) با استفاده از رويكرد دادههاي تابلويي، طي سالهاي (2003- 2010) اثر اندازه دولت بر فساد با تأكيد بر نقش دموكراسي در 16 كشورمنتخب عضو منطقه منا را تجزيه و تحليل كردهاند. نتايج نشان ميدهد كه گسترش اندازه دولت، يا پايين بودن سطح دموكراسي ميتواند سطح فساد در منطقه را افزايش دهد. همچنين اثر تعاملي اندازه دولت و دموكراسي بر فساد، گوياي اين مطلب است كه با كاهش يافتن ميزان دموكراسي، اندازه بزرگتر دولت، ميزان فساد را كاهش ميدهد.
بهرامي و پهلواني (1392) به بررسي تأثير دموكراسي و حقوق مالكيت بر كاهش فساد در كشورهاي عضو منا طي سالهاي 2012- 2003 با استفاده از فنون اقتصادسنجي تابلویی اثرات ثابت و روش حداقل مربعات تعميميافته پرداختهاند. نتايج حاصل از اين مطالعه دلالت بر اين دارد كه دموكراسي و حقوق مالكيت تأثير مثبت و معناداري بر شاخص ادراك فساد در كشورهاي مورد بررسي داشته است. علاوه بر اين شاخص توسعه اقتصادي، متغير تورم و نرخ پسانداز اثر منفي و معنادار و سرمايه انساني اثر مثبت و معناداري بر شاخص ادراك فساد داشتهاند.
حيدري و همكاران (1393) با بكارگيري رويكرد GMM طي دوره 1996 تا 2011 در كشورهاي عضو اوپك،تأثير اندازه دولت و دموكراسي بر فساد را بررسي كردهاند. نتايج نشان ميدهند كه اندازه دولت با ضريب 30/0- منجر به افزايش فساد و دموكراسي با ضريب 54/1 منجر به كاهش فساد ميشود كه گوياي نقش قابل توجه دموكراسي در كاهش فساد است.
سپهردوست و برجیسیان (1395) به بررسی تاثیر متغیرهای زمینهای دموکراسی بر کنترل فساد اقتصادی با تاکید بر حقوق مالکیت در 53 کشور متخب و سالهای 1996 تا 2013 پرداختهاند نتایج نشان میدهد که دموکراسی اثر منفی معنیدار بر فساد دارد. همچنین حقوق مالکیت، نرخ رشد اقتصادی و سرمایهگذاری رابطه منفی معنیداری با فساد دارند. به عبارت دیگر افزایش این متغیرها موجب کاهش فساد در اقتصاد شده است از سوی دیگر ضریب جینی و بیثباتی سیاسی رابطهی مثبت معنیداری با شاخص فساد دارند.
علوی و همکاران (1397) در مطالعهی خود به دنبال جواب این سوال هستند که ریشههای فساد اداری در سازمانهای دولتی ایران کداماند؟ برای این منظور ابتدا با استفاده از روش فراتحلیل صد مقاله معتبر خارجی را مرور کرده و در نهایت با استفاده از روش رگرسیونی به بررسی ریشههای فساد اداری ایران طی یک دورهی 16 ساله پرداختند. یافتههای پژوهش نشان میدهد که برقرای دموکراسی و بهبود کیفیت بوروکراسی، فساد را در بازهی زمانی مطالعه کاهش داده، ولی کاهش اندازه دولت، کاهش درآمدهای نفتی و افزایش حاکمیت قانون و افزایش توسعه انسانی، در طی این مدت، بر کاهش فساد اداری موثر نبوده است.
خوشنودی و همکاران (1398) با استفاده از روش دادههای تابلویی، اثر متقابل دموکراسی و امنیت حقوق مالکیت روی فساد مالی در 59 کشور منتخب توسعهیافته و در حالتوسعه ازجمله ایران در دوره 2014 – 2005 موردبررسی قرار دادهاند نتایج حاصل از برآورد مدل با شاخصهای مختلف دموکراسی (polity2 ، political ، Rights ، FH ) نشان میدهد که باوجود اینکه حفاظت از حقوق مالکیت، در هر محیطی سیاسی باعث کاهش فساد مالی میشود، وجود دموکراسی در جامعه، به تنهایی نمیتواند فساد مالی را کاهش دهد و برای اینکه این متغیر بتواند اثر منفی روی فساد مالی داشته باشد باید با سطوح بالای امنیت حقوق مالکیت همراه شود.
همایونیفر و توتونچی (1400) عوامل موثر بر فساد اداری در کشورهای منتخب تولیدکننده نفت با طبقهبندی به دو گروه کشورهای با سطح درآمد سرانه بالا و کشورهای با سطح درآمد پایین در بازهی زمانی 1996 تا 2017 را بکارگیری روش پانل کوانتایل مطالعه کردهاند. نتایج نشان میدهد که در هر دو گروه از کشورها افزایش رشد اقتصادی، دموکراسی و بهبود توزیع درآمد میتواند موجب کاهش فساد شود. از سوی دیگر افزایش دو متغیر نسبت هزینههای دولت به GDP و شاخص بروکراسی در کشورهای تولیدکنندهی نفت با سطح درآمد پایین موجب افزایش فساد میشود؛ در حالی که در کشورهای تولیدکنندهی نفت با سطح درآمدی بالا به بهبود شاخص فساد اداری منجر میشود.
شاهآبادی، ابوالفضل و همکاران (1402) با استفاده از دادههای تابلویی و به روش GMM تاثیر چرخههای انتخاباتی (شامل سال انتخابات، ایدئولوژی دولت، ائتلاف و دولت اقلیت) بر فساد در دو گروه از کشورهای دموکراتیک منتخب طی دورهی 2003 تا 2018 برآورد نمودهاند. گروه اول، کشورهای دارای میانگین مثبت شاخص دموکراسی طی دوره مورد بررسی و گروه دوم، کشورهای دارای میانگین منفی است. نتایج برآورد مدل نشان میدهد که تاثیر سال انتخابات بر فساد در کشورهای گروه دوم مثبت و معنادار و در کشورهای گروه اول منفی و معنادار است. تاثیر ایدئولوژی دولت بر فساد در کشورهای گروه دوم مثبت و معنادار و در کشورهای گروه اول فاقد معناداری آماری است. تاثیر ائتلاف و دولت اقلیت نیز بر فساد در هر دو گروه از کشورهای منتخب منفی و معنادار بوده است. همچنین تاثیر متغیرهای کنترل شامل درآمد سرانه، دولت الکترونیک و دموکراسی بر فساد در هر دو گروه از کشورهای منتخب مثبت و معنادار بوده است، اما تاثیر رانت منابع طبیعی بر فساد در کشورهای گروه دوم مثبت و معنادار و در کشورهای گروه اول فاقد معناداری آماری بوده است.
