Demokrati og borgerkrig
Forfattere: Henrikas Bartusevičius, Svend-Erik Skaaning
Tidsskrift: politica (2016-02-01)

Henrikas Bartusevičius og Svend-Erik Skaaning

## Demokrati og borgerkrig

Prominente studier af sammenhængen mellem demokrati og borgerkrig har hævdet, at risikoen for borgerkrigsudbrud er lige så lille for autokratier som for demokratier, og at den er størst for hybridregimer, der befinder sig i midten af det politiske regimespektrum. Vi genanalyserer sammenhængen mellem demokrati og borgerkrigsudbrud ved hjælp af Lexical Index of Electoral Democracy (LIED). Dette nye demokratimål gør os i stand til samtidigt at skelne mellem niveauer af elektoralt demokrati og distinkte regimetyper. I modsætning til tidligere studier viser vores globale statistiske analyse, at hybridregimer ikke udviser den største risiko for borgerkrigsudbrud. Det er snarere rene autokratier - forstået som politiske  regimer, hvor der ikke afholdes nationale valg - der er mest udsatte for borgerkrigsudbrud, mens elektorale demokratier, som er karakteriseret ved konkurrencefyldte og inklusive valg, har den mindste risiko.

Sammenhængen mellem regimetype og borgerkrigsudbrud har affødt en stor debat inden for konfliktforskningen (Hegre, 2014). Et af de hyppigste fund i den kvantitative del af litteraturen har været, at hybridregimer, som er kendetegnet ved en blanding af demokratiske og autokratiske træk, er mere udsatte for borgerkrig end mere 'rene' autokratier og demokratier. Fundet forklares typisk med, at hybridregimer på den ene sider mangler effektiv undertrykkelse af oppositionsgrupper, som på den anden side er utilfredse med, at de formelt demokratiske institutioner ikke reelt sikrer deres politiske rettigheder (se fx Fearon og Laitin, 2003; Gurr, 2000; Hegre et al., 2001; Muller og Weede, 1990).

Hovedparten af de tidligere studier har imidlertid været begrænset til tidsrummet efter 1945. Dermed er en lang periode efter det moderne demokratis fremvækst i 1800-tallet, som potentielt dækker over meget relevant variation, ikke blevet taget i betragtning. Desuden har de kvantitative analyser af sammenhængen mellem demokrati og borgerkrig ikke været i stand til at indfange midten af det politiske regimespektrum ordentligt. De har nemlig næsten udelukkende baseret sig på det såkaldte Polity-indeks (Marshall, Gurr og James, 2013), der i denne forbindelse lider af to væsentlige problemer. For det første kobler dette demokratimål ikke specifikke regimekarakteristika til forskellige demokratiniveauer. Det medfører, at middelværdierne ikke kan knyttes til bestemte institutionelle træk, som hybridregimerne 1 har til fælles med hinanden, og som adskiller dem fra andre regimetyper, som enten opnår en højere eller lavere score (Skaaning, Gerring og Bartusevičius, 2015: 1493-1494; Ravallion,

2011). Derudover lider Polity-indekset af, at middelværdierne på to af dets fem underliggende indikatorer direkte afspejler, om et land er ramt af voldelig konflikt (Vreeland, 2008: 406). Derigennem bliver der tale om en delvist tautologisk sammenhæng, når det hævdes, at regimetyper med middelværdier er mere konfliktfyldte.

Endelig findes der en række teoretiske argumenter for, at hybridregimer ikke nødvendigvis er mere ustabile og konfliktfyldte. Med udgangspunkt i litteraturen om stabilitet i elektorale autokratier er det således blevet fremhævet, at valg og begrænset liberalisering af det politiske liv mere generelt kan anvendes af magthaverne til at koopetere potentielle udfordrere, sikre legitimitet i befolkningen og til at opnå brugbar viden om relative styrkeforhold og identificere henholdsvis venner og fjender (Knutsen, Nygård og Wig, 2015; Seeberg, 2015).

På denne baggrund er det vores formål at revurdere sammenhængen mellem demokrati og borgerkrigsudbrud med et særligt fokus på, i hvilket omfang et politisk regime er et elektoralt demokrati, hvor det politiske lederskab vælges gennem konkurrencefyldte og inklusive valg. I vores forsøg på at kaste nyt lys på sammenhængen anvender vi det nye Lexical Index of Electoral Democracy (LIED), som spænder over perioden 1800-2013 og 221 uafhængige lande og dermed har den største dækning af alle demokratimål. Dette indeks klassificerer regimer i syv ordinalt rangerede kategorier ud fra deres elektorale karakteristika, hvor 0 repræsenterer henholdsvis ingen nationale valg og 6 konkurrencefyldte flerpartivalg med almindelig valgret, og hvor hver middelværdi repræsenterer én bestemt kombination af kendetegn og dermed særskilte regimetyper (Skaaning, Gerring og Bartusevičius, 2015).

Med hensyn til forskningsdesign lægger vores bidrag sig tæt op ad tidligere statistiske studier for at gøre resultaterne mere sammenlignelige. Resultaterne, som er robuste over for ændringer i den analyserede periode og forskellige modelspecifikationer, viser, at hybridregimer ikke har den største risiko for borgerkrigsudbrud. Derimod er det alt andet lige rene autokratier (dvs. regimer uden nationale valg), som er mest udsatte. Sammenhængen mellem elektoralt demokrati og borgerkrigsudbrud er dog svagere, hvis vi anvender en mindre krævende operationalisering af borgerkrig, der sætter grænsen for et borgerkrigsudbrud til 25 døde i kamphandlinger inden for et år frem for 1000.

## Hypotesen om en omvendt U-formet sammenhæng

Den mest velkendte version af den demokratiske fredstese siger, at demokratier ikke går i krig mod hinanden (se Russett, 1993). Inspireret af dette perspektiv har  borgerkrigsforskere  foreslået,  at  demokratier  også  mindsker  risikoen  for borgerkrig (Krain og Myers, 1997). En række argumenter er blevet fremført til støtte for denne påstand. For det første er der typisk mindre politisk utilfredshed i demokratier, da de generelt er mindre undertrykkende og mere inkluderende og tolerante og derfor giver mindre motivation til voldeligt oprør.

For det andet omfatter demokratier institutionelle processer, som kan håndtere problemer på ikkevoldelig måde i forbindelse med politisk utilfredshed. Frem for alt giver demokratiske valg politiske modstandere mulighed for at forfølge deres interesser og få afløb for deres utilfredshed. Selvom demokratiske institutioner indbyder til politisk konkurrence og mobilisering, repræsenterer de et legitimt alternativ til politisk vold.

