Agrar ojämlikhet och demokratisering i Preussen

 

Ekonomisk ojämlikhet spelar en central roll i teorier om demokratisering av Acemoglu och Robinson (2000, 2006) och Boix (2003). Men, säger Martin Ardanaz och Isabela Mares, Acemoglu och Robinsons bok är helt teoretisk och Boix (2003) empiriska undersökning handlar bara med paneldata för en grupp länder, så "the inferences about the consequences of rural inequality during the early periods of democratic transition remain still tentative, due to the scarcity of available measures of rural inequality." (s. 1640) Därför har på senare år en rad studier utforskat implikationer av ekonomisk ojämlikhet inom länder: Banerjee och Iver (2006) om Indien, Acemoglu, Bautista, Querubín, och Robinson (2007) om Colombia, Ziblatt (2008) om Tyskland, Baland och Robinson (2008) om Chile, med flera. Denna empiriska litteratur har fortfarnade problem, säger Ardanaz och Mares:

"Rural inequality is, in itself, a multidimensional concept involving inequalities in landholding or employment. The different components of rural inequality may stand in a very weak empirical relationship to each other. In addition, they may affect political and electoral outcomes through different mechanisms. For example, while inequality in the distribution of land confers access to wealth and economic resources, inequality in the distribution of employment confers access to a pool of voters who can be subjected to political pressures during elections. Most empirical studies operate only with one single measure of rural inequality without providing any theoretical justification why that particular dimension of rural inequality is favored. This strategy eschews substantive questions about the conditions under which inequality of landholding is more important  than inequality of employment. Some of these studies make no effort to test whether the effect they identify is robust across competing measures of rural inequality." (s. 1640-1641)

Det andra empiriska problemet är att studierna utgår från att arbetskraften på landsbygden inte rör på sig, att den är fast i sina distrikt -- vilket inte stämmer med klassiska bidrag inom utvecklingsekonomin av Kuznets (1955) och Lewis (1954). Ardanaz och Mares menar att produktivitetschocker sätter igång en övergång från Lewis-förhållandena "unlimited labor supply in the countryside" till stora regionala skillnader i tillgång på arbetskraft. De menar att på de platser där det är ont om jordbruksarbetare försvagas godsägarnas ekonomiska makt, och även deras politiska makt, på så sätt att det blir mer kostsamt att sätta in repression och att hota folk som "röstar fel" med sparken. I distrikt med större arbetskraftsbrist röstar fler på oppositionen och på Socialdemokraterna. Eliterna i sådana distrikt blri mer benägna att gå med på införande av valhemlighet. De argumenterar, lite otydligt och inlindat formulerat men ändå, mot Ziblatts (2008) argument att ojämlikhet i jordägande.

Den empiriska diskussionen börjar för mig väldigt intressant med frågan om det tyska jordbrukets ojämlikhet och ifall den klassiska bilden av ett väldigt ojämlikt Preussen ens är sann:

"One line of research that goes back to economic studies published under the auspices of the German Statistical Office beginning with the 1870s stressed the unequal character of German agriculture. This interpretation of Imperial Germany as the paradigmatic case of an economy with a highly unequal rural sector and where unreformed vestiges of a feudal past continued well into the 19th century and exercised a strong influence on classic accounts in comparative politics, such as Gerschenkron and Moore (Gerschenkron, 1946; Moore, 1966; Rueschemeyer, Stephens,  Stephens, 1992). By contrast, more recent studies have argued that compared with other countries at similar levels of economic development, the conditions in German agriculture have not been particularly unequal (Grant, 2005; Prosterman and Riedinger, 1987). As a recent study states this position,

The image of East Elbian agriculture as dominated by large estates, on the
English pattern is to a large degree a false one. The typical farm in Brandenburg,
Silesia, East Prussia and the Danzig region of West Prussia was more likely to
be an owner-occupied holding of around 30-50 hectares. Even where larger
estates predominated, they were very different from the English model: an
average Junker estate might consist of around 250 hectares farmed ‘in hand’;
the equivalent English aristocratic estate in the 1890’s would be almost entirely
let out to tenants and considerably larger. In most of Germany, especially in the
west and south, large estates were a rarity. The typical farm was small, 10-20
hectares and owner-occupied. There was little employed labor. The rural sector
was therefore, by the standards of contemporary European countries, a
relatively egalitarian one. The low proportion of landless laborers in the rural
population as a whole and the high level of owner-occupancy mean that the
structure of nineteenth century German agriculture compared well with the
situation of many less-developed economies today. (Grant, 2005, p. 53)"

Ziblatt (2008) har nyligen beräknat jord-ojämlikheten i Tyskland från 1895 års jordbruksräkning. Ziblatt började sin diskussion så här: "Was an electoral constituency marked by highly concentrated and inequitable distribution of landholdings, where a few estate owners held most of the land? Or was an equal distribution of smaller landholdings predominant?" (s. 625) Andra har använt mått som familjegårdar som procent av alla gårdar, eller en Gini-koefficient för jorden i ett helt land. Ziblatt studerar dock variationer mellan distrikt inom Preussen, och vill inte heller använda grova mått som Gerschenkrons medel-storlek på gården. Ziblatt använder Kaiserliche Statistische Amts jordbruksräkning från 1898, för 1004 Kreisen varav 550 låg i Preussen. "For each district, the census reports the number of farms as well as the size of each farm in that district. In Prussia, the average number of farms in these units was 5,996, and 58 percent of farm units were smaller than two hectares." (s. 625) Han matchar dessa Kreise-data till de 276 valdistrikten i Preussen. Ziblatt beräknar Gini-koefficienten för varje distrikt, men tyvärr förklarar han inte hur: det finns ju flera problem med data som jag förstår det. En är att han inte har priserna på gårdarna utan bara storleken i hektar: värdet av en gård beror ju inte bara på storleken utan också kvaliteten på jorden. En annan är att han inte förklarar ifall det är hektar överlag han mäter, eller hektar åker. Ett tredje är att han har tabulerade data över gård-storlekar, inte mikrodata, och då måste ju Gini-beräkningen bli oprecis om tabuleringarna är för grova. Detta diskuteras märkligt nog inte i pappret. I vilket fall så är den genomsnittliga Gini-koefficienten i distriktet 0.77, och variationen går från 0.49 till 0.94. Allra ojämlikast var Greifswald (0.94) och mest jämlikt var Oberwesterwaldkreis-Dillkreis i Hessen-
Nasau. Ziblatt inkluderar både städer och rurala distrikt, och har därför också med inkomstojämlikhet i regressionerna. (s. 627)

Ardanaz och Mares sätter Ziblatts resultat i kontext genom att jämföra med USA där Gini-koefficienten för jord-ojämlikhet år 1860 varierade mellan 0.34 i Connecticut och 0.83 i Louisiana med ett medelvärde om 0.54.

Ardanaz och Mares har också en intressant diskussion om måttets tillkortakommanden:

"The Gini of landholding is only an aggregate indicator of the size of farms in a locality, a district, or a country. It tells us nothing about the ownership of these farms. Inequalities in ownership—such as its concentration among a select group of owners or the lack of property among propertyless peasants are not captured by any of the existing measures of landholding inequality. The Gini of landholding inequality also contains no information about the employment patterns on these farms. Two localities that have identical Ginis in the distribution of farms might have very different distributions of employment. Districts or regions with high inequality in the distribution of farms may nevertheless be characterized by high levels of equality in employment, if most agricultural workers are employed on the smaller farms in a district. This can occur, for instance, if the land of large farms has very little economic value or if the latter are not used for agricultural purposes." (s. 1644)

De pekar på godsen i Memel, ett distrikt i nordöstra Preussen, idag Litauen, där 1895 års jordräkning belagde 27 gårdar med över 200 hektar och 3 gårdar med över 500 hektar; tillsammans omfattade dessa 30 gårdar 20 procent av jorden i hela distriktet. Men  bara 700 arbetare, ungefär 6 procent av arbetsstyrkan i jordbruket i distriktet, arbetade på dessa 30 gårdar. Vilket kanske faller tillbaka på min kritik ovan om att det är skillnad på bra jord och dålig jord; antagligen hade dessa gods i nordöstra Preussen mindre bra jord. Ardanaz och Mares går faktiskt inte in på varför så stora gårdar hade så få anställda, om det var på grund av obrukbar jord, eller någon animalisk produktion som inte krävde så många anställda, eller något annat -- det är slående hur bristfällig förankringen i agrarhistoria är i dessa historisk politisk ekonomi-papers om agrar ojämlikhet och politiska utfall.

I vilket fall så lägger Ardanaz och Mares in en ny variabel, som är andelen av den rurala arbetskraften som arbetar på gods om över 200 hektar. De menar att man med detta mått närmar sig Moores (1966) argument om att det är repressiva arbetsrelationer på landsbygden som främjar auktoritär politik, men medger också att måttet inte kan skilja t ex på självägande bönder och faktiska arbetare.

De använder preussiska jordbruksräkningar från 1895 och 1907 som rapporterar gårdar i 7 storleksgrupper: mindre än 0,5 hektar, 0,5-2 hektar, 2-5 ha, 5-20 ha, 20-100 ha,100-200 ha, och över 200 ha. "As suggested in Ramcharan (2010), we use the midpoint of each bin to construct the Gini coefficient.1 We use Stephen Jenking’s INEQDECO module to perform such calculation in Stata." (s. 1645) De resulterande Gini-koefficienterna syns i figur 1 som jag klistrat in ovan och som också visar Gini för sysselsättningen. Jord-ojämlikheten, som i princip borde vara samma mått om Ziblatts, är mellan 0.49 och 0.94 vilket jag tolkar som att den är identisk med Ziblatts. Ginin för sysselsättning har medelvärdet 0.76 och standardavvikelsen 0.10.

Jordbruksarbetarna var inte bundna till sina arbetsgivare; Werner Sombart kategoriserade på 1920-talet den tyska arbetsmarknaden på 1800-talet som "en myrstack som en vandrare slagit ned en käpp i", och frågan om Landflucht, "flykten från jorden" var en stor politisk diskussion i Preussen på 1890-talet. (Jfr mitt blogginlägg om Weber och det preussiska jordbruket.) A och M visar att sysselsättnings-Ginin frändrades drastiskt mellan 1895 och 1907: den misnkade kraftigt, till en spridning från 0.35 till 0.65. Detta tyder, menar de, på att arbetarna framför allt flydde från storgodsen; märkligt nog diskuterar de inte den andra sidan av sysselsättningsförhållandet, nämligen efterfrågan på arbetskraft och hur den påverkades av mekaniseringen i jordbruket. I Sverige infördes mekaniserad produktion först på större jordbruk och detsamma lär ha varit fallet i Preussen, t ex med tröskmaskiner som sparade mycket arbetskraft.

För att utvärdera effekterna av regional arbetskraftsbrist använder de Oliver Grants (2005) data på rurala löner. För varje distrikt skapar de en "labor shortage"-variabel som definieras som ration av den lokala rurala lönen till genomsnittet för alla distrikt. (s. 1648)

Från data-diskussionen går de över till en diskussion om hypoteserna som ska testas. Där för de bl.a. detta mycket intressanta resonemang om godsägarnas politiska makt:

"Landlords could prevent “undesired” candidates from campaigning among their employees, distribute the “correct” electoral information to their voters, mobilize voters, and bring them to the pools and oversee the choices made by voters. As Nipperdey (1961) has argued, “in their key economic regions of East Prussia, landlords used their authority as a source of ‘electoral terror’ supplementing the absence of organization on the part of conservatives” (p. 241). The “tool kit” of repressive strategies available to private actors included a variety of instruments ranging from harassment and intimidation to a punishment that was very costly for voters and that involved “layoffs” for the choices made at the ballot box (Anderson, 2000; Klein, 2003; Suval, 1985).
The insufficient protection of electoral secrecy made these threats of economic punishments extremely credible. Elections to the Prussian lower house were based on open voting. Electoral law governing national-level elections nominally protected electoral secrecy (Hatschek, 1920). "

I Sverige hade inte jordbruksarbetarna rösträtt förrän 1909 så att hota med sparken var inte aktuellt här, men frälsebönder hade rösträtt, och som Magnus Olofsson och Carolina Uppenberg och Mats Olsson har visat, var godsägarna inte fega för att använda arrendekontrakten som påtryckning för att få frälsebönderna att rösta på önskvärt sätt (eller lägga ner sin röst till förmån för jordägaren). Olofsson visar i sin avhandling att Arvid Posse, godsägare väster om Ystad i Skåne,manipulerade val i slutet av 1860-talet.

 

ur Magnus Olofssons avhandling Tullbergska rörelsen, tillgänglig här

Ardanaz och Mares har två hypoteser om mekanismer genom vilka agrar ojämlikhet påverkar politiken. Den ena är att med starka godsägare så ökade möjligheterna och minskade kostnaderna för "electoral repression" från godsägarna mot övriga. Den andra mekanismen är att brist på arbetskraft minskar kostnaden för de andra att avvika från godsägarnas preferenser. (s. 1651) Hypoteserna syns i tabell 1 nedan.

Deras ekonometriska undersökning omfattar de 13 nationella valen från 1871 till 1912, i 236 av 397 valdistrikt, alltså i Preussen. Deras källa för valutfallen är ICPSR:s data om tyska val. Om lönegapet, deras mått på arbetskraftsbrist, är endogent använder de också instrumentvariabler för att hantera det. Det ena instrumentet är jordbruksproduktivitet, beräknat av Grant (2002): de tror att arbetskraftsbristen kommer vara större där produktiviten är större. Det andra intrumentet är netto-utmigration från distriktet under åren 1895-1907. Bland kontrollvariablerna finns "ekonomisk utveckling", mätt som industrin och tjänsters andel av sysselsättning, andelen katoliker, och språklig fragmentering. De använder panelmodeller på de 13 valen där en laggad beroende variabel är med, vilket gör att valet 1871 droppas, och använder regionala dummies.

Resultaten säger att de Konservativas röstandel är signifikant lägre i distrikt med brist på arbetskraft/höga löner. En standardavvikelses ökning av lönen minskar de Konservativas väljarandel med 5 procentenheter, vilket är mycket med tanke på att K:s stöd i valen i genomsnitt var 18 procent. K var också svagare i mer katolska områden. (s. 1654) Jord-Ginin är positivt korrelerad med K-röstning, men inte statistiskt signifikant.

Arbetskraftsbrist (alltså höga löner) är positivt korrelerat med röster på Socialdemokraterna. Förvånande nog så hade Ginin i sysselsättning, alltså koncentration av arbetskraft till de större godsen, ingen positiv korrelation med SPD-röstning. Gini i jordägande var däremot positivt korrelerat med SPD:s styrka: en standardavvikelses ökning i land-Gini gav 4 procentenheter större andel för SPD, vilket är mycket med tanke på att SPD:s genomsnittliga stöd var 11 procent.

I den andra delen av den empiriska undersökningen skiftar de fokus från parlamentsvalen till en reform av valsystemet. År 1910 röstade man i andra kammaren i Preussen om att ändra valsystemet till direkta val med valhemlighet, och 1912 röstade man också. Ziblatt (2008) menar att jord-ojämlikhet gav större motstånd hos politiker mot reformen, menar A och M att det var arbetskraftsbrist som spelade roll. De har också ett större dataset på hur politikerna röstade, med dubbelt så många politiker som Ziblatt hade. (s. 1660)

I slutsatserna lyfter de fram implikationerna för vidare forskning:

"Our article generates a number of implications that can be tested in a broad comparative framework. First, our analysis suggests that economic shocks that generate intraregional differences in the costs of “electoral intimidation” precede and spur democratic transitions. Democratization is less likely to happen in economies experiencing an “unlimited supply of workers,” to use Lewis’s term. Second, labor shortage during the early onset of democratic transitions lowers the electoral strength of actors who owed their victory to ample intimidation of voters. Labor scarcity, we show, is likely to change the composition of the political coalition supporting changes in electoral institutions." (s. 1665)

referens

Martin Ardanaz och Isabela Mares (2014) "Labor Shortages, Rural Inequality, and Democratization", Comparative Political Studies, Vol. 47(12) 1639–1669