مطالعات خارجي
مانتينولان و جاكمن12 (2002) نشان دادهاند كه ميان دموكراسي و فساد در كشورهاي عضو اوپك در بازه زماني اواخر دهه 1980 رابطه غيرخطي وجود دارد. فساد معمولاً در كشورهاي ديكتاتوري كمتر از كشورهايي است كه تا حدي دموكراتيزه شدهاند. اما پس از گذشتن از يك آستانه، شيوههاي دموكراتيك مانع فساد ميشود.
سانگ13 (2004) در قالب مدلهاي خطي و غيرخطي و دادههاي پانلي به بررسي تأثير دموكراسي بر فساد سياسي براي تعدادي از كشورها طي دوره زماني 2000- 1995 پرداخته است. نتايج نشان ميدهد كه در هر دو مدل دموكراسي باعث كاهش فساد شده است.
شبیر و انور14 (2007) به شناسایی تعیینکننده های فساد در 41 کشور در حالتوسعه در قالب عوامل اقتصادی و غیراقتصادی پرداختهاند عوامل اقتصادی عبارتنداز: آزادی اقتصادی، جهانی شدن، سطح تحصیل، توزیع درآمد و متوسط درآمد و عوامل غیراقتصادی شامل آزادی مطبوعات، دموکراسی و سهم جمعیت وابسته به مذهب خاص است یافته های تجربی این مطالعه بیان میکنند که همه عوامل اقتصادی به استثنای توزیع درآمد رابطه منفی با فساد اداری دارند در حالیکه عوامل غیراقتصادی به طور قابل توجهی تغییرات در سطح فساد را توضیح نمیدهد و این نشان میدهد که هنجارهای اجتماعی- سیاسی و مذهبی بسیار ضعیف هستند که نمیتوانند سطح فساد در این کشورها را تحت تأثیر قرار دهند بنابراین دولت برای جلوگیری از فساد باید روی عوامل اقتصادی تمرکز کند.
راك15 (2007) با ترسيم يك مجموعه دادهي پانلي در تعداد زيادي از كشورها بين سالهاي 1982 تا 1997 ، پشتيباني تجربي قابل توجهي براي رابطهي U معكوس بين دوام (سن) دموكراسي و فساد يافت. نقطه عطف فساد در اوايل زندگي دموكراسيهاي جديد، بين 10 تا 12 سال اتفاق ميافتد.
ساها و همكاران16 (2009) در مطالعهاي به بررسي رابطه بين دموكراسي، آزادي اقتصادي و فساد با استفاده از دادههاي تابلويي براي 100 كشور طي دوره زماني 2004- 1995 پرداختهاند. نتايج نشان ميدهد كه در كشورهاي با درجهي آزادي اقتصادي پايين نه تنها دموكراسي بر فساد اثر منفي نداشته است، بلكه باعث افزايش فساد نيز شده است.
كلستات و ويگ17 (2011) در مطالعهاي با استفاده از دادههاي تابلويي براي 59 كشور به بررسي اين موضوع كه آيا دموكراسي بر فساد تأثيري دارد پرداخته است. نتايج تحقيق آنها نشان ميدهد كه دموكراسي تا حد زيادي فساد را كاهش ميدهد و مهمترين عامل مبارزه با فساد عنوانشده است.
ساها و جيسو18 (2012) به بررسي اثر متقابل دموكراسي و آزادي اقتصادي بر شاخص ادراك فساد با استفاده از تحليل رگرسيون غيرخطي براي 100 كشور و طي دوره زماني 2008- 1995 پرداختهاند. نتايج نشان ميدهند كه اگرچه دموكراسي و آزادي اقتصادي به صورت مجزا در كشورهاي با فساد بالاتر، قادر به كاهش فساد نشده است، اما با تعامل اين دو متغير به صورت همزمان، فساد كاهشيافته است.
جتر و همکاران19 (2016) رابطه بین دموکراسی و فساد با استفاده از مشاهدات سالانه 1998 تا 2012 و تکنیک اقتصادسنجی 3SLS با تأکید بر سطح درآمد را بررسی کرده اند نتایج نشان میدهد که دموکراسی سطح فساد را تنها در اقتصادهایی کاهش می دهد که در حال حاضر GDP سرانه آنها حدود 2000 دلار است و برای کشورهای فقیرتر به این نتیجه میرسد که دموکراتیزه کردن فساد را افزایش میدهد.
نورالدين و والدمار استانيفسكي20 (2019) براي ارزيابي عوامل تعيينكننده فساد در نيجريه طي دوره زماني 2016-1984 تكنيكهاي اقتصادسنجي CCR ، ARDL و FMOLS را به كار گرفتهاند نتيجه آزمون همگرايي حاكي از وجود رابطه بلندمدت بين فساد و عوامل تعيينكنندهي آن (توسعه اقتصادي، حقوق سياسي، هزينههاي نظامي، رانتها، آزاديهاي مدني و باز بودن تجاري است. نتايج حاصل از برآورد روشهاي CCR ، ARDL و FMOLS نشان ميدهد كه توسعه اقتصادي، حقوق سياسي، هزينههاي نظامي، رانت، آزاديهاي مدني و باز بودن تجاري عوامل اصلي تعيينكننده فساد هستند. توسعه اقتصادي بالاتر، آزاديهاي مدني بيشتر، باز بودن تجاري بيشتر و هزينههاي نظامي بالاتر متغيرهايي هستند كه ارتباط كمتري با فساد دارند اما رانتها و حقوق سياسي بالاتر با فساد بيشتر مرتبط هستند.
مكمن و همكاران21 (2020) با تفكيك مؤلفههاي مختلف دموكراسي و فساد با استفاده از دادههاي 173 كشور طي سالهاي 1900 تا 2015 به اين نتيجه رسيدهاند كه آزادي بيان و آزادي ائتلاف هر يك رابطهي منحني معكوسي با فساد و انواع مختلف آن دارند. معرفي انتخابات و كيفيت انتخابات هر يك ارتباط خطي مثبت و منفي با فساد دارند. اما به طور مشترك يك رابطهي منحني شكل با فساد و انواع آن دارند. ارتباط محدوديتهاي قضايي و قانوني با فساد، خطي منفي است.
بروكنر22 (2021) رابطه بين دموكراسي و فساد را 130 كشور منتخب با استفاده از روش اثرات ثابت پانلي بررسي كرده است . يافتهي اصلي مقاله اين است كه دموكراسي به طور قابل توجهي فساد را كاهش ميدهد، اما اين كاهش فقط در كشورهايي اتفاق ميافتد كه تقسيمبندي نژادي در آنها كم است. در كشورهايي كه تقسيمبندي آنها زياد است گذر از حكومت استبدادي به دموكراسي به ميزان قابل توجهي فساد را كاهش نميدهد.
اروس و همكاران23 (2022) به شناسايي عوامل اقتصادي تعيينكننده فساد در پاكستان با تأكيد بر باز بودن تجارت با استفاده از دادههاي سري زماني سالهاي بين 1987-2017 و تكنيك اقتصادسنجي ARDL پرداختهاند نتايج برآورده شده نشان ميدهد كه سطح تحصيلات (نرخ باسوادي)، تورم، شاخص جهاني شدن (kof )، شاخص باز بودن تجاري (openness ) و مخارج دولت تأثير معناداري بر سطح فساد در پاكستان دارند و توليد ناخالص داخلي سرانه، سرمايهگذاري مستقيم خارجي و ضريب جيني متغيرهاي غيرمعنيدار فساد در پاكستان هستند.
شاوراو و راث24 (2023) با هدف اندازهگيري و بررسي عوامل تعيينكننده فساد در سراسر ايالتهاي هند، يك شاخص فساد (CI ) و همچنين يك شاخص فساد تعديل شده (ACI ) با استفاده از رويكرد مدلسازي مرزي تصادفي براي رسيدگي به گزارشهاي فساد ايجاد كردهاند. نويسندگان با بهكارگيري روش FGLS براي كشف عوامل تعيينكننده فساد دريافتند كه درآمد سرانه، مخارج دولت (اندازه دولت)، نظم و قانون و شهرنشيني عوامل مؤثر بر فساد در سطح منطقه هستند.
در جمعبندی کلی از مطالعات انجامگرفته میتوان موارد زیر را ذکر کرد:
براساس بررسي انجام گرفته توسط نويسندگان مقاله، هيچ مطالعه داخلي، ارتباط غيرخطي دموكراسي و فساد را مورد بررسي قرار نداده است همچنين وجه تمايز و نوآوري مطالعه حاضر با مطالعات داخلي و خارجي نزديك به موضوع پژوهش به شرح زير است:
اولاً؛ مطالعات داخلي نظير بهرامي و پهلواني (1392)، سپهردوست و برجيسيان (1397) با رویکرد خطی و اثرات ثابت، تصادفی و حداقل مربعات تعميميافته به بررسی تأثیر دموكراسي بر فساد پرداخته است اما با توجه به اینکه دموكراسي میتواند اثرات متفاوتی بر فساد داشته باشد که این موضوع بستگی به سطح دموكراسي کشورها دارد بنابراین احتمال میرود که یک رابطه غیرخطی بین آنها برقرار باشد لذا در این مقاله فرض وجود رابطه غیرخطی بین دموكراسي و فساد مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار میگیرد تا پاسخگوی تناقضات در این زمینه باشیم که نوآوری مقاله حاضر است.
ثانیاً: مطالعه مانتينولان و جاكمن (2002)، راك (2007) و ساها (2008) که از رویکرد غیرخطی استفاده کرده است اما تکنیک اقتصادسنجی انتقال ملایم پانلی (pstar ) را بکار نگرفته است بلکه مدلسازی آن به این صورت است که توان دوم متغیر دموكراسي را وارد مدل کرده و روشهاي FGLS و 2SFGLS را مورداستفاده قرار داده است که این روش قادر به بررسی اثر متغیرهای مختلف در رژیمهای گوناگون نیست فقط با این روش میتوان مقدار آستانهای متغیر انتقال (دموكراسي در این مطالعه) و علامت آن قیل و بعد از حد آستانهای را تعیین کرد اما تکنیک psatr بدون نیاز به توان دوم متغیر انتقال علاوه بر تعیین مقدار حدآستانهای قادر است علامت و مقدار ضریب متغیر انتقال و همچنین سایر متغیرهای مؤثر بر متغیر وابسته(فساد در این مطالعه) در رژیمهای مختلف را بررسی کند. به عبارت دیگر میخواهیم بدانیم با عبور از حد آستانهای و وارد شدن به رژیم دیگر تأثیر متغیرهای مختلف بر سطح فساد به چه صورت خواهد بود.
مدل و متغيرهاي مورد استفاده
با توجه به نتایج ضد و نقیضی که در مدل سازی خطی اثرگذاری دموكراسي بر فساد در مطالعات تجربی گذشته وجود دارد لذا احتمال میرود یک رابطه غیرخطی بین دموكراسي و فساد برقرار باشد لذا به پیروی از مطالعه مهتادي و روي (2003) ، راك (2007)، مكمن و همكاران (2020) و مبانی تئوريك از تکنیک اقتصادسنجی انتقال ملایم آستانهای پانلی برای تخمین مدل کلی تحقیق، که بهشکل معادله زیر تصریح شده است استفاده میکنیم:
که در آن:
COC: شاخص كنترل فساد که به عنوان متغیر اندازهگیری فساد استفاده میشود. مقدار شاخص COC بین دو عدد 5/2- و 5/2 قرار دارد و با نزدیکشدن آن به عدد 5/2 میزان فساد کاهش و با نزدیکشدن آن به مقدار 5/2- میزان فساد افزایش مییابد. بر این اساس میتوان گفت که شاخص COC یک شاخص
معکوس از اندازهگیری فساد است که مقادیر بالاتر (پایینتر) آن نشان از فساد كمتر (بيشتر) دارد. پیشبینی میشود. منبع دادههای متغیر COC، سايت WGI25 است.
: درجه خالص دموکراسی یا همان شاخص Polity؛ این شاخص، برای سنجش درجه مشارکت مردم در دولت بهکار میرود و از طریق تفریق شاخص استبداد از شاخص دموکراسی بهدست میآید. محدوده و مقدار این شاخص بین دو عدد 10+ و 10- تغییر میکند که عدد 10- به مفهوم استبداد مطلق و عدد 10+ بهمعنای دموکراسی کامل است.
منبع دادههای آماری این متغیر، مرکز مطالعات Polity IV وابسته به دانشگاه مریلند26 میباشد.
نماد Control نشانگر متغیرهای کنترلی است که در ادامه معرفی میشوند:
آزادی اقتصادی27 (EF ): از شاخص آزادی اقتصادی ارائه شده توسط سازمان هریتیج28 استفاده میشود این شاخص 50 متغیر آزادی اقتصادی را به 10 گروه تقسیم میکند که عبارتنداز: سیاست تجاری، بار مالی دولت، دخالت دولت در اقتصاد، سیاست پولی، جریان سرمایه و سرمایهگذاری خارجی، بانکداری و مالی، حقوق و دستمزد و قیمتها، حقوق مالکیت، مقررات و فعالیت بازار غیررسمی. در محاسبه این شاخص هر کدام از ده مقوله یک نمره دریافت میکنند و میانگین این نمرات یک شاخص کلی آزادی اقتصادی فراهم میکند که بین صفر تا 100 است که نمرات بالاتر بیانگر آزادی اقتصادی بیشتر است.
همچنين مخارج مصرفي دولت بصورت درصدي از GDP به عنوان اندازه دولت (GS )، لگاريتم درآمد سرانه واقعی به عنوان شاخص توسعه اقتصادی (LGDP ) ، قيمتهاي مصرفكننده به صورت درصد سالانه براي نرخ تورم (INF ) و سهم زنان از كل شاغلان بر حسب درصد براي شاخص نرخ مشاركت زنان يا جنسيت (FL ) استفاده شده است. اطلاعات مربوط به تمامی متغیرهای فوق از درگاه بانک جهانی29 استخراج شده است. همچنين منبع دادههاي شاخص ثبات سياسي (PSI ) درگاه WGI است. مدل مذکور برای 53 کشور عضو سازمان كنفرانس اسلامي30 (OIC) و دوره زمانی مورد مطالعه سالهای 2003 تا 2019 میباشد.
[1] . Fisman & Gatti
[2] . Ades & Di Tella
[3] . Goel & Nelson
[4] . Chowdhury
[5] . Vanhansen
[6] . Treisman
[7] - خوانندگان محترم مقاله در صورت تمايل براي اثبات مدل تئوريكي ارائه شده توسط مهتادي و روي (2003) كه رابطه فساد و دموكراسي را به صورت U وارون بيان ميكند به مقاله زير رجوع كنند:
Mohtadi, H., & Roe, T. L. (2003). Democracy, rent seeking, public spending and growth. Journal of Public Economics, 87(3-4), 445-466.
[8] - Becker
[9] - Frechette
[10] -Knack & Azfar
[11] - Broadman & Recanatini
[12] - Montinola & Jackman
[13] - Sung
[14] - Shabbir & Anwar
[15] - Rock
[16] - Saha & et al
[17] - Kolstad & Wiig
[18] - Saha & Je Su
[19] - Jetter et al
[20] - Nurudenn & Waldemar Staniewski
[21] - McMann et al
[22] - Brueckner
[23] - Uroos et al
[24] . Shaurav & Rath
[25] - Worldwide Governance Indicators
[26] . Maryland
[27] - Economic Freedom
[28] - Heritage
[29] - Worldbank
[30] - اسامي كشورهاي مورد مطالعه در انتهاي مقاله گزارش شده است
روش تحقيق
يك مدل انتقال ملايم تابلويي با دو رژيم حدي و يك تابع انتقال به صورت زير تصريح ميشود
i=1, …, N ,t = 1, …,T (1)
كه در آن 
متغير وابسته، 
برداري از متغيرهاي برونزا، اثرات ثابت مقاطع و 
نيز جزء خطا است، كه به صورت 
فرض شده است. تابع انتقال 
نيز يك تابع پيوسته و كراندار بين صفر و يك است كه توسط مقدار متغير آستانهاي، تعيين ميشود و به پيروي از گونزالو و همكاران (2005) به صورت لاجستيكي زير تصريح ميشود:
, 
, 
(2)
در اين تابع پارامتر 
شيب و بيانگر سرعت تعديل از يك رژيم به رژيم ديگر است و 
متغير انتقال يا آستانهاي ميباشد كه ميتواند از بين متغيرهاي توضيحي، وقفه متغير وابسته، يا هر متغير ديگر خارج از مدل كه از حيث مباني تئوريكي در ارتباط با مدل مورد مطالعه بوده و عامل ايجاد رابطه غيرخطي باشد، انتخاب شود. همچنين 
يك بردار m بعدي از پارامترهاي حد آستانهاي يا مكانهاي وقوع تغيير رژيم است (خداويسي و همكاران، 1396).
يافتههاي تحقيق
ويژگي دادهها: مانايي
پیش از پرداختن به برآورد مدل PSTR، ویژگی مانایی متغیرها با استفاده از آزمون ریشه واحد لوین، لین و چو(LLC) مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج جدول (1) نشان می دهد که که تمامی متغیرها بهجز آزادي اقتصادي (EF ) در سطح مانا هستند. متغير آزادي اقتصادي در تفاضل مرتبه اول مانا است. بنابراين متغیرهای تحقیق ترکیبی از انباشتگی از درجه صفر و یک هستند.
جدول1: نتایج آزمون ریشه واحد متغیر
آزمون لوين، لين و چو | متغيرها |
45/2- (007/0) | COC |
31/7- (0000/0) | Democracy |
52/3- (0002/0) | LGDP |
58/2- (0049/0) | GS |
95/4- (0000/0) | FL |
38/5- 48/1 (0000/0) (9308/0) | EF |
62/3- (0001/0) | PSI |
84/2- (0023/0) | INF |
منبع: نتایج تحقیق
برای برطرف کردن مشکل حضور چند متغیر نامانا در مدلهای PSTR ، کادیلی و مارکوف1 (2011) روشی بدین صورت ارائه کردهاند که در صورت مانا بودن پسماندهای قسمت خطی و غیرخطی مدل PSTR ، تخمینهای مدل سازگار بوده و مشکل رگرسیون کاذب وجود ندارد. از اینرو پسماندهای خطی و غیرخطی حاصل از مدل PSTR استخراج و مانا بودن آنها به
وسیله آزمون ریشه واحد لوین، لین و چو بررسی شده است که نتایج آن در جدول (2) آماده است و بر مانا بودن پسماندهای قسمت خطی و غیرخطی مدل دلالت دارد.
[1] - Kadilli & Markov
جدول 2: نتایج آزمون مامانی پسماندها
احتمال | آماره آزمون در سطح |
|
0000/0 | 243/9- | پسماندهای قسمت خطی |
0002/0 | 99645/2- | پسماندهای قسمت غیرخطی |
پیش از برآورد مدل به روش پانل غیرخطی، باید از همگن یا غیرهمگن بودن مقاطع مورد بررسی، اطمینان حاصل کرد. چراکه تنها در صورت غیرهمگن بودن مقاطع میتوان از مدل های پانل استفاده نمود. برای شناسایی نوع برآورد مدل بوسیله روش دادههای تلفیقی یا دادههای تابلویی، از آزمون F- لیمر و برای برگزیدن نوع برآورد از میان روش اثرات ثابت1 یا اثرات تصادفی2 از آزمون هاسمن3 استفاده شده است نتایج حاصل در جدول (3)، استفاده از روش پانل را تأیید میکند.
[1] . Fixed Effect
[2] . Random Effect
[3] . Hausman
جدول 3: نتایج آزمونها برای تعیین روش برآورد مدل
نوع آزمون | آماره t | احتمال | نتيجه |
اف - ليمر | 78/32 | 0000/0 | رد فرض H0 و تأیید روش دادههای پانلي |
هاسمن | 18/30 | 0001/0 | رد فرض H0 و تأیید روش اثرات ثابت |
منبع: نتايج تحقيق
نتايج حاصل از تخمين انتقال ملايم پانلي
ابتدا فرضیه صفر خطی بودن در مقابل فرضیه وجود الگوی PSTR با در نظر گرفتن شاخص دموكراسي (Democracy) به عنوان متغیر انتقال آزمون شده است. خروجی نرمافزار matlab برای آزمون مذکور در جدول (4) نشان می دهد که تمامی آمارههای ضرایب، برای یک و دو حد آستانهای (m=1 , m=2) وجود الگوی PSTR را در سطح معناداری %5 
تأیید میکنند.
جدول4 : آزمون وجود رابطه غیرخطی
M=2 | M=1 | آزمون فرضيه | ||||
|
|
|
|
|
|
|
695/49 (000/0) | 384/3 (000/0) | 667/47 (000/0) | 235/32 (000/0) | 381/4 (000/0) | 373/31 (000/0) | |
منبع: نتايج تحقيق
پس از حصول اطمینان از وجود رابطه غیرخطی میان متغیرهای مورد مطالعه، یعنی وجود حداقل یک تابع انتقال، در ادامه باید وجود رابطه غیرخطی باقیمانده را بهمنظور تعیین تعداد توابع انتقال بررسی نمود. لذا فرضیه صفر وجود الگوی PSTR با یک تابع انتقال در مقابل فرضیه وجود الگوی PSTR با حداقل دو تابع انتقال مورد آزمون قرار گرفته که نتایج آن در جدول (5) نشان میدهد که فرضیه صفر مبنی بر کفایت لحاظ نمودن یک تابع انتقال در هر دو حالت وجود یک و دو حد آستانهای رد نشده است. بنابراین یک تابع انتقال قادر بهتصریح رفتار غیرخطی میان شاخص جهانی شدن و شاخص كنترل فساد است
جدول 5: آزمون وجود رابطه غیرخطی باقیمانده
M=2 | M=1 | آزمون فرضيه | ||||
|
|
|
|
|
|
|
27/58 (000/0) | 89/3 (000/0) | 49/55 (000/0) | 12/29 (333/0) | 85/3 (707/0) | 42/28 (446/0) | |
منبع: نتايج تحقيق
در ادامه باید حالت بهینه میان تابع انتقال با یک یا دو حد آستانهای انتخاب گردد. برای این منظور مدل PSTR متناظر با هریک از این حالتها برآورد خواهد شد و از میان آنها بر اساس حداقل مقدار معیارهای مجموع مجذور باقیماندهها، شوارتز و آکائیک مدل بهینه انتخاب خواهد شد. نتایج جدول (6) نشان میدهد که براساس معیارهای شوارتز و آکائیک، مدل PSTR با لحاظ یک حد آستانهای مدل بهینه است. در نتیجه یک مدل PSTR با یک تابع انتقال و یک حد آستانهای برای بررسی رفتار غیرخطی میان متغیرهای مورد مطالعه انتخاب میگردد.
جدول6: تعیین تعداد مکانهای آستانهای در یک تابع انتقال
M=2 | M=1 | ||||
مجموع مجذور باقيمانده ها | معيار آكائيك | معيار شوارتز | مجموع مجذور باقيمانده ها | معيار آكائيك | معيار شوارتز |
882/12 | 7445/3- | 6260/3- | 176/12 | 7957/3- | 6699/3- |
منبع: نتايج تحقيق
پس از تعیین تعداد توابع انتقال و حد آستانهای بهینه، یک مدل دو رژیمی برآورد میگردد، که نتایج حاصل از برآورد مدل در جدول (7) ارائه شده است. همچنين از آنجا که ضرایب متغیرها برای کشورهای مختلف و در طول زمان یکسان نمیباشند و با توجه به مقدار متغیر انتقال ( شاخص دموكراسي) و پارامتر شیب تغییر میکنند، به منظور ارائه درک روشنتری از نتایج به دست آمده، دو رژیم حدی موجود بررسی میشوند. مدلهای مربوط به دو رژیم حدی اول و دوم در انتهاي جدول 7 تصریح میشوند:
جدول(7): نتایج برآورد مدل PSTR
قسمت غيرخطي مدل | قسمت خطي مدل | ||||
آماره t | 0401/0 (0122/0) | Democracy1 | آماره t | 0397/0- (0109/0) | Democracy0 |
28/3 | 66/3- | ||||
21/4 | 1084/0 (0257/0) | LGDP1 | 24/2 | 1303/0 (0581/0) | LGDP0 |
12/2- | 0114/0- (0054/0) | GS1 | 09/1 | 0049/0 (0044/0) | GS0 |
15/2 | 0051/0 (0024/0) | FL1 | 67/0 | 0044/0 (0066/0) | FL0 |
13/2 | 0078/0 (0037/0) | EF1 | 15/2 | 0070/0 (0033/0) | EF0 |
03/0- | 0008/0- (0251/0) | PSI1 | 24/5 | 1124/0 (0215/0) | PSI0 |
26/2- | 0059/0- (0026/0) | INF1 | 21/0- | 0004/0- (0019/0) | INF0 |
مكان وقوع تغيير رژيم 1352/0 c= | |||||
پارامتر شیب 91/0 = γ | |||||
رژيم اول : COC= C – 0397/0 Democracy + 1303/0 LGD+ 0049/0 GS + 0044/0 FL + 0070/0 EF + 1124/0 PSI – 0004/0 INF رژيم دوم: COC= C + 0004/0 Democracy + 2387/0 LGDP – 0065/0 GS + 0095/0 FL + 0148/0 EF + 1116/0 PSI – 0063/0 INF | |||||
( توجه: مقادیر داخل پرانتز نشان دهنده انحراف معیار بوده و c و γ نیز به ترتیب بیانگر حد آستانهای شاخص دموكراسي و پارامتر شیب میباشند.)
(منبع: نتایج تحقیق)
بر اساس نتایج تخمین مدل، پارامتر شیب که بیانگر سرعت تعدیل از یک رژیم به رژیم دیگر است، معادل سرعت تعدیل ملایم با شیب 91/0 است. مکان وقوع تغییر رژیم نیز 1352/0 است. با توجه به نتايج جدول 7 در مورد آزمون فرضيه U معكوس بين دموكراسي و فساد در كشورهاي مورد مطالعه ميتوان گفت كه دموكراسي در رژيم اول (سطوح پايين دموكراسي) تأثير منفي و معني دار و در رژيم دوم (سطوح بالاي دموكراسي) تأثير مثبت و معني دار بر شاخص كنترل فساد دارد با توجه به اينكه شاخص كنترل فساد، شاخص معكوسي از اندازهگيري فساد است بنابراين دموكراسي در رژيم اول رابطه مثبت و معني دار و در رژيم دوم رابطه منفي و معنادار با خود سطح فساد دارد. لذا فرضيه U معكوس بين دموكراسي و فساد (يا فرضيه U بين دموكراسي و شاخص كنترل فساد) در كشورهاي مورد مطالعه تائيد ميشود. كه با مدل تئوريكي ارائه شده توسط مطالعه مهتادي و روي (2003) در قسمت مباني نظري پژوهش حاضر و همچنين مطالعات راك (2007)، مكمن و همكاران (2020) همسو است.
با توجه به يافتههاي تحقيق در جدول 7، توسعه اقتصادی در هر دو رژيم تأثير مثبت و معنيداري بر شاخص كنترل فساد (منفي و معنيدار بر سطح فساد) دارد. در ادبیات اقتصادی رایج است که کشورهای ثروتمند دارای سطوح پایینتری از فساد هستند زيرا با افزایش درآمد منابع و امکانات بیشتری برای مبارزه با فساد اختصاص داده خواهد شد. مطالعات متفكرآزاد و همكاران (1392) ، شبير و انور (2007)، نورالدين و والدمار استانيفسكي (2019) و شاوراو و راث (2023) نيز به نتايج مشابهي دست يافتهاند.
اندازه دولت در رژيم اول تأثير مثبت و بيمعني و در رژيم دوم تأثير منفي و معنيدار بر شاخص كنترل فساد (مثبت بر سطح فساد) دارد. اين نتيجه در راستاي تأييد فرضيه اول يعني: اینکه دولتهای بزرگ دچار فساد سنگینتر میشوند است. نتيجه حاصل مشابه با برخي ازمطالعات تجربي نظير فدايي و همكاران (1396)، رحماني و اصفهاني (1395) و اروس و همكاران (2022) است.
نرخ مشاركت زنان (جنسيت) در رژيم اول تأثير مثبت و بيمعني و در رژيم دوم تأثير مثبت و معنيدار بر شاخص كنترل فساد (منفي بر سطح فساد) دارد. با توجه به اينكه انجام اعمال آميخته به فساد همراه با پذيرش ريسك است و از آنجايي كه طبق نتايج مطالعات تجربي گروه بانوان نسبت به مردان از ريسكپذيري كمتر و درجه اطمينان بالاتري برخوردارند بنابراين افزايش نرخ مشاركت زنان باعث كاهش فساد ميشود. نتايج به دست آمده همسو با مطالعه نباتي و كريمي( 1395) در مورد تأثير اشتغال زنان در بخش عمومي بر فساد مالي در كشورهاي منتخب است.
آزادي اقتصادي در هر دو رژيم تأثير مثبت و معنيدار بر شاخص كنترل فساد ( منفي بر سطح فساد) دارد. زيرا عدم وجود محدودیتهای آزادیهای اقتصادی مانند محدودیتهای تجارت خارجی، سرمایهگذاری خارجی و بازارهای سرمایه، باعث كاهش سطح فساد ميشود.
نتايج ديگر حاكي از آن است كه شاخص ثبات سياسي در رژيم اول تأثير مثبت و معنيدار بر شاخص كنترل فساد (منفي بر فساد) دارد با وجود ثبات سياسي و عدم وجود جنگ داخلي و انقلاب، قدرتمندان امكان سوء استفاده از قدرت خود در راستاي انجام اعمال فاسد را نخواهند داشت. اثر اين شاخص بر سطح فساد در رژيم دوم معنادار نيست.
تورم در رژيم اول تأثير منفي و بيمعني و در رژيم دوم تأثير منفي و معنيدار بر شاخص كنترل فساد (مثبت بر سطح فساد) دارد. با توجه به اينكه تورم باعث كاهش قدرت خريد مردم و به تبع آن افزايش فاصله طبقاتي، فقر و نابرابري ميشود اين محدوديتها بر انگيزه عاملان اقتصادي براي ارتكاب اعمال مجرمانه اثر ميگذارد. نتايج مطالعات فدايي و همكاران (1396)، رحماني و اصفهاني (1395) نيز در اين راستا است.
جمعبندی، نتیجهگیری و پیشنهادها
در این مطالعه اثرات آستانهای دموكراسي بر شاخص كنترل فساد، برای 53 کشور عضو سازمان كنفرانس اسلامي طی دوره زمانی 2019 – 2003 با استفاده از الگوی رگرسیونی PSTR برآورد شده است. نتایج حاصل از برآورد مدل، قویاً وجود رابطه غیرخطی میان دموكراسي و شاخص كنترل فساد را تأیید نموده و بر لحاظ نمودن یک تابع انتقال با یک حد آستانهای، جهت تصریح کامل رفتارهای غیرخطی دلالت دارند. نتایج تخمین مدل نشان میدهد که مکان تغییر رژیم جایی است که شاخص دموكراسي، به عنوان متغیر انتقال و عامل ایجاد رابطه غیرخطی، از مقدار 1352/0 تجاوز کند و پارامتر شیب نیز 91/0 به دست آمده که بیانگر سرعت تعدیل ملایم از رژیم اول به رژیم دوم است. نتایج برآورد مدل، حاکی از آن است كه دموكراسي در رژيم اول تأثير منفي و معني دار و در رژيم دوم تأثير مثبت و معني دار بر شاخص كنترل فساد دارد بنابراين فرضيه U شكل بين دموكراسي و شاخص كنترل فساد در كشورهاي مورد مطالعه تأييد ميشود. شاخص توسعه اقتصادي و آزادي اقتصادي در هر دو رژيم، تأثير مثبت و معنيدار بر شاخص كنترل فساد دارند. تأثير اندازهي دولت و نرخ مشاركت زنان (جنسيت) بر شاخص كنترل فساد بعد از حد آستانهاي و در رژيم دوم به ترتيب منفي و مثبت است. اثر ثبات سياسي قبل از حد آستانهاي مثبت و معنيدار است. نهايتاً تورم در رژيم دوم تأثير منفي و معنيداري بر شاخص كنترل فساد دارد.
اهمیت موضوع دموكراسي از یک سو و گستردگی فساد از سوی دیگر، ملزم میدارد که بر اساس نتایج حاصل از مطالعه حاضر، پیشنهادهایی جهت تسهیل شناسایی و کنترل فعالیتهای آمیخته با فساد ارائه گردد:
1) با توجه به اثر كاهشي دموكراسي بر سطح فساد در سطوح بالاي دموكراسي (رژيم دوم) پیشنهاد میشود کشورهای مورد مطالعه، به ايجاد و نهادينه كردن يك سيستم دموكراسي كارآمد و باثبات در جهت بهبود شاخص دموكراسي، اقدام كنند تا از طريق مشاركت مردم در انتخاب دولت و مجلس، برخورداري از رسانههاي آزاد و همچنين تقويت سيستم نظارت و پاسخگويي بتوانند معضل فساد را كنترل كنند.
2) آزادي سياسي پيش شرط آزادي اقتصادي است، بنابراين آزادي اقتصادي به عنوان يك عامل ديگر در كاهش فساد، تنها با اعمال ساز و كارهاي نظارت و وجود سطح بالاي دموكراسي امكانپذير است.
3) قانونگذاران و دولتمردان کشورهای مورد مطالعه باید به موازات توسعه اقتصادی، تدابیر لازم را برای توزیع عادلانه درآمد و کاهش شکاف طبقاتی به عنوان عامل محرک فساد اتخاذ نمایند.
4) نظر به اينكه با بزرگ شدن دولتها ميزان فساد نيز افزايش يافته است لذا سياستها و برنامههاي جامع در راستاي كوچكسازي دولت بايد اجرايي شود بنابراين توجه و تأكيد بيشتر بر خصوصيسازي و كاهش انحصارات دولتي، كاهش تعداد كارمندان دولت، حركت به سمت دولت الكترونيك و ... از جمله اقداماتي هستند كه ميتوانند به كوچك شدن بخش عمومي منجر شوند.
5) افزايش سهم نسبي اشتغال زنان باعث كاهش فساد ميشود پيشنهاد ميشود تا سهم مشاركت زنان در بخش دولتي در اين كشورها افزايش يابد.
6) اتخاذ سياستهاي كلان اقتصادي در راستاي مهار تورم و تلاش در جهت افزايش ثبات سياسي به عنوان ابزاري در جهت كنترل فساد.
References
1. Ammar, S. (1997). Can a Developing Economy Manage Its Macro-economy? The Case of Thailand. J. Douglas Gibson Lecture. School of Policy Studies, Queen’s University, Kingston, Ontario, October, 15.
2. Ades, A., & Di Tella, R. (1999). Rents, competition, and corruption. American economic review, 89(4), 982-993.
3. Bahrami, J., & Pahlavani, M. (2013). Investigating the effect of democracy and property rights on reducing corruption in MENA member countries, Economic Strategy Quarterly, 3(8), 1-27 (In Persian).
4. Alavi, M.; Faghihi, A.; Moosa khani M.; & Najaf Beigi, R. (2018). To study bureaucracy corruption roots in Iran government organizations. Iran Management Sciences Chapter, 13(49), 1-16 (In Persian).
5. Brueckner, M. (2021). Democracy and Corruption. Journal of Risk and Financial Management, 14(10), 492.
6. Barro, R. J. (1990). Government spending in a simple model of endogeneous growth. Journal of political economy, 98(5, Part 2), S103-S125.
7. Case, W. (2002) Politics in Southeast Asia: Democracy or Less (New York: Routledge Curzon),
pp. 147–200.
8. Chowdhury, S. K. (2004). The effect of democracy and press freedom on corruption: an empirical test. Economics letters, 85(1), 93-101.
9. Dehmardeh, N., Alizadeh, M., & Zeydizadeh S. (2012). Investigating the effect of government size on corruption: with emphasis on the role of democracy in Mena region. Regional Economy and Development Journal, 19(4), 1-27 (In Persian).
10. Fisman, R., & Gatti, R. (2002). Decentralization and corruption: evidence across countries. Journal of public economics, 83(3), 325-345.
11. Goel, R. K., & Nelson, M. A. (2005). Economic freedom versus political freedom: cross‐country influences on corruption. Australian Economic Papers, 44(2), 121-133.
12. Hicken, A. (2001). Governance and growth in Thailand. Corruption: The boom and bust of East Asia, 163-82.
13. Hadiz, V., & Robison, R. (2004). Reorganising power in Indonesia: The politics of oligarchy in an age of markets. Routledge.
14. Heydari, H., Jahangirzadeh, J., & Saeedpour, L. (2014). The effect of government size and democracy on corruption in OPEC member countries. parliament and Strategic Quarterly, 22(81), 1-27 (In Persian).
15. Homaunifar, R., Tutunchi, J. (2021). Investigating factors affecting administrative corruption in selected oil-producing countries with a regional development planning approach: Application of the quantile panel model. Regional Planning Quarterly, 11(41), 1-14 (In Persian).
16. Jetter, M., Agudelo, A. M., & Hassan, A. R. (2016). The effect of democracy on corruption: Income is key. World Development, 74, 286-304.
17. Kolstad, I., & Wiig, A. (2011). Does democracy reduce corruption?. Democratization, 23(7), 1198-1215.
18. Kadilli, A. & N. Markov. (2011). A Panel Smooth Transition Regression Model for the Determinants of Credibility in the ECB and the Recent Financial Crisis, working papers, University of Geneva, ( 11092): 1-40.
19. Khodavaisi, H., Najar gabel, S., & Ezzati, A. (2017). Investigating the relationship between globalization and income inequality: an application of the soft panel threshold transition model. Journal of economic research, 52(1), 61-87 (In Persian).
20. Khoshnoodi, A., Harati, J., & Baghchegi, A. (2019). Investigating the mutual effect of democracy and security of property rights on financial corruption in selected countries. Economic Research Quarterly (Sustainable Growth and Development), 19(3), 109-144 (In Persian).
21. Mauro, P., 1995. Corruption and growth. Quarterly Journal of Economics 110, 681–712.
22. Montinola, G. R., & Jackman, R. W. (2002). Sources of corruption: A cross-country study. British journal of political science, 32(1), 147-170.
23. Mohtadi, H., & Roe, T. L. (2003). Democracy, rent seeking, public spending and growth. Journal of Public Economics, 87(3-4), 445-466.
24. McLeod, R. H. (2005). The struggle to regain effective government under democracy in Indonesia. Bulletin of Indonesian Economic Studies, 41(3), 367-386.
25. McMann, K. M., Seim, B., Teorell, J., & Lindberg, S. (2020). Why low levels of democracy promote corruption and high levels diminish it. Political Research Quarterly, 73(4), 893-907.
26. Motafakerazad, M.A., Jameshurani, Z., & heydaridad, z. (2013). The effect of electronic government on the reduction of economic corruption in the group of selected Islamic countries. Economic Modeling Quarterly, 7(4), 37-51(In Persian).
27. Nurudeen, A., & Waldemar Staniewski, M. (2019). Determinants of corruption in Nigeria: evidence from various estimation techniques. Economic research-Ekonomska istraživanja, 32(1), 3052-3076.
28. Pasuk, P. and Baker, C. (1998) Thailand’s Boom and Bust (Thailand: Silkworm Books).
29. Rock, M. T. (2000). Thailand’s old bureaucratic polity and its new semi-democracy. Rents, rent-seeking and economic development: theory and evidence in Asia, 182-206.
30. Rock, M. T. (2003, September). The politics of development policy-making in New Order Indonesia. In graduate seminar on Economic Policy Reform in Asia at the Department of Political Science and the William Davidson Institute, University of Michigan, Ann Arbor. William Davidson Institute, Working Paper (No. 632).
31. Rock, M. T. (2007). Corruption and democracy. The Journal of Development Studies, 45(1), 55-75.
32. Rahmani, T., & Esfahani, P. (2016). Investigating the factors affecting the formation of corruption with emphasis on the combination of economic activities, the study of developing countries. Quarterly Journal of Economic Research and Policies, 24(78), 207-228 (In Persian).
33. Sung, H. E. (2004). Democracy and political corruption: A cross-national comparison. Crime L. & Soc. Change, 41, 179.
34. Shabbir, G. and Anwar, M. (2007) Determinants of corruption in developing countries. Hamburg Institute of International Economics (HWWI) Paper 2-11.
35. Saha, S. (2008, July). Democracy and corruption: an empirical analysis in a cross-country framework. In New Zealand Association of Economist Annual Conference (Vol. 9, No. 11).
36. Saha, S., Gounder, R., & Su, J. J. (2009). The interaction effect of economic freedom and democracy on corruption: A panel cross-country analysis. Economics Letters, 105(2), 173-176.
37. Saha, S., & Su, J. J. (2012). Investigating the interaction effect of democracy and economic freedom on corruption: a cross-country quantile regression analysis. Economic Analysis and Policy, 42(3), 389-396.
38. Sepehrdoost, H., & Berjisian, A. (2016). The effect of democracy variables on control of economic corruption with emphasizing property rights. Quarterly journal of monetary and banking research, 9(29), 457-485 (In Persian).
39. Shahabadi, A., Pouran, R., Moradi, A., & Borjalizadeh, A. (2023). The impact of electoral cycles on corruption in selected countries. Quarterly journal of Planning and Budgeting, 28(1), 123-144.
40. Shaurav, K., & Rath, B. N. (2023). Measurement and determinants of corruption across Indian states. Journal of Economic Studies, (ahead-of-print).
41. Treisman, D. (2000). The causes of corruption: a cross-national study. Journal of public economics, 76(3), 399-457.
42. Uroos, A., Shabbir, M. S., Zahid, M. U., Yahya, G., & Abbasi, B. A. (2022). Economic analysis of corruption: evidence from Pakistan. Transnational Corporations Review, 14(1), 46-61.
43. Vanhansen, T. (ed.) (1992) Strategies of Democratization (Washington DC: Crane Russak).
اسامي كشورهاي مورد مطالعه: اردن، آلباني، بحرين، بنگلادش، تركمنستان، جيبوتي، سنگال، سورينام، مالزي، مصر، يمن، قزاقستان، الجزاير، بروئني، بنين، ازبكستان، گامبيا، سيرالئون، سوريه، مالديو، گابن، نيجريه، قرقيزستان، آذربايجان، كويت، بوركينافاسو، گينه، سودان، تاجيكستان، مراكش، گويان، موريتاني، پاكستان، لبنان، كامرون، قطر، چاد، گينه بيسائو، توگو، تونس، عمان، اندونزي، موزامبيك، ليبي، كومور، امارات، ساحل عاج، مالي، اوگاندا، تركيه، عربستان سعودي، ايران و نيجر