Endelig vil det ofte være mere omkostningsfyldt for demokratiske regeringer end diktatorer ikke at tage højde for befolkningens ønsker. Da borgerkrig er et meget omkostningsfyldt fænomen, vil politiske beslutninger om at deltage i en væbnet konflikt ofte være upopulære, og folkevalgte politikere vil derfor generelt være mere indstillet på at bruge fredelige midler til konfliktløsning (se Hegre, 2014: 162).

Det er imidlertid også blevet fremført, at autokratier vil have tendens til at være lige så fredsommelige som demokratier - og måske endda mere (Goldstone et  al.,  2010).  Hovedargumentet lyder i al sin simpelhed, at selvom autokratier som oftest er karakteriseret ved stor politisk utilfredshed på grund af mangel på politiske og civile rettigheder, vil de ofte være i stand til at bruge stærk repression til at forhindre utilfredsheden i at udarte sig:

Both democracies and non-democracies use military force to counter illegitimate armed opposition, but autocracies may make much more extensive use of repression without losing legitimacy - using violence to silence opponents, censorship, arbitrary imprisonment without trial, etc. Autocracies may indiscriminately target entire population groups to coerce influential individuals … Autocracies also buy off other parts of the opposition by granting ministerial posts and by the selective channeling of public funds … The combination of these two methods allows effective divide-and-rule strategies. Autocracies also repress the formation of organizations before they can reach the stage of armed insurgencies (Hegre, 2014: 163).

I regimespektret mellem de rene autokratier og de rene demokratier finder vi hybridregimerne. De er karakteriset ved en blanding af undertrykkelse, der tillader en vis politisk opposition, og et niveau af politisk åbenhed, som typisk ikke er nok til at tilfredsstille oppositionen. Det er netop denne inkonsistens, der er blevet fremhævet som en situation, der både giver mulighed for og motivation til at begynde en borgerkrig (Gurr, 2000; Hegre et al., 2001).

På trods af uenighed om, hvorvidt det primært er rene autokratier eller rene demokratier, der oplever færrest borgerkrige (se Gleditsch og Ruggeri, 2010; Hegre et al., 2001; Goldstone et al., 2010), finder hovedparten af de statistiske studier,  at  hybridregimer  er  de  mest  udsatte.  De  har  derfor  konkluderet,  at sammenhængen mellem demokratiniveau og risiko for borgerkrigsudbrud ser ud som et omvendt U, hvor risikoen for borgerkrigsudbrud altså først stiger, når man bevæger sig fra meget lave demokratiscorer til middelværdier, hvorefter  den  falder  igen  ved  høje  demokratiscorer (Gleditsch, Hegre og Strand, 2009; Golstone et al., 2010; Fearon og Laitin, 2003; Hegre et al., 2001; Muller og Weede, 1990).

## Hvorfor hybridregimerne måske alligevel ikke er mere udsatte

Som allerede påpeget, er hypotesen om hybridregimernes større risiko for borgerkrigsudbrud imidlertid blevet udfordret i nyere forskning. Først og fremmest har Vreeland (2008) vist, at tidligere resultater er påvirket af problemer med det demokratimål, som hovedparten af de hidtidige analyser  har  gjort brug  af:  Polity-indekset  (Marshall,  Gurr  og  James,  2013).  Det  overordnede problem består  i,  at  middelværdierne  på  to  af  de  underliggende  indikatorer (PAREG og PARCOMP), som bruges til at indfange hybridregimer, per definition dækker over konfliktfyldte tilstande.

Hvis konfliktelementerne fra Polity-indekset til gengæld ekskluderes (Vreeland  konstruerer  et  revideret  demokratimål  kaldet  xpolity),  forsvinder  sammenhængen. Desuden viser Vreeland (2008), at hvis man anvender alternative demokratimål, er der heller ikke en signifikant tendens til, at hybridregimerne er mere udsatte for borgerkrigsudbrud. Endelig lider Polity-indekset og andre graderede demokratimål såsom Freedom Houses scorer for Political Rights og Civil Liberties også af uklare og problematiske definitioner og koderegler samt en mere overordnet inkonsistens mellem begreb og måling (Goertz, 2006: 95103; Munck, 2009: 13-37).

Fokuserer vi lidt mere snævert på spørgsmålet om, hvorvidt der er en forbindelse mellem hybridregimer og risikoen for borgerkrigsudbrud, er det essentielt  med  en  indledningsvis  afklaring  af,  hvad  hybridregimer  egentlig  er for en størrelse. Desværre angiver de fleste tilgængelige demokratimål blot en overordnet demokratiscore, hvor de respektive niveauer ikke kan kobles direkte til konkrete karakteristika ved styreformen. Eksempelvis opfattes et lande-år med værdien 7 på Polity-indekset som mere demokratisk end et med værdien 3, men denne score fortæller os desværre ikke meget om konkrete (kvalitative) forskelle mellem de to regimers styreformer. Det skyldes, at Polity-indeksets og andre graderede demokratimåls scorer er baseret på aggregeringsprocedurer

(typisk addition eller gennemsnit), hvor flere forskellige kombinationer af værdier for underkomponenterne kan føre til den samme score på det overordnede indeks (se Cheibub, Gandhi og Vreeland, 2010: 75). Således kan et land, der eksempelvis scorer lavt på stemmeret, men højt på frie valg, blive tildelt den samme indeksscore som et land, der scorer højt på stemmeret, men lavt på frie valg. Som en konsekvens kommer specielt middelværdierne til at dække over  en  uensartet  gruppe  af  regimer  (Ravallion,  2011),  og  de  undersøgelser, som har forsøgt at udskille distinkte regimekategorier (såsom autokratier, hybridregimer og demokratier) på baggrund af de graduerede mål, har baseret sig på arbitrære grænseværdier til at skelne mellem forskellige regimetyper (se Bogaards, 2012).

Desværre underminerer disse problemer vores evne til at identificere de specifikke regimekarakteristika, som kan forklare borgerkrigsudbrud. I et forsøg på at imødegå problemerne har Goldstone et al. (2010) lagt mere vægt på en række undertyper af hybridregimer (se også Fjelde, 2010). Vi lægger os i slipstrømmen på denne tilgang og fokuserer særligt på aspekter af politiske regimer, som handler om valg. I den forbindelse er væsentligt at påpege, at vi for indeværende fokuserer mere på valg som et vedvarende institutionelt aspekt ved styreformen snarere end som en begivenhed, der finder sted på en bestemt dato (se Knutsen, Nygård og Wig, 2015).

Denne sondring leder os frem til en række teoretiske argumenter, der sætter spørgsmålstegn ved, om hybridregimer rent faktisk har en større risiko for borgerkrigsudbrud end de rene autokratier. Dele af den nyere litteratur om valg i autokratier foreslår således, at valg ofte bruges af magthaverne til at stabilisere deres  position  (se  Brownlee,  2009;  Gandhi  og  Lust-Okar,  2009;  Magaloni, 2006; Gandhi, 2008; Svolik, 2012). Med udgangspunkt i en antagelse om, at  den  herskende  elite  har  indflydelse  på,  hvilke  udfordringer  den  står  over for, kan man identificere en række mekanismer, hvorigennem diktatorerne kan (mis)bruge  valg  til  at  sikre  deres  magt  (se  Knutsen,  Nygård  og  Wig,  2015; Seeberg, 2015) og - relateret hertil - hindre voldelig konflikt.

Ifølge Magaloni (2006) kan magthaverne bruge flerpartivalg valg til overvågning  af  eliter,  indhente  viden  om  popularitet  og  fordeling  af  ressourcer (Magaloni, 2006; se også Gandhi og Lust-Okar, 2009; Little, 2012). Valg kan også underbygge en effektiv del-og-hersk-strategi baseret på kooptering (Gandhi og Lust-Okar, 2009: 405; Schedler, 2013: 91), og nominelt demokratiske institutioner kan sikre en vis grad af legitimitet, selv hvis valg ikke er frie og fair, og civile friheder ikke respekteres fuldt ud (Schedler, 2002). Endvidere er den herskende elite i elektorale autokratier ofte knyttet til et samlende parti, der kan anvendes til at kanalisere politisk deltagelse ind i regimestøttende or- ganisationer, samtidig med at partiapparatet kan anvendes til at sikre relevante informationer og mindske oppositionsgruppers muligheder for at mobilisere sig (Fjelde, 2010: 199-200).

Samlet set er det derfor ikke selvindlysende, at hybridregimer skulle være særligt ustabile og have tendens til at øge risikoen for voldelige konflikter. Sammenlignet med rene autokratier kan visse sammensætninger af regimekarakteristika i hybridregimerne måske ligefrem vise sig at modvirke borgerkrig, men dog ikke i samme omfang som i rene demokratier. Der er altså både metodiske og teoretiske grunde til at forholde sig skeptisk til eksistensen af en omvendt U-formet sammenhæng mellem demokratiniveau og sandsynligheden for udbruddet af voldelig konflikt, hvorfor det giver god mening at genteste hypotesen.

## Analysedesign

I den første runde af analyser (grundmodellerne) anvender vi standard logistisk regression med lande-år som enheder 2 og med en begrænset inklusion af kontrolfaktorer. På denne måde minder vores design om dem, som er blevet anvendt i tidligere analyser (såsom Fearon og Laitin, 2003), hvilket understøtter en sammenligning af resultaterne. Vi underlægger dog også sammenhængen yderligere test med henblik på at undersøge resultaternes robusthed.

## Den uafhængige variabel

Når det gælder operationliseringen af den forklarende variabel, gør vi brug af det såkaldte Lexical Index of Electoral Democracy (LIED), som udelukkende indfanger  elektorale  demokratiaspekter.  Det  er  desuden  det  mest  dækkende demokratimål til dato, da det inkluderer ikke mindre end 221 uafhængige lande i perioden 1800-2013. Mere konkret bygger det nye indeks på en definition af elektoralt demokrati som et 'regime where leaders are selected through contested elections held periodically before a broad electorate' (Skaaning, Gerring og Bartusevičius, 2015: 1495; se også Przeworski et al., 2000: 14-17; Schumpeter, 1950: 272; Møller og Skaaning, 2013).

LIED er konstrueret gennem en systematisk kombination af dikotome indikatorer for forskellige egenskaber ved politiske regimer, hvor en række nødvendige og tilsammen tilstrækkelige kendetegn er opstillet til en skala med syv niveauer. Baseret på seks indikatorer dækker indekset over de følgende værdier med tilhørende karakteristika:

|    |                                                                                         |    N |   Borgerkrigs- udbrud |
|----|-----------------------------------------------------------------------------------------|------|-----------------------|
|  0 | Ingen nationale valg                                                                    | 3998 |                   116 |
|  1 | Nationale valg med kun et parti eller ingen tilladte partier                            | 2884 |                    58 |
|  2 | Flerpartivalg til parlament                                                             | 1442 |                    14 |
|  3 | Flerpartivalg til parlament og udøvende a) magt                                         | 2508 |                    70 |
|  4 | Konkurrencefyldte flerpartivalg til parlament og udøvende magt                          |  942 |                     4 |
|  5 | Konkurrencefyldte flerpartivalg til parlament og udøvende magt med fuld mandlig valgret |  453 |                     1 |
|  6 | Konkurrencefyldte flerpartivalg til parlament og udøvende magt med almen valgret        | 4010 |                    25 |

a. Direkte valg eller indirekte valg via parlamentarisk princip.

Indikatorerne er således aggregeret ved brug af den kumulative logik, der karakteriserer en leksikalsk skala (se Gerring, Skaaning og Pemstein, 2014), hvor rangfølgen primært afgøres af teoretiske overvejelser om indbyrdes logisk sammenhæng mellem komponenterne, og hvor centralt de respektive komponenter relaterer  sig  til  kernebegrebet  -  i  dette  tilfælde  elektoralt  demokrati.  Denne procedure  betyder,  at  indekset  samtidigt  klassificerer  og  diskriminerer,  idet hvert niveau på den ene side er knyttet til en bestemt kombination af komponenter,  mens  opdelingen  på  den  anden  side  skelner  mellem  syv  niveauer (Skaaning, Gerring og Bartusevičius, 2015). De rene autokratier indfanges af niveau 0, mens de rene elektorale demokratier findes i niveau 6, mens resten af  niveauerne  -  særligt  niveauerne  1-3  -  dækker  over  forskellige  former  for hybridregimer. LIED giver på denne måde bedre mulighed for at afdække sammenhængen mellem elektoralt demokrati og borgerkrig end gængse alternativer såsom indeksene produceret af Polity-projektet og Freedom House.

## Den afhængige variabel

Vi operationaliserer borgerkrigsudbrud ved hjælp af Expanded War Data, som dækker  perioden  1816-2010  (Gleditsch,  2004,  1  May  2013  update).  Det  er baseret på COW Wars v4.0, 1816-2007 datasættet (Sarkees og Wayman, 2010) og anvender derfor den originale Correlates of War definition på intrastatslige konflikter, dvs. en vedvarende kamp mellem et lands regering og en ikke-statslig aktør, der resulterer i mindst 1000 kamprelaterede døde inden for et år, og som finder sted inden for et lands territorium. Da vi udelukkende ser på borgerkrige, inkluderer vi kun de konflikter, som fandt sted inden for grænserne af uafhængige lande, hvorfor konflikter i oversøiske kolonier ikke er medtaget.

Da vores fokus er rettet mod borgerkrigsudbrud, er lande-år efter sådanne udbrud sat til 0. Desuden opfattes det kun som et nyt borgerkrigsudbrud, hvis en tidligere borgerkrig har været afsluttet i mindst to år.

## Kontrolfaktorer

Med hensyn til kontrolfaktorer har vi i grundmodellerne inkluderet velstandsniveau, økonomisk vækst, olierigdom og statskapabilitet, som alle fire er blevet forbundet med både demokrati og borgerkrig i tidligere analyser (fx Hegre og Sambanis, 2006; Ross, 2012; Fearon og Laitin, 2003; Gleditsch og Ruggeri, 2010). Vi operationaliserer disse variable ved henholdsvis den naturlige logaritme af BNP per capita og den årlige vækst i BNP (Bolt og van Zanden, 2014), den samlede olieindtægt per capita (Haber og Menaldo, 2011) og Composite Index of National Capability (CINC) fra National Material Capabilities 3 datasættet (Singer, 1987). For alle lande-år er kontrolvariablene forsinket (lagged) et år i forhold til den afhængige variabel.

I  overensstemmelse med gældende praksis (fx Hegre og Sambanis, 2006) kontrollerer vi også for befolkningsstørrelse (ln) (Singer, 1987) og tidsafhængighed ved brug af antallet af fredsår baseret på den følgende funktion: e^(fredsår / x). 4 I robusthedstestene inkluderer vi yderligere kontrolfaktorer, som beskrives nedenfor.

## Resultater

Tabel  1  præsenterer  resultater,  hvor  vi  først  behandler  LIED  som  en  lineær variabel, hvorefter vi skelner mellem de enkelte kategorier. Resultaterne viser, at  LIED udviser en negativ og stærkt signifikant sammenhæng med borgerkrigsudbrud, hvis kun dette indeks inkluderes i modellen. Styrken aftager væsentligt, når der kontrolleres for BNP per capita og økonomisk vækst, men den forbliver signifikant (Model 1.2 og 1.3), mens sammenhængen ikke påvirkes nævneværdigt af, om der kontrolleres for olieindkomst per indbygger og statskapabilitet.

I næste skridt ser vi på, hvad der sker, hvis vi inkluderer et kvadratisk led af  LIED,  som  kan  indfange  en  potentiel  omvendt  U-formet  sammenhæng. Resultaterne støtter ikke, at en eventuel sammenhæng har denne form (Model 1.6), hvilket understøttes af resultaterne for Model 1.7, hvor vi i stedet for det samlede indeks har inkluderet dummies for de forskellige kategorier af LIED med niveau 0 (dvs. ingen nationale valg) som referencekategori med henblik på  at  skelne  mellem  de  forskellige  regimetyper.  Koefficienterne  for  alle  seks kategorier er negative, men dog ikke signifikante for niveau 3 (p = 0,844) og niveau 5 (p = 0,111). Grundmodellerne fortæller os altså, at hybridregimerne ikke udviser større risiko for voldelig konflikt end autokratier uden valg og i visse tilfælde ligefrem er signifikant mindre udsatte for borgerkrigsudbrud.

| (1.9)   |             |                |         |         | -0,455† (0,234)   | -1,161*   | (0,464)        | -0,088   | (0,220)   | -1,350*   |   (0,612) | -0,636   | (0,545)   | -0,461†   | (0,263) -1,686**   | (0,579)   |
|---------|-------------|----------------|---------|---------|-------------------|-----------|----------------|----------|-----------|-----------|-----------|----------|-----------|-----------|--------------------|-----------|
| (1.8)   | -0,088*     | (0,041)        |         |         |                   |           |                |          |           |           |           |          |           |           |                    |           |
| (1.7)   |             |                |         | -0,425† | (0,234)           | -1,119*   | (0,467) -0,043 | (0,221)  | -0,829†   | (0,497)   |    -1,168 | (0,732)  | -0,739**  | (0,275)   |                    |           |
| (1.6)   | -0,058      | (0,144) -0,006 | (0,023) |         |                   |           |                |          |           |           |           |          |           |           |                    |           |
| (1.5)   | -0,091*     | (0,043)        |         |         |                   |           |                |          |           |           |           |          |           |           |                    |           |
| (1.4)   | -0,086*     | (0,044)        |         |         |                   |           |                |          |           |           |           |          |           |           |                    |           |
| (1.3)   | -0,085*     | (0,043)        |         |         |                   |           |                |          |           |           |           |          |           |           |                    |           |
| (1.2)   | -0,090*     | (0,041)        |         |         |                   |           |                |          |           |           |           |          |           |           |                    |           |
| (1.1)   | - 0,215* ** | (0,030)        |         |         |                   |           |                |          |           |           |           |          |           |           |                    |           |
|         | LIED        | LIED^2         |         | i.LIED: | Niveau 1          | Niveau 2  |                | Niveau 3 |           | Niveau 4  |           | Niveau 5 | Niveau 6  |           | Niveau 7           |           |

Note: Koefficienter ( β ) med robuste standardfejl i parentes. †p &lt; 0,10; *p &lt; 0,05; **p &lt; 0,01; ***p &lt; 0,001.

| (1.9)   | -0,463***   | (0,114)   | -0,016   | (0,013)   | -0,031   | (0,033)    | -5,910†   | (3,466)          | 0,258*** (0,067)   | 0,710***     | (0,205)   | -2,512*   | (1,050)   | 168,377   | 9381          | 168                 |
|---------|-------------|-----------|----------|-----------|----------|------------|-----------|------------------|--------------------|--------------|-----------|-----------|-----------|-----------|---------------|---------------------|
| (1.8)   | -0,537***   | (0,114)   | -0,016   | (0,013)   | -0,011   | (0,025)    | -8,356*   | (3,586)          | 0,296*** (0,069)   | 0,841***     | (0,203)   | -2,523*   | (1,041)   | 181,452   | 9381          | 168                 |
| (1.7)   | -0,525***   | (0,111)   | -0,017   | (0,013)   | -0,018   | (0,029)    | -6,589†   | (3,402)          | 0,279*** (0,068)   | 0,726***     | (0,208)   | -2,293*   | (1,046)   | 189,336   | 9381          | 168                 |
| (1.6)   | -0,541***   | (0,112)   | -0,017   | (0,013)   | -0,009   | (0,025)    | -8,412*   | (3,586) 0,300*** | (0,069)            | 0,844***     | (0,204)   | -2,551*   | (1,057)   | 184,409   | 9381          | 168                 |
| (1.5)   | -0,543***   | (0,111)   | -0,017   | (0,013)   | -0,010   | (0,025)    | -8,348*   | (3,592) 0,297*** | (0,069)            | 0,840***     | (0,203)   | -2,482*   | (1,031)   | 183,019   | 9381          | 168                 |
| (1.4)   | -0,586***   | (0,113)   | -0,016   | (0,013)   | -0,008   | (0,023)    |           | 0,196***         | (0,051)            | 0,897***     | (0,207)   | -1,345    | (0,875)   | 177,376   | 9389          | 168                 |
| (1.3)   | -0,588***   | (0,109)   | -0,017   | (0,013)   |          |            |           | 0,199***         | (0,049)            | 0,914***     | (0,206)   | -1,385    | (0,865)   | 172,677   | 9583          | 168                 |
| (1.2)   | -0,611***   | (0,106)   |          |           |          |            |           | 0,203***         | (0,047)            | 0,939***     | (0,196)   | -1,246    | (0,826)   | 181,491   | 9796          | 179                 |
| (1.1)   |             |           |          |           |          |            |           | 0,270***         | (0,034)            | 1,246***     | (0,139)   | -6,144*** | (0,329)   | 269,075   | 13697         | 279                 |
|         | BNP/cap.    | (ln)      | BNP/cap. | vækst     | Olieind- | komst/cap. | CINC      | Befolknings-     | størrelse (ln)     | Antal år med | fred      | Konstant  |           | Wald X 2  | Observationer | Antal borger- krige |

## Ekstra test

Man kunne dog indvende, at det øverste niveau af elektoralt demokrati (niveau 6) ikke er krævende nok, da det kun betoner konkurrencefyldte valg og universel stemmeret og dermed ikke tager højde for civile (politiske) friheder. Det indebærer, at  niveau  6-kategorien  potentielt  dækker  over  observationer, som kunne karakteriseres som hybridregimer (se fx Carothers, 1998; Levitsky og Way, 2010). For at skelne mellem disse regimer og andre, der opfylder mere krævende krav, har vi tilføjet et ekstra niveau (niveau 7) til LIED (LIED+), hvor kriterierne knyttet til niveau 6 er blevet suppleret af et ekstra krav om omfattende respekt for politiske  (civile)  friheder.  Den  nye  kategori  kommer dermed til at afspejle Dahls (1989) kriterier for et polyarki. Vi anvender Global  Media  Freedom  Dataset  (Whitten-Woodring  og  Van  Belle,  2014)  til  at måle politisk frihed. Det skelner mellem fire niveauer af pressefrihed, hvor vi sidestiller omfattende respekt for politiske friheder med den højeste score, som angiver, at 'criticism of government and government officials is a common and normal part of the political dialogue in the mediated public sphere.' 5 For de få relevante observationer, som ikke dækkes af dette datasæt, har vi selv foretaget en dikotom kodning ved hjælp af landespecifikke historiske sekundærværker baseret på de samme kodekriterier. 6

Resultaterne for Model 1.8 og 1.9 viser, at modifikationen af LIED ikke ændre det overordnede billede. Sammenlignet med autokratier uden valg udviser alle niveauer negative koefficienter, og polyarkier er væsentligt mindre udsatte for borgerkrigsudbrud end referencekategorien. Det bør dog bemærkes, at forskellen i forhold til niveau 3 og niveau 5 ikke er statistisk signifikante. Med hensyn til niveau 5 er resultatet ikke så overraskende, da denne kategori kun dækker over et lille antal observationer. Der er til gengæld mange lande-år med politiske regimer kendetegnet ved flerpartivalg til parlament og udøvende magt uden ordentligt konkurrence (niveau 3), og af figur 1 (baseret på henholdsvis model 1.7 og 1.9) kan vi se, at mens risikoen for borgerkrigsudbrud for denne regimetype er signifikant forskellig i forhold til det højeste niveau af elektoralt demokrati, er der ikke signifikant forskel i forhold til autokratier uden valg. Dette fund understøtter ikke, at  der  findes  en  omvendt  U-formet  sammenhæng mellem elektoralt demokrati og sandsynligheden for borgerkrigsudbrud. Men det indikerer, at der er noget særligt ved denne regimetype, som det er værd at se nærmere på i fremtidige undersøgelser.

Figur 1 : Sandsynligheder for borgerkrigsudbrud som en funktion af elektoralt demokrati (LIED)

Note: Figuren viser de estimerede sandsynligheder for borgerkrigsudbrud (med 95 pct. konfidensintervaller) som en funktion af LIED og LIED+. Estimaterne er baseret på henholdsvis model 1.7 og 1.9, hvor alle andre variable er sat til deres gennemsnitsværdier.

| (2,7)                |               |          | -0,649* (0,279)   | -1,785†   | (1,030) -0,313   | (0,274) -2,014†   | (1,175) 0,315   | (1,075) -0,558†   | (0,299) -1,703**   |   (0,641) -0,011 | (0,010)          |
|----------------------|---------------|----------|-------------------|-----------|------------------|-------------------|-----------------|-------------------|--------------------|------------------|------------------|
| (2,6) -0,133 (0,162) | 0,006 (0,023) |          |                   |           |                  |                   |                 |                   |                    |           -0,009 | (0,010)          |
| (2,5) -0,093†        | (0,049)       |          |                   |           |                  |                   |                 |                   |                    |           -0,010 | (0,010)          |
| (2,4) -0,094*        | (0,048)       |          |                   |           |                  |                   |                 |                   |                    |           -0,009 | (0,010)          |
| (2,3) -0,110*        | (0,046)       |          |                   |           |                  |                   |                 |                   |                    |           -0,011 | (0,010)          |
| (2,2) -0,108*        | (0,046)       |          |                   |           |                  |                   |                 |                   |                    |           -0,009 | (0,009)          |
| (2,1) -0,104*        | (0,044)       |          |                   |           |                  |                   |                 |                   |                    |                  |                  |
| LIED+                | LIED+^2       | i.LIED+: | Niveau 1          | Niveau 2  | Niveau 3         | Niveau 4          | Niveau 5        | Niveau 6          | Niveau 7           |                  | Gini-koefficient |

Note: Koefficienter ( β ) med robuste standardfejl i parentes. †p &lt; 0,10; *p &lt; 0,05; **p &lt; 0,01; ***p &lt; 0,001.

| (2,7)   | 0,233             | (0,369) 1,317** (0,408) 0,359*   | (0,148) -0,368**   | (0,138) (0,079) -16,025** (6,205) 0,277** -3,397*            | -0,022 (0,017) 0,275***                           | (0,090) 0,370 (0,252)   | (1,535) 157,618                                   | 6141                                              | 119                                               |                                                   |                                                   |                                                   |
|---------|-------------------|----------------------------------|--------------------|--------------------------------------------------------------|---------------------------------------------------|-------------------------|---------------------------------------------------|---------------------------------------------------|---------------------------------------------------|---------------------------------------------------|---------------------------------------------------|---------------------------------------------------|
| (2,6)   | 0,106             | (0,359) 1,130** (0,355)          | 0,383* (0,160)     | -0,495*** (0,131) (0,075) -17,477** (6,155) 0,312*** -3,085* | -0,022 (0,017) 0,270***                           | (0,085) 0,519* (0,248)  | (1,412) 150,933                                   | 6141                                              | 119                                               | -0,022 (0,017) 0,270***                           | -0,022 (0,017) 0,270***                           | -0,022 (0,017) 0,270***                           |
| (2,5)   | 0,099             | (0,359) 1,127** (0,354)          | 0,378* (0,158)     | -0,493*** (0,131) (0,076) -17,339** (6,116) 0,313*** -3,104* | -0,022 (0,017) 0,272***                           | (0,085) 0,523* (0,248)  | (1,411) 142,630                                   | -0,022 (0,017) 0,272***                           | -0,022 (0,017) 0,272***                           | -0,022 (0,017) 0,272***                           | -0,022 (0,017) 0,272***                           | -0,022 (0,017) 0,272***                           |
| (2,4)   | 0,248             | (0,343) 1,135** (0,357)          | -0,428***          | (0,125) -0,022 (0,075) -12,815* (5,605) 0,337*** -3,482*     | (0,017) 0,257*** 6141 119                         | (0,085) 0,594* (0,239)  | (1,414) 134,808                                   | 6141                                              | 119                                               | (0,017) 0,257*** 6141 119                         | (0,017) 0,257*** 6141 119                         | (0,017) 0,257*** 6141 119                         |
| (2,3)   | 0,299             | (0,339)                          | -0,449***          | (0,124) -0,023 (5,718) 0,331*** -3,062*                      | (0,016) 0,260*** 120                              | (0,085) 0,652** (0,238) | (1,407) 115,405                                   | (0,016) 0,260*** 120                              | (0,016) 0,260*** 120                              | (0,016) 0,260*** 120                              | (0,016) 0,260*** 120                              | (0,016) 0,260*** 120                              |
| (2,2)   |                   |                                  | -0,485***          | 0,270*** (0,073) (0,073) -15,025* -14,048*                   | 6183                                              | 6183                    | 6183                                              | 6183                                              | 6183                                              | 6183                                              | 6183                                              | 6183                                              |
|         |                   |                                  | (0,123)            | (5,862) 0,347*** -2,850* 114,175                             | -0,023 (0,016) 6183 120                           | (0,088) 0,666** (0,236) | (1,405)                                           | -0,023 (0,016) 6183 120                           | -0,023 (0,016) 6183 120                           | -0,023 (0,016) 6183 120                           | -0,023 (0,016) 6183 120                           | -0,023 (0,016) 6183 120                           |
| (2,1)   |                   |                                  | -0,450*** (0,114)  | -0,019 (0,016) (0,030) -15,428* (6,003) 0,372*** -3,746***   | -0,022 6883 131                                   | (0,082) 0,630** (0,224) | (1,123) 132,310                                   | -0,022 6883 131                                   | -0,022 6883 131                                   | -0,022 6883 131                                   | -0,022 6883 131                                   | -0,022 6883 131                                   |
|         | Fraktionalisering | Max discrimination Max low ratio | BNP/cap. (ln)      | CINC Befolkningsstørrelse Konstant Wald X 2 Observationer    | BNP/cap. vækst Olieindkomst/cap. Antal borgekrige | Antal år med fred       | BNP/cap. vækst Olieindkomst/cap. Antal borgekrige | BNP/cap. vækst Olieindkomst/cap. Antal borgekrige | BNP/cap. vækst Olieindkomst/cap. Antal borgekrige | BNP/cap. vækst Olieindkomst/cap. Antal borgekrige | BNP/cap. vækst Olieindkomst/cap. Antal borgekrige | BNP/cap. vækst Olieindkomst/cap. Antal borgekrige |

Vi fortsætter med at undersøge robustheden af resultaterne på en række alternative måder. For det første begrænser vi analysen til perioden efter 1945, som er det typiske i den kvantitative, tværnationale konfliktlitteratur. Resultaterne for Model 2.1 (se tabel 2) viser, at sammenhængen mellem LIED+ og risikoen for borgerkrigsudbrud forbliver negativ og signifikant, selvom både det samlede antal af observationer og borgerkrige dækket af analyserne falder betragteligt.

Den begrænsede  tidsperiode  gør  det  muligt  at  inddrage  en  række  ekstra kontrolfaktorer i analysen. Nyere forskning har fundet en sammenhæng mellem horisontal ulighed (dvs. gruppebaseret ulighed) og borgerkrigsudbrud (fx Cederman,  Gleditsch  og  Buhaug,  2013).  Da  det  desuden  virker  plausibelt, at horisontal ulighed kunne være forbundet med demokrati, inkluderer vi to kontrolfaktorer, der afspejler henholdsvis horisontal etnopolitisk ulighed (målt ved indikatoren max discrimination ,  dvs. den forholdsvise demografiske størrelse på den største etniske gruppe, der er udsat for aktiv diskrimination) og horisontal økonomisk ulighed (målt ved indikatoren max low ration , dvs. den forholdsvise indkomstkløft mellem den fattigste gruppe og det nationale gennemsnit). Endvidere tager vi også indikatorer for vertikal ulighed 7 (målt ved Gini-koefficienten) og etnisk fragmentering (målt ved ethnolinguistic fractionalization index ) med i modellen. Data for de ekstra kontrolvariable er taget fra Cederman, Gleditsch og Buhaug (2013).

Som det fremgår af tabel 2, påvirker de ekstra kontrolfaktorer ikke sammenhængen mellem LIED og borgerkrigsudbrud væsentligt. Heller ikke disse analyser understøtter altså hypotesen om en omvendt U-formet sammenhæng, da middelværdierne af LIED ikke er knyttet til positive, signifikante koefficienter.

Også hvis vi udskifter vores COW-baserede mål for borgerkrig med et tilsvarende mål for borgerkrige (intrastate wars) fra UCDP/PRIO Armed Conflict Dataset v.4-2011, 1946-2010 (Themnér og Wallensteen 2011), understøtter resultaterne, at rene autokratier ikke oplever færre borgerkrigsudbrud end henholdsvis hybridregimer og rene demokratier (se onlineappendiks tabel A2). Hvis vi anvender en mere inklusiv forståelse af voldelig konflikt og anvender UCDP/PRIO data for mindre væbnet konflikt, som kun kræver 25 kamprelaterede dødsfald i stedet for 1000, ændrer det overordnede billede sig ikke. De identificerede forskelle er dog generelt lidt mindre. Som ekstra robusthedstest har vi inkluderet regionale dummies, anvendt klyngerobuste standardfejl (baseret på lande) og erstattet antal år med splines (se henholdsvis tabel A3, A4 og A5 i onlineappendikset).

## Konklusion

Vores analyser har generelt set givet støtte til, at elektoralt demokrati mindsker risikoen for borgerkrig. Vores fund underbygger således Hegre et al.s (2001: 44) udsagn, 'There is a democratic civil peace', og:

The most reliable path to stable domestic peace in the long run is to democratize as much as possible. A change in that direction ensures the strongest ratchet effect in terms of consolidating political institutions and makes it less likely that the country will slide back into a state in which it is more prone to civil war.

Men i modsætning til resultaterne fra Hegre et al. (2001) og andres analyser finder vi ikke megen støtte for eksistensen af en omvendt U-formet sammenhæng, når vi anvender LIED til at skelne mellem demokratiniveauer. Hybridregimer i midten af det politiske regimespektrum har ikke højere risiko for et udbrud af voldelig konflikt end (ikke-elektorale) rene autokratier. Vores resultater indikerer derimod, at de fleste niveauer af LIED kendetegnet ved nationale valg har mindre risiko for voldelig konflikt - om end ikke alle forskelle var signifikante. Resultaterne udpegede desuden de regimetyper, der er karakteriseret ved mest elektoralt demokrati, som de mest pacificerende.

Samlet set har vi altså præsenteret ny evidens, som sætter spørgsmålstegn ved tidligere forskning, der har fremført, at rene autokratier begrænser chancen  for  borgerkrigsudbrud  i  forhold  til  hybridregimer.  Derudover  har  vores fund leveret belæg for, at rene demokratier er mindre udsatte for fremvæksten af borgerkrige end både hybridregimer og rene autokratier.

Der kan være flere grunde til, at vores resultater ikke stemmer overens med tidligere fund. Vores analyser dækker generelt over flere observationer end tidligere studier. Men frem for alt skyldes forskellene sandsynligvis, at vi har anvendt et demokratimål, der er bedre egnet til at indfange centrale distinktioner end tidligere analyser, som næsten eksklusivt har baseret sig på det problematiske Polity-indeks til at måle demokratiniveauet.

Vores fund bør dog fortolkes med varsomhed, da de identificerede forskelle i  risiko  for  udbrud  af  højintensive  konflikter  (mindst  1000  kamprelaterede dødsfald) var mindre for lavintensive konflikter (mindst 25 dødsfald). Denne forskel afspejler muligvis, at de mere rene former for demokrati sammenlignet med mere autokratiske regimetyper er bedre til at hindre eskalationen af lavintensive konflikter end deres udbrud.

Derudover var en række af forskellene mellem rene autokratier og visse typer af hybridregimer ikke statistisk signifikante. I den forbindelse er det dog værd at bemærke, at uoverensstemmelser om regeringsmagten og styreformen kan tænkes at følge en anden dynamik end territoriale uoverensstemmelser om autonomi og selvstændighed (se Bartusevičius, 2014). Hvorvidt forskellene i konfliktrisiko mellem regimetyper afhænger af borgerkrigstypen er derfor også et oplagt emne for videre analyser.

## Noter

1. Eller anokratier, som folkene bag Polity-indekset kalder hybridregimer.
2.  Hegre et al. (2001: 35) fremhæver, at det kan være problematisk at bruge lande-år som enheder, når man ser på konsekvenserne af dynamiske regimeforandringer. Men da vi fokuserer på regimetype snarere end forandringer, er de potentielle problemer mindre afgørende, og vi holder derfor fast i standardpraksis.
3. Målet  dækker  over  befolkningsstørelse,  urbanisering,  jern-  og  stålproduktion, energiforbrug, militærpersonel og militærudgifter.
4.  Her angiver fredsår antallet af år siden den seneste borgerkrig eller uafhængighed, mens x repræsenterer forfaldsraten. Vi følger Hegre et al. (2001) og sætter x til 4, hvilket halverer effekten af et fredsår hvert tredje ekstra år med fred. Vi har også forsøgt at anvende tilgangen anbefalet af Beck, Katz og Tucker (1998) som et alternativ for at tage højde for tidsafhængighed, men resultaterne forblev stort set identiske.
5. http://faculty.uml.edu/Jenifer\_whittenwoodring/documents/GuidelinesforusingtheGlobalMediaFreedomDataset.pdf
6.  Pressefrihedsindekset dækker årene 1946-2010, så vores ekstra kodning dækker de forholdsvis få lande-år før 1946, hvor der var almen stemmeret og konkurrencefyldte valg.
7. Forstået som individuel økonomisk ulighed.

## Litteratur

- Bartusevičius, Henrikas (2014). The inequality-conflict nexus re-examined: income, education and popular rebellions. Journal of Peace Research 51 (1): 35-50.
- Beck, Nathaniel, Jonathan Katz og Richard Tucker (1998). Taking time seriously in binary time-series cross-section analysis. American Journal of Political Science 42 (4): 1260-1288.
- Bolt, Jutta og Jan Luiten van Zanden (2014). The Maddison Project: collaborative research on historical national accounts. The Economic History Review 67 (3): 627-651
- Bogards, Matthijs (2012). Where to draw the line? From degree to dichotomy in measures of democracy. Democratization 19 (4): 690-712.
- Brownlee, Jason (2009). Portents of pluralism: How hybrid regimes affect democratic transitions. American Journal of Political Science 53 (3): 515-532.

- Carothers, Thomas (1998). The end of the transition paradigm. Journal of Democracy 13 (1): 5-21.
- Cederman, Lars-Erik, Kristian S. Gleditsch og Halvard Buhaug (2013). Inequality, Grievances, and Civil War. New York: Cambridge University Press.
- Cheibub, José, Jennifer Gandhi og James Vreeland (2010). Democracy and dictatorship revisited. Public Choice 143 (1/2): 67-101.
- Dahl, Robert A. 1989. Democracy and its critics . New Haven: Yale University Press.
- Fearon,  James  D.  og  David  D.  Laitin.  2003.  Ethnicity,  insurgency,  and  civil  war. American Political Science Review 97 (1): 75-90.
- Fjelde, Hanne (2010). Generals, dictators and kings: authoritarian regimes and civil conflict 1973-2004. Conflict Management and Peace Science 27 (3): 195-218.
- Gerring, John, Svend-Erik Skaaning og Daniel Pemstein (2014). A concept-driven approach to measurement: the lexical scale. Upubliceret manuskript, Department of Political Science, Boston University.
- Gandhi, Jennifer (2008). Political  Institutions  under  Dictatorship .  New York: Cambridge University Press.
- Gandhi, Jennifer og Ellen Lust-Okar. 2009. Elections under authoritarianism. Annual Review of Political Science 12: 403-422.
- Gleditsch, Kristian Skrede (2004). A revised list of wars between and within independent states, 1816-2002. International Interactions 30 (3): 231-262.
- Gleditsch, Kristian Skrede og Andrea Ruggeri (2010). Political opportunity structures, democracy, and civil war. Journal of Peace Research 47 (3): 299-310.
- Gleditsch, Nils Petter, Håvard Hegre og Håvard Strand (2009). Democracy and civil war, pp. 155-192 i Manus Midlarsky (red.), Handbook of War Studies III . Ann Arbor, MI: University of Michigan Press.
- Goertz, Gary (2006). Social  Science  Concepts:  A  User's  Guide .  Princeton:  Princeton University Press.
- Goldstone, Jack A., Robert H. Bates, David L. Epstein, Ted R. Gurr, Michael B. Lustik, Monty G. Marshall, Jay Ulfelder og Mark Woodward (2010). A global model for forecasting political instability. American Journal of Political Science 54 (1): 190208.
- Gurr, Ted R. (2000). Peoples versus States: Minorities at Risk in the New Century. Washington, DC: United States Institute of Peace Press.
- Haber, Stephen og Victor Menaldo (2011). Do natural resources fuel authoritarianism? A reappraisal of the resource curse. American Political Science Review 105 (1): 1-26.
- Hegre, Håvard (2014). Democracy and armed conflict. Journal of Peace Research 51 (2): 159-172.

- Hegre, Havard og Nicholas Sambanis (2006). Sensitivity analysis of empirical results on civil war onset. Journal of Conflict Resolution 50 (4): 508-535.
- Hegre, Håvard, Tanja Ellingsen, Scott Gates og Nils Petter Gleditsch (2001). Toward a democratic civil peace? Democracy, political change, and civil war, 1816-1992. American Political Science Review 95 (1): 33-48.
- Knutsen, Carl Henrik, Håvard Nygård og Tore Wig (2015). Autocratic elections: Stabilizing tool or force for change? Paper, ISA annual conference, New Orleans, 18.21. februar.
- Krain, Matthew og Marissa E. Myers (1997). Democracy and civil war: a note on the democratic peace proposition. International Interactions 23 (1): 109-118.
- Levitsky, Steven og Lucan A. Way (2010). Competitive Authoritarianism . New York: Cambridge University Press.
- Little,  Andrew  (2012).  Elections,  fraud,  and  election  monitoring  in  the  shadow  of revolution. Quarterly Journal of Political Science 7 (3): 249-283.
- Magaloni, Beatriz (2006). Voting for Autocracy: Hegemonic Party Survival and Its Demise in Mexico . New York: Cambridge University Press.
- Marshall, Monty G., Ted R. Gurr og Keith Jaggers (2013). Polity IV project: Dataset user's manual. http://www.systemicpeace.org/inscr/p4manualv2012.pdf.
- Møller, Jørgen og Svend-Erik Skaaning (2013). Regime types and democratic sequencing. Journal of Democracy 24 (1): 142-156.
- Muller, Edward N. og Erich Weede (1990). Cross-national variation in political violence: a rational action approach. Journal of Conflict Resolution 34 (4): 624-651.
- Munck, Gerardo (2009). Measuring Democracy . Baltimore: The Johns Hopkins University Press.
- Przeworski, Adam, Michael E. Alvarez, Jose A. Cheibub og Fernando Limongi (2000). Democracy and Development. Cambridge: Cambridge University Press.
- Ravallion, Martin (2011). Mashup indices of development. World Bank Research Observer 27: 1-32.
- Ross, Michael (2012). The Oil Curse: How Petroleum Wealth Shapes the Development of Nations . Princeton: Princeton University Press.
- Russett, Bruce (1993). Grasping the Democratic Peace . Princeton: Princeton University Press.
- Sarkees, Meredith Reid og Frank Wayman (2010). Resort to War: 1816-2007 . Washington DC: CQ Press.
- Seeberg, Merete Bech (2015). The Power to Control . Aarhus: Politica.
- Schedler, Andreas (2002). The menu of manipulation. Journal of Democracy 13 (2): 36-50.
- Schumpeter, Joseph (1950). Capitalism, Socialism and Democracy . New York: Harper &amp; Bros.

- Singer, J. David (1987). Reconstructing the correlates of war dataset on material capabilities of states, 1816-1985. International Interactions 14 (2): 115-132.
- Skaaning, Svend-Erik, John Gerring og Henrikas Bartusevičius (2015). A lexical index of electoral democracy. Comparative Political Studies 48 (12): 1491-1525.
- Svolik, Milan W. (2012). The Politics of Authoritarian Rule. Cambridge Studies in Comparative Politics . Cambridge: Cambridge University Press.
- Themnér, Lotta og Peter Wallensteen (2011). Armed conflict, 1946-2010. Journal of Peace Research 48 (4): 525-536.
- Vreeland, James (2008). The effects of political regime on civil war: unpacking anocracy. Journal of Conflict Resolution 52 (3): 401-425.
- Whitten-Woodring, Jenifer og Douglas A. Van Belle (2014). Historical Guide to World Media Freedom: A Country-by-Country Analysis . Thousand Oaks: Sage/CQ Press.