• No results found

Bistånd som exportsubvention?

N/A
N/A
Protected

Academic year: 2021

Share "Bistånd som exportsubvention?"

Copied!
42
0
0

Loading.... (view fulltext now)

Full text

(1)

NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala universitet

Magisteruppsats HT 2010

Handledare: Sven-Åke Carlsson Författare: Jenny Sellin

Bistånd som exportsubvention?

– En empirisk studie av svenskt respektive amerikanskt bistånd

(2)

Abstract

Bilateralt bistånd till utvecklingsländer kan av biståndsgivaren användas för att främja den egna exporten: genom att betala ut bistånd med krav på att mottagaren använder medlen för import av varor från givarlandet kan utbetalningen fungera som en exportsubvention för den egna industrin. Samtidigt tros bistånd - genom att ge en direkt inkomst och skapa närmare förbindelser och samarbete med mottagaren - kunna generera export för givaren även utan att vara bundet. Att binda bistånd är förknippat med ökade kostnader för mottagaren, vilket kan minska mottagarekonomins totala förmåga att importera. Negativa effekter på mottagarens import kan även uppkomma av biståndets eventuella effekter på produktivitet.

Av bistånds- och handelsdata för givarna Sverige och USA och mottagarekonomier i Afrika söder om Sahara framgår att både svenska och amerikanska biståndsutbetalningar påverkar mottagarens import från biståndsgivaren. Svenska utbetalningar av bistånd har oftare en effekt på mottagarens import från givaren än bistånd från USA. Detta trots att officiell biståndsstatistik indikerar att USA oftare binder sitt bistånd till den egna exporten. Både svenskt och amerikanskt bistånd har en positiv effekt: ökat bistånd är förknippat med ökad export till biståndsmottagaren. Att svenskt bistånd genererar svensk export ser – då effekten är kortvarig - inte ut att bero på närmare samarbete och kontakter till följd av biståndet, utan kan snarare indikera att Sverige på olika sätt inofficiellt binder sitt bistånd till den egna exporten. Samtidigt finns inga indikationer på att amerikanskt bistånd har en positiv effekt på mottagarens import från USA förrän först efter två år, vilket kan tyda på att ett starkare kontaktnät och bättre relationer skapas av amerikanskt bistånd.

(3)

Innehåll

Inledning ... 2

Bistånd... 5

Samband mellan bistånd och handel ... 7

Kausalitet... 7

Biståndets effekter på mottagarens import ... 8

Transfereringsparadoxen i stora mottagarekonomier ... 9

Biståndsberoende och ”Dutch Disease” i små öppna ekonomier ... 10

Modell och data ... 12

Granger-kausalitet ... 12

Gravityekvationen ... 13

Estimering ... 14

Förväntade koefficienter ... 19

Data ... 20

Resultat ... 21

Granger-kausalitet ... 21

Gravity-ekvationen ... 22

Diskussion ... 24

Referenser ... 2

Appendix I ... 6

Appendix II ... 7

(4)

2

Inledning

År 2000 formulerade FN målsättningen att antalet människor som lever i fattigdom och hunger skall halveras mellan perioden 1990 och 2015. För att skapa de rätta förutsättningarna för detta påpekar man i Millenniedeklarationen1

I strävan efter att bekämpa fattigdom och bidra till ekonomisk utveckling har industrialiserade länder traditionellt sett utvecklingsbistånd i form av bidrag och lån som det främsta hjälpmedlet, och den totala mängden utbetalat bistånd ökar från år till år. Samtidigt har, i och med de förhandlingar i Världshandelsorganisationens regi som inleddes i Doha 2001, internationell handel och ekonomisk utveckling blivit närmre sammanlänkade än någonsin tidigare. Förhandlingarna har även kallats för en utvecklingsagenda, på grund av det fokus de har lagt på låginkomstländers delaktighet i internationell handel och de svårigheter dessa ofta möter i implementeringen av rådande handelsöverenskommelser (WTO [World Trade Organisation], 2010).

att globaliseringen, genom anpassningar av policys och regelverk, måste bli en positiv kraft för låginkomstländer och tillväxtekonomier (Millenium Declaration, 2000).

Med ökad globalisering och nya biståndsstrategier har internationell handel blivit en allt viktigare del i utvecklingspolitiken, och biståndsprogram kopplade till krav på handelsfrämjande åtgärder såsom sänkta tullar och satsningar på infrastruktur tar en ökande plats på agendan. WTO och OECD har gemensamt lanserat konceptet ”Aid for Trade” (AfT) – Bistånd för Handel. Syftet är att hjälpa utvecklingsländer att öka sin export, integreras i det internationella handelssystemet och gynnas av friare handel. Programmet ger tekniskt bistånd i handelsfrågor, förbereder strukturanpassningsprogram och utvecklar den privata sektorn (WTO, 2010). Även FN lägger fokus på handel som ett viktigt medel i kampen mot fattigdom, och i rapporten ”Trade for Development” (2005) klargörs att man anser att handelssystemet bör förbättras för att stötta utvecklingsländer i arbetet med att uppnå Milleniemålen 2015.

Även om internationell handel har fått ett stort utrymme i utvecklingspolitiken, har vissa handelsfrämjande åtgärder kritiserats. Starkast kritik har riktats mot bundet bistånd, där ett löfte om bistånd sker på villkor att pengarna läggs på inköp från givarlandet eller ett

1 Antagen av FNs generalförsamling i September 2000 med syfte att skapa fred och jämlikhet.

Deklarationen betonar vikten av fattigdomsbekämpning och skapandet av en nationell och internationell miljö som främjar hållbar utveckling.

(5)

3 förutbestämt geografiskt område (La Chimia & Arrowsmith, 2009). Bistånd som påverkar handeln med mottagaren är ämnat att ha positiva effekter för biståndsgivaren: att formellt eller informellt binda sitt bistånd till den egna produktionen fungerar likt en exportsubvention och skall främja egna producenter (Lucia Tajoli, 1999). Bistånd behöver dock inte vara bundet för att öka mottagarens import från givaren: en importökning kan genereras genom informella krav från givaren, eller genom att skapa närmare band mellan länderna (Se exempelvis Lloyd et al, 2000). Detta kan få indirekt negativa effekter på mottagarens importförmåga: medan en transferering direkt ökar inkomsten för biståndsmottagaren och därmed det ekonomiska handlingsutrymmet kan den hämma tillväxt och handelsbalans hos mottagaren och därmed långsiktigt minska dennes inkomster (Yano

& Nugent, 1999).

Denna uppsats syftar till att undersöka vilken påverkan svenskt respektive amerikanskt bistånd till länder i Afrika söder om Sahara har på mottagarens import från givaren. I hur stor utsträckning har givarnas bistånd en effekt på mottagarens import, och fungerar bistånd därmed som en exportsubvention? Genom att använda två biståndsgivare vars tradition av att binda sitt bistånd skiljer sig åt kan effekterna av olika sorters bistånd indikeras.

Först identifieras genom Granger-kausalitet2

Då utrymmet för detta arbete är begränsat undersöks endast två biståndsgivare, valda utefter inställning till bundet bistånd och tradition av att allokera bistånd till länder i Afrika söder om Sahara. Denna grupp av mottagare innefattar ett stort antal länder som länge mottagit bistånd och definieras som låginkomstländer. På grund av brister i data för bundet bistånd kan detta inte användas som en variabel i den estimerade modellen, utan endast presenteras för översikt. Då biståndets totala effekter på mottagarens import skall mätas torde detta inte vara ett problem.

de fall där svenskt respektive amerikanskt bistånd till länder i Afrika söder om Sahara har en signifikant påverkan på mottagarens import från givaren. I en modell lämpad för analys av bilateral handel, kallad Gravity- modellen, används sedan dessa förhållanden för att estimera på vilket sätt en förändring i total mängd utbetalat bistånd påverkar import från givaren till mottagarlandet. Då modellen endast kan användas för bilaterala handelsförhållanden kan inget sägas säkert om effekten av bistånd på total handel – däremot kan effekten på givarens importandel indikera hur mottagarens totala import påverkas.

2En autoregressiv modell där den exogena variabelns inverkan på den endogena variabeln i senare tidsperioder undersöks.

(6)

4 Den undersökta tidsperioden löper mellan 1990 och 2008, då handelsdata för ett antal länder i Afrika söder om Sahara är svårtillgänglig för tidigare år, och 19 år antas vara tillräckligt för att fånga ett eventuellt samband mellan bistånd och handel.

Arbetet är upplagt som följer: sektion två presenterar en översikt av bistånd och bilateral handel, medan sektion tre utvecklar ekonomisk teori om sambandet mellan bistånd och handel. Avsnitt fyra presenterar användning av Granger-kausalitet, Gravity-modellen och ekonometriska hänsyn som bör tas i estimeringar av ekvationen. I sektion fem presenteras sedan data och resultat av de aktuella estimeringarna, medan sektion sex sammanfattar och diskuterar resultaten.

(7)

5

Bistånd

Här presenteras en definition av bistånd, dess olika underkategorier, och data för svenska och amerikanska biståndsutbetalningar.

Det bistånd som av OECD klassas som officiellt utvecklingsbistånd, ODA (Official Development Assistance), är finansiellt stöd med utveckling som huvudsyfte. ODA består av statliga bidrag och lån som kanaliseras via bi-3 och multilaterala4

Bundet bistånd är den renaste formen av handelspåverkande bistånd: här är det utbetalade biståndet bundet till mottagarens inköp av varor från en förbestämd sektor eller region (vanligtvis en nation, och då biståndsgivaren). Biståndet genererar därmed en omedelbar effekt på mottagarens import från givaren (Jepma, 1991). OECD gick 2001 ut med rekommendationer om att bistånd till utvecklingsländer skall vara obundet (OECD, 2001), och Sverige åtog sig i samband med OECDs rekommendationer att från och med januari 2002 helt sluta att binda biståndet till de minst utvecklade länderna (Prop 2002/03:122). Redan under 1990-talet minskade mängden bundet svenskt bistånd från 276,25 miljoner USD år 1990 till 32,85 miljoner USD år 1999. Totalt bundet bistånd från Sverige uppgick mellan år 2000 och 2008 till 290,25 miljoner USD, vilket är 1,8 procent av totalt bistånd under samma period (OECD Statistics, 2010). Samtidigt kritiseras USA för att binda en stor andel av sitt bistånd, även om officiella uppgifter för amerikanskt bundet bistånd är knapphändiga. År 1996 slutade den amerikanska biståndsmyndigheten USAID att publicera statistik över bundet bistånd (Action Aid, 2003), men enligt OECDs Development Assistance Committee uppgick amerikanskt officiellt bundet bistånd under de tre år

biståndsorgan. Därmed exkluderas sådant stöd som ges av olika icke-statliga intresseorganisationer, och rena exportkrediter. Total mängd utbetalat ODA uppgick enligt OECDs Development Assistance Committee (DAC) år 2009 till 119,6 miljarder USD (Organisation for Econonomic Cooperation and Development [OECD], 2010). Termen bistånd kommer hädanefter att referera till ODA, om inget annat anges.

5

3 Exempelvis SIDA – Sveriges styrelse för internationellt utvecklingssamarbete

på 2000-talet då statistik finns tillgänglig till 18 880,71 miljoner USD, eller 29,5 procent av totala biståndsutbetalningar under samma period (OECD Statistics, 2010).

4 Exempelvis EU:s biståndssamordnande organ EuropeAid och Världsbanken

5 2006, 2007 och 2008

(8)

6 Bundet: 8,6 procent. Bundet: 32,5 procent.

Figur 1: Andelen svenskt respektive amerikanskt bistånd perioden 1990 - 20086. Källa: OECD Stats

För den tidsperiod som denna undersökning baserar sig på uppgick det bundna bistånd som rapporterats för USA till 32,5 procent av totalt bistånd, och för Sverige till 8,6 procent av totalt bistånd.

Förutom det bistånd som enligt OECD:s klassificeringar räknas som formellt bundet, finns en kategori av delvis bundet bistånd. Denna inkluderar bistånd som är bundet till inköp från antingen givaren eller länder som själva är biståndsmottagare (OECD, 2005). Sådant bistånd ingår inte i statistiken över rapporterat bundet bistånd.

Bistånd kan även knytas till givarens egen export utan att vara formellt bundet. Den privata sektorn i givarlandet är då involverad i att identifiera vilka projekt biståndet skall riktas till, och vilka resurser som kommer att krävas för dessa. Genom att satsa på projekt som kräver inköp från en industri där biståndsgivaren vill främja sin egen produktion och export kan biståndet ”bindas” informellt (Jepma, 1991).

6 För USA finns data för åren 1990-1993, 1995-1996, 2006-2008. För Sverige finns data för samtliga år utom 2003 och 2006-2007

Övrigt Bundet bistånd Svenskt bistånd 1990 - 2008

Övrigt Bundet bistånd Amerikanskt bistånd 1990 - 2008

(9)

7

Samband mellan bistånd och handel

I detta avsnitt presenteras relationen mellan bistånd och handel, och den teori som kan förklara eventuella kopplingar mellan biståndsutbetalningar och biståndsmottagarens import från givaren

Kausalitet

Hur bistånd allokeras och handelsförbindelser knyts är individuellt för varje bilateral relation, och sambandet mellan biståndsflöden och handelsflöden varierar. Handel mellan två länder påverkar ibland biståndsallokering, medan det i andra fall är allokering av bistånd som påverkar handelsmönstret.

Kausaliteten mellan biståndsallokering och bilateral handel bör tas i övervägande när påverkan av bistånd på handel ska studeras empiriskt. I ”Does aid create trade? An investigation for European donors and African recipients” (Lloyd, McGillivray, Morrisey &

Osei, 2000) identifierar författarna ett antal bilaterala förhållanden där biståndsåtaganden påverkar mängden handel mellan givare och mottagare, och ett antal förhållanden där kausaliteten är den omvända: handelsmönstret påverkar biståndsåtagandena. Författarna estimerar förhållandet mellan handel och bistånd för fyra Europeiska biståndsgivare och 26 Afrikanska biståndsmottagare mellan åren 1969 och 1995. Resultatet indikerar att ett statistiskt samband mellan biståndsflöde och handelsflöde existerar i under hälften av fallen.

I de fall där ett statistiskt samband finns går kausaliteten lika ofta från handel till bistånd som från bistånd till handel. Att inte ta hänsyn till detta kan ge betydande effekter på försök att empiriskt undersöka hur biståndsvariabler påverkar handeln med mottagaren. Osei et al (2004) använder dessa förhållanden för att visa hur den estimerade effekten av bistånd på givarens export är beroende av huruvida ökat bistånd påverkar den bilaterala handeln, eller den bilaterala handeln påverkar hur bistånd ges. En sammanslagning av de två grupperna ger icke-signifikanta resultat i estimeringarna. Man argumenterar därför för att testa data för kausalitet mellan bistånd och handel för att uppnå mer robusta resultat då man undersöker biståndets påverkan på handel.

(10)

8 Biståndets effekter på mottagarens import

Traditionell makroekonomisk syn säger att bistånd genom positiva effekter på produktivitet och inkomst i mottagarekonomin kan leda till ökad internationell handel. Bistånd kan även ha en direkt inverkan på handel då det är bundet till mottagarens inköp av varor från biståndsgivaren. (Suwa-Eisenmann & Verdier, 2007) Bundet bistånd har dock mött kritik för att strida mot principer om frihandel och konkurrens, då köparen inte har möjlighet att själv välja handelspartner. Den bristande konkurrensen beräknas öka importörens kostnader med i genomsnitt 15 – 25 procent, vilket minskar biståndsmottagarens totala importförmåga (OECD DAC, 2008). Delvis bundet bistånd – där inköp även får ske från andra biståndsmottagare - kan antas ha samma effekter på mottagaren som bistånd som är bundet endast till inköp från givaren. Då de länder som är biståndsmottagare kan antas ha en produktion som inte tillåter dem att konkurrera med biståndsgivaren borde sannolikheten för att importen sker från just givaren vara relativt stor.

Samtidigt skapar bistånd ofta export för givaren även utöver den handel som uppstår till följd av att formellt eller informellt binda biståndet. Politiska och ekonomiska effekter som fördjupade kontakter, goodwill och längre kontrakt kan uppstå ur biståndsförhållanden (Jepma, 1991). Detta styrks av det positiva samband mellan bistånd och export från biståndsmottagare till givaren som identifieras av Johansson och Pettersson (2009), och som tillskrivs skapandet av bilaterala relationer: ökat bistånd kan minska de negativa effekter som uppstår av geografiskt avstånd och annars tenderar att minska benägenheten att bedriva handel.

Sambandet mellan bundet bistånd och mottagarländernas import av givarens varor studeras av Tajoli (1999) på data för italienskt bistånd och handel med 34 låg- och medelinkomstländer mellan 1982 och 1991. Inget signifikant samband mellan andelen av totalt bistånd som är bundet och mängden import som andel av BNP kan identifieras, medan total mängd italienskt bistånd som andel av BNP har en signifikant positiv effekt på mängden import från Italien. Man finner heller inget signifikant samband mellan bundet italienskt bistånd som andel av totalt italienskt bistånd och italienska företags marknadsandel i mottagarlandet, och drar slutsatsen att italienskt bundet bistånd inte fungerar som exportstrategi.

En direkt ökning av givarens export kan inte garanteras av att biståndet binds, i och med att biståndsmottagaren har möjlighet att omallokera resurser då biståndet betalats ut. Om mottagaren redan innan löftet om det bundna biståndet och kraven på import har planerat

(11)

9 liknande inköp från givaren, frigör det bundna biståndet ett motsvarande belopp i mottagarens budget. Sådan utbytbarhet (fungibility) hos bistånd diskuteras ofta i samband med riktat bistånd av olika slag, då man inte kan garantera att mer resurser läggs på den aktivitet biståndet vill främja (se ex. Perkins, Radelet & Lindauer, 2006).

Osei et al (2004) överväger också möjligheten att direkta substitutionseffekter uppstår:

framförallt bundet bistånd kan genom höjda priser leda till att biståndsmottagaren substituerar bort en del av den import som skulle skett från givaren till en annan exportör.

Man använder paneldata från ett antal bilaterala biståndsförhållanden där förändringar i utbetalat bistånd har en statistiskt signifikant effekt på mängden import till mottagaren, och finner att bistånd på kort sikt har en negativ effekt på mängden import till mottagaren från givaren. På längre sikt har biståndet dock en signifikant positiv effekt.

Wagner (2003) finner att en USdollar i bistånd genererar i genomsnitt 1.85 cent i export till mottagarlandet, för data över 20 biståndsgivare och 109 mottagare. Resultatet kompletterar det från Nilsson (1997), som finner ett samband mellan ökat bistånd och ökad export till mottagarlandet för ett urval av EU-länder och biståndsmottagare under perioden 1975 – 92.

Transfereringsparadoxen i stora mottagarekonomier

Att internationella transfereringar under vissa förutsättningar kan ge upphov till en så kallad transfereringsparadox där givaren gagnas ekonomiskt eller mottagaren blir fattigare observerades redan av Leontief , och tillämpades först på en modell för bundet bistånd av Ohyama (Kemp & Kojima, 1985). En internationell transferering (exempelvis bistånd) förändrar inte bara välfärd hos givare och mottagare genom den direkta omfördelningen av resurser, utan även genom en förändring i relativpriser. Kemp och Kojima (1985) studerar hur en transfereringsparadox kan uppstå i en modell med två länder och två varor, där biståndet är bundet till mottagarens köp av produkter från givaren och förändringar i relativpriser leder till förändrad konsumtion och handel. I en situation där mottagarlandet måste spendera en andel av biståndet på konsumtionsvaror från givarlandet, och hushållen är förhindrade att sälja varorna vidare på världsmarknaden, kan mottagarlandet påverkas negativt av transfereringen. Om mottagarlandet till följd av kravet på inköp har högre marginell konsumtionsbenägenhet för den vara som är bunden till biståndet än givarlandets konsumenter kommer bytesförhållandet ändras till förmån för biståndsgivaren, då relativpriser förändras och inte längre är lika med marginell substitutionskvot. Denna

(12)

10 förändring i bytesförhållandet minskar mottagarlandets export. Då mottagarlandets inkomster (vid sidan av bistånd) i modellen bestäms av dess export leder en exportminskning till inkomstförluster och minskad nytta. Biståndets effekter på relativpriser ligger därmed bakom eventuella snedvridna välfärdseffekter (Kemp & Kojima, 1985). Även då biståndet är bundet till offentliga varor (ex infrastruktur), vilket inte förutsätter att staten kan förhindra hushåll från att sälja privata konsumtionsvaror vidare, kan en transfereringsparadox där mottagaren missgynnas uppstå genom snedvridade effekter på bytesförhållandet (Kemp, 2005).

Biståndsberoende och ”Dutch Disease” i små öppna ekonomier

Transfereringsparadoxen är inte tillämplig på en liten öppen ekonomi, vars handel inte är tillräckligt omfattande för att påverka världsmarknadspriser och bytesförhållanden. Yano och Nugent (1999) definierar en tre-sektormodell för små biståndsmottagare, som tillåter en analys av välfärdseffekter av bistånd. Givet att (i) biståndsmottagaren använder sig av någon form av importtariff och (ii) biståndet kommer i form av kapitalvaror som syftar till att expandera antingen den inhemska eller den importkonkurrerande sektorn, kan effekter som liknar transfereringsparadoxer i fallet med stora ekonomier uppstå. Biståndets påverkan på mottagarekonomin delas upp i tre effekter. Den direkta effekten representerar den omedelbara inkomstökning biståndstransfereringen innebär, medan importsubstitutions- effekten representerar en konsumtionsförskjutning från importerade varor till inhemskt producerade substitut om produktiviteten i ekonomin ökar till följd av ökat bistånd.

Nontradedgoods-effekten uppstår då en ökning av produktionskapital ökar produktiviteten i den sektor som inte handlar med omvärlden och ekonomins inkomster därmed minskar då den exporterande sektorn krymper. Estimeringar tyder på att nontradedgoods-effekten har en signifikant negativ effekt på total inkomst, medan det inte finns några entydiga bevis för importsubstitutionseffekter (Yano & Nugent, 1999). Denna omallokering av resurser till nontradedgoods-sektorn och påföljande minskning av exportsektorn är densamma som kan observeras i ekonomier med omfattande naturtillgångar, så kallad ”Dutch Disease”7

7 Ett fenomen som har iakttagits i ekonomier med stora mängder naturresurser: export av naturtillgångar apprecierar valutan, och gör övriga exportsektorer mindre konkurrenskraftiga. Detta tenderar att på sikt krympa den samlade exporten, och riskerar att permanent minska produktivitet och inkomst i ekonomin.

(Se exempelvis Perkins, Radelet och Lindauer, 2006)

. Förändringen i relativpriser till förmån för lokalt producerade och konsumerade varor anses även kunna leda till biståndsberoende genom sin inverkan på biståndsmottagarens växelkurs.

Här leder en skiftning i relativpriser till inhemskt producerade och konsumerade varors

(13)

11 fördel till en appreciering av valutan. Den påföljande importökningen försämrar bytesbalansen och kräver ytterligare biståndsinflöden.

Ekonomierna i Afrika söder om Sahara är för små för att kunna påverka världsmarknadspriser genom sin konsumtion. Därmed är de eventuella negativa effekter som identifierats i detta avsnitt av central roll för den fortsatta analysen. Den totala effekten på handel blir beroende av tidsaspekten: kortsiktigt ökar importen till följd av ökad inkomst och en eventuell valutaappreciering, medan den krympande exportsektorn kan få långvarigare konsekvenser genom sin påverkan på produktiviteten i ekonomin (Suwa-Eisenmann &

Verdier, 2007).

(14)

12

Modell och data

Först presenteras här hur kausalitet praktiskt kan undersökas. Därpå följer en genomgång av Gravity-modellen, med modellspecifikation, ekonometriska hänsynstaganden och eventuella problem i estimeringen av ekvationen. Sist presenteras den data som skall användas i undersökningen, och vilka resultat som kan förväntas baserat på tidigare teoriavsnitt.

Granger-kausalitet

För att undersöka i vilka fall svenskt respektive amerikanskt bistånd påverkar mottagarens import används en ekvation liknande den Granger formulerade 1969 för att undersöka korrelationen mellan två variabler. För att avgöra huruvida en variabel x orsakar en annan variabel y använder Granger en regression på formen:

𝑦𝑡 = 𝛼0+ 𝛼1𝑦𝑡−1+ 𝛼2𝑦𝑡−2+ ⋯ + 𝛼𝑙𝑦𝑡−𝑙+ 𝛽1𝑥𝑡−1+ ⋯ + 𝛽𝑙𝑥𝑡−𝑙+ 𝜀𝑡 (1)

Där t betecknar aktuell tidsperiod, och l är antal föregående tidsperioder. I detta fall definieras en tidsperiod som ett år. Tanken är att undersöka hur mycket av värdet på y som avgörs av tidigare värden på y, och om x eventuellt kan förklara (delar av) resten av förändringen i y. Om x förbättrar förutsägelsen av y finns, enligt Granger, kausalitet. De föregående värdena på x är därmed statistiskt signifikanta. Begreppet kausalitet skall dock tolkas försiktigt i sammanhanget, eftersom regressionen inte kan säga något om verkliga bakomliggande orsaker. Den visar snarast ett temporalt samband, och hur information om tidigare värden på x kan förbättra förutsägelsen om y. Något tecken på korrelationen fås inte heller, och det går därmed inte att säga om x har en positiv eller negativ effekt på y.

Antal tidsperioder väljs utefter hur långvarig effekten av x på y tros vara. I det här fallet definieras l = 2, då en eventuell effekt av bistånd på handel vore svår att fastställa på längre sikt än två år utan en större mängd data.

Efter att ha gjort regressionen i (1) görs ett hypotestest där

H0: 𝛽1 = 𝛽2 = ⋯ = 𝛽𝑙 = 0 (2)

H1: 𝛽1, 𝛽2, … , 𝛽𝑙≠ 0

(15)

13 De erhållna F-värdena utvärderas för att avgöra huruvida samtliga koefficienter för x är lika med noll. I de fall då nollhypotesen förkastas är värdet på x i tidigare perioder statistiskt signifikant, och bidrar alltså till att förklara värdet på y i nuvarande tidsperiod. Genom att definiera import som y och bistånd som x, och utföra ett test för Granger-kausalitet testas här huruvida bistånd från land j till i har en signifikant temporal effekt på import från j till i.

Gravityekvationen

Internationell handel anses traditionellt påverkas av det geografiska och kulturella avståndet mellan två länder, och deras relativa ekonomiska storlek. Bilaterala handelsförhållanden kan därför formuleras som beroende av variabler som förklarar exportlandets produktionsmöjligheter, importlandets konsumtionsmöjligheter och möjliga hinder för eller faktorer som förstärker handelstendenser. Detta förhållande uttrycks ofta genom en Gravityekvation – relaterad till Newtons lag om dragningskraften mellan två fysiska objekt.

I Gravityekvationen för bilateral handel förklaras mängden handel av ländernas ekonomiska storlek och geografiska avstånd. Grundidén är att export- och importpotential korrigerat för den negativa effekt fysiskt avstånd har bestämmer mängden handel mellan två länder.

Modellen används även inom andra samhällsvetenskaper för att undersöka bland annat strömmar av turism och arbetskraftsmigration. Då det är mer praktiskt att arbeta med en linjär ekvation används modellen ofta i logaritmerad form (Head 2003). Den grundläggande ekvationen definieras som:

𝑙𝑛𝐹𝑖𝑗 = 𝛼 + 𝛽𝑙𝑛𝑀𝑖 + 𝜃𝑙𝑛𝑀𝑗− 𝛿𝑙𝑛𝐷𝑖𝑗 + 𝜀𝑖𝑗 (3)

Där Fij är import och/eller export mellan land i och j, M är storlek på respektive ekonomi – vanligtvis mätt i BNP – och Dij är geografisk distans mellan de två ekonomiska centren. εij betecknar en felterm som gör det möjligt att utföra en vanlig OLS-regression8

Den negativa koefficienten för geografiskt avstånd beror på de ökade kostnader som uppstår vid fysisk transport, inkluderande bland annat gods som skadas under långa resor, transaktioner över en eller flera nationsgränser och försvårad kommunikation till följd av fysiskt avstånd och kulturella skillnader (Head 2003).

på ekvationen.

Även om Gravity-modellen är ett mycket vanligt verktyg vid empiriska studier av internationell handel och generellt uppskattas för sitt höga förklaringsvärde (mätt i hög R2)9

8 Ordinary Least Squares, en metod som används för att estimera de okända parametrarna i en linjär regression.

(16)

14 har den kritiserats för att i sin ursprungliga form sakna teoretisk grund, vilket till viss del har tillbakavisats av bland andra Bergstrand (1985), som visar hur Gravity-modellen kan härledas från en allmän jämviktsmodell för internationell handel med nationellt differentierade produkter.

Estimering

För att fånga övergripande mönster görs en poolad estimering av Gravity-modellen: genom att slå samman data för samtliga biståndsmottagare genereras endast en ekvation för respektive biståndsgivare. Vid användning av poolad data finns risk för att variansen av den endogena variabeln Y, och därmed feltermen, är beroende av storleken på den exogena variabeln X. Sådan heteroskedasticitet ger att de feltermer för varje koefficient som fås vid estimering med OLS blir större än optimalt, och resultatet av estimeringen kännetecknas av ökad osäkerhet. För att korrigera för detta problem används vanligtvis GLS (Generalised Least Squares) vid poolade estimeringar. Denna metod tar hänsyn till hur stor spridningen i den endogena variabeln är, och vid estimeringen får observationer från en population med mindre spridning runt sitt medelvärde större vikt. Detta minimerar standardfelet för de estimerade koefficienterna, och ökar säkerheten av resultatet (Gujarati, Porter 2009).

Genom att sammanföra alla observationer i en regression med gemensamma koefficienter utelämnas sådan information som är specifik för varje objekt – i det här fallet för varje biståndsmottagare. Denna heterogenitet gör att relevant information hamnar i residualen, vilken riskerar att bli korrelerad med de förklarande variablerna i modellen. Detta försämrar de estimerade koefficienternas pålitlighet. För att undvika det problem som heterogenitet kan innebära används objektspecifika koefficienter – Fixed Effects, vilka fångar den information som är individuell för respektive objekt. Detta innebär att varje objekt i den poolade estimeringen får en egen konstantterm, vilken fångar de individuella effekter som är

“fasta”, och alltså inte förändras över tid (Gujarati, Porter 2009). Detta motsvarar rent praktiskt att estimera en modell med dummy-variabler för n -1 objekt, där ett av objekten istället för en dummy-term representeras av en fast koefficient. Denna används som en referenspunkt från vilken de andra objekten skiljer sig.

9 Ett mått på hur mycket av variationen i den beroende variabeln som förklaras av de oberoende variablerna i regressionen.

(17)

15 En sådan ekvation får formen:

𝑌𝑖𝑡 = 𝛼1+ 𝛼2𝐷2𝑖 + 𝛼3𝐷3𝑖+ 𝛼4𝐷4𝑖+ 𝛼5𝐷5𝑖+ 𝛼6𝐷6𝑖+ 𝛽1𝑋𝑖𝑡+ 𝜀𝑖𝑡 (4)

Där 𝛼 representerar koefficienten för respektive objekt. 𝛼1 är den bas från vilken övriga 𝛼–koefficienter är en avvikelse.

Användningen av Fixed Effects är enligt Wall (1999) den lämpligaste metoden10

Som ett generellt mått på modellens förklaringsvärde används vanligen R2, vilket visar proportionen mellan den variation i den endogena variablen som förklaras av de exogena variablerna, och resterande variation som inte kan förklaras av modellen. R2 antar ett värde mellan noll och ett, där ett värde närmare ett indikerar att en större del av variationen förklaras av de exogena variablerna. Eftersom R2 per definition inte kan minska då antalet exogena variabler ökar, är det vanligt att använda justerat R2, vilken tar hänsyn till och straffar för ett ökat antal exogena variabler. I de fall man använder (justerat) R2 för att jämföra två modeller måste den endogena variabeln vara densamma för samtliga regressioner (Gujarati & Porter, 2009). Då modellen kommer att inkludera en autoregressiv term (import förväntas till viss del bero på mängden import i föregående år) är inte mått så som Durbin-Watsonstatistikan tillämpliga för att utvärdera modellspecifikationen.

för att reducera heterogenitet i Gravity-modellen till följd av eventuella utelämnade variabler som inte förändras över tid. För varje objekt genereras en individuell konstantterm. Liksom vid användning av dummy-variabler anger de individuella (i det här fallet landspecifika) konstanterna avvikelser från det medelvärde som den gemensamma konstanten representerar.

Gravityekvationen brukar vanligtvis utökas med ett antal variabler som tros påverka specifika handelsförhållanden, så som monetära unioner, kolonialband och liknande (Head, 2003). För att undersöka sambandet mellan utbetalat bistånd och mottagarlandets import kommer modellen här att utökas med en biståndsvariabel i tre tidsperioder för utbetalat bistånd från exportören. Samtidigt kommer variabeln för fysiskt avstånd att utelämnas, då effekten av denna är fast och fångas i konstanttermen. Dessutom antas att variationer i handel mellan olika biståndsgivare och -mottagare inte beror av de små variationer i geografiskt avstånd som finns mellan biståndsgivare och mottagare i Afrika söder om Sahara. Då syftet är att mäta mängden import från biståndsgivare till mottagare utelämnas

10 Jämfört med användning av exempelvis serier differentierade av första ordningen

(18)

16 även variabeln för exportörens ekonomiska storlek, eftersom det antas att det snarare är mottagarens importmöjligheter som lägger restriktioner på handeln.

Den Gravity-ekvation, A1, som skall estimeras får då formen:

𝑖𝑚𝑝𝑖𝑗,𝑡 = 𝛽𝑖+ 𝛽1𝐵𝑁𝑃/𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡+ 𝛽2𝐵𝑁𝑃/𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡−1+ 𝛽3𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡+ 𝛽4𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡−1+ 𝛽5𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡−2+

𝛽6𝑖𝑚𝑝𝑖𝑗,𝑡−1+ 𝜀𝑖𝑗 (5)

För att undersöka effekterna på biståndsgivarens andel av import till mottagaren specificeras även en alternativ ekvation, B1:

𝑖𝑠ℎ𝑎𝑟𝑒𝑖𝑗,𝑡 = 𝛽𝑖+ 𝛽1𝐵𝑁𝑃

𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡+ 𝛽2𝐵𝑁𝑃

𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡−1+ 𝛽3𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡+ 𝛽4𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡−1+ 𝛽5𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡−2+

𝛽6𝑖𝑚𝑝𝑖𝑗,𝑡−1+ 𝜀𝑖𝑗 (6)

• 𝛽𝑖 – konstantterm

• 𝑖𝑚𝑝𝑖𝑗,𝑡 – import till land i från land j

• 𝑖𝑠ℎ𝑎𝑟𝑒𝑖𝑗,𝑡 – andel av total import till land i som kommer från land j

• 𝐵𝑁𝑃/𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡 – bruttonationalprodukt per capita i land i

• 𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡 – officiellt utvecklingsbistånd från land j

• 𝜀𝑖𝑗 – en felterm

• 𝑡 betecknar tidsperiod, där t-1 är föregående år

• Biståndsmottagaren/importören betecknas i och givaren/exportören betecknas j

• Samtliga variabler är logaritmerade, och β-koefficienterna skall därmed tolkas som elasticiteter.

(19)

17 För att ta hänsyn till eventuella generella ökningar i mängden utbetalat bistånd till en specifik mottagare och deras effekter på dennes import görs även en andra estimering av båda ekvationer där variabeln ”övrigt bistånd”, 𝑂𝐷𝐴𝑜, i tidsperiod (t-1) inkluderas:

A2:

𝑖𝑚𝑝𝑖𝑗,𝑡= 𝛽0+ 𝛽1𝐵𝑁𝑃/𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡+ 𝛽2𝐵𝑁𝑃/𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡−1+ 𝛽3𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡+ 𝛽4𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡−1+

𝛽5𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡−2+ 𝛽6𝑖𝑚𝑝𝑖𝑗,𝑡−1+ 𝑂𝐷𝐴𝑜,𝑡−1+ 𝜀𝑖𝑗 (7)

B2:

𝑖𝑠ℎ𝑎𝑟𝑒𝑖𝑗,𝑡 = 𝛽0+ 𝛽1𝐵𝑁𝑃/𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡+ 𝛽2𝐵𝑁𝑃/𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡−1+ 𝛽3𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡+ 𝛽4𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡−1+

𝛽5𝑂𝐷𝐴𝑗,𝑡−2+ 𝛽6𝑖𝑚𝑝𝑖𝑗,𝑡−1+ 𝑂𝐷𝐴𝑜,𝑡−1+ 𝜀𝑖𝑗 (8)

BNP-variabeln - 𝐵𝑁𝑃/𝑐𝑎𝑝𝑖,𝑡används för att fånga den eventuella förändring i handel som ges av ekonomisk tillväxt. Då BNP finns med i regressionen rensas rena tillväxteffekter bort från biståndsvariablernas påverkan på import. Genom att använda BNP per capita fångas även populationsstorlek upp, och risken för att ett land med fler invånare skall få högre genomslag i resultatet minskar. Variabeln finns med för två tidsperioder: aktuellt och föregående år, för att fånga eventuella effekter av tidigare bistånd. En ökning av BNP per capita borde ha en positiv inverkan på import, genom ökningen av inkomster i ekonomin. På sikt kan valutaapprecieringar och omfördelningar till importsektorn ge lägre produktivitet i den inhemska sektorn, lägre inkomster, och en minskning av importen. Detta skulle kunna ge en negativ effekt av BNP-variabeln på sikt. Sådana effekter vore dock svåra att skilja från de många andra faktorer som spelar in i ett lands tillväxt och handel, och BNP-variabeln finns därför inte med på längre sikt än två år.

Biståndsvariabeln – ODA – mäts i utbetalningar, eftersom det är dessa snarare än åtaganden som borde ha effekter på mottagarlandets import. I och med att BNP-variabeln fångar rena tillväxteffekter innehåller biståndsvariabeln den importpåverkan som sker utöver att biståndet eventuellt ökar mottagarens BNP och inkomster. Mängden utbetalat bistånd för aktuellt och två föregående år finns med i ekvationen, då effekterna av bistånd på import sannolikt kan förändras över tid. Man kan även anta att det finns en fördröjning från

(20)

18 biståndsutbetalning till faktiskt genomslag på import, till följd av administrationsprocesser och upphandlingar.

Effekten av bistånd på import i samma period borde främst fånga eventuellt formellt eller informellt bundet bistånd. En positiv koefficient för bistånd i samma period innebär att det ökade biståndet omedelbart leder till en importökning från givaren. På kort sikt förutspår teorin att en ökning i mottaget bistånd ger en direkt inkomstökning som får mottagaren att öka sin import, framförallt om biståndet är formellt eller informellt bundet.

Variabeln för bistånd föregående år kan också tyda på att biståndet är bundet, då upphandlingar och andra administrativa processer kan vara tidskrävande. Det kan dock också vara en indikation på att biståndet har positiva effekter på mottagarens import från givaren utöver tillväxt och den handel som skapas av bundet bistånd.

Biståndets effekt på import på två års sikt borde fånga de positiva effekter av bistånd som kommer av närmare kontakter och goodwill mellan givare och mottagare. Är denna koefficient icke-signifikant har bistånd ingen långvarig effekt på mottagarens import från givaren utöver inkomsteffekter som kommer av tillväxt.

Eventuella substitutionseffekter torde också uppstå på sikt, då det kan ta tid för prishöjningar att leda till att nya handelsförbindelser knyts och kontrakt upprättas. Dessa borde minska biståndsgivarens andel av total import. Dessa effekter borde bli tydligast vid en jämförelse av resultaten från estimeringarna A och B: om givet bistånd i en viss tidsperiod ökar den absoluta mängden import från biståndsgivaren (ekvation A1), kan man förmoda att givet bistånd fungerar som en exportsubvention – antingen genom direkta inkomsteffekter eller på grund av att det är bundet. Om biståndet i samma tidsperiod inte har någon effekt på givarens andel av total import till mottagarlandet (ekvation B1) kan man anta att mottagarlandet även ökat sin totala import till följd av biståndsökningen, men valt att minska givarens andel till förmån för andra exportörer. Detta skulle ge indikationer på hur total import förändras till följd av bistånd, vilket annars inte kan uttryckas i Gravitymodellen.

Inkluderingen av bistånd från andra givare kan ge en indikation på hur mycket av en eventuell importökning som kommer av direkta inkomsteffekter: om importen generellt ökar med ökade utbetalningar borde även bistånd från andra givare ha en positiv effekt på import från Sverige respektive USA.

(21)

19 Import – imp – mäts i rapporterade importpriser, och finns även med som förklarande variabel för en tidsperiod bakåt i regressionen. Detta för att utesluta eventuella kvardröjande effekter av en importökning föregående år.

Förväntade koefficienter

Då svenskt bistånd officiellt är i det närmaste obundet, borde en eventuell påverkan på import främst ske genom den eventuella tillväxt bistånd skapar, vilket fångas i Gravity- modellens BNP-variabel. Detta skulle innebära att Granger-testet för kausalitet visar ett signifikant förhållande mellan bistånd och handel, medan biståndsvariabeln i regressionen blir icke-signifikant. Är det så att en ökning av biståndsutbetalningar likt teorin förutspår skapar närmre kontakter och längre kontrakt och därmed ökar mottagarens import kan man förvänta sig en positiv koefficient för biståndsvariabeln på sikt.

Då USA i relativt stor utsträckning binder sitt bistånd, kan man anta att biståndsvariabeln får en signifikant effekt på import från USA, framförallt på kort sikt. Liksom i Sveriges fall borde en eventuell positiv effekt av kontakter och längre kontraktskrivande ge en positiv effekt i biståndsvariabeln på längre sikt.

β Mäter effekten av

β1 en förändring i BNP/capita

β2 en förändring i BNP/capita föregående år

β3 en förändring i biståndsutbetalningar från exportören innevarande år β4 en förändring i biståndsutbetalningar från exportören föregående år β5 en förändring i biståndsutbetalningar från exportören två år tidigare β6 en förändring i import föregående år

Tabell 1: Koefficienter i modellen

Förväntade tecken

β Sverige USA

β1 + +

β2 + +

β3 0 / + +

β4 0 (eventuellt +) 0 / +

β5 0 (eventuellt +) 0

β6 + +

Tabell 2: Förväntade tecken för respektive koefficient och land

(22)

20 Data

För att undersöka temporala samband mellan bistånd och bilateral handel har tidsseriedata med årliga observationer för perioden 1990 – 2008 använts. Som biståndsgivare har definierats Sverige och USA, och som mottagare de 50 länder som i OECDs DAC-databas ingår i gruppen Afrika söder om Sahara (Sub-Saharan Afrika, SSA).

För förhållandet mellan Sverige och Afrikanska biståndsmottagare finns tidsseriedata för 43 länder. För USA och Afrikanska biståndsmottagare finns tidsseriedata för 48 länder. De förhållanden där det finns signifikant Granger-kausalitet från bistånd till import med maximal fördröjning två år har sedan använts för den fortsatta undersökningen.

Data för bilateral import finns inte rapporterad från flertalet länder i Afrika söder om Sahara, och import från biståndsgivaren har därmed approximerats med biståndsgivarens rapporterade export i USD till mottagaren. Då skillnader mellan import- och exportpriser sannolikt består främst av transportkostnader och eventuella tullar och skatter borde detta inte påverka resultatet för hur en förändring i bistånd ger en eventuell förändring i import.

Årlig bilateral export är hämtad från FNs handelsdatabas UN Comtrade.

Biståndsmåtten kommer från OECDs DAC-databas för officiellt utvecklingsbistånd, International Development Statistics. Här har totalt utbetalat bistånd använts, då utbetalningar och inte åtaganden borde vara centralt för de eventuella inkomst- och priseffekter som skall undersökas. Data för variabeln ”övrigt bistånd” har genererats genom att subtrahera land i:s bistånd från totalt bistånd.

För total import till respektive biståndsmottagare finns tidsseriedata tillgänglig från Världshandelsorganisationens statistikdatabas, WTO Statistics.

Bruttonationalprodukt per capita kommer från Världsbankens statistikdatas World Bank Statistics.

Då samtliga priser är rapporterade i löpande USD har de deflaterats med BNP-deflatorn för USA med basår = 2000.

(23)

21

Resultat

Närmast följer resultatet av de test för Granger-kausalitet som utförts på den aktuella datan, och sedan presenteras resultatet av estimeringarna av Gravity-ekvationen. Fullständiga resultat av estimeringarna återfinns i Appendix II.

Granger-kausalitet

I tio fall av 43 har Sveriges bistånd en signifikant effekt på biståndsmottagarens import från Sverige. Amerikanskt bistånd har en signifikant effekt på import från USA i nio av 48 fall. I två fall identifierades för Sverige även omvänd Granger-kausalitet: biståndsmottagarens import från Sverige har signifikant effekt på mängden utbetalat bistånd den kommande tvåårsperioden. Någon sådan omvänd kausalitet fanns inte för något av de nio länder vars import från USA har ett signifikant samband med amerikanska biståndsutbetalningar. En lista över identifierade bistånds – handelsförhållanden återfinns i appendix.

Biståndsgivare Antal länder Signifikanta* samband Andel med signifikant samband

Sverige 43 10 0,232 = 23 %

USA 48 9 0,187 = 19 %

*p ≤ 0,05

Tabell 3: Kausalitet bistånd – handel

(24)

22 Gravity-ekvationen

Sverige

USA A1, Import från givare

Koefficient Standardfel Koefficient Standardfel

Bistånd samma period 0.036296 0.079111 -0.003539 0.047382

Bistånd föregående år 0.273635 0.082881 0.036710 0.054893

Bistånd två år tidigare -0.003266 0.075641 0.205903 0.046151

Import föregående år 0.648446 0.068716 0.370405 0.076816

B1, Givarens andel av total import

Bistånd samma period 0.000897 0.003651 -0.005307 0.002395

Bistånd föregående år 0.011306 0.003825 -0.000647 0.002774

Bistånd två år tidigare -0.000433 0.003491 0.007641 0.002333

Import föregående år 0.026296 0.003171 0.013614 0.003882

Tabell 4: Estimerade koefficienter för A1 och B1. Värden i fetstil är signifikanta på fem procents nivå.

I estimering A1 har bistånd från Sverige i period (t-1) ett signifikant positivt samband med import från Sverige: då koefficienterna är elasticiteter har svenskt bistånd en estimerad effekt om 0,27 på biståndsmottagarens import från Sverige under nästföljande år. Svenskt bistånd har ingen signifikant effekt på import från Sverige till biståndsmottagaren på två års sikt. En produktivitetsökning har positiv effekt på Svensk import under nästföljande år, medan effekten blir negativ på två års sikt. Konstanttermen är inte signifikant, och de estimerade landspecifika konstanterna visar små avvikelser från det medelvärde som den gemensamma konstanten utgör.

I estimering B1 har svenskt bistånd en liten signifikant positiv effekt på andelen av biståndsmottagarens import som kommer från Sverige under nästföljande år. Även mängden import från Sverige har en liten positiv effekt på andelen av total import som kommer från Sverige året efter. Här är konstanten signifikant positiv, medan BNP-variabeln inte är signifikant i någon av de inkluderade tidsperioderna.

(25)

23 Amerikanskt bistånd har i A1 en signifikant positiv effekt på mottagarens import från USA först efter två tidsperioder, medan varken biståndsutbetalningar under samma år eller året innan har någon signifikant effekt på import från USA. BNP per capita är icke- signifikant för import från USA i båda estimerade tidsperioder, medan import från USA under föregående år har en signifikant positiv effekt på mängden import i år.

Amerikanskt bistånd har i estimering B1 en svag men signifikant negativ effekt på andelen import till biståndsmottagaren som kommer från USA i samma tidsperiod, medan det har en svag men signifikant positiv effekt på två års sikt. Mängden import har en liten positiv effekt på andelen import från USA under följande ettårsperiod. För USA har både estimeringarna med mängd import och andel import som beroende variabler signifikanta konstanter, dock med små landspecifika avvikelser.

Då en variabel för bistånd från övriga DAC-länder införs i A2 är denna icke-signifikant på fem procents signifikansnivå i båda estimeringar, medan den är positiv och signifikant på tio procents signifikansnivå för Sverige. Samtidigt har svenskt bistånd fortfarande en positiv koefficient i (t-1), och variabeln BNP per capita är liksom innan signifikant positiv i föregående tidsperiod, och negativ för två tidsperioder tillbaka. Även import från Sverige i föregående tidsperiod är fortfarande signifikant positiv.

För estimeringen i B2 med andel import som beroende variabel har svenskt bistånd i föregående period en något starkare effekt på andelen import som kommer från Sverige än då övrigt bistånd uteslöts ur estimeringen i B1, medan konstanten inte längre är signifikant.

Koefficienten för övrigt bistånd är icke-signifikant för både mängd och andel import även för USA, och ger inga väsentliga förändringar från estimeringen som uteslöt variabeln.

Förklaringsgraden (justerat R2) sänks även marginellt för samtliga estimeringar vid inkluderingen av en variabel för övrigt bistånd.

(26)

24

Diskussion

Både svenskt och amerikanskt bistånd har i vissa fall en påverkan på mottagarens import från givaren - 23 respektive 19 procent av biståndsmottagarna i Afrika söder om Sahara gör förändringar i sin import från givaren vid ett inflöde av bistånd. Den generella effekten är i studien positiv: en ökning av bistånd ger enligt estimeringarna en ökning av mottagarens import från givaren. Den ökning av import som fångas i biståndsvariabeln är den som sker utöver en eventuell tillväxteffekt av biståndet, vilket tyder på att både Sverige och USA i vissa fall lyckas skapa ytterligare export genom sitt bistånd.

För Sverige träder effekten in tidigare än för USA, svenskt bistånd har en signifikant positiv effekt på mottagarens import från Sverige på ett års sikt. Detta skulle kunna tyda på att den inkomstökning som bistånd medför ger mottagarlandet möjligheter att importera varor (från Sverige) som det finns en efterfrågan på, men som man tidigare inte haft råd med. Samtidigt har bistånd från övriga givare en mycket liten positiv effekt, som även är mer osäker då den endast är signifikant på tio procents nivå. Bistånd från andra länder ser alltså inte ut att ha en lika positiv effekt på mottagarens import från Sverige. Man kan därför anta att det inte generellt är en ökning av bistånd som genererar en ökning av import från Sverige, utan specifikt det svenska biståndet.

En importökning från just biståndsgivaren kan bero på att biståndet är bundet, eller att närmare förbindelser som främjar handeln har skapats. Biståndets positiva effekt på import från Sverige ser dock ut att försvinna med tiden: i estimeringarna indikeras inget signifikant samband mellan bistånd från Sverige och import från Sverige på två års sikt. Detta talar inte för hypotesen om närmare kontakter och längre kontrakt, då en sådan effekt borde synas över tid. Att effekten försvinner efter ett år tyder snarast på att Sverige – trots att officiell biståndsstatistik säger motsatsen – på olika sätt binder sitt bistånd till den egna exporten. Då effekten inte är långvarig skulle en förklaring kunna vara att man väljer att ge bistånd till projekt som kräver inköp av varor från en sektor där Sverige är exportstarkt. Sannolikheten för att nödvändiga varor inköps från Sverige är då högre. Samma effekt skulle kunna uppnås av att använda sig av delvis obundet bistånd, där inköpen skall ske från antingen biståndsgivaren eller en definierad grupp av andra biståndsmottagare.

Färre variabler har signifikanta koefficienter, och dessa är generellt lägre, för estimeringen med andel av import som kommer från Sverige som beroende variabel. De exogena variabler som har en effekt på andelen import från Sverie är import under

(27)

25 föregående år, och bistånd under föregående år. Effekten av bistånd föregående år är mindre för andelen import än för absolut mängd import från Sverige, vilket inte indikerar att annan import substitueras bort till förmån för svenska varor. Att effekten av en ökning av BNP är negativ på ett års sikt indikerar att import från Sverige efter hand minskar med produktivitetsökningar hos mottagaren. Detta skulle kunna bero på den importsubstitutionseffekt Yano och Nugent (1999) föreslår, där en produktivitetsökning förskjuter konsumtion från importerade varor till inhemsk produktion. Det kan även vara en följd av den nontradedgoods-effekt som nämnts, då resurser omallokeras till sektorer som inte handlar med omvärlden. Den minskande exportsektorn ger då lägre inkomster och mindre möjligheter till import för biståndsmottagaren. BNP har dock ingen effekt på andelen import från Sverige, och minskningen av import från Sverige verkar därmed inte vara en följd av att man substituerar bort svenska varor till förmån för annan import. Dessa effekter kan givetvis uppstå även utan bistånd, om produktiviteten i mottagarekonomin ökar på ett liknande sätt av andra anledningar.

För USA dröjer den positiva effekten av bistånd på import från USA två år. Det finns alltså en större fördröjning för effekten av amerikanskt bistånd än i estimeringarna för Sverige. Detta kan indikera att upphandlingar och kontraktskrivande till följd av formella eller informella bindningar av biståndet tar längre tid än i Sveriges fall, eller att amerikanskt bistånd skapar kontakter som på sikt främjar import från USA. Intressant vore att se hur effekten av bistånd ser ut på ännu längre sikt, genom att inkludera variabeln över fler tidsperioder. Det är värt att notera att amerikanskt bistånd endast har en signifikant effekt på kortare sikt än två år för andelen av total import som kommer från USA, och denna effekt är så liten att den närmast är försumbar. Detta styrker inte antagandet om att bundet amerikanskt bistånd ger en importökning från USA hos mottagaren. Möjligen beror det på att andelen av amerikanskt bistånd som binds är för liten för att ha någon effekt på importförhållandet i stort, eller på att mottagaren substituerar bort övrig amerikansk import som annars skulle skett. En alternativ förklaring vore att det bundna bistånd USA rapporterat gått till andra mottagare än de i Afrika söder om Sahara.

Koefficienten för bistånd från andra givare än USA är icke-signifikant i samtliga estimeringar, vilket tyder på att ökad import från USA liksom i Sveriges fall inte är en generell effekt av bistånd, utan direkt kopplad till det amerikanska biståndet. Den signifikant negativa effekten av amerikanskt bistånd i samma period som import är så liten att den inte kan antas ha någon praktisk betydelse.

(28)

26 Att BNP-termen är icke-signifikant för samtliga estimeringar med USA som givarland ger ingen indikation på de indirekta importsubstitutions- och nontradedgoods-effekter som skulle kunna förekomma för svenskt bistånd.

Att konstanttermerna i samtliga fall är signifikanta i estimeringarna för USA tyder på att det i förhållandet mellan bistånd och import från USA finns fler underliggande faktorer som spelar in. En hypotetisk möjlighet är historiska band: som exempel kan nämnas att av de nio länder där amerikanskt bistånd har en effekt på mängden import från USA är sex stycken liksom USA före detta brittiska kolonier (se appendix för en fullständig lista). Vilka övriga faktorer som spelar in i bistånds- och handelsförhållanden är en omfattande fråga vilken denna uppsats inte kan gå djupare in på.

Även om det framförallt i USA:s fall ser ut att finnas fler faktorer som inverkar på handeln mellan biståndsgivare och -mottagare indikerar den insignifikanta koefficienten och det närmast oförändrade värdet på justerat R2 att inkluderandet av bistånd från andra givare har mycket liten effekt. Det kan dock finnas effekter över tid som inte fångas i estimeringen, och för att eventuellt få en indikation på effekter så som biståndsberoende och Dutch Disease vore det intressant att inkludera variabeln för övrigt bistånd över fler år.

Då studien endast använder data för två biståndsgivare och en specifik grupp mottagare kan generella mönster för bistånd och handel skilja sig från de som indikeras här.

Exempelvis skulle det vara intressant att se skillnader från resultatet av en undersökning av bistånd till starkare ekonomier i exempelvis Latinamerika.

För att närmare förklara de förhållanden mellan biståndsutbetalningar och handel som indikerats för Sverige och USA skulle önskas en mer ingående studie av biståndsallokeringar och val av biståndstyp. Om – och i så fall hur – svenskt bistånd allokeras med avseende på svensk export skulle sannolikt kunna förklara den kortsiktiga positiva effekt biståndet har på svensk export, och klargöra huruvida Sverige helt enkelt har valt att övergå till att binda sitt bistånd inofficiellt istället för formellt. Samtidigt vore en mer utförlig granskning av hur det amerikanska biståndet binds – och till vilka mottagare – nödvändig för att dra närmare slutsatser av biståndsvariabelns insignifikans på kort sikt, och indikationen på att biståndet skapar amerikansk export på flera års sikt.

Sammanfattningsvis ser effekten av ökat bistånd på mottagarens import från givaren ut att vara beroende av på vilket vis biståndet allokeras: för både Sverige och USA kan utbetalat bistånd generera export, men långt ifrån alltid. Då en ökning av BNP tenderar att ha ingen eller en negativ effekt på importen från biståndsgivaren, medan bistånd fortfarande

(29)

27 skapar ökad import i vissa fall, verkar det finnas sätt att effektivt knyta sitt bistånd till sin egen export.

(30)

Referenser

ActionAid Alliance: Towards effective partnership, untie aid, 2003

Bergstrand, J. H: The Generalized Gravity Equation, Monopolistic Competition, and the Factor-Proportions Theory in International Trade, 1989, The Review of Economics and Statistics 71:1, 143-153

Granger, C. W. J: Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross- spectral Methods, 1969, Econometrica 37:3, 424-438

Gujarati, D. N; Porter, D. C: Basic econometrics, 2009, 5th ed, McGraw-Hill

Head, K: Gravity for Beginners, 2003 http://www.duke.edu/~meh13/gravity.pdf

Johansson, L, Pettersson, J (2008), Tied Aid, Trade Facilitating Aid or Trade- Diverting Aid? Mimeo, Stockholms universitet

La Chimia, Annamaria; Arrowsmith, Sue: Addressing tied aid: Towards a more development-oriented WTO?, 2009, Journal of International Economic Law 12:3, 707–747

Kemp, M. C; Kojima, Shoichi: 'More on the Welfare Economics of Foreign Aid', 1986, Journal of the Japanese and International Economies, 1, 97 – 109

Kemp, M. C: Aid tied to the Donor’s exports, 2005, Pacific Economic Review, 10:3, 317- 322

Lloyd, Tim; McGillivray, Mark; Morrissey, Oliver; Osei, Robert: Problems with Pooling in Panel Data Analysis for Developing Countries: The Case of Aid and Trade Relationships, 2001, Credit Research Paper 1:14, University of Nottingham

(31)

Lloyd, Tim ; Mcgillivray, Mark; Morrissey, Oliver; Osei, Robert: Does aid create trade? An investigation for European donors and African recipients, 2000, The European Journal of Development Research, 12: 1, 107 — 123

Nilsson, L: Essays on North-South trade, 1997, Lund economic studies, vol 70

Osei, Robert; Morrissey, Oliver; Lloyd, Tim: The Nature of Aid and Trade Relationships, 2004, The European Journal of Development Research, 16:2, 354–374

Perkins, D; Radelet, S; Lindauer, D: Economics of development, 2006, 6th ed, W. W. Norton

& Company

Schweinberger , A.G: On the Welfare Effects of Tied Aid, 1990, International Economic Review, 31:2, 457-462

Suwa-Eisenmann, Akiko; Verdier, Thierry: Aid and Trade, 2007, Oxford Review of Economic Policy 23:3, 481–507

Tajoli, Lucia: The impact of tied aid on trade flows between donor and recipient countries, 1999, The Journal of International Trade & Economic Development, 8:4, 373 — 388

Yano, Markoto; Nugent, Jeffrey B: Aid, Nontraded Goods, and the Transfer Paradox in Small Countries, 1999, The American Economic Review, 89:3. 431-449

Wall, Howard J: Using the Gravity Model to Estimate the Costs of Protection, 1999, Review, Federal Reserve Bank of St. Louis

Wagner, Don: Aid and trade – an empirical study, 2003, Journal of Japanese Int. Economies 17, 153–173

(32)

Internetkällor:

OECD DAC: Recommendations on Untying ODA, 2008

http://www.oecd.org/dataoecd/61/43/41707972.pdf, 2010-11-15

OECD Journal on Development: Development Co-operation Report, 2005

http://www.oecd-ilibrary.org/development/development-co-operation-report-2005_dcr- 2005-en, 2010-12-03

OECD: Official Development Aid 2009,

http://webnet.oecd.org/oda2009/, 2010-11-25

SIDA: Resultatbilaga till Årsredovisning 2008

http://www.sida.se/Global/Sidas_Resultatbilaga_2008.pdf, 2010-12-03

United Nations: United Nations Millenium Declaration, 2000,

http://www.un.org/millennium/declaration/ares552e.htm, 2010-11-12

WTO: Doha Round Texts – Introduction,

http://www.wto.org/english/tratop_e/dda_e/texts_intro_e.htm, 2010-10-25

UN Millenium Project, Task force on trade: Trade for Development – Achieving the Millenium Development Goals, 2005,

http://www.unmillenniumproject.org/documents/TF9-trade-complete.pdf, 2010-10-25

Datakällor:

OECD Creditor Reporting System online data base http://stats.oecd.org/

OECD Development Assistance Committee online database http://stats.oecd.org/

(33)

UN Comtrade

http://comtrade.un.org/

World Bank Statistics

http://data.worldbank.org/

(34)

Appendix I

Länder i Afrika söder om Sahara vars import från Sverige påverkas11

Benin

av mängden bistånd från Sverige, under perioden 1990 - 2008:

Burkina Faso Côte d'Ivoire Tchad

Demokratiska republiken Kongo Etiopien

Mozambique Senegal Sudan Uganda

Länder i Afrika söder om Sahara vars import från USA påverkas12

Botswana

av mängden bistånd från USA, under perioden 1990 - 2008:

Côte d'Ivoire Mali

Mauritius Namibia Somalia Sudan Uganda Zambia

11 Signifikans fem procent

12 Signifikans fem procent

References

Related documents

[r]

I fältet Temporär geodatabas för utdata, ange sökväg till var den temporära utdatabasen ska lagras genom att klicka på mappikonen till höger om fältet.. I fältet

Maria Israelsson från Sida berättade vid Östtimorkommitténs årsmöte att underlag nu håller på att tas fram för en ny femårig landstrategi för Östtimor samt

På initiativ av bland annat Sverige för- band sig den Afghanska regeringen i kon- ferensens slutdokument att som krav för stödet främja ekonomisk och demokratisk

Arbete pågår för att förbereda nya projekt att stödja, bland annat inom rättssystemet och till parlamentet genom UNDP.. Även stöd till lokala och regionala val

När Sida nu avslutar sitt samarbete för ut- veckling med Östtimor, så har de låtit två konsulter göra en utvärdering av biståndet, som uppgått till totalt 385

Sverige stöder nu arbete för demokrati och mänskliga rättigheter (MR) via UNDP genom fyra olika kanaler medan stödet till utbildningen går via UNICEF.. •

Denna studie syftar till att undersöka huruvida det empiriskt går att finna stöd för ett statistiskt signifikant samband mellan bistånd och ekonomisk tillväxt.. Således söker