数，我们可以衡量192个家（包括上文中已给出腐败评分的54个家中的53个）民主制度的广泛。
度量对民主制度支持的深度的一种方法是看一个家的民主政府已经存在多长时间。我们采用民主年限这个变量，用来表示一个家第二次世界大战以来拥有民主制度的年数（lijphart，1984）。政治文化通过社会化进程传播。因此，民主制度和价值在一个家引导政治时间越长，这些制度和价值就越根深蒂固。
最后，我们采用贸易指标来衡量一参与际经济一化程度。指标采用进出口总额占民生产总值比重，数据取自于世界银行1995年的世界指标（世界银行，1995）。
四、数据分析
为了开始分析不同家腐败的影响因素，我们首先检查一下感觉的腐败平跨分布情况。际透明组织的全球54个家和地区的腐败指数，列出了从最不腐败到最腐败的家。粗看表中的排名大符合我们的理论预期：几乎无一例外地，那些被认为是最不腐败的家都是民主制的，有着较高的政治经济自由度的，并高度融入际经济的家。这类家中排在表中最前面的几个包括新西兰、丹麦、瑞典、芬兰和加拿大。相反地，被认为是最腐败的家是那些传统的集权制家，在政治经济领域都几乎不允许个人创业，也较少加入世界经济活动。跨商业精英感觉最腐败的家包括尼日利亚、巴基斯坦、肯尼亚，以及孟加拉。
虽然大上验证了我们的假设，但是也有一些例外。比如，那些做生意的人都认为新加坡是个腐败平很低的家，要比澳大利亚、荷兰以及美的腐败平都低，但是新加坡的居民并没有那些感觉更腐败的家的居民那么多的政治和经济自由度。另一方面，印度，这个已经有50年民主统治历史的家，却被认为是非常腐败的，实际上按照这个样本所列出的家中，只有8个别的家比印度更腐败。最后，在该腐败指数中位于中间部分的有一些具有混合质的家和地区：有较高际经济一化平和较少政治经济自由度（比如南非。韩），以及有着较长民主制度历史（比如意大利和西班牙）的一些家。这样一来，虽然表格在大上符合我们的理论预期，我们还需要作进一步的分析才能得出关于家间腐败平的普适结论。
现在转向对假设更细致的检验。表1给出了单个解释变量和被解释变量（感觉到的腐败平）之间的相关关系。结果很好地验证了我们的理论预期——每个解释变量的系数都在我们预期的方向上，并且在统计上都是显著的。
表中的数值代表腐败指数和解释变量之间的相关关系。由于数据的缺失，每个解释变量所用家和地区的数目不尽相同。对于经济自由度，乌干达、厄瓜多尔、喀麦隆和香港没有包括在内；对于政治／社会自由度，没有包括香港。腐败指数来源：际透明组织，1996年；经济自由度指数来源：messick，1996年；政治／社会自由度数据来源：karatnycky，1997年；民主政府年数数据来源：banks，etal，1997；贸易数据来源：世界银行，1995年；所有家、地区的数据来源：联合，1995年。
我们的结果显示了：
（1）随着经济自由度的增长，腐败平降低（r＝-0.81，在＜0.01平上显著）；
（2）随着政治民主自由度的增长，腐败平降低（r＝－0.73，在＜0.01平上显著）；
（3）随着民主政府年数的增多，腐败平降低（r＝-0.67，在＜0.01平上显著）；
（4）随着加入际贸易程度的提高，腐败平降低（r=-0.30，在＜0.05平上显著）。
由此可见，政治经济结构，尤其是家控制经济的程度，对腐败平的影响显著。政治经济结构越是鼓励“拿到桌面上”的行为，诉诸腐败的可能越小。民主制度的强度也影响着腐败平。有着广泛的政治和公民权利的家比那些民主制度较弱或不存在民主制度的家更少存在腐败行为。同样，一个家经历民主统治的时间越长，民主价值就扎根民众越深，腐败行为也就越难于产生或越不被容纳。最后，正如我们所预计的，更多地加入际贸易也与更低平的腐败相联系。
接下来，我们作多变量回归来检验这些变量对腐败的解释效果。首先要确信这些变量在单相关中是重要的解释指标，其次在包含其他变量时看这些变量是否在统计上显著，然后的问题是这些变量一起能在多大程度上解释腐败平。表2报告了多变量回归分析，即用四个解释变量预测腐败平的结果。
结果再一次验证了我们的预期。所有的变量在统计上都是显著的，这个相对简单的模型解释了我们样本家腐败平将近80％。标准斜率系数检验显示每个变量都显著影响腐败平。我们的模型中最有解释力的变量是经济自由度（b=-0.374）和民主政府年数（b＝－0.330）。更高的经济自由度意味着个人可以在市场中通过自主选择达到经济目标，减少对运用腐败手段的需求。民主统治的年数表征文化尺度，一个家获得更多的民主统治经验，公民逐渐将民主制度社会化，能形成指责腐败的社会氛围。
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