بررسی اثر کمک‌های خارجی بر رشد تولید ناخالص داخلی افغانستان طی سال‌های2001 تا 2023
محفوظ الله شریفی: محصل دوره کارشناسی ارشد در دانشکده تجارت گرایش سازمان دهی و فناوری کسب و کار تجاری دانشگاه اقتصاد پلخانف روسیه.
چکیده
این پژوهش رابطه میان کمک‌های خارجی و رشد افغانستان را طی بیش از دو دهه پس از 2001 بررسی می‌کند. داده‌های سالانه 2001 تا 2023 از شاخص‌های توسعه جهانی بانک جهانی گرفته شده و کمک خارجی با کمک رسمی انکشافی خالص دریافتی و سهم آن از تولید ناخالص داخلی سنجیده شده است. روش تحقیق کمّی، توصیفی تحلیلی و از نوع همبستگی است و از آزمون ریشه واحد، ضرایب همبستگی، رگرسیون خطی و آزمون علیت گرنجر استفاده شده است. یافته‌ها نشان می‌دهد سهم کمک از تولید ناخالص داخلی از میانگین 39٫7 درصد در سال‌های 2001–2010 به 25٫2 درصد در سال‌های 2011–2023 کاهش یافت و میانگین رشد واقعی از 10٫0 درصد به 0٫5 درصد رسید. میان سهم کمک و رشد همبستگی مثبت و معنادار هم‌زمان وجود دارد (ضریب 0٫40، سطح معناداری 0٫034)، اما این رابطه با تأخیر زمانی، در زیردوره‌ها و در آزمون گرنجر تأیید نمی‌شود و با کنترل شکست ساختاری 2021–2023 در سطح 5 درصد معنادار نمی‌ماند. بنابراین شواهد برای اثر علی پایدار کمک بر رشد ضعیف است و کمک بیشتر هم‌زمان با تقاضای ناشی از حضور این کشورها عمل کرده است.
کلیدواژه‌ها
کمک‌های خارجی رشد اقتصادی، تولید ناخالص داخلی، وابستگی به کمک، علیت گرنجر، افغانستان.
1. مقدمه
افغانستان پس از سال 2001 یکی از بزرگ ترین دریافت کنندگان کمک‌های خارجی در جهان بوده است. در پی سقوط حکومت پیشین و آغاز روند بازسازی، جامعه بین‌المللی هم از راه بودجه عادی و کمک‌های انکشافی و هم از راه هزینه‌های امنیتی و بشردوستانه منابع هنگفتی را به این کشور سرازیر کردند . بر پایه شاخص‌های توسعه جهانی بانک جهانی، و گزارش‌های مرتبط به کمک‌های بشردوستانه به مجموع کمک رسمی انکشافی خالص دریافتی افغانستان در فاصله 2001 تا 2023 به حدود 93 میلیارد دالر امریکایی (به قیمت‌های جاری) می‌رسد؛ رقمی که تنها بخشی از کل جریان‌های خارجی به کشور را نشان می‌دهد، زیرا کمک‌های نظامی در تعریف کمک رسمی انکشافی نمی گنجند. هم‌زمان با این جریان مالی، اقتصاد افغانستان رشد چشمگیر اما بسیار ناپایداری داشته است . تولید ناخالص داخلی به قیمت‌های جاری از حدود 2.8 میلیارد دالر در سال 2001 به نزدیک 20.0 میلیارد دالر در سال 2020 رسید و پس از افت 2021 در 2023 به 17.2 میلیارد دالر بازگشت. با این حال، رشد واقعی اقتصاد در دهه نخست به‌طور میانگین بالا بود و در دوره پس از 2011، هم‌زمان با کاهش کمک‌ها به‌روشنی فروکش کرده است . این الگو پرسشی اساسی پیش می‌کشد: آیا کمک‌های خارجی موتور رشد اقتصادی افغانستان بوده اند یا رشد این دوره بیشتر بازتاب انبساط مصرف و تقاضای ناشی از حضور بین‌المللی بوده است؟
پاسخ به این پرسش برای سیاست‌گذاری اقتصادی اهمیت دارد. گزارش بانک جهانی درباره دوران گذار نشان می‌دهد که در سال مالی 2010/11 حجم کمک‌ها نزدیک به 15.7 میلیارد دالر و تقریباً هم‌اندازه تولید ناخالص داخلی اسمی کشور بود و حدود 92 درصد هزینه‌های عمومی را تأمین می‌کرد (بانک جهانی، 2011) . در چنین وضعی، هر تغییر در سطح کمک‌ها می‌تواند مستقیماً بر درآمد، اشتغال و توان مالی حکومت اثر بگذارد. از سوی دیگر، ادبیات جهانی کمک و رشد هنوز به اجماع نرسیده است؛ برخی پژوهش‌ها اثر مثبت مشروط کمک را گزارش کرده‌اند و برخی دیگر اثر پایدار آن را نیافته اند. اهمیت و ضرورت این پژوهش از چند جهت مهم است. نخست، تجربه افغانستان یکی از بزرگ ترین و طولانی ترین موارد تزریق کمک به یک اقتصاد شکننده و جنگ‌زده است و درس‌های آن برای کشورهای مشابه ارزش دارد. دوم، بخش مهمی از منابع موجود درباره افغانستان گزارش‌های نهادی توصیفی است و آزمون آماری رابطه کمک با رشد در آن‌ها کمتر دیده می‌شود. سوم، جدا کردن همبستگی هم‌زمان از اثر علی و پایدار می‌تواند به برنامه ریزان و پژوهشگران کمک کند که کاهش یا افزایش کمک را درست تفسیر کنند. نوآوری مقاله در این است که با یک جا به‌کارگیری ضرایب همبستگی چندگانه، رگرسیون‌های هم‌زمان و با وقفه، تحلیل زیردوره‌ها و آزمون گرنجر، استواری نتایج را از چند زاویه می سنجد و محدودیت‌های داده را آشکارا گزارش می‌کند. هدف این مقاله آن است که با داده‌های رسمی و روش‌های اقتصاد سنجی مناسب برای نمونه‌های کوچک، رابطه میان کمک خارجی و رشد تولید ناخالص داخلی افغانستان را در بازه 2001 تا 2023 بیازماید و میان همبستگی هم‌زمان، اثر با تأخیر و رابطه علی تفکیک قائل شود. ساختار مقاله چنین است: پس از بیان مسئله، پرسش‌ها و فرضیه‌ها، مبانی نظری و پیشینه تحقیق مرور می‌شود؛ سپس روش تحقیق و داده‌ها معرفی می‌گردد؛ در ادامه یافته‌های تجربی ارائه و تفسیر می‌شود و سرانجام نتیجه‌گیری و پیشنهادها می آید.
2. بیان مسئله
اقتصاد افغانستان در دو دهه اخیر از دو ویژگی هم‌زمان رنج برده است؛ وابستگی ساختاری به منابع خارجی و ناپایداری شدید رشد . گزارش «به روزرسانی هزینه‌های عمومی افغانستان» بانک جهانی نشان می‌دهد که کمک‌های بلاعوض معادل حدود 45 درصد تولید ناخالص داخلی بوده، بیش از 75 درصد هزینه‌های عمومی را تأمین می‌کند و هزینه‌های امنیتی به‌تنهایی حدود 30 درصد تولید ناخالص داخلی را دربرمی‌گیرد؛ درحالی‌که درآمدهای داخلی حکومت حدود 13 درصد تولید ناخالص داخلی بوده است (بانک جهانی، 2019). به بیان دیگر، دولت و بخش بزرگی از فعالیت اقتصادی به جریان‌های خارجی وابسته بوده‌اند. مسئله اصلی این است که چنین کمک‌هایی تا چه اندازه به رشد پایدار تولید انجامیده‌اند. اگر کمک از راه افزایش سرمایه‌گذاری، ارتقای سرمایه انسانی و بهبود زیرساخت‌ها رشد را بالا ببرد، باید رابطه‌ای مثبت و پایدار میان سطح کمک و رشد دیده شود و این رابطه با گذشت زمان دوام داشته باشد. اما اگر کمک بیشتر به مصرف، هزینه‌های امنیتی و پروژه‌های بیرون از بودجه ملی تخصیص یافته باشد، اثر آن می‌تواند گذرا، وابسته به حضور خارجی‌ها و ناپایدار باشد. بازرس ویژه امریکا برای بازسازی افغانستان در گزارش جمع‌بندی بیست ساله خود یادآور می‌شود که ایالات متحده طی بیست سال حدود 145 میلیارد دالر برای بازسازی افغانستان هزینه کرد، فشار برای مصرف سریع پول فساد را افزایش و اثربخشی برنامه‌ها را کاهش داد و میلیاردها دالر در پروژه‌هایی هدر رفت که یا استفاده نشدند یا رها شدند (سیگار، 2021). افزون بر این، پژوهش‌های پیشین درباره افغانستان اغلب توصیفی بوده یا بر دوره‌های دیگر تمرکز کرده‌اند. ارسلان (2019) با داده‌های 1970 تا 2016 میان کمک خارجی و درآمد سرانه رابطه هم‌انباشتگی بلندمدت نیافت. این یافته نشان می‌دهد که بررسی دوباره رابطه، با تمرکز بر دوره پس از 2001 و با آزمون‌های متعدد برای سنجش استواری نتایج، ضرورت دارد. افزون بر آن، از 2021 به بعد، با تغییر بنیادین سیاسی، اقتصاد شرایط کاملاً متفاوتی را تجربه کرده است (بر پایه داده‌های بانک جهانی، رشد واقعی 2021 حدود منفی 20.7 درصد بوده) و ادغام این سال‌ها در یک نمونه با سال‌های پیشین، بدون کنترل شکست ساختاری، تفسیر را مخدوش می‌کند؛ از همین‌رو در این پژوهش بازه 2001 تا 2023 بررسی می‌شود و اثر شکست ساختاری با متغیر مجازی، آزمون چاو و تحلیل زیردوره‌ها جداگانه سنجیده می‌شود. سال‌های 2024 و 2025 به‌دلیل نبود آمار قطعی و هم‌سان کمک رسمی انکشافی در پایگاه شاخص‌های توسعه جهانی و برآوردی بودن رقم‌های رشد، در نمونه نگنجانده شده‌اند.
بنابراین مسئله تحقیق چنین صورت‌بندی می‌شود: در فاصله 2001 تا 2023، کمک‌های خارجی چه رابطه‌ای با رشد تولید ناخالص داخلی افغانستان داشته‌اند، و آیا این رابطه فراتر از یک حرکت کوتاه‌مدت بوده است، یا که دلالتی بر اثر علی و پایدار دارد؟
3. پرسش‌های تحقیق
پرسش اصلی: کمک‌های خارجی چه اثری بر رشد تولید ناخالص داخلی افغانستان در فاصله 2001 تا 2023 داشته است؟
پرسش‌های فرعی عبارت‌اند از:
الف) روند کمک‌های خارجی و رشد تولید ناخالص داخلی طی این بیش از دو دهه چگونه بوده است؟
ب) آیا میان شدت کمک (سهم آن از تولید ناخالص داخلی) و رشد اقتصادی رابطه آماری معنادار وجود دارد؟
4. فرضیه‌های تحقیق
فرضیه اول: گمان می‌رود میان سهم کمک رسمی انکشافی از تولید ناخالص داخلی و نرخ رشد واقعی تولید ناخالص داخلی افغانستان رابطه مثبت و معنادار وجود دارد.
فرضیه دوم: افزایش نرخ رشد کمک رسمی انکشافی با افزایش نرخ رشد واقعی تولید ناخالص داخلی همراه است.
فرضیه سوم: رابطه کمک و رشد در دوره دوم (2011–2023) نسبت به دهه نخست (2001–2010) ضعیف تر به نظر می‌رسد.
فرضیه چهارم: تغییرات کمک بر پایه آزمون گرنجر پیش‌بینی کننده تغییرات رشد تولید ناخالص داخلی است.
5. مبانی نظری
5-1. مفهوم کمک خارجی
کمک خارجی به انتقال های مالی، فنی یا کالایی گفته می‌شود که یک کشور یا نهاد بین‌المللی با شرایط ترجیحی به کشور دیگر می‌دهد . در آمار بین‌المللی، کمک رسمی انکشافی شامل کمک‌های بلاعوض و وام های نرم دولت‌ها و نهادهای چند جانبه است که هدف اصلی آن‌ها انکشاف اقتصادی و رفاه کشور دریافت‌کننده باشد. شاخص «کمک رسمی انکشافی خالص دریافتی» از کل پرداخت‌ها، بازپرداخت‌های اصل وام را کم می‌کند. کمک نظامی و بخش بزرگی از هزینه‌های امنیتی که نیروهای خارجی در خاک کشور انجام می‌دهند، در این تعریف نمی گنجد؛ نکته‌ای که در تفسیر یافته‌های این مقاله اهمیت دارد.
5-2. کمک و رشد در نظریه‌های رشد
همانطوری که در نخستین نسل نظریه‌ها، که ریشه در الگوی هارود–دومار دارد، رشد اقتصادی را پس‌انداز و سرمایه‌گذاری تعیین می‌کند . کشورهای کم درآمد پس‌انداز داخلی اندکی دارند و بنابراین با شکاف پس‌انداز مواجه اند کمک خارجی می‌تواند این شکاف را پر کند و سرمایه‌گذاری و رشد را بالا ببرد. الگوی «دو شکاف» این استدلال را با شکاف ارزی نیز کامل می‌کند کمک واردات کالاهای سرمایه‌ای را ممکن می‌سازد که تولید داخلی آن‌ها را نمی‌سازد و یا این کشور سرمایه را برای تولید این کالا ندارد . در چارچوب الگوی نئوکلاسیک سولو (سولو، 1956)، کمک خارجی در حکم افزایش موجودی سرمایه است. اگر کمک به سرمایه‌گذاری مولد تبدیل شود، سطح تولید سرانه را بالا می‌برد و نرخ رشد را در دوره گذار افزایش می‌دهد، اما به‌دلیل بازده نزولی سرمایه، نرخ رشد بلندمدت را تغییر نمی‌دهد. پیامد آزمون پذیر این دیدگاه آن است که کمک باید با رشد در کوتاه‌مدت و میان‌مدت همراه باشد، اما انتظار رشد پایدار و دائمی از آن نمی‌رود.
5-3. سازوکارهای تضعیف کننده اثر کمک
ادبیات اقتصاد سیاسی کمک چند سازوکار را برمی‌شمارد که اثر مثبت کمک را کاهش یا خنثی می‌کنند. نخست، جانشینی پذیری است: وقتی کمک به بخشی از بودجه تخصیص می‌یابد، حکومت ممکن است منابع داخلی را از همان بخش بردارد و به مصرف دیگر ببرد، به‌طوری که اثر واقعی کمک با هدف اعلام شده آن فاصله بگیرد. دوم، بیماری هلندی است: ورود پایدار ارز خارجی می‌تواند نرخ واقعی ارز را بالا ببرد و رقابت‌پذیری بخش‌های قابل‌مبادله، مانند کشاورزی صادراتی و صنعت، را تضعیف کند. سوم، ظرفیت جذب است: هنگامی که نهادهای دولتی توان برنامه‌ریزی، اجرا و نظارت بر پروژه‌ها را ندارند، افزایش سریع کمک به‌جای ایجاد ظرفیت، به اتلاف و فساد می‌انجامد. چهارم، وابستگی به کمک است؛ پدیده‌ای که انگیزه حکومت را برای گسترش پایه مالیاتی و پاسخ‌گویی به شهروندان کاهش می‌دهد.
بون (1996) با آزمون کشورهای مختلف نتیجه گرفت که کمک خارجی سرمایه‌گذاری و رشد را به‌طور معناداری افزایش نمی‌دهد و بیشتر به افزایش مصرف و اندازه دولت می‌انجامد. این استدلال با تجربه کشورهای شکننده و درگیر جنگ هماهنگ است، زیرا در این کشورها بخش بزرگی از کمک ممکن است خارج از بودجه ملی و از راه پیمانکاران خارجی هزینه شود. بانک جهانی (2019) گزارش می‌دهد که حدود 66 درصد کمک‌های امنیتی و 34 درصد کمک‌های غیرامنیتی در افغانستان خارج از بودجه ملی هزینه می‌شده است که ساختاری که توان حکومت را برای هدایت کمک به سمت سرمایه‌گذاری مولد محدود کرده بود.
5-4. اقتصاد جنگ‌زده و اثر تقاضای ناشی از حضور بین‌المللی
در کشوری جنگ‌زده مانند افغانستان، بخش مهمی از رشد ثبت شده می‌تواند از اثر تقاضا ناشی شده باشد، نه از افزایش ظرفیت تولید را نشان می داده است . هزینه‌های نیروهای خارجی، همکاران های امنیتی و لجستیکی، حقوق کارمندان سازمان‌های بین‌المللی و برنامه های اضطراری، درآمد خانوارها و تقاضا برای خدمات شهری، ساختمان و حمل ونقل را بالا می برد. بانک جهانی (2011) تأکید کرد که رشد پس از 2003 عمدتاً با مصرف پیش رفته، درحالی‌که سرمایه‌گذاری خصوصی حدود 8.5 درصد و صادرات حدود 2.5 درصد تولید ناخالص داخلی بوده است. چنین ساختاری دو پیامد دارد. اول، رابطه هم‌زمان میان کمک و رشد ممکن است قوی باشد، چون هر دو از یک منبع، یعنی حضور کمک‌ها، تغذیه می‌شوند . دوم، با کاهش آن حضور، رشد نیز کاهش می‌یابد، بی‌آنکه لزوماً ظرفیت مولد پایداری ساخته شده باشد. با توجه به این مبانی، انتظار نظری از داده‌ها چنین است اگر کمک عامل رشد بلندمدت بود، باید رابطه تأخیری معنادار و پایدار در زیردوره‌ها دیده شود و تغییر کمک بر تغییر رشد پیشی گیرد. اگر کمک بیشتر هم گام با تقاضای ناشی از حضور خارجی عمل کرده، باید همبستگی هم‌زمان معنادار باشد، اما اثر تأخیری و علیت زمانی ضعیف بماند بخش یافته‌ها این دو انتظار را به‌طور تجربی مقایسه می‌کند.
6. پیشینه تحقیق
6-1. پژوهش‌های جهانی
ادبیات تجربی کمک و رشد گسترده و متفاوت بوده است. برنساید و دالر (2000) با داده‌های پنلی کشورهای در حال توسعه نشان دادند که کمک خارجی تنها در کشورهایی رشد را افزایش می‌دهد که سیاست‌های مالی، پولی و تجاری مناسب دارند . این نتیجه سیاست های تخصیص کمک را به شدت متأثر کرد، اما باز آزمایی آن با نمونه‌های بزرگ تر به نتیجه ای دیگر ان انجامد . ایسترلی، لوین و رودمن (2003) با افزودن داده‌های جدید و سال‌های بیشتر نشان دادند که اثر متقابل کمک و سیاست‌های خوب پایدار نیست و با تغییر نمونه و تعریف متغیرها از میان می‌رود.
راجان و سوبرامانیان (2005) نیز با استفاده از روش های متنوع، شواهد استواری بر اثر مثبت یا منفی کمک بر رشد نیافتند و گزارش کردند که کمک می‌تواند رقابت‌پذیری بخش‌های صادراتی و کاربر را کاهش دهد، که با سازوکار بیماری هلندی سازگار است. در مقابل، کلمنز و همکاران (2012) استدلال کردند که اگر کمک‌ها بر پایه افق زمانی اثر تفکیک شوند و آن‌هایی که اثر کوتاه‌مدت بر رشد دارند مانند کمک‌های اقتصادی و زیرساختی جدا بررسی شوند، رابطه مثبت و معنادار و استواری میان کمک و رشد دیده می‌شود. هانسن و تارپ (2001) پس از بازبینی رگرسیون‌های کمک و رشد نتیجه گرفتند که کمک از راه انباشت سرمایه رشد را افزایش می‌دهد، با بازده نزولی، و اینکه نتایج مربوط به شرط سیاست‌های خوب شکننده است. کالیر و دالر (2002) نیز بر آن بودند که تخصیص کمک بر پایه فقر و کیفیت سیاست‌ها می‌تواند اثر آن بر کاهش فقر را به‌طور چشمگیری افزایش دهد. می‌توانیم جمع بندی این ادبیات این طور بیان کنیم اثر کمک بر رشد به نوع کمک، دوره زمانی، کیفیت نهادها و روش‌شناسی بستگی دارد و یافته‌های مثبت و منفی هر دو با قید و شرط گزارش شده‌اند. بنابراین، نمی‌توان پیشاپیش اثر مثبت یا منفی را برای یک کشور خاص فرض کرد و بررسی تجربی ویژه هر کشور ضرورت دارد.
6-2. پژوهش‌ها و گزارش‌های مربوط به افغانستان
درباره افغانستان گزارش‌های نهادی و پژوهش‌های دانشگاهی چند محور مشترک را نشان می‌دهند. بانک جهانی (2011) بر وابستگی شدید رشد و بودجه به کمک و ریسک کاهش آن در دوران خروج نیروهای خارجی هشدار داد و خاطرنشان ساخت که کاهش ناگهانی کمک می‌تواند به فروپاشی مالی بینجامد . همین گزارش میانگین رشد واقعی اقتصاد را در سال‌های مالی 2003 تا 2010 حدود 9.1 درصد برآورد می‌کند. بانک جهانی (2019) نیز هزینه‌های عمومی را در سطح بالا و ناپایدار توصیف می‌کند و می‌افزاید که کمک‌ها بیش از 75 درصد هزینه‌های عمومی را تأمین می‌کنند. ارسلان (2019) در پایان نامه کارشناسی ارشد خود (دانشگاه کاردان) که در مخزن پژوهشی مونیخ منتشر شده، با به کارگیری آزمون هم‌انباشتگی یوهانسن روی لگاریتم تولید ناخالص داخلی سرانه و لگاریتم کمک رسمی انکشافی خالص در بازه 1970 تا 2016، رابطه بلندمدت معناداری میان آن‌ها نیافت و نتیجه گرفت که تکیه بر کمک راهی پایدار برای رشد نیست . فرحمند (2021) با داده‌های 1986 تا 2018 و به‌کارگیری آزمون هم‌انباشتگی یوهانسن و علیت گرنجر مبتنی بر مدل تصحیح خطا، رابطه هم‌انباشتگی بلندمدت میان کمک رسمی انکشافی و رشد اقتصادی افغانستان را تأیید کرد و علیت یک‌طرفه از کمک به رشد را گزارش نمود. فضلی (2024) با مدل ARDL برای دوره 1980 تا 2021 نشان داد که کمک رسمی انکشافی خالص هم در کوتاه‌مدت و هم در بلندمدت اثر مثبت و معنادار بر رشد اقتصادی افغانستان دارد. رامیار، مجدی و مظلوم خراسانی (1397) در پژوهشی درباره نقش کمک‌های خارجی در توسعه اقتصادی–اجتماعی افغانستان (منتشرشده با حمایت انستیتوت مطالعات استراتژیک افغانستان)، رابطه مثبت و معنادار میان کمک خارجی و شاخص‌هایی مانند تولید ناخالص داخلی، درآمد سرانه، امید به زندگی و توسعه انسانی یافتند، اما میان کمک و بهبود امنیت یا کاهش بیکاری رابطه معناداری مشاهده نکردند. حیدر (۱۴۰۱) در کنفرانس علمی–تحقیقی انستیتوت اقتصاد اکادمی علوم افغانستان با بررسی داده‌های ۲۰۰۲ تا ۲۰۲۰ نتیجه گرفت که هیچ رابطه مثبت معناداری میان کمک‌های خارجی و رشد اقتصادی وجود نداشته و هدف اصلی کمک‌ها برآورده نشده است. رامیار، مجدی و مظلوم خراسانی (۱۳۹۷) رابطه مثبت و معنادار میان کمک خارجی و تولید ناخالص داخلی، درآمد سرانه و توسعه انسانی یافتند، اما میان کمک و بهبود امنیت یا کاهش بیکاری رابطه معناداری مشاهده نکردند. رزمی، محمدی و عبدالحسن الساعدی (۱۳۹۹) نشان دادند که اگرچه کمک‌های خارجی در حوزه‌های مختلف پیشرفت‌هایی ایجاد کرده، اما مشکل امنیت همچنان مانع اصلی ثبات و اثربخشی کمک‌ها بوده است. همچنین پژوهش‌های انجام‌شده در نهادهای علمی افغانستان تأکید دارند که وابستگی ساختاری به کمک خارجی بدون تقویت ظرفیت نهادی و درآمد داخلی، به رشد پایدار منجر نمی‌شود. بانک جهانی (2020) برآورد کرد که شیوع کووید–19 در سال 2020 اقتصاد افغانستان را میان 5.5 تا 7.4 درصد منقبض خواهد کرد و فقر را از 55 درصد در 2017 به 61 تا 72 درصد خواهد رساند، و بر ادامه حمایت شرکای انکشافی تأکید کرد.آنچه که می‌توان از این منابع به‌دست بیاید یک تصویر هم سو است کمک‌ها نقش عمده‌ای در تأمین مالی دولت و تقاضای کل داشته اند، اما شواهد روشنی بر ساخته‌شدن بنیان تولیدی پایدار با تکیه بر آن‌ها وجود ندارد. شکاف پژوهشی که این مقاله می خواهد بخشی از آن را پر کند، فقدان بررسی هم‌زمان همبستگی، رابطه با تأخیر، زیردوره‌ها و علیت گرنجر بر مبنای داده‌های رسمی همین دوره است.
6-3. زمینه مراحل کمک و اقتصاد افغانستان در فاصله 2001 تا 2023
برای تفسیر داده‌ها، مفید است که دوره مورد بررسی به چند مرحله تقسیم شود چون این تقسیم بندی به ما کمک می‌کند ما بیشتر به نوع و مقدار سکتور مصرف این کمک‌ها اشنا شویم . در مرحله نخست، از 2001 تا حدود 2008، تمرکز بر بازسازی نهادهای دولتی، زیرساخت‌های ویران شده و بازگشت پناهندگان بود. اقتصاد از سطحی بسیار پایین آغاز کرد و رشد بالا در این سال‌ها تا حد زیادی بازتاب بازگشت به فعالیت عادی بوده است. کمک رسمی انکشافی در این مرحله به‌سرعت از 0.41 میلیارد دالر در 2001 به حدود 5 میلیارد دالر در 2007 افزایش یافت.
مرحله دوم، میان 2009 و 2011، دوره افزایش شدید حضور نظامی و غیرنظامی بین‌المللی بود. در این دوره کمک رسمی خالص به اوج خود (6.75 میلیارد دالر در 2011) رسید و رشد واقعی در 2009 و 2010 به ترتیب به 21.4 و 14.4 درصد رسید. بانک جهانی (2011) همین دوره را مرحله‌ای می داند که اقتصاد و بودجه عمومی بیش از هر زمان به منابع خارجی وابسته بودند. مرحله سوم، پس از 2011، دوره گذار و کاهش تدریجی حضور و منابع است کمک از 6.67 میلیارد دالر در 2012 به 4.07 میلیارد دالر در 2016 رسید و رشد واقعی از 2014 تا 2020، به جز 2019، در همه سال‌ها کمتر از 3 درصد بود. مرحله چهارم، از 2017 تا 2020، با رشد ضعیف (میان 1.2 و 3.9 درصد)، نا امنی مداوم و در نهایت شوک کووید19 در 2020 همراه بود. مرحله پنجم، از 2021 تا 2023، پس از تغییر سیاسی با فروپاشی اقتصادی (رشد واقعی منفی 20.7 درصد در 2021 و منفی 6.2 درصد در 2022) و سپس ثبات شکننده (رشد 2.3 درصد در 2023) همراه بود؛ کمک رسمی خالص در این مرحله از 4.69 میلیارد دالر در 2021 به 3.06 میلیارد دالر در 2023 رسید.
این مراحل نشان می‌دهد که یک رابطه ساده خطی میان کمک و رشد برای کل دوره ممکن است ناکافی باشد. اثر کمک در مرحله بازسازی می‌تواند با مرحله افزایش شدید حضور خارجی یا مرحله گذار متفاوت باشد. محدودیت اندازه نمونه اجازه برآورد پایدار الگو برای هر مرحله را نمی‌دهد، اما تحلیل زیردوره‌ها در بخش یافته‌ها تلاشی برای ارزیابی این ناهمگنی است. به‌ویژه مرحله پنجم (2021–2023) یک شکست ساختاری آشکار است و به همین دلیل در بخش یافته‌ها آزمون چاو و متغیر مجازی نیز به کار می‌رود.
7. روش تحقیق
7-1. نوع و رویکرد پژوهش
این پژوهش از نظر هدف کاربردی، از نظر ماهیت و روش توصیفی و تحلیلی و از نظر رویکرد کمّی است . طرح پژوهش از نوع همبستگی و سری زمانی است و داده‌ها به‌صورت سالانه برای دوره 2001 تا 2023 که (23 مشاهده) گردآوری شد ه‌اند . گردآوری مبانی نظری و پیشینه به روش کتابخانه ای و استفاده از مقالات و گزارش‌های معتبر انجام شده و داده‌های عددی از پایگاه داده‌های بانک جهانی استخراج شده است.
7-2. متغیرها و تعریف عملیاتی
متغیر وابسته نرخ رشد واقعی تولید ناخالص داخلی (درصد سالانه) است که بانک جهانی بر پایه قیمت‌های ثابت محاسبه می‌کند و با نماد GDPG نشان داده می‌شود. متغیر مستقل اصلی کمک رسمی انکشافی خالص دریافتی به قیمت‌های جاری دالر امریکا (ODA) است. برای حذف اثر اندازه اقتصاد، شدت کمک (AID) به‌صورت نسبت ODA به تولید ناخالص داخلی جاری، ضربدر صد، تعریف شده است. نرخ رشد کمک (ΔlnODA) تفاضل لگاریتم طبیعی کمک ضربدر صد است. برای بررسی رابطه سطحی، لگاریتم تولید ناخالص داخلی جاری (lnGDP) و لگاریتم کمک (lnODA) نیز به‌کار رفته است.
7-3. الگوها و آزمون‌ها
برای آزمون فرضیه‌ها چهار الگو برآورد می‌شود الگوی اول رابطه هم‌زمان رشد با شدت کمک است. الگوی دوم همین رابطه را با وقفه یک ساله بررسی می‌کند تا اثر تأخیری سنجیده شود . الگوی سوم رشد را بر نرخ رشد کمک و شدت کمک با وقفه برمی گرداند. الگوی چهارم رابطه سطحی لگاریتم‌ها است که برای احتیاط، یک بار با روند زمانی نیز آورده می‌شود. برای سنجش شکست ساختاری سال‌های 2021–2023، الگوی اول یک بار با متغیر مجازی دوره پس از 2021 (D2021) نیز برآورد می‌شود و آزمون چاو در نقطه‌های شکست 2011 و 2021 اجرا می‌گردد.
(1) GDPG(t) = α + β·AID(t) + ε(t)
(2) GDPG(t) = α + β·AID(t−1) + ε(t)
(3) GDPG(t) = α + γ·ΔlnODA(t) + δ·AID(t−1) + ε(t)
(4) lnGDP(t) = α + β·lnODA(t) [+ θ·Trend(t)] + ε(t)
پیش از برآورد، نرمال بودن متغیرها با آزمون شاپیرو–ویلک و ایستایی سری ها با آزمون دیکی–فولر تعمیم یافته (دیکی و فولر، 1979) بررسی می‌شود. ارزش‌های بحرانی بر پایه سطوح تقریبی مک‌کینون برای نمونه های کوچک محاسبه شده است. همبستگی با سه ضریب پیرسون، اسپیرمن و کندال سنجیده می‌شود تا نتایج به یک ضریب خاص یا فرض نرمال‌ب ودن وابسته نباشد. الگوها با روش کمترین مربعات معمولی برآورد می‌شوند و آماره دوربین–واتسون برای کنترل خودهمبستگی باقیمانده‌ها گزارش می‌شود. سرانجام، علیت گرنجر (گرنجر، 1969) با وقفه‌های یک و دو ساله آزمون می‌شود؛ بدین معنا که آیا افزودن مقادیر گذشته یک متغیر، پیش‌بینی متغیر دیگر را بهبود می‌دهد. ثبات ضرایب در نقاط شکست احتمالی نیز با آزمون چاو سنجیده می‌شود.
محاسبات با برنامه نویسی در زبان پایتون انجام شده است. به‌دلیل تعداد کم مشاهدات، همه نتایج با احتیاط تفسیر می‌شوند: توان آزمون‌های ریشه واحد در نمونه‌های حدود بیست ساله پایین است و فاصله اطمینان‌ها گسترده اند. از این رو تنها یک آزمون یا یک الگو مبنای نتیجه‌گیری قرار نمی‌گیرد و استواری یافته‌ها با چند تصریح و زیرنمونه سنجیده می‌شود.
8. داده‌ها
تمام داده‌ها از پایگاه شاخص‌های توسعه جهانی بانک جهانی استخراج شده اند نرخ رشد واقعی تولید ناخالص داخلی (شناسه NY.GDP.MKTP.KD.ZG)، تولید ناخالص داخلی به قیمت جاری دالر (NY.GDP.MKTP.CD) و کمک رسمی انکشافی خالص دریافتی به قیمت جاری دالر (DT.ODA.ODAT.CD). نشانی های پایگاه در فهرست منابع آمده است از (بانک جهانی، 2026الف؛ 2026ب؛ 2026ج) جدول 1 داده‌های سالانه و شدت کمک را نشان می‌دهد. ارقام 2021 تا 2023 با همان شناسه‌ها و از آخرین نسخه قابل‌دسترس پایگاه و گزارش‌های بانک جهانی گرفته شده است. رشد واقعی 2023 (2.3 درصد) بر پایه آمار ملی منتشرشده در گزارش‌های بانک جهانی است و با رقم 2.7 درصد برخی منابع دیگر تفاوت دارد؛ نتایج با هر دو رقم تقریباً یکسان است (برای نمونه ضریب الگوی 1 برابر 0.40 با p برابر 0.035).
همچنان دو نکته درباره داده‌ها باید یادآوری کنم . نخست، آمار کمک رسمی انکشافی کمک‌های نظامی را شامل نمی‌شود؛ بنابراین رقم‌های این مقاله کمتر از کل جریان‌های خارجی‌اند . برای نمونه، بانک جهانی (2011) کل کمک‌ها را در 2010 در ماه 11 حدود 15.7 میلیارد دالر گزارش می‌کند، درحالی‌که کمک رسمی انکشافی همان سال حدود 6.7 میلیارد دالر است. دوم، بانک جهانی در گزارش ژوئیه 2020 انقباض اقتصاد در سال 2020 را میان 5.5 تا 7.4 درصد پیش‌بینی کرده بود بانک جهانی، 2020 اما رقم فعلی شاخص‌های توسعه جهانی برای رشد 2020 حدود منفی 2.4 درصد است؛ این تفاوت می‌تواند ناشی از بازبینی آمار ملی باشد. این مقاله از رقم‌های فعلی پایگاه استفاