Document Type : Research Paper
Authors
مقدمه و بیان مسأله
وقوع جرمبه عنوان یک پدیده نامطلوب اجتماعی، علل اقتصادی و اجتماعی متعددی داشته و با توجه به اهمیت موضوع جرم در کشورهای مختلف در سالهای اخیر مطالعات گستردهای برای شناسایی و تبیین علل وقوع آن انجام شده است.. شرایط اقتصادی جامعه، بدون شک یکی از مهمترین مؤلفههای مؤثر بر نوع و میزان جرایم است و تلاش برای تبیین ارتباط فقر و جرم بر اساس ارتباط بین عواملی، نظیر: سوءتغذیه، خانه مسکونی غیربهداشتی، ازدحام و شلوغی محل زندگی و انجام فعالیتهای غیرقانونی که به عنوان نتیجهای از ناامیدی در کنار ناتوانی برای غلبه بر این شرایط است، صورت گرفته است. میتوان گفت فقر به صورت مستقیم و یا غیرمستقیم باعث افزایش فعالیتهای مجرمانه میشود. بنابراین، استدلال میشود که در هر جامعهای میزان جرم رابطه مستقیمی با میزان فقر دارد و افزایش فقر به افزایش جرم منجر میشود (Jacobs, 1981). تورم از طریق افزایش قیمت کالاها و خدمات، قدرت خرید افراد را پایین آورده، درآمد حقیقی آنها را کاهش میدهد. این امر، توان افراد را در تأمین هزینههای لازم برای کسب رضایت در تأمین سلامت و بهداشت کاهش میدهد. همچنین، فشار تورم میتواند به بیمسؤولیتی و در نتیجه سبب انحرافات اجتماعی منجر شود.
بررسی رابطه میان جرم و بیکاری حکایت از ارتباط مستقیم این دو عامل دارد؛ به طوری که با افزایش بیکاری در بین جوانان بالای 16 سال، نرخ جرم در جامعه افزایش یافته و همجهت با این عامل، نقش درآمد در ارتکاب جرم نشان میدهد در سطوح درآمدی پایین، احتمال ارتکاب جرم افزایش مییابد؛ به این علت که هزینه احتمال دستگیری افرادی که درآمد اندکی دارند، بسیار پایین است. به عبارتی، احساس این افراد این است که نه تنها دریافتیهای قانونیشان پایین است؛ بلکه هزینۀ فرصت زمان صرف شده برای فعالیتهای مجرمانه یا بودن در زندان نیز پایین است ((Bonger, 1916. برپایه تحلیلگری بکر[1] شرایط اقتصادی، مانند: بیکاری، تورم و فقر موجب افزایش نرخ ارتکاب جرم میشود، چون این عوامل تفاوت میان جرم و کار قانونی را افزایش میدهد. ارلیچ[2] اثرهای بیکاری، در نرخ جرم وجنایت را در نظر میگیرد. او بیان میکند که نرخ بیکاری را میتوان به عنوان یک مکمل شاخص فرصتهای درآمدی موجود در بازار کار قانونی در نظر گرفت. بنابراین، هنگامی که نرخ بیکاری افزایش مییابد، نفوذ افراد در بخش فرصتهای درآمدی قانونی کاهش پیدا میکند، به سوی انجام فعالیتهای مجرمانه ترغیب میشوند. جوکوئیست[3] با پیروی از مدل بکر و با تصریح تابع مطلوبیتی از نوع فون نیومن مورگنسترون[4] برای افراد، تابع مطلوبیت انتظاری (برای جرم و جنایت) را با قید زمان حداکثر میکند و نتیجه میگیرد اثرهای فقر و نابرابریهای اقتصادی، بیکاری و تورم رابطه مثبت و معنیداری با جرایم مالی نظیر سرقت دارد. تلیس[5] تأثیر سیاستهای اقتصاد کلان بر روی جرم را بررسی کرد و نشان داد که سیاستهای پولی و مالی بر روی جرم مؤثرند. او به این نکته اشاره کرد که سیاستهای مالی از طریق مخارج دولتی و سیاستهای پولی از طریق تورم بر جرم تأثیر میگذارند.
شایان ذکر است که در کنار عوامل اقتصادی مذکور، عوامل اجتماعی، نظیر: فرهنگ، جامعه، جنسیت و... نیز در ارتکاب جرم اثرگذراند؛ ولی مقاله حاضر تنها به بررسی عوامل اقتصادی مؤثر بر جرم اختصاص یافته است. لذا با توجه به اینکه در طول چند سال اخیر در کشورمان ایران، میزان تورم اقتصادی به شدت افزایش یافته، نرخ بیکاری به نحو نگرانکنندهای بالا رفته و گرانی کالاها و خدمات به یکی از بزرگترین مشکلات افراد و خانوادههای ایرانی تبدیل شده است، جا دارد که فعالیتهای مجرمانه فقط از حیث مفهوم مجرد قانونی ملاحظه نشوند؛ بلکه در برخورد با اینگونه جرایم، علل و عوامل اقتصادی ارتکاب آنها نیز که در واقع رشد نقدینگی، افزایش تورم، گرانی کالاها و خدمات و بیکاری فزاینده است، ملاحظه شوند. این مطالعه بهصورت سری زمانی بوده و برای کل ایران در فاصله زمانی 1360- 1390 انجام میشود. پس از بیان مسأله و اهمیت موضوع، در ادامه مبانی نظری و ادبیات موضوع بررسی شده است. سپس مدل اقتصادسنجی بهکار برده شده معرفی میگردد و در نهایت، پس از تخمین مدل، نتایج و پیشنهادها ارائه میگردد.
مبانی نظری و ادبیات موضوع
جرم پدیدهای چند وجهی است که همواره مورد نظر جامعهشناسان، روانشناسان، حقوقدانان و اقتصاددانان بوده است. بدون شک، یکی از جنبههای وقوع جرم عوامل اقتصادی، نظیر: تورم، بیکاری، فقر، نحوه توزیع درآمد و ... است. مطالعات خارجی و داخلی تجربی زیادی در مورد رابطه عوامل اقتصادی و جرایم انجام شده است که بیشتر آنها به رابطه مثبت بین این دو اشاره دارند: ارلیچ (1973)، چابمن[6] (1976)، ژاکوب[7] (1981)، وانگ [8](1995)، ژانگ[9] (1997)، ویت و همکاران [10](1998)، توشیما[11] (2000)، ملونی[12] (2000)، رافائل و ایمر[13] (2001)، سید یاسرگیلانی و همکارن[14] (2009)، تنگ[15] (2009)، چولی فیلیپس و همکاران[16] (2011)، فیصل سلطان[17] (2011)، صادقی و همکاران (1384)، حسننژاد (1384)، کشاورز و همکاران (1389)، فطرس و همکاران (1390)، عیسیزاده و همکاران (1391). بهطورکلی، میتوان اذعان داشت، اقتصاددانانی که جرم و جنایت را بررسی کردهاند، از منظر تحلیل منفعت- هزینه یا بیشینه سازی مطلوبیت در کنار محدودیتهای مختلف پرداختهاند.
در حالی مکتب سوسیالیسم برای نقش عوامل اقتصادی در وقوع جرم نهایت اهمیت را قائل است و معتقد است ریشه کلیه جرایم را باید در عوامل اقتصادی جستجو کرد، مکتب تحقیقی اعتقاد دارد وقوع جرم نتیجه انحصاری یکی از عوامل انسانی، اجتماعی یا اقلیمی نیست. درست است که هنگام ارتکاب هر بزه خاص، یکی از عوامل بر عوامل دیگر فزونی و برتری دارد؛ ولی امتزاج و ترکیب هر سه عامل برای ارتکاب بزه ضروری است.
در قالب دیدگاه جامعه شناختی، ارتباط بین متغیرهای مختلف رفتار جنایی، مانند: سن، نژاد، جنس و وضعیت اجتماعی- اقتصادی اهمیت دارد و نیز ارتباطات بین فردی و سطح فرهنگ را که رابطه معناداری با انواع معینی از جرم دارد، نشان میدهد. دیدگاه جامعهشناسی، همچنین به عواملی که در محیط بر رفتار جنایی مؤثرند، مانند: زمان، مکان، کیفیت وقوع جرم و نوع اسلحه به کار رفته نیز تأکید میکند )ستوده و همکاران، 1376).
دیدگاه روانشناختی، بر تمامی صفات روانی و ویژگیهای شناختی افراد که باعث میشود روانشناسان آن را به عنوان عامل مهمی در شناخت و کنترل رفتار در نظر بگیرند، اشاره میکند. روانشناسان در تحلیل وقوع جرم، از مفهومی به نام اختلال شخصیت ضد اجتماع کمک میگیرند. اصطلاح اختلال شخصیت ضد اجتماع توسط روانپزشکان و اغلب روان شناسان برای مجرمانی به کار برده میشود که در همنوایی با هنجارهای اجتماع شکست خوردهاند و به قانون احترام نمیگذارند و رفتارهایی از خود نشان میدهند که به دستگیر شدن آنها منجر میشود (گسن ریموند، 1988، ترجمه: کینیا، 1374).
در قالب دیدگاه ژنتیکی و زیست شناختی، تعدادی از مردم به لحاظ آناتومی ویژگیهایی دارند که در بین مجرمان مشترک است. این ویژگیهای جسمانی میتواند چنین باشد: جمجمه غیرطبیعی، بینی پهن، گوشهای بزرگ، لبهای کلفت و گوشتآلود، آرواره بزرگ، گونههای استخوانی و برجسته و ... (طریقی شکرالله، 1355)
دیدگاه اقتصادی، رویکرد اقتصاددانان به جرم و جنایت از دریچه منفعت – هزینه است؛ به همین دلیل، انسان هنگامی مرتکب جرم میشود که هزینه آن از منافعش کمتر باشد. همچنین، عوامل متعدد دیگری، نظیر: فقر، بیکاری، نابرابری در توزیع درآمد، صنعتیشدن شهرها و پدیدة شهرنشینی بر وقوع جرم مؤثر است و تأثیرات آن نیز اندازهگیری شده است؛ حتی اقتصاددانان درجه تأثیرگذاری عوامل اجتماعی دیگری نظیر آموزش، مجازاتهای پیشگیری کننده و.... را بر وقوع جرم اندازهگیری کردهاند (سیرافزار و همکاران، 1388).
بدون تردید، فقر، نابرابریهای اقتصادی، بیکاری و تورم در زمره مهمترین معضلات جامعه بشری است که از جایگاه ویژهای بین سایر مسائل اقتصادی برخوردار است. مشکلات فقر، بیکاری و تورم صرفاً منحصر به پیامدهای خود آنها نیست؛ بلکه مشکلات این عوامل اقتصادی زمانی شدت مییابد که آنها بستر ساز انحرافات میگردند و در واقع، مکانیزم تأثیرگذاری اقتصاد بر اجتماع عموما از کانال فقر، بیکاری و تورم نشأت میگیرد.
بونقر[18] (1916) بیان میکند که عوامل اقتصادی، عامل اساسی برای تمام ساختارهای اجتماعی بوده و تأثیرات قابل توجهی نیز بر فعالیتهای فردی از جمله جرم دارند؛ به خصوص اگر این تعامل اقتصادی سطح فقر، نابرابری درآمدی و هزینههای فرصت اقتصادی باشند. وقوع جرم در جامعه موجب اتلاف منابع بخش خصوصی و عمومی در مبارزه و کنترل با جرم میشود و با تهدید امنیت اقتصادی و اجتماعی، انگیزههای تولید و سرمایهگذاری را کاهش میدهد و در نهایت به بیکاری، تورم و فقر میانجامد. در این ارتباط، فلیشر[19] (1963) به بررسی اهمیت ارتباط میان جرم و شرایط بازار کار از دیدگاه سیاست عمومی پرداخته و علاوه بر آن، بر سایر کارکردهای بازار کار مانند تعیین نرخ دستمزد و نحوه توزیع آن توجه کرده است. وی با بررسی رابطه میان جرم و بیکاری نتیجه میگیرد که ارتباط مستقیمی میان نرخ جرم با بیکاری وجود دارد؛ به طوریکه با افزایش بیکاری در بین جوانان بالای 16 سال، نرخ جرم در جامعه افزایش مییابد. علاوه بر این، نقش درآمد را در ارتکاب به جرم افراد بررسی کرد و به این نتیجه رسید که سطح درآمدی پایین، احتمال ارتکاب جرم را افزایش میدهد؛ به این علت که هزینه احتمال دستگیری برای افرادی که درآمد اندکی دارند، بسیار پایین است. به عبارتی، احساس این افراد این است که نه تنها دریافتیهای قانونیشان پایین است؛ بلکه هزینۀ فرصت زمان صرف شده برای فعالیتهای مجرمانه یا بودن در زندان نیز پایین است.
این مطالعات توسط ادوین چادویک[20] (1829)، گری بکر (1968) و ارلیچ (1973) ادامه پیدا کرد. در این میان، ابتکار دستیابی به تجزیه و تحلیل اقتصاد جرم و جنایت از آن گری بکر است. بکر نخستین اقتصاددانی بود که پدیده جرم را در دستگاه هزینه - فایده فرموله نمود. او این گونه عنوان نمود که فرد مجرم مطلوبیت انتظاری حاصل از ارتکاب جرم را بیش از هزینههای انتظاری ارتکاب جرم محاسبه نموده و در نهایت، به این نتیجه میرسد که اقدام به یک عمل خلاف قانون خالص ارزش مطلوبیت انتظاری وی را مثبت نمود و به سود این فرد است که نقض قانون و هنجارشکنی را انجام دهد. منظور از هزینه فرصت؛ یعنی تمام درآمدهایی که یک فرد با توجه به تواناییها، استعدادها و آموزشهایی که دیده است، از طریق قانونی و مجاز کسب مینماید. در جوامعی که بیکاری گسترده؛ به ویژه در سنین جوانی و نوجوانی وجود دارد و به علت توزیع نامناسب ثروت، درآمد و رانت بین درآمدهای قانونی و غیرقانونی شکاف عظیمی به وجود میآید، انگیزهای برای انجام فعالیتهای غیرقانونی به وجود میآید که بسته به نوع و شدت مجازاتها این انگیزه تضعیف میشود؛ اما مادامی که این مجازاتها (در ادبیات اقتصادی مجازات یعنی هزینه) کمتر از درآمدهای غیرقانونی یا فعالیتهای مجرمانه باشد، اشخاص به سمت این فعالیتها جذب میگردند.
ارلیچ از جمله افرادی بود که مطالعات بسیار وسیعی را انجام داد. میتوان بیان داشت تأثیرات مطالعات او در این حوزه به لحاظ گستردگی از تمام اقتصاددانان بیشتر بودهاست. او در سال 1973 با وارد کردن درآمد و نحوه توزیع آن به مدل بکر، تحلیلهای جرم را بازتر کرد. همچنین، وی در سال 1985 ارتباط معنیداری بین سطح آموزش (تحصیلات) و مجرمان در ایالات متحده آمریکا یافت. وی در مطالعات دیگر خود در سالهای 1981 و 1999 به مطالعه در خصوص تأثیرات مجازاتها و تمام عوامل بازدارندگی (با رویکردی اقتصادی) در کاهش پدیده جرم و جنایت پرداخت.
آلن[21] (1996) معتقد است، با تأکیدی که در تئوری جرم بر بیکاری شده است، اثر تورم بر وقوع فعالیتهای جنایی، مورد غفلت واقع شده است. طبق نظر برنر[22] (1976) تورم موجب کاهش قدرت خریده شده و هزینههای زندگی را افزایش میدهد. در نتیجه، از آنجایی که فرد قادر نخواهد بود در سطح استانداردی از زندگی باقی بماند، ممکن است مرتکب جرم شود؛ هر چند این پدیده به تدریج رخ میدهد.
لانگ و ویت[23] (1981) معتقدند نرخ جرم بر اثر تورم، افزایش پیدا میکند؛ زیرا لحظات سخت موجب تحریک رفتارهای جنایی میشود؛ ضمن آنکه تورم موجب کاهش ظرفیتهای جامعه برای ایجاد موانع در برابر جرم میگردد. دوین و همکاران[24] (1988) از سه عامل زیر به عنوان عواملی یاد میکنند که باعث ایجاد یک رابطه مثبت بین تورم و جرم میشوند: وقفه بین تعدیلهای قیمت و دستمزد، تخریب اعتماد در نهادهای اجتماعی و کاسته شدن توان اقتصادی جوامع.
کلی[25] در سال (2000) تحقیقات جون، مورفی و پیرس[26] (1993) را مورد آزمون تجربی قرار میدهد و بیان میکند، بازدهی انتظاری جرم، زمانی که افراد با سطح زندگی پایین در کنار افراد دارای سطح زندگی بالا قرار میگیرند، افزایش مییابد. وی بیان میکرد، افرادی که دارای فرصتهای اندکی در مقایسه با جامعه هستند، برای رسیدن به اهداف خود به کارهای غیرقانونی دست میزنند.
توشیما[27] (2000) به بررسی رابطه میان شاخصهای اقتصادی و جرم در47 منطقه ژاپن میپردازد و به این نتیجه میرسد که میان نرخهای بیکاری، قتل و سرقت مسلحانه رابطه مثبت و معنیداری وجود دارد.
مطالعه رافائل و ابم[28] (2001) با استفاده از دادههای تلفیقی برای50 ایالت امریکا طی دوره 1971- 1997، اثر بیکاری را بر هفت گروه از جرایم بررسی کردهاند. یافتههای تحقیق نشان میدهد که بیکاری رابطه مثبت معنا داری با جرایم علیه اموال دارد؛ بهطوری که یک درصد کاهش بیکاری موجب کاهش یک تا 5درصدی این نوع جرایم میشود. برای جرایم خشونتآمیز نتایج ترکیبی حاصل گردید؛ بدین صورت که بیکاری رابطه مثبت با سرقت همراه با خشونت و ضرب و جرح دارد؛ ولی با قتل عمد و تجاوز دارای رابطه منفی است.
امروقلو، ملو و رایت[29] (2001) در مطالعه خود بیان میکنند اگر بخواهیم تأثیر بیکاری بر بروز پدیده جرم را بررسی کنیم، باید هرم سنی را در نظر بگیریم؛ زیرا آن گروه از بیکارانی دست به جرم و جنایت میزنند که در سنین جوانی و نوجوانی قرار دارند.
فابیو سانچز (2002)[30] در مطالعه خود به بررسی عوامل اقتصادی جرم در کشور کلمبیا میپردازد و نتیجه میگیرد که نابرابریهای اقتصادی همواره به عنوان یکی از مهمترین عوامل اقتصادی (بالقوه) در ارتکاب جرم؛ به خصوص جرایم علیه اموال محسوب میشود.
تلس (2004)[31] نیز دریافت که اگر موجودی پولی که توسط یک کارگزار اقتصادی نگهداری میشود یا به عبارتی، منابع مالی که در خطر وقوع جرم قرار دارد، به اندازهای باشد که بر مطلوبیت نهایی جرم اثر بگذارد، در این صورت نرخ تورم در وقوع جرم مؤثر خواهد بود. بالأخره با ثابت بودن دستمزدها، افزایش در نرخ تورم، قدرت خرید فرد را کاهش داده و هزینه زندگی افزایش مییابد و این خود میتواند فرد را به سمت فعالیتهای غیر قانونی بکشاند.
سید یاسر محمود گیلانی و همکاران (2009) در مقالهای با عنوان «بررسی رابطه بین بیکاری، فقر و تورم با جرم و جنایت، رابطه همگرایی و تجزیه و تحلیل در پاکستان» پرداختند. نتایج علیت گرنجر نشان میدهد که بیکاری، فقر و تورم باعث بهوجود آمدن جرم و جنایت در پاکستان میشود. همچنین در هم انباشتگی جوهانسن حداکثر احتمال آزمون علیت گرنجر اعمال شده یک رابطه دراز مدت همراه با علیت بین متغیرها یافته شد. علیت گرنجر از روش تودا و یاماموتو[32]تست شده است. نتایج بهدست آمده از آزمون، مدارک و شواهدی را از وجود یک رابطه همگرایی میان جرم و جنایت، بیکاری، فقر و تورم دراز مدت در پاکستان ارائه میدهد.
چور فون تنگ[33] ( 2009)، در مطالعهای با عنوان رابطه میان نرخ جرم و جنایت با بیکاری و تورم در مالزی، به بررسی موضوع با استفاده از دادههای سالانه میزان جرم و جنایت شاخص قیمت مصرفکننده و میزان نرخ بیکاری، در طی دوره زمانی 2006-1970مطالعه پرداخت. نتایج این مطالعه، حاکی از اهمیت دو عوامل تورم و بیکاری بر انگیزه جرم و جنایت در مالزی است. این مطالعه نشان داد که نرخ بیکاری و تورم علیت گرنجر جرم و جنایت در مالزی است؛ اما هیچ مدرکی دال بر علیت معکوس وجود ندارد و همچنین، شواهد نشان داده است که قانونگذار یا دولت می تواند با کنترل نرخ تورم و بیکاری میزان جرم و جنایت را در مالزی کاهش دهد. علاوه بر این، اقتصاد طرف عرضه ممکن است با یک سیاستگذاری درست هر دو نرخ تورم و بیکاری را بهطور همزمان کاهش دهد و در نهایت، نرخ جرم و جنایت را در مالزی کاهش دهد.
تنگ و لین[34] (2009) در مقالهای با عنوان «شاخص فلاکت به عنوان یک عامل اثرگذار بر وقوع جرم و جنایت» در آمریکا پرداختهاند. برای وجود رابطه بلندمدت از آزمون حدود و برای انجام آزمون علّیت از روشF چند رتبهای[35] استفاده شده است. این نتیجه حاصل شد که شاخص فلاکت به طور مثبت با نرخ جرم ارتباط دارد. بهعلاوه، اثر انگیزشی جرم بیشتر از اثر فرصتی جرم است و آزمون علیت نشان داد که شاخص فلاکت علت میزان تغییرات جرم و جنایت است.
جولی فیلیپس، کنت سی. لند[36] (2011)، در مقالهای با عنوان «ارتباط بین نوسانهای نرخ بیکاری و جرم و جنایت: تجزیه و تحلیل در شهرستان، ایالتی و در سطح ملی» به بررسی ارتباط بین نوسانهای نرخ بیکاری و جرم و جنایت در سطح شهرستان، ایالتی و ملی در ایالات متحده امریکا طی سالهای 2005- 1978 میپردازد. نتایج گویای سازگاری درخورتوجهی با توجه به همزمان بودن فرصتها و اثرها در انگیزه بیکاری بر نرخ جرم و جنایت در سطح شهرستان، ایالتی و ملی برای انواع جنایت است.
آلتینداگ[37] (2011) در مطالعه خود در کشورهای ارویایی نتیجه میگیرد اثر بیکاری بر پدیده جرم؛ بهویژه جرایم اموال به طور معنیداری مثبت است.
در حوزه اقتصاد ایران، مطالعاتی نظیر صادقی و همکاران (1384)، حسیننژاد (1384)، کشاورز و همکاران (1389)، فطرس و همکاران (1390)، عیسینژاد و همکاران(1391) و... نشان میدهند در ایران نیز همانند بسیاری از نقاط دنیا، عوامل اقتصادی در کنار سایر عوامل اجتماعی و فرهنگی در شکلگیری جرم مؤثر است. اکثر قریب به اتفاق این مطالعات، حذف عوامل اقتصادی جرم را به عنوان یکی از مؤثرترین راههای کاهش جرم و جنایت پیشنهاد میکنند.
تصریح مدل
رویکرد اقتصاددانان به جرم و جنایت از دریچه منفعت – هزینه است؛ به همین دلیل، انسان هنگامی مرتکب جرم میشود که هزینه آن از منافعش کمتر باشد. همچنین، عوامل متعدد دیگری نظیر: فقر، بیکاری، نابرابری در توزیع درآمد، صنعتی شدن شهرها و پدیده شهرنشینی بر وقوع جرم مؤثر است و تأثیرات آن نیز اندازهگیری شده است؛ حتی اقتصاددانان درجه تأثیرگذاری عوامل اجتماعی دیگری، نظیر: آموزش، مجازاتهای پیشگیری کننده و.... را بر وقوع جرم اندازهگیری کردهاند.
در این مطالعه، ارتباط جرم و جنایت با متغیرهای بیکاری و تورم با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته[38] (ADF)، آزمون همجمعی یوهانسن، مدل تصحیح خطا برداری[39] (VECM) و آزمون والد در قالب خود توضیحبرداری بررسی میشود. دادههای آماری مربوط به این متغیرها، از سایت مرکز آمار ایران و بانک مرکزی، با استفاده از دادههای سری زمانی برای سالهای1390-1360 استخراج شده است. در این مطالعه شاخص جرم و جنایت، شامل: قتل عمد، سرقت اموال و دزدی است. در ضمن، برای برآوردها و تحلیل آماری مدلها از نرمافزار5 Eviews استفاده شده است،که از مدل زیر استفاده میشود:
(1)
(2)
متغیرهای مورد استفاده عبارتند از: LCRMلگاریتم جرم و جنایت، LUM لگاریتم بیکاری و U جمله اختلال.
بدین منظور، قبل از برآورد رابطه بلندمدت، برای اطمینان از قابل اعتماد بودن نتایج، به بررسی ساکنپذیری متغیرها با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم یافته (ADF) میپردازیم و با توجه به نتایج ساکنپذیری متغیرها مدل مناسب برای تخمین انتخاب خواهد شد. در ادامه، به منظور نشان ورود متغیر سوم؛ یعنی تورم بر رابطه بین نرخ جرم و جنایت و بیکاری، مدل زیر برآورد می گردد:
(3)
(4)
IN: تورم است.
نتایج تجربی مدل
در این بخش برای یافتن رابطه میان بیکاری و تورم با جرم و جنایت با استفاده از یک مدل خود همبسته برداری، به کمک نرمافزار Eviews 5 فرضیههای تحقیق را آزمون کرده، به سؤالهای تحقیق پاسخ خواهیم داد.
آزمون ریشه واحد
بهطور کلی، یک فرایند تصادفی هنگامی ساکن نامیده میشود که میانگین و واریانس آن در طی زمان ثابت باشد و مقدار کوواریانس آن بین دو دوره زمانی، تنها به فاصله یا وقفه بین دو دوره بستگی داشته و ارتباطی به زمان واقعی محاسبه کوواریانس نداشته باشد. به منظور بررسی ساکنپذیری هر متغیر با استفاده از آزمون دیکی- فولر تعمیم یافته فرضیه در مقابل فرضیه آزمون میشود. اگر قدر مطلق آماره ADF محاسباتی از مقدار بحرانی جدول بزرگتر باشد، فرضیه صفر رد شده و متغیر ساکن است. در غیر این صورت، متغیر در سطح غیرساکن بوده و باید آزمون ساکنپذیری روی تفاضل مرتبه اول آن صورت گیرد. نتایج آزمون ساکنپذیری دیکی- فولر تعمیم یافته در سطح و با عرض از مبدأ و همچنین، در سطح و با روند بیانگر عدم ساکنپذیری متغیرهاست. در این صورت، به بررسی ساکنپذیری متغیرها در حالت عرض از مبدأ و با یک بار تفاضلگیری میپردازیم.
جدول 1- نتایج آزمون ساکنپذیری دیکی- فولر تعمیم یافته با یک بار تفاضلگیری و عرض از مبدأ
|
نتیجه آزمون |
آماره محاسبه شده |
نام اختصاری |
نام متغیر |
|
ساکن |
43/8- |
L UM |
لگاریتم نرخ بیکاری |
|
ساکن |
23/6- |
L IN |
لگاریتم تورم |
|
ساکن |
83/9- |
L CRM |
لگاریتم جرم و جنایت |
|
96/2- مقدار بحرانی در سطح 5% : |
|||
مأخذ: یافتههای تحقیق
همانطورکه در جدول (1) مشاهده می شود، برای هر سه متغیر لگاریتم نرخ بیکاری، لگاریتم تورم و لگاریتم جرم و جنایت، میزان آماره محاسبه شده بیشتر از مقدار بحرانی در سطح 5% است که بیانگر ساکنپذیری متغیرها با یک بار تفاضلگیری است.
نظر به اینکه متغیرها در سطح ساکن نیستند، این امر ممکن است به علت وجود شکست ساختاری باشد؛ بنابراین، در سالهایی که شکست ساختاری رخ داده، میتواند در عرض از مبدأ تابع روند، شیب تابع روند و یا هم عرض از مبدأ و هم شیب تابع روند تغییر ایجاد نماید. برای انجام آزمون شکست ساختاری از آزمون پرون استفاده شده است. انجام آزمون شکست ساختاری که موجب تغییر در عرض از مبدأ تابع روند میشود، صورت پذیرفت. با توجه به نتایج به دست آمده از آزمون شکست ساختاری در حالت عرض از مبدأ تابع روند میتوان بیان کرد که شکست ساختاری علت ساکن نبودن متغیرها نیست؛ بنابراین، فرضیه صفر مبنی بر وجود ریشه واحد را نمیتوان رد کرد. سپس آزمون شکست ساختاری با تغییر در شیب و عرض از مبدأ تابع روند انجام میشود که نتایج آن در جدول (2) آمده است.
جدول 2- نتایج آزمون شکست ساختاری در حالت تغییر در عرض از مبدأ و شیب تابع روند
|
نتیجه |
جدول |
محاسباتی |
معادله |
|
|
غیرساکن |
24/4- |
15/3- |
5/0 |
LU=9/35-3/99DU+1/23DTB75-0/04DTT-0/04T+0/37LU(-1)- 0/001dLU(-1) |
|
غیرساکن |
75/3- |
05/2- |
1/0 |
LInf=15/4-21/1DU-75/0DTB-52/0DTT-54/0T+63/0lInf(-1) +36/0dlInf(-1) |
|
غیرساکن |
17/4- |
43/0- |
3/0 |
Lcrm=20/92-2/12DU75+0/57DTB75-0/26DTT0-/15T+0/84Lcrm(-1) -0/34dLcrm(-1) |
ماخذ: یافتههای تحقیق
همان طور که در جدول (2) مشاهده میشود، قدر مطلق محاسباتی از جدول کوچکتر است. در نتیجه، آزمون شکست در حالت عرض از مبدأ و شیب تابع روند نیز غیرساکن است. به طور کلی، میتوان بیان کرد که شکست ساختاری، علت ساکن نبودن متغیرها نبوده است و تمامی متغیرها در سطح غیرساکن هستند.
تعیین وقفه بهینه
برای برآورد روابط بلندمدت و کوتاهمدت، ابتدا لازم است حداکثر وقفه بهینه با استفاده از الگوی خود همبسته برداری[40] تعیین گردد. برای این منظور، از معیارهای آکائیک[41] و شوارتز- بیزین[42] استفاده کرده و وقفه بهینه را با استفاده از معیارهای فوق بهدست میآوریم. نتایج این آزمون برای هر دو الگوی بیکاری و جرم و جنایت و الگوی تورم و جرم و جنایت به ترتیب در جداول (3) و (4) آمده است.
جدول 3- نتایج تعیین وقفه بهینه الگوی دومتغیره
|
وقفه |
آماره شوارتز- بیزین |
آماره آکائیک |
|
0 |
47/1 |
37/1 |
|
1 |
*03/1 |
74/0 |
|
2 |
26/1 |
78/0 |
|
3 |
73/1 |
05/1 |
|
4 |
33/1 |
*45/0 |
|
5 |
62/1 |
56/0 |
ماخذ: یافتههای تحقیق
همانطور که در جدول (3) مشاهده میشود، وقفه بهینه بر اساس معیار آکائیک معادل 4 و بر اساس شوارتز- بیزین معادل1 است. در این مطالعه معیار شوارتز- بیزین مورد توجه است؛ در نتیجه، وقفه بهینه معادل1 است.
جدول 4- نتایج تعیین وقفه بهینه الگوی سه متغیره
|
وقفه |
آماره شوارتز- بیزین |
آماره آکائیک |
|
0 |
79/2 |
64/2 |
|
1 |
*72/2 |
14/2 |
|
2 |
02/3 |
01/2 |
|
3 |
03/3 |
57/2 |
|
4 |
64/3 |
*75/1 |
|
5 |
39/4 |
06/2 |
ماخذ: یافتههای تحقیق
همان طور که در جدول (4) مشاهده میشود، وقفه بهینه بر اساس معیار آکائیک معادل 4 و بر اساس شوارتز- بیزین معادل 1 است که با ملاک قرار دادن معیار شوارتز- بیزین وقفه بهینه معادل 1 است.
برآورد رابطه بلندمدت بین متغیرها با استفاده از آزمون همجمعی یوهانسن[43]
به منظور برآورد رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرها از روش حداکثر درست نمایی یوهانسن استفاده میشود. برای انجام آزمون همگرایی از آزمونهای یوهانسن؛ یعنی آزمون حداکثر مقادیر ویژه[44] و اثر[45] بهره برده میشود. در این آزمون اگر آمارههای محاسباتی از مقادیر بحرانی در سطح 5 درصد بیشتر باشد، فرضیه مقابل پذیرفته میشود. در اینجا تعداد بردارهای همجمعی با توجه به وقفه بهینه و آزمونهای اثر و حداکثر مقدار ویژه تعیین میگردد. جداول (5) و (6) به ترتیب نتایج آزمون اثر و حداکثر مقدار ویژه را برای دو الگوی دو متغیره و سه متغیره نشان میدهند.
جدول 5- نتایج آزمون اثر و حداکثر مقادیر ویژه در تعیین تعداد بردارهای همجمعی الگوی دو متغیره
|
مقدار بحرانی 5 درصد |
آمار محاسباتی |
فرضیه مقابل |
فرضیه صفر |
|
|
49/15 |
53/16 |
r |
r =0 |
آزمون اثر |
|
84/3 |
32/0 |
r |
r |
|
|
26/14 |
20/16 |
r |
r =0 |
آزمون حداکثر مقدار ویژه |
|
84/3 |
32/0 |
r |
r |
ماخذ: یافتههای تحقیق
مقایسه آماره آزمونهای اثر و حداکثر مقدار ویژه با مقادیر بحرانی در سطح 5 درصد در جدول (5) نشان میدهد که بر اساس هر دو آزمون اثر و حداکثر مقدار ویژه، 1 بردار همجمعی برای متغیرهای مدل تعیین شده است که بیانگر وجود رابطه بلند مدت میان نرخ بیکاری و جرم و جنایت است. بردار ارائه شده در جدول (6) قابل مشاهده است.
جدول 6- نتایج حاصل از برآورد بردار همجمعی الگوی دو متغیره
|
بردار همجمعی نرمال شده |
بردار همجمعی نرمال نشده |
متغیر |
|
1 |
43/2 |
لگاربتم جرم و جنایت |
|
02/2- |
93/4- |
لگاریتم نرخ بیکاری |
ماخذ: یافتههای تحقیق
معادله برآورد شده به صورت زیر است:
LCRM = 02/2LU (5)
با توجه به معادله (5) رابطه میان نرخ بیکاری و نرخ جرم و جنایت به صورت مثبت برآورد شده است؛ به صورتی که افزایش یک واحد در نرخ بیکاری، موجب افزایش در نرخ جرم و جنایت به میزان 02/2 واحد میگردد. در نتیجه، فرض ضمنی ما در خصوص تأثیر عوامل اقتصادی بهویژه بیکاری بر جرم و جنایت تأیید شد.
سپس آزمون همجمعی بر اساس الگوی سه متغیره پرداخته شده است،که نتایج آن بر اساس آزمون اثر و حداکثر مقدار ویژه برای الگوی سه متغیره در جدول (7) آمده است.
جدول 7- نتایج آزمون اثر و حداکثر مقادیر ویژه در تعیین تعداد بردارهای همجمعی الگوی سه متغیره
|
مقدار بحرانی 5 درصد |
آمار محاسباتی |
فرضیه مقابل |
فرضیه صفر |
|
|
79/29 |
48/36 |
r |
r =0 |
آزمون اثر |
|
49/15 |
82/12 |
r |
r |
|
|
84/3 |
000/0 |
r |
r |
|
|
13/21 |
65/23 |
r |
r =0 |
آزمون حداکثر مقدار ویژه |
|
26/14 |
82/12 |
r |
r |
|
|
84/3 |
000/0 |
r |
r |
ماخذ: یافتههای تحقیق
مقایسه آماره آزمونهای اثر و حداکثر مقدار ویژه با مقادیر بحرانی در سطح 5 درصد در جدول (7) نشان میدهد که بر اساس هر دو آزمون اثر و حداکثر مقدار ویژه، یک بردار همجمعی برای متغیرهای مدل تعیین شده وجود دارد. جدول (8) بردارهای ارائه شده را نشان میدهد.
جدول 8- نتایج حاصل از برآورد بردار همجمعی الگوی سه متغیره
|
بردار همجمعی نرمال شده |
بردار همجمعی نرمال نشده |
متغیر |
|
1 |
33/1 |
جرم و جنایت |
|
53/4- |
07/6- |
نرخ بیکاری |
|
58/1- |
12/2- |
نرخ تورم |
ماخذ: یافتههای تحقیق
معادله برآورد شده به صورت زیر است:
CRM= 53/4U+58/1inf (6)
همان طور که معادله (6) نشان میدهد، اثر نرخ بیکاری بر میزان جرم و جنایت با ورود متغیر نرخ تورم به عنوان متغیر سوم، بیشتر میگردد؛ به گونهای که یک واحد افزایش در نرخ بیکاری، میزان جرم و جنایت 53/4 واحد افزایش مییابد؛ در حالیکه در الگوی دو متغیره نرخ بیکاری و نرخ جرم و جنایت، افزایش یک واحد در نرخ بیکاری، به افزایش جرم و جنایت به میزان 02/2 واحد منجر میگردد. همچنین، رابطه میان تورم و جرم و جنایت در مدل به صورت مثبت برآورد شده است و میتوان گفت یک واحد افزایش در تورم موجب 58/1 واحد افزایش در جرم و جنایت میگردد.
برآورد رابطه کوتاهمدت با استفاده از آزمون تصحیح خطای برداری[46]
الگوی تصحیح خطای برداری بیان میکند که تغییرات متغیر وابسته تابعی از انحراف از رابطه تعادلی بلندمدت (که با جزء تصحیح خطا بیان میشود) و تغییرات سایر متغیرهای توضیحی است. در اینجا به منظور بررسی رابطه کوتاهمدت بین متغیرها از الگوی تصحیح خطا استفاده شده است. نتایج حاصل از این تخمین برای الگوی اول (رابطه بیکاری و جرم و جنایت) در جدول (9) و برای الگوی دوم که با ورود متغیر تورم است، در جدول (10) ارائه شده است. شایان ذکر است از آن جا که وقایع مختلفی در طول دوره مورد مطالعه در ایران روی داده است، بنابراین، وارد کردن متغیرهای مجازی در بهتر جواب دادن نتایج الگو مؤثر خواهند بود. متغیر مجازی با مقدار یک، برای سالهای جنگ تحمیلی (1366-1360) و سایر سالها صفر و متغیر با مقدار یک برای سال 1375و سایر سالها صفر، به علت افت شدید نرخ بیکاری در این سال، وارد الگو شدهاند.
جدول 9- نتایج تخمین مدل دومتغیره به کمک الگوی تصحیح خطای برداری (متغیر وابسته، جرم و جنایت)
|
متغیر |
ضریب |
Tآماره |
|
عرض از مبدأ |
23/0 |
09/2 |
|
CRM(-1) |
03/0- |
16/2 |
|
UN(-1) |
87/0 |
12/2 |
|
(1-) |
88/0- |
79/3- |
|
95/0- |
08/3 |
|
|
16/0 |
31/2 |
|
|
With, no cross term:62/0 |
LM:42/0 |
:56/0 |
ماخذ: یافتههای تحقیق
آنچه در مدل تصحیح خطا، بیش از همه حایز اهمیت است، ضریب جمله تصحیح خطاست که نشاندهنده سرعت تعدیل فرایند عدم تعادل به سمت تعادل در بلندمدت است. همانگونه که در جدول (9) مشاهده میشود، این ضریب معنیدار و دارای علامت منفی است. همچنین، با توجه به اینکه ضریب تصحیح خطا معادل 88/0- به دست آمده است، در نتیجه اگر شوکی به مدل وارد شود، تقریباً یک سال زمان نیاز دارد تا دوباره مدل به تعادل برسد؛ یعنی در هر سال، 88 درصد از عدم تعادل، در دوره بعد تعدیل میشود. همان طور که در جدول (9) مشاهده میشود، تمامی متغیرها از نظر آماری معنیدار هستند و با توجه به جدول (4-9) ضرایبD1 معنیدار و منفی شده و این بیانگر آن است که جنگ باعث کاهش جرم و جنایت شده است؛ هر چند که جنگ باعث افزایش جرم و جنایت میشود؛ ولی به علت روحیه ایثارگری و فداکاری ملت ایران در این دوران، جنگ باعث کاهش جرم و جنایت شده است. همچنین، ضریب D2معنیدار و مثبت شده و این نشاندهنده آن است که، افت شدید بیکاری در سال 75 باعث افزایش جرم و جنایت شده است. شایان ذکر است برای اطمینان از نتایج بهدست آمده، آزمونهای تشخیصی شامل خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس[47] انجام شده است. در الگوی دو متغیره ارزش احتمالی 62/0 به دست آمده از آزمون وایت[48] نشاندهنده آن است که فرضیه صفر مبنی بر همسانی واریانس را نمیتوان رد کرد، بنابراین جملات خطا واریانس همساناند. همچنین احتمال 42/0 در آزمون (لاگرانژ) LM [49] نشان میدهد که فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود خود همبستگی را نمیتوان رد کرد.
جدول 10- نتایج تخمین مدل سه متغیره به کمک الگوی تصحیح خطای برداری (متغیر وابسته، جرم و جنایت)
|
متغیر |
ضریب |
Tآماره |
|
عرض از مبدأ |
13/0 |
06/1 |
|
CRM(-1) |
35/0- |
04/2 |
|
UN(-1) |
83/0 |
90/2 |
|
Inf(-1) |
38/0 |
60/2 |
|
(1-) |
34/0- |
30/2- |
|
22/0 |
75/2 |
|
|
38/0 |
60/2 |
|
|
With, no cross term:52/0 |
LM: 41/0 |
:43/0 |
ماخذ: یافته هایتحقیق
همان طور که در جدول (10) مشاهده میشود، ضریب تصحیح خطا معادل 34/0- درصد به دست آمده است؛ در نتیجه، اگر شوکی به مدل وارد شود، تقریباً 3 سال زمان نیاز دارد تا دوباره به سمت تعادل حرکت کند.
نتایج بهدست آمده آزمونهای تشخیصی شامل خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس بیانگر این است که الگوی جملات خطای واریانس همسانند. همچنین، عدم خودهمبستگی در مدل تأیید میگردد.
نتیجه و پیشنهادها
جرم را میتوان از دیدگاههای متفاوتی، چون: جامعهشناسی، روانشناسی، حقوق، اقتصاد و حتی زیستشناسی بررسی کرد. از دهه 1970 میلادی به بعد با تحلیلهای گری بکر، تحلیلهای جرم مورد توجه جدی اقتصاددانان قرار گرفت..
از دیرباز، موضوع جرم و رابطه آن با شرایط اقتصادی مورد توجه جرمشناسان بوده است. در واقع، روند رو به رشد جرم در جوامع، با توجه به عواقب زیانبار آن؛ بهویژه به لحاظ اجتماعی، مطالعه در زمینه عوامل مؤثر بر جرم را به یک ضرورت تبدیل کرده است. با توجه به آمارهای موجود در زمینه جرایم، میزان جرم و جنایت در ایران نیز طی سالهای گذشته افزایش داشته است. بنابراین، بررسی و شناسایی عوامل بهوجودآورنده جرم در ایران برای جلوگیری از رشد آن باید مورد توجه قرار گیرد. از آنجا که عوامل اقتصادی یکی ازعوامل در وقوع جرم هستند، این مطالعه با استفاده از رویکردهای اقتصادی به شناسایی مؤلفههای اقتصادی اثرگذار بر جرم و جنایت در ایران پرداخت. نتایج این مطالعه نشان دادند که :
1) نرخ بیکاری اثر مثبت بر میزان جرم و جنایت در ایران دارد؛ به طوریکه با یک واحد افزایش در نرخ بیکاری، میزان جرم و جنایت 02/2 واحد افزایش مییابد.
2) نرخ تورم اثر مثبت بر نرخ جرم و جنایت در ایران دارد؛ به طوریکه یک واحد افزایش در نرخ تورم، میزان جرم و جنایت را 58/1 واحد افزایش میدهد.
3) اثر نرخ بیکاری بر میزان جرم و جنایت با ورود متغیر نرخ تورم به عنوان متغیر سوم، بیشتر میگردد؛ به گونهای که یک واحد افزایش در نرخ بیکاری، میزان جرم و جنایت را 53/4 واحد افزایش میدهد؛ در حالیکه در الگوی دو متغیره نرخ بیکاری و نرخ جرم و جنایت، افزایش 1 واحد در نرخ بیکاری، به افزایش جرم و جنایت به میزان 02/2 واحد منجر میگردد.
بر اساس نتایج این مطالعه، توصیههای سیاستی زیر برای جلوگیری از ارتکاب جرم و کاهش نرخ جرم در ایران ارائه میشود. این توصیهها میتواند دولت را در امر سیاستگذاری به منظور کاهش نرخ جرم یاری رساند.
1- جوان بودن جامعه ایران، می تواند تهدیدی در زمینه افزایش جرم در جامعه تلقی گردد؛ زیرا افراد جوان بیش از بقیه افراد جامعه حاضر به قبول خطر ناشی از جرم هستند؛ پس به این مقوله توجه شود.
2- متغیرهای اقتصادی میتوانند به نحو شایانی در تبیین جرم مؤثر واقع شوند. به عبارت دیگر، میتوان این ادعا را که جرم دارای ریشههای اقتصادی است، پذیرفت و به آن توجه ویژه نمود.
3- به منظور کاهش نرخ جرم، دولت باید توجه خاص به مقوله بیکاری؛ بهویژه بیکاری جوانان و اتخاذ سیاستهای مناسب اشتغالزا برای کاهش نرخ بیکاری را، در دستور کار خود قرار دهد.
4- برای کاهش جرم، سطح عمومی قیمتها (تورم) در کشور کاهش و اصلاح گردد؛ زیرا افزایش کالا و خدمات نشان میدهد که تورم عامل مهمی در افزایش شکاف طبقاتی در کشور ماست، و این خود باعث افزایش جرم در کشور میشود.
5- اثر تخریبی بیکاری از اثر تخریبی تورم بسیار شدیدتر است.
[1] Becker gary
[2] Ehrlich, Isaac
[3] Sjo quist
[4] Fon Neumann Mvrgnstrvn
[5] Teles, Vladimir
[6]Chapman
[7] Jacobs
[8] Wong, Yue & R.Chim
[9] Zhang, Junsen
[10] Witte et al.
[11] Tushima, Masahiro
[12] Meloni, Osvaldo
[13] Raphael & Webmer
[14] Syed yasir gillani et al.
[15] Tang & Lea
[16] Phillips
[17] Qadri, Faisal Sultan
[18] Bonger
[19] Fleisher
[20] Chadwick
[21] Allen
[22] Brenner
[23] Long & Witte
[24]Devine, et al.
[25] Kelly
[26]Murphy & Pierce
[27] Tushima
[28] Raphael & Ebmer
[29] Imrohorglu, Merlo, Rupent
[30] Sanchez
[31] Teles
[32] Teste toda-yamamoto
[33] Tang
[34] Tang & Lean
[35] Multiple – rank f
[36] J. phillips, k.c. land
[37] Altindag
[38] Augmented dickey-fuller test
[39] Vector error correction model
[40] Vector Autoregression
[41] Akaike Criterion
[42] Schwatrz – Baysian Criterion
[43] Johansen Cointegration
[44] Eigenvalue
[45] Trace
[46] Vector Error Correction Model
[47] Heteroskedasticity
[48] With test
[49] Lagrange Multiplier Test
)