NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala universitet
Examensarbete C
Författare: Anna Edenbrandt och Per Olof Robling Handledare: Christian Nilsson
HT 2007
Är lagstiftning en bra metod mot
barnarbete?
I
NNEHÅLLSFÖRTECKNINGINLEDNING ... 1
TILLVÄGAGÅNGSSÄTT... 2
TIDIGARE FORSKNING... 2
TEORETISK UTGÅNGSPUNKT... 3
EN MODELL OM BARNARBETE... 3
Produktionsfunktionens egenskaper ... 4
Lönestrukturer ... 6
Arbetskraftsutbudet... 6
Föräldrarnas nyttofunktion ... 7
Hur tillgång på kvalificerad arbetskraft påverkar den tekniska utvecklingen och löneskillnaden... 8
Jämviktsanalys... 9
Den dåliga jämvikten... 10
Den goda jämvikten... 10
Lagstiftningens verkningseffekt ... 11
SAMMANSTÄLLNING AV MODELLENS IMPLIKATIONER... 12
DATA ... 14
BESKRIVNING AV DATA... 16
FORNA SOVJET- OCH ANDRA GAMLA ÖSTSTATER... 20
SAMMANFATTNING AV DATABESKRIVNING... 21
REGRESSIONSANALYS... 22
BETYDELSE AV INKOMSTNIVÅ FÖR EFFEKTEN AV EN LAGSTIFTNING... 22
BNP/capita ... 23
Ginikoefficient ... 24
Lagstiftning... 24
BETYDELSE AV INKOMSTSPRIDNING FÖR EFFEKTEN AV EN LAGSTIFTNING... 25
ALTERNATIVA REGRESSIONER... 26
DISKUSSION OCH SAMMANFATTNING... 27
LITTERATURLISTA ... 29
APPENDIX ... 31
A.1HÄRLEDNING LEMMA 1... 31
A.2HÄRLEDNING AV LEMMA 3 ... 33
A.3HÄRLEDNING LEMMA 4... 34
A.4REGRESSIONER TILL DIAGRAM 2-5. ... 35
A.5ÖSTSTATER SOM INGÅR I UNDERSÖKNINGEN... 36
A.6REGRESSION MED MELLANRIKA RESPEKTIVE FATTIGA LÄNDER SOM NORM... 37
A.7REGRESSION MED JÄMLIKA RESPEKTIVE OJÄMLIKA LÄNDER SOM NORM... 38
A.8REGRESSION DÄR FORNA SOVJETSTATER SAMT GAMLA ÖSTSTATER UTLÄMNATS. ... 39
A.9REGRESSION DÄR DEN BEROENDE VARIABELN ÄR FÖRÄNDRING I BARNARBETE MELLAN 1980-1998... 40
A.10PROBITESTIMATION... 41
S
AMMANFATTNINGSyftet med denna uppsats är att utreda om, och under vilka omständigheter, lagstiftning är en effektiv metod för att motverka barnarbete. Vi baserar undersökningen på en teoretisk modell där inkomstnivå och inkomstfördelning är faktorer som påverkar effekten av en lagstiftning. I den empiriska delen utför vi regressionsanalyser med andelen barnarbete som beroende variabel. Våra resultat tyder inte på att låg inkomstnivå är ett hinder för att lagstiftning mot barnarbete ska vara verkningsfullt. Däremot visar vår undersökning att ekonomisk jämlikhet är en förutsättning för att lagstiftning ska ge effekt.
Nyckelord: Barnarbete, lagstiftning, ekonomisk jämlikhet, regressionsanalys
A
BSTRACTThe purpose of this essay is to find if, and under what conditions, legislation is an efficient method to abolish child labour. We base our investigation on a theoretical model where the level of income and income inequality are components that affect the outcome of legislation.
We perform a regression analysis with the proportion of child labour as the dependent
variable. Our results do not indicate that a low level of income is a obstacle for a legislation to be efficient. Further, our investigation shows that economic equality is a condition for
legislation to be efficient.
Keywords: Child labour, legislation, economic equality, regression analysis
I
NLEDNINGBarnarbete har förekommit i alla tider och samhällen och är ständigt aktuellt, nu senast med rapporter om bomull plockad av barn i H&M´s kläder (Aftonbladet 2007-11-25) och kobolt för mobiltelefonbatterier som bryts av barn i gruvorna i Kongo Kinshasa (Expressen 2007-11- 26). För många föräldrar är det nödvändigt att skicka barn i arbete för att hjälpa till med familjeförsörjningen. Att arbeta är inte nödvändigtvis bara negativt för barnen, det kan ge erfarenhet och möjlighet att finansiera en del av den egna skolgången. När det går ut över barnens hälsa och utveckling eller hindrar utbildningsmöjligheter finns dock stark anledning att bekämpa det. Enligt FN-organet International Labour Organizations (ILO) rapport ”The End of Child Labour: Within Reach” från 2006 arbetade ca 191 miljoner barn mellan 5-14 år regelbundet i någon form och ytterligare 70 miljoner utförde direkt farliga typer av arbeten.
Barnarbete existerar främst i tre regioner; Afrika söder om Sahara, Asien och
Stillahavsområdet samt i Latin Amerika och Karibien. I Afrika arbetar mer än vart fjärde barn. Den sektor där barnarbete är vanligast förekommande är jordbruk där 69 procent av allt barnarbete i världen utförs. Andra sektorer är service (22 procent) och industri (9 procent) (ILO 2006 s 8). Barnarbete är således ett utbrett problem utan någon enkel lösning.
Som konsument i i-länder är det lätt att sympatisera med barnen i fattigare länder som tvingas arbeta. Ett färskt exempel på hur i-länders intentioner att bekämpa barnarbete kan ge
oönskade effekter är från 1990-talets USA. Grupper av konsumenter i USA ville motverka förekomsten av barnarbete och efterfrågade märkning av produkter som inte producerats av barn. I ett försök att tillmötesgå väljare lämnade senator Tom Harkins en proposition,
”Harkins Bill”, som ämnade förbjuda import av produkter där barnarbete använts. Denna proposition gick inte igenom, men blotta hotet om ett sådant beslut fick kraftiga effekter (UNICEF 2007 s 7). Tydligast blev effekten i Bangladesh, där uppskattningsvis 50 000 barn, framförallt flickor, blev uppsagda från sina jobb i textilfabriker. Det är svårt att veta vad som hände med dessa barn, men troligt är att många hamnade i prostitution (Bhagwati 2004 s 71).
En historisk tillbakablick visar att även i Sverige var barnarbete vanligt förekommande ända in på 1900-talet. Under 1800-talet infördes lagstiftning för att skydda barn
(Nationalencyklopedin).
Lagstiftning mot barnarbete är ingen garanti för att barnarbete elimineras. Förutsättningar i landet tycks vara av betydelse för utslaget. Weiner (1992) konstaterar dock i ”The Child and the State in India” att inget land framgångsrikt har lyckats bekämpa barnarbete utan att först lagstifta om barns tid. Detta kan antingen göras genom en lag mot barnarbete eller genom en lag om obligatorisk skolgång. Vårt syfte med denna undersökning är att utreda om, och under vilka omständigheter lagstiftning är en effektiv metod för att bekämpa barnarbete.
Tillvägagångssätt
För att besvara syftet med undersökningen använder vi en teoretisk referensram baserad på Dessy & Vencatachellums (2003). I denna artikel konstaterar författarna att det finns en stark positiv korrelation mellan fattigdom och barnarbete. Men de observerar att länder med samma genomsnittliga inkomstnivå kan skilja sig markant i förekomst av barnarbete. Inkomstnivån är alltså inte den enda förklaringsfaktorn.
I den empiriska delen kommer vi att beskriva data med hjälp av diagram samt genom
regressionsanalys med andelen barnarbete som beroende variabel. Data över förekomsten av barnarbete hämtas från Världsbankens World Development Report 1999/2000. Vi kommer med stöd från vår teoretiska modell att inkludera inkomstnivå, ekonomisk jämlikhet och lagstiftning som förklarande variabler. Som approximation för ett lands lagstiftning angående barnarbete kommer vi titta på om länderna i fråga har ratificerat ILO: s konvention nummer 138 (om minimiålder för barn i arbete) eller inte. I uppsatsens sista del analyserar vi resultaten med utgångspunkt från den teoretiska modellen och avslutningsvis ges förlag till fortsatta studier.
Tidigare forskning
Det finns få empiriska studier som har som syfte att utreda effekterna av lagstiftning mot barnarbete på global nivå och det finns inga empiriska bevis för att en lagstiftning är verkningsfull (Edmonds 2007 s 67). På Världsbankens uppdrag utreder Fasih (2007)
effekterna av sådan lagstiftning i Pakistan 1991. Han kommer fram till att lagstiftningen har en signifikant effekt bland pojkar i den formella sektorn. Moeling (1999) gör en liknande undersökning i sekelskiftets USA men finner inga signifikanta effekter av lagstiftningen.
T
EORETISK UTGÅNGSPUNKTDen teoretiska litteraturen om ämnet barnarbete faller i stort sätt under två kategorier. I den första kategorin beskrivs förekomsten av barnarbete som en av flera jämvikter på
arbetsmarkanden. Detta bygger på två grundläggande axiom; lyxaxiomet och
substitutionsaxiomet. Lyxaxiomet innebär att ett hushåll endast skickar sina barn till arbete om de vuxnas inkomst inte räcker till försörjningen. Substitutionsaxiomet innebär att företag ser barn som substitut till vuxnas arbete. Den ”dåliga” jämvikten (alla barn arbetar)
uppkommer då föräldrar tvingas att skicka sina barn till arbete för att klara av
familjeförsörjningen. Resultatet blir att det totala arbetskraftsutbudet ökar och de vuxnas löner sjunker ännu mera. Eftersom föräldrar inte kan koordinera sina beslut att ta sina barn ur arbete kommer denna dåliga jämvikt att bestå. (Basu & Van, 1998).
Den andra kategorin litteratur fokuserar på föräldrars begränsade tillgång till krediter som orsak till barnarbete. Ranjan (1999) visar hur kreditrestriktioner tillsammans med fattigdom ger upphov till barnarbete. Imperfekta kreditmarknader hindrar fattiga föräldrar från att låna mot deras barns framtida inkomster. Detta medför att de tvingas sätta sina barn i arbete i stället för i skolan, även om avkastningen av utbildning är hög.
Vår teoretiska utgångspunkt är en modell hämtad från en artikel av Dessy & Vencatachellums (2003), vilken faller under den första kategorin av litteratur presenterade ovan. I kommande stycke presenterar vi modellen i en något förenklad version.
En modell om barnarbete
Dessy & Vencatachellums modell är indelad i två perioder där antalet hushåll normeras till 1.
Ett hushåll består av en vuxen och ett barn. Den vuxna personen lever i den första
tidsperioden och barnet lever i bägge, den första som barn och den andra som vuxen. I den första tidsperioden tilldelas både vuxna och barn en enhet icke-fritid. De vuxna antas vara outbildade, deras enhet icke-fritid läggs alltid på arbete och arbetskraftutbudet är därmed oelastiskt. Barnet kan i period 1 antingen gå i skolan eller arbeta. De barn som går i skolan i period 1 blir kvalificerade arbetare i period 2. Vidare är varje vuxen tilldelad en förmögenhet av θ vilket generar θ enheter konsumtion. De totala förmögenheterna i ekonomin är spridda
över intervallet [θ–, θ+]. Olikheterna i förmögenhet är den enda ojämlikhet som existerar inom varje generation.
Föräldrar antas vara altruistiska1 i beslut huruvida barns enhet icke-fritid ska användas till skolgång eller arbete. Föräldrarnas preferensfunktion antas ta formen:
U(c, y) = u(c)+δv(w) (1)
Där δ är en diskonteringsfaktor som kan anta ett värde mellan 0 och 1, c är hushållets konsumtion och w är barnets lön i vuxen ålder. u och v är strikt konkava funktioner.
Produktionsfunktionens egenskaper
Produktionsfunktionen i modellen tar formen av en Cobb-Douglas funktion vilket innebär att funktionen har konstant skalavkastning och avtagande marginalprodukt för respektive
produktionsfaktor. Vid fri konkurrens anger parametrarna produktionselasticiteterna för insatsvarorna dvs. de kan ses som respektive produktionsfaktors andel av den totala produktionen (Nicholson 2005 s.197-198). Företag antas producera en homogen produkt genom att använda land (Z) och den vägda summan av effektiva enheter okvalificerat och kvalificerad arbetskraft (H). x står för andelen kvalificerade (utbildade) vuxna av det totala arbetsutbudet. x antas ha en positiv effekt på teknologinivån och påverkar bägge ingående produktionsfaktorerna genom skalfaktorn A(x). Produktionsfunktionen har formen:
Y = A(x)ZαHß (2)
där α + ß = 1.
Produktionsfunktionen tar hänsyn till det empiriskt påvisade positiva sambandet mellan humankapital och ekonomisk tillväxt (Barro 1997; Barro 2002). Allt annat lika ökar tillväxten då andelen kvalificerad arbetskraft (x) ökar.
1 Föräldrarna sätter sitt barns nytta framför sin egen.
För x< x , A(x) = 1. Annars är A(x) > 1 och A´(x) > 0. Detta medför att skalfunktionen A(x) är delvis kontinuerlig med ett hopp vid tröskelvärdet x . Det är först vid x som
teknologiutveckling börjar. Under x finns det för få kvalificerade arbetare för att företagen ska anamma en teknik som kräver både okvalificerad och kvalificerad arbetskraft. Över tröskelvärdet x tjänar företag mer på att använda teknologi anpassad för kvalificerade arbetare än för okvalificerade och företag använder mer avancerad teknologi ju mer andelen utbildad arbetskraft växer. H definieras som:
H = μ(x)Lk+Lok (3)
där Lok uttrycker antalet effektiva enheter av okvalificerad vuxen arbetskraft, μ(x)Lk uttrycker antalet effektiva enheter kvalificerad vuxen arbetskraft (Lk) när andelen kvalificerade vuxna är x. Teknologin ett företag väljer ger en relativ vikt, μ(x), till kvalificerad arbetskraft. μ(x) beskriver hur mycket företagen anpassar sin teknologi mot avancerad arbetskraft. Företagen anammar alltså inte avancerad teknologi förrän det finns tillräckligt med kvalificerad arbetskraft (x≥ x ). Först då skapar de arbetstillfällen för kvalificerad arbetskraft. Under x finns det enbart okvalificerade arbetsuppgifter på företagen.
För alla x≥ x är μ(x) > 1 och kvasikonkav, i övriga fall är μ(x) = 1. En viktig fråga förknippad med denna egenskap är med hur mycket en ökning i x påverkar företagens anpassning mot den kvalificerade arbetskraften. Svaret ges av elasticiteten:
εμx = ′ μ (x) x
μ(x) (4)
Analogt gäller för frågan om hur andelen kvalificerad arbetskraft driver teknologiutvecklingen:
εAx = ′ A (x) x
A(x) (5)
Elasticitetsuttrycken kommer vi att utnyttja längre fram när förekomsten av jämviktslägen analyseras.
Lönestrukturer
Antal vuxna i ekonomin har normerats till1. x tolkas i period 2 som andelen kvalificerad arbetskraft och i period 1 som andelen barn som går i skolan. Företagen agerar på en frikonkurrensmarknad och tar andelen kvalificerad arbetskraft som given och erbjuder en marknadsmässig lön. Genom att sätta in ekvation (3) i produktionsfunktionen (2) och derivera med avseende på H får vi uttryck för lönerna för kvalificerad respektive okvalificerad
arbetskraft:
wok = A(x) Zα β[1 + (μ(x)-1)x]β-1
För att fokusera på humankapitalets betydelse i produktionen antas βZα = 1 och allt land antas vara offentligt ägt. Antagandet medför att alla inkomster i modellen kommer från arbete.
Detta ger:
wok = A(x) (1 + (μ(x)-1)x)-α (6)
wk = μ(x)wok (7)
Skillnaden i lön för kvalificerad och okvalificerad arbetskraft blir följaktligen:
∆x = wk – wok = u(x) wok –wok = wok (μ(x)-1) (8)
Då x≥ x kommer ∆x att vara positivt. Då x < x är nivån kvalificerad arbetskraft för låg för att företagen ska anpassa tekniken efter deras fullständiga kapacitet, u(x)=1. Följaktligen kommer kvalificerad och okvalificerad arbetskraft betraktas som fullständiga substitut, med samma produktivitet och samma lön.
Arbetskraftsutbudet
I period 1 antas att alla vuxna saknar utbildning. Då kommer μ(0)=1, och givet ekvation (6) blir lönen 1. Budgetrestriktionen i period 1 är:
c ≤ 2 + θ – s (9)
Denna visar att konsumtionen begränsas av inkomsten från två arbetare (en vuxen och ett barn) och den egna förmögenheten minus förlust av inkomst om barnet går i skolan (s).
s antar värdet 0 då barnet arbetar och värdet 1 vid skolgång. Budgetrestriktionen förutsätter att konsumtionsvaran inte kan sparas till nästa period, skolgång antas vara gratis och föräldrar saknar möjlighet till att ta lån.
I period 2 kommer lönen för första periodens barn bero på om deras föräldrar skickade dem i skolan eller inte, men också på andelen kvalificerad arbetskraft, x:
w(s,x) = swk+ (1-s)wok (10)
Detta innebär att föräldrars beslut om att skicka sitt barn till skolan kommer att bero på deras förväntningar om andelen kvalificerad arbetskraft i period 2.
Föräldrarnas nyttofunktion
Föräldrarnas nytta fås genom att sätta in budgetrestriktionen (9) i ekvation (1). Detta ger:
V(s,x,θ) = μ(2+θ–s)+ δv(w(s,x)) (11)
I modellen antas att alla föräldrar har identiska förväntningar på hur stor andelen föräldrar är som skickar sina barn till skolan, noterat xfs. Nettonyttan av att skicka sina barn till skolan erhålles genom beräkning av skillnaden då s = 1 och s = 0 sätts in i ekvation (11):
N(θ,xfs) = V(1,xfs,θ) - V(0,xfs,θ) (12)
Följaktligen kommer föräldrar med förmögenheten θ att skicka sina barn i skolan om N(θ,xfs) ≥ 0
Hur tillgång på kvalificerad arbetskraft påverkar den tekniska utvecklingen och löneskillnaden
Lemma 1
Genom att utgå från lönefunktionerna (6) och (7) samt elasticiteterna (4) och (5) erhålles2:
εAx > α (13)
Detta visar att liten ökning av andelen kvalificerad arbetskraft kommer att följas av en positiv teknologiutveckling. Om (13) håller och x≥ x kommer lönen för kvalificerad arbetskraft att öka om x stiger. Genom att sätta in elasticitetsuttrycket i ekvation (5) och utgå från att (13) håller erhålles:
εux < αμ( )1 εΑΧ
(14)
Detta innebär att anpassningen som företag gör mot en mer kvalificerad arbetskraft, μ(x), vid en ökning av x inte är så stor att den outbildade arbetskraften helt slås ut. Om ekvation (14) håller kommer en ökning i x följas av en högre lönenivå även för okvalificerad arbetskraft.
Av Lemma 1 kan man därför utläsa att den tekniska förändring som kommer till stånd pga.
ökat utbud kvalificerad arbetskraft kommer att höja lönerna för både kvalificerad och okvalificerad arbetskraft.
Lemma 2
Genom att utgå från ekvation (8) och ersätta wok = wk
μ(x) från ekvation (7) får man:
∆x = wk – wok = wok (μ(x)-1) = wk (1 - 1 μ(x))
2 Utförligare härledning finns i Appendix A.1
Insättning av wk = w(1,x) ger
∆x = w(1,x) (1- 1
μ(x)) (15)
Eftersom u(x) > 1 dåx≥ x , och ∂w(s,x) / ∂x > 0 måste gälla att ∆x > 0. Av Lemma 2 kan man därför utläsa att om εAx > α håller samt x≥ x kommer löneskillnaden mellan kvalificerad och okvalificerad arbetskraft växa då x ökar.
Lemma 3
Genom att utgå från nettonyttofunktionen (12) och sätta in s = 1 och s = 0 och därefter derivera uttrycket med avseende på x erhålles efter omskrivning3:
′
w (1, x)− ′ w (0, x)
′
w (0, x) >v (w(0, x))′ − ′ v (w(1, x))
′
v (w(1, x)) (16)
Om ekvationerna (13) och (16)gäller samt x≥ x kommer ∂N(θ,xfs) / ∂x > 0. Detta innebär att föräldrars nettonytta av att utbilda sina barn ökar med den totala andelen barn som går i skolan.
Jämviktsanalys
Som tidigare konstaterats normeras antalet barn i ekonomin till 1 och dessa barn går antingen i skolan eller arbetar. Tidigare har konstaterats att om x i period 2 är ett mått på andelen kvalificerad arbetskraft är samma x i period 1 ett mått på andelen barn som går i skolan. 1-x är följaktligen ett mått på förekomsten av barnarbete i period 1. Föräldrar förväntar att en andel, xfs, av det totala antalet barn kommer att gå i skolan. Antag att föräldrar som är indifferenta mellan att skicka sina barn i skolan eller inte ha en förmögenhet av θ*. Funktionen F(θ*) mäter då både andelen föräldrar som sänder sina barn i arbete och förekomsten av barnarbete.
3 Utförligare härledning i Appendix A.2
Definitionen av en förväntningsjämvikt (FJ) är en realiserad skolgångsjämvikt som uppfyller föräldrars förväntningar (x = xfs). Föräldrarna antas ta nyttomaximerande, och den realiserade skolgångsandelen löser ekvationen:
x = 1 - F(θ*) (17)
Vidare antas att indifferenta föräldrars nettonytta är 0, dvs. N(θ, xfs) = 0. Följaktligen kan θ* definieras som en implicit funktion av x.
Lemma 4
Antag att ekvationerna (13) och (16) håller. Då finns det en kontinuerlig och differentierbar funktion h som har egenskaperna h(x) = θ*, N(x, h(x)) ≡ 0 och h´(x) < 04. Lemma 4 visar att ju högre andel barn som går i skolan (för x ≥ x ) desto lägre förmögenhetsnivå måste föräldrarna ha för att vara indifferenta mellan att utbilda eller inte utbilda sina barn.
Den dåliga jämvikten
Eftersom lönerna för kvalificerad och okvalificerad arbetskraft är lika om x< x är N(θ, xfs) < 0 när xfs < . Om föräldrar förväntar sig att andelen barn som går i skolan inte x kommer att vara högre än x kommer inga barn att gå i skolan. Detta innebär att en
förväntningsjämvikt, FJ, där inga barn går i skolan alltid kan existera.
Den goda jämvikten
Antag att alla föräldrar förutspår att alla barn kommer gå i skolan. Från ekvation (17) och Lemma 4 fås att dessa förväntningar är realiserade om och bara om 1 = 1 – F(h(1)). Detta ger:
F(h(1)) = 0 (18)
4 Se härledning i Appendix A.3
Tröskelvärdet h(1) anger den lägsta förmögenhetsnivån föräldrarna måste ha för att inte förlora på att sätta sina barn i skolan när de förväntar sig att alla andra föräldrar sätter sina barn i skolan. Detta värde definieras som θ1 vilket ger h(1)≡ θ1. Detta innebär att den goda jämvikten, där alla barn går i skolan, är en förväntningsjämvikt om och bara om ingen förälder har en förmögenhet som understiget h(1).
Lagstiftningens verkningseffekt
Konsekvensen av ovanstående blir att för ekonomier som initialt uppfyller ekvation (17) kommer det att existera minst 3 olika jämvikter. De stabila jämvikterna är att inget barn går i skolan (den dåliga jämvikten) och att alla barn går i skolan (den goda jämvikten). Ett
mellanläge som är instabilt där vissa barn arbetar och vissa barn går i skolan kan också existera.
En lag mot barnarbete skulle kunna bidra till att koordinera föräldrars förväntningar mot jämvikten där alla barn går i skolan. Detta kan göras antingen direkt via ett förbud mot barnarbete eller en lag om obligatorisk skolgång. Eftersom Lemma 3 visar att den goda jämvikten paretodominerar den dåliga kan en lagstiftning alltså ge en paretoförbättring.
Egentligen skulle alla mekanismer som ändrar föräldrars förväntningar från xfs = 0 till xfs = 1 kunna ge en paretoförbättring.
Eftersom det goda och det dåliga jämviktslägena är de enda stabila jämvikterna kan en lagstiftning mot barnarbete bara ge effekt om det goda jämviktsläget existerar. Detta medför att en förutsättning för att eliminera barnarbete är att föräldrar förväntar sig att inga andra barn arbetar samt att alla befinner sig över en viss förmögenhetsnivå. Detta är innebörden av
ekvation (18). Vidare skulle omfördelning av förmögenheter kunna hjälpa i länder som inte uppfyller ekvation (18). Däremot är inte omfördelning tillräckligt för att per automatik uppnå den goda jämvikten. Eftersom koordinationsproblemet kvarstår trots omfördelning kan även lagstiftning krävas för att lösa detta.
Då barnarbete är ett utbrett fenomen pekar detta på att ekvation (18) inte är uppfyllt i dessa länder. Det kan följdaktligen vara intressant att titta närmare på orsakerna till detta.
Vi antar att det finns två länder där det endast i land 2 existerar hushåll med en initial förmögenhet under θ1.I övrigt är länderna ekonomiskt sett identiska. I detta fall kommer en lagstiftning mot barnarbete enbart få effekter i land 1. Det finns två möjliga orsaker till detta.
För det första kan den genomsnittliga förmögenheten vara högre i det första landet, allt annat lika. För det andra kan länderna ha samma genomsnittliga förmögenhet men att
förmögenheterna är mer ojämlikt fördelade i land 2.
Slutsatsen blir att om två länder har samma genomsnittliga inkomstnivå kommer en
lagstiftning att eliminera barnarbete i landet med jämn inkomstfördelning men misslyckas i landet med ojämn inkomstfördelning.
Denna slutsats i modellen understöds av Fallon och Tzannatos (1998). De visar på ett negativt samband mellan inkomstnivå och barnarbete i fattiga länder, men konstaterar att detta
samband avtar för länder med något högre inkomstnivå. Intervallet där detta fenomen yttrar sig är enligt deras analys mellan $1000 - $4000 U.S. Dollar. Swinnerton och Rogers
spekulerar i en modell (The Economics of Child Labour: Comment) att skillnaderna i andelen barnarbete i dessa mellanrika länder beror på inkomstojämlikheter.
Sammanställning av modellens implikationer
Utifrån ovanstående teoretiska resonemang kan vi ställa upp nedanstående empiriska hypoteser. Dessa kommer senare att användas för tester i modellens implikationer:
1) Genomsnittlig inkomstnivå kommer att vara den avgörande faktorn för barnarbetets omfattning bland uppsatsens fattigaste länder. Dessa länder kommer alltid att ha en viss andel arbetande barn.
2) Över en viss inkomstnivå kommer detta inte längre vara den avgörande variabeln för barnarbete utan istället kommer ekonomisk jämställdhet ha större betydelse. Ett jämlikt land över denna nivå har inte nödvändigtvis barnarbete. För detta krävs att föräldrar förväntar sig att alla andra föräldrar skickar sina barn i skolan.
3) En lagstiftning kan enbart ge effekt då ett land är tillräckligt rikt för att ha förutsättningar att helt avskaffa dess existens. Detta innebär att landet har
genomsnittlig inkomst över en viss nivå och är så jämlikt att heller ingen förälder har en inkomst under denna nivå. Vidare innebär detta att ju högre inkomstnivån är över tröskelvärdet desto mer ojämlikt kan landet vara utan att ha barnarbete.
D
ATAData över barnarbete är hämtad från Word Development Report 1999/2000. I rapporten finns data över barnarbete i 138 länder tillgängliga för åren 1980 och 1998. Rapporten gavs ut av Världsbanken och beskriver den ekonomiska, sociala och miljömässiga utvecklingen i världen5.
Vid studier och utredningar om barnarbete möts man av problemet att definiera vad som ska ingå i begreppet. I denna utredning används ILO: s definition där barnarbete mäts som antalet barn i åldern 10-14 som arbetar eller söker arbete delat med det totala antalet barn i
åldersgruppen. Data säger ingenting om hur mycket barnen i fråga arbetar. I många länder är barnarbete förbjudet eller dess existens förnekas från officiellt håll. Detta leder till att
förekomsten av barnarbete inte rapporteras i den officiella statistiken eller i undersökningar.
Vidare är förekomsten av barnarbete ofta underskattad då hänsyn inte tas till barn som arbetar i jordbruk eller hushållsarbete inom den egna familjen. (Världsbanken 2000, s 275)
Ovanstående problem med underrapportering väcker frågor om trovärdigheten i många av de länder som uppger ”noll barnarbete”. Vi skulle kunna tolka alla rapporterade noll-värden av barnarbete som ”saknade värden” och därmed utesluta dessa ur undersökningen. De flesta, dock inte alla, av dessa länder är rika och värdena bör enligt sambandet mellan BNP och barnarbete6 vara de riktiga värdena. Att stryka samtliga noll-värden skulle snedvrida våra estimat om de rapporterade noll-värdena i verkligheten de riktiga värdena. Svårigheterna med att samla in data samt problem med definitionen av vad som är barnarbete gör att det är problematiskt att ersätta data från andra data källor. Därför har vi valt att använda datamaterialet i sin ursprungsform.
Den första förklarande variabeln i analysen är BNP/capita vilket vi använder som mått på ett lands genomsnittliga inkomstnivå. Data hämtades från världsbankens databas ”World
Development Indicators Online” (WDI) och är BNP/capita från 1998 med fasta priser räknat i US-dollar med 2000 som basår.
5 Rapporten våra data är hämtad från har undertiteln ”Entering the 21st Century”.
6 se tex Fallon och Tzannatos 1998
Som mått på ekonomisk jämlikhet använder vi den s.k. Ginikoefficienten. Ju större Ginikoefficienten är, desto ojämnare inkomstfördelning har landet i fråga. Koefficientens högsta möjliga värde är 1 (eller 100 angivet i procenttal), vilket innebär att en enda inkomsttagare får all inkomst. Det lägsta möjliga värdet är 0, vilket betyder att alla inkomsttagare har lika stora inkomster (Statistiska centralbyrån, 2007-12-18). Data över Ginikoefficeter från 1998, även de hämtade från WDI, finns tyvärr inte tillgängligt för samtliga av de 138 länder vilka vi hade siffror över barnarbete och BNP/capita. För att inte bortfallet skulle bli för stort valde vi, likt Rogers & Swinnerton 2001, att räkna på den genomsnittliga Ginikoefficienten7. Vi använder den genomsnittliga Ginikoefficienten för 1993 till 2003 för varje land och bortfallet stannade vid 21 länder.
För att få en uppfattning om förekomsten av lagstiftningen mot barnarbete i länderna har vi valt att approximera detta med huruvida landet i fråga skrivit på ILO: s konvention 138 från 1973 (”minimum age convention”). Länder som skriver på konventionen förbinder sig till att eftersträva en policy för avskaffande av barnarbete och att gradvis höja miniåldern för
anställning upp till 15 år beroende på typ av arbete (ILO 2007-11-28). Detta är inte ett perfekt mått på förekomsten av lagstiftning mot barnarbete. Flera länder som inte ratificerat
konventionen har lagstiftning mot barnarbete eller en indirekt lagstiftning genom t.ex. regler om obligatorisk skolgång. Utöver detta är inte existensen av lagstiftning en garanti för att denna följs.
7 Rogers & Swinnerton konstaterar även att variationen i Ginikoefficienten är liten på kort sikt.
Beskrivning av data
I Diagram 1 visas hur barnarbetsnivån förhåller sig till inkomstnivån. En tydlig avtagande trend kan tydas bland länder under $11 000 i BNP/capita. Därefter upphör barnarbete att existera i datamaterialet.
Diagram 1. Barnarbete och BNP/capita.
0 10 20 30 40 50 60
0 5000 10000 15000 20000 25000 30000 35000 40000 BNP/capita 1998
Barnarbete 1998
Enligt den teoretiska modellen vi utgår ifrån är länders inkomstnivå endast avgörande för andelen barnarbete när ett land är under en viss BNP/capita-nivå. Över denna gräns kommer inte BNP/capita längre vara den avgörande förklaringsfaktorn. Istället kommer
Ginikoefficienten att spela en större roll. För att kunna studera om teorin stämmer med datamaterialet vi använder behöver man känna till vilket gränsvärde som är rimligt att
använda. För att kunna finna den nivån har vi delat in listan på länder i fem jämnstora grupper och i dessa studerat sambandet mellan barnarbete och BNP/capita.
I de 24 fattigaste länderna (Diagram 2) är den negativa lutningen stor. I de nästföljande 24 länderna (Diagram 3) är det fortfarande en markant negativ lutning. I det 3: e intervallet (Diagram 4) är sambandet mellan barnarbete och BNP/capita istället positivt. I de följande två intervallen är lutningen åter negativ men mycket svag (Diagram 5) respektive noll
(Diagram 6). Mönstret i diagrammen är förenligt med modellen; för de länder som är fattiga är barnarbetsnivån tydligt förknippad med inkomstnivån i landet. Bland de rikaste länderna i Diagram 3 sker ett trendbrott och inkomstnivån är inte längre en entydig förklaringsfaktor till barnarbete. Detta trendbrott sker vid en BNP/capita-nivå på ca $700. I Diagram 4 & 5 saknas samband mellan BNP/capita och barnarbete. I Diagram 6 upphör barnarbete att existera i datamaterialet.
Vi kommer på grund av ovanstående att fokusera den vidare analysen på två grupper av länder; den ”fattiga” gruppen av länder och den ”mellanrika” gruppen (redovisade som vita prickar i diagrammen). Den fattiga gruppen länder är de som har en BNP/capita under $700 och den mellanrika gruppen är de länder som har ett BNP/capita mellan $700 och $6000 (de rikaste i Diagram 3 till de rikaste i Diagram 5). Enligt den teoretiska modellen är det i den mellanrika gruppen som lagstiftning kan vara effektivt och vi fokuserar därför vidare analys på jämförelse mellan den fattiga och mellanrika gruppen länder. Spannet för mellanrika länder i vår analys kan jämföras med det intervall (1000 - $4000 U.S. Dollar8) som Swinnerton och Rogers (1999) föreslår. Den teoretiska modellen implicerar att ett land måste ha över en viss miniminivå i BNP/capita för att det ska vara möjligt att eliminera barnarbete. Vi antar att detta trendbrott sker vid $700.
8 Räknat i nominella U.S. Dollar från 1987, våra värden är baserade på fasta priser i U.S Dollar från 1998 med 2000 som basår.
Barnarbete och BNP/capita (1-24)
0 10 20 30 40 50 60
0 100 200 300 400
BNP/capita
Barnarbete
Barnarbete och BNP/capita (25-48)
0 10 20 30 40 50 60
0 200 400 600 800 1000
BNP/capita
Barnarbete
Lutning: -0,19** Lutning:-0,03*
Barnarbete och BNP/capita (49-72)
0 10 20 30 40 50 60
0 500 1000 1500 2000 2500 BNP/capita
Barnarbete
Barnarbete och BNP/capita (73-96)
0 10 20 30 40 50 60
0 5000 10000 15000
BNP/capita
Barnarbete
Inget signifikant samband. . Inget signifikant samband.
Barnarbete och BNP/capita (97-117)
0 10 20 30 40 50 60
0 10000 20000 30000 40000
BNP/capita
Barnarbete
Inget signifikant samband.
***= signifikant på 1% -nivån
**= signifikant på 5% -nivån
*=signifikant på 10% -nivån Se regressioner i Appendix A.4.
Diagram 2. Barnarbete och BNP/capita (1-24) Diagram 3. Barnarbete och BNP/capita (25-48)
Diagram 4. Barnarbete och BNP/capita (49-72)
Diagram 2. Barnarbete och BNP/capita (1-24)
Diagram 2. Barnarbete och BNP/capita (1-24) Diagram 3. Barnarbete och BNP/capita (25-48)
Diagram 4. Barnarbete och BNP/capita (49-72) Diagram 5. Barnarbete och BNP/capita (73-96)
Diagram 5. Barnarbete och BNP/capita (97-117)
I Diagram 7 och 8 visas förhållandet mellan barnarbete och Ginikoefficient för de fattiga respektive mellanrika länderna. De svarta punkterna visar länder med lag mot barnarbete, medan de vita punkterna markerar länder utan sådan lagstiftning. I båda diagrammen kan ett visst mönster utläsas. Om man studerar de länder som har lagstiftat mot barnarbete (svarta punkterna) tycks det finnas en brytpunkt i Gini vid ungefär 41 för bägge grupperna länder.
Länder som är mer jämställda, dvs har lägre Gini-tal, har noll eller mycket låg andel barnarbete. Däremot har länderna med lagstiftning och Gini över brytpunkten högre barnarbetsnivå. Länderna utan lagstiftning (vita punkterna) har endast i den mellanrika gruppen länder en brytpunkt runt Ginivärdet 41. I den fattiga gruppen länder är länderna utan lagstiftning spridda mellan noll och 53 procent barnarbete. Vi kommer i fortsättningen av uppsatsen benämna de länder med en Ginikoeficient under 42 för ”jämlika länder” och de med en Ginikoeffiecient på 42 och över för de ”ojämlika länderna”
Diagram 7. Lagstiftning i mellanrika länder.
0 5 10 15 20 25
0 20 40 60 80
Gini (1993-2003)
Barnarbete 1998
Ingen lagstiftning mot barnarbete Lagstiftning mot barnarbete
Diagram 8. Lagstiftning i fattiga länder.
0 10 20 30 40 50 60
0 20 40 60 80
Gini (1993-2003)
Barnarbete (1998)
Ingen lagstiftning mot barnarbete Lagstiftnin g mot barnarbete
Forna Sovjet- och andra gamla öststater
En intressant observation från datagenomgången är att bland de fattiga och mellanrika länder som uppger noll barnarbete är majoriteten forna Sovjetstater eller andra gamla öststater9. I den fattiga gruppen är samtliga forna Sovjetstater och i den mellanrika är 14 av 19 gamla öststater. Vidare kan vi konstatera att forna Sovjetstater och gamla öststater utgör majoritet av de länder med lagstiftning som har noll i barnarbete, både i den fattiga och mellanrika gruppen länder. I Diagram 11 visas samtliga länder där de forna sovjetstaterna och gamla öststaterna är svartmarkerade. Dessa länder är relativt jämställda, samtliga utom Ryssla en Ginikoefficient under 41. Vidare har 50 % av de forna sovjetstaterna samt gamla öststaterna lagstiftning mot ba
en
nd har
rnarbete.
Diagram 11. Forna Sovjetstater & gamla öststater och alla andra länder.
0 10 20 30 40 50 60
0 20 40 60 80
Gini (1993-2003)
Barnarbete (1998)
Alla andra länder
Forna Sovjetstater och gamla öststater
9 Warsawapaktsmedlemmar och länder från forna Jugoslavien. Se lista i Appendix A.5.
Sammanfattning av databeskrivning
Låt oss nu återknyta till hypoteserna i föregående kapitel. Vi kan efter denna datagenomgång konstatera:
Hypotes 1. För den fattigaste gruppen länder är BNP/capita den avgörande faktorn för ett lands nivå barnarbete. Den nivå på BNP/capita där denna slutar vara den avgörande faktorn för barnarbetet är vid ungefär $700. Det finns dock ett antal undantag med länder i den fattiga gruppen som rapporterat total avsaknad av barnarbete.
Hypotes 2. För länder över $700 i BNP/capita finns en brytpunkt vid en Ginikoefficient på cirka 41; länderna under denna nivå har noll eller låg andel barnarbete.
Hypotes 3. Bland de mellanrika länderna med lagstiftning har de med låg Ginikoefficient även noll eller låg andel barnarbete medan de med högre Ginikoefficient har en högre andel barnarbete. Brytpunkten ligger runt 41. I strid med teorin visar sig sammanbandet mellan låg Ginikoefficient och låg andel barnarbete även vara giltigt för de allra fattigaste länderna.
R
EGRESSIONSANALYSI denna del av uppsatsen undersöker vi förutsättningarna för en lagstiftnings verkningseffekt med hjälp av regressionsanalys. Först undersöker vi inkomstnivåns betydelse genom en regression som jämför skillnaderna mellan de fattiga och mellanrika länderna på liknande sätt undersöks sedan inkomstspridningens betydelse genom en jämförelse mellan de ekonomsikt jämlika och ojämlika länderna.
På grund av det exponentiellt avtagande sambandet mellan BNP/capita och andelen
barnarbete (se Diagram 1) kommer BNP/capita att ingå i regressionsekvationen logaritmerat.
Då man använder den naturliga logaritmen minskar spannet på variabeln vilket gör estimaten mindre känslig för extremvärden (Wooldridge 2006 s. 199). Ginikoefficienten står i
ekvationen i procentform och för lagstiftningen använder vi oss av en dummyvariabel, som kan anta värdena 1 eller 0, beroende på om länderna har ratificerat konvention 138 eller inte.
Alla länder som ratificerat konvention 1996 eller tidigare får värde 1 i regressionen och länderna som valt att inte ratificera konventionen eller gjort så efter 1996 får värdet 0. Valet av just 1996 är för att det kan ta tid för lagstiftningen att få effekt.
Betydelse av inkomstnivå för effekten av en lagstiftning
Baserat på modellens slutsatser förväntar vi oss att BNP/capita är den avgörande
förklaringsfaktorn för de fattigaste länderna medan Ginikoefficienten får en större betydelse i den mellanrika gruppen länder. Modellen implicerar att i den mellanrika gruppen länder kommer lagstiftning att kunna ge effekt om Ginikoefficienten är tillräckligt låg.
Databeskrivningen visade dock att detta samband verkar finnas även bland de fattiga länderna.
Genom att använda de mellanrika länderna som norm och lägga in en dummyvaribel i regressionen för om landet i fråga tillhör den fattiga gruppen eller inte kan vi estimera en regression där bägge grupperna används men koefficienterna tillåts ta olika värden beroende på grupptillhörighet. Fördelen är att vi på detta vis erhåller en samspelskoefficient som fångar skillnaden i respektive koefficient för de bägge grupperna. Signifikansnivån för denna
samspelskoefficient anger om det finns signifikanta skillnader mellan grupperna för
respektive koefficient. Nackdelen är att vi bara erhåller p- och t-statistika för normgruppen (de mellanrika i vårt fall) och kan följaktligen inte säga något om signifikansen i estimaten för de fattiga länderna. Detta problem löses genom att göra samma regression men med de fattiga länderna som norm. Resultatet blir exakt samma som tidigare med den enda skillnaden att vi nu erhåller p- och t-statistika för de fattiga länderna10. Regressionsekvationen estimeras enligt:
) /
ln(
) (
)
( 0 0 1 1 ,1998
1998
, i i i
i b d fattig b d fattig bnp capita
barnarbete = + + +
i i
i i
i gini b d fattig lag
fattig d
b + + + +ε
+( 2 2 ) ,1993−2003 ( 3 3 ) ,−1996
Regressionerna genomförs i Eviews med OLS (Ordianry Least Square) och ger följande resultat:
Tabell 2. Estimat från regressioner i Eviews uppdelat efter inkomstnivå
Mellanrika länder (Norm)
Fattiga länder Samspelskoefficient
Observationer: 46 44
Koefficient: bi bi+di di
Konstant 10,88** 106,23*** 95,35***
BNP/capita -2,45** -18,02*** -15,57***
Gini 0,30** 0,55*** 0,25***
Lagstiftning -0,69** -8,59*** -7,90***
R2 = 0,63
Justerat R2 = 0,60
Totalt antal observationer = 90
BNP/capita
Eftersom BNP-variabeln är logaritmerad blir tolkning av koefficienten Δy = (b/100) Δ%x.
Detta skulle enligt vår regression innebära att en ökning av BNP/capita med en procent ger en minskning i andelen barnarbete med i genomsnitt 0,1802 procentenheter för de fattiga
länderna, givet att de övriga förklarande variablerna hölls konstanta. Koefficienten är statistiskt signifikant på 1 % nivå. För den mellanrika gruppen länder är resultatet inte statistiskt signifikant skilt från noll. Samspelskoefficienten är signifikant på
10 Se Appendix A.6
1 % nivå. Denna anger i detta fall att BNP koefficienterna för de mellanrika och fattiga länderna är strikt skilda, vilket överensstämmer med modellens implikationer.
Ginikoefficient
Eftersom Ginikoefficienten ingår i regressionsekvationen som procenttal blir tolkningen av koefficienten något annorlunda. Tolkningen görs enligt Δy = bΔx. Koefficienten antar positiva värden för de bägge grupperna länder. En ökning av Ginikoefficienten med en procentenhet ger en ökning i andelen barnarbete med 0,30 procentenheter för de mellanrika länderna. Detta resultat är signifikant på 5 % nivå. Ökningen för de fattiga länderna uppgår till 0,55. Denna koefficient är statistiskt signifikant på en 5 % nivå. Ginikoefficienterna tyder på att omfördelning av inkomster även kan vara ett fördelaktigt medel i de fattigaste länderna för att minska andelen barnarbete. Samspelskoefficienten är inte statistiskt signifikant vilket tyder på att den förväntade skillnaden mellan mellanrika och fattiga länder inte existerar i vårt datamatrial.
Lagstiftning
Från Tabell 2 kan utläsas att koefficienten är negativ för de fattiga länderna och statistiskt signifikant på 5 % nivå. Tolkning av lagkoefficienten för de fattiga länderna är att givet samma Gini och BNP har ett land med lagstiftning mot barnarbete 8,59 procentenheter lägre barnarbetsnivå än ett land utan lagstiftning. För den mellanrika gruppen länder är
koefficienten inte statistiskt signifikant. Lagstiftningsvariabeln i regressionen ger inga
entydiga resultat då samspelskoefficienten inte visar på någon skillnad mellan mellanrika och fattiga länder.
Betydelse av inkomstspridning för effekten av en lagstiftning
I denna regression delar vi in länderna i två grupper efter ekonomisk jämlikhet. I
databeskrivningen konstaterade vi att det verkar finnas en brytpunkt vid en Ginikoefficient runt 41. Bland länderna under denna nivå har majoriteten länder låg andel barnarbete medan länderna över brytpunkten visar en högre barnarbetsnivå. Vi utför därför en regression där länder med Gini under 41 definieras som jämlika och denna grupp används som norm i beräkningarna. Genom en dummyvariabel för om landet tillhör den ojämlika gruppen länder eller inte får vi en regression där båda grupperna ingår samt en samspelskoefficient vars signifikanvärde anger hurivida de båda gruppernas koefficienter är skilda från varandra11.
Tabell 3. Estimat från regressioner i Eviews uppdelat efter ekonomisk jämlikhet
Jämlika (Norm)
Ojämlika Samspelskoefficient
Observationer: 46 44
Koefficient: bi bi+di di
Konstant 66,12*** 105,12*** 39,00***
BNP/capita -7,55*** -11,08*** 3,52***
Gini -0,12*** 0,20*** 0,09***
Lagstiftning -9,51*** -1,55*** -7,97***
R2 = 0,66
Justerat R2 = 0,63
Totalt antal observationer = 90
Resultaten av regressionen visar att BNP/capita-koefficienterna är signifikant skilda från noll på 1 % signifikansnivå för både den jämlika och ojämlika gruppen länder.
Samspelskoefficienten är signifikant på 10 % nivån. Ginikoefficienterna är inte statistiskt signifikanta för någon av grupperna. För den jämlika gruppen länder är
lagstiftningskoefficienten signifikant på 1 % nivå. Tolkning av koefficienten ger att givet samma Gini och BNP/capita har ett land med lagstiftning 9,51 procentenheter lägre
barnarbetsnivå än ett land utan lagstiftning. För den ojämlika gruppen är koefficienten inte signifikant. Samspelskoefficienten är signifikant skild från noll på 10 % nivån och tyder därmed på en skillnad mellan jämlika och ojämlika länder.
11 Se Appendix A.7 för tabeller från Eviews.
Alternativa regressioner
De utmärkande resultaten i databeskrivningen för de forna Sovjetstaterna samt gamla öststaterna visar att samtliga har noll eller låg barnarbetsnivå trots att många av dessa är mycket fattiga. Tolkningen av detta är inte självklar. Huruvida det beror på strukturella orsaker i de forna Sovjetländerna, t.ex. bättre skolsystem, och att de därmed har lägre barnarbete, eller om det är felaktiga data är svårt att avgöra. Eftersom resultaten för de forna Sovjetstaterna eller de gamla öststaterna är så utmärkande har vi gjort en regression över mellanrika och fattiga länder utan att dess länder tas med i beräkningen. Resultat av denna regression redovisas i Appendix A.8. Resultaten visar att i den mellanrika gruppen länder är inga koefficienter statistiskt signifikanta medan den fattiga gruppen har 1 % signifikans på BNP/capita koefficienten.
Vi har även gjort en regression över förändringen av barnarbete mellan 1980 och 1998.
Resultaten visas i Appendix A.9. Det fanns ett stort databortfall pga. att vi valt att bara titta på länder som hade barnarbete 1980 samt att de före detta Sovjet- och Jugoslavienrepublikerna fallit bort. Antalet observationer uppgår till 65. Vidare saknas data för Gini 1980 och Giniförändringen sätts därför till noll i regressionen. Länder som ratificerat konvention 138 mellan 1979 och 1996 ger vi värdet ett i lagdummyn och övriga har fått värdet noll. Resultatet tolkas som att en lagstiftning kan sänka andelen barnarbete med 18 %, koefficienten är
signifikant på 5 % -nivån, R2=0,11.
Slutligen har vi även genomfört en probitregression där sannolikheten för existensen av barnarbete skattas (se Appendix A.10). De oberoende variablernas koefficienter anger huruvida effekten av dessa är positiv eller negativ för barnarbete. Resultaten av
probitregressionen för lagstiftningen visar inte några stora avvikelser från resultaten av den linjära regressionen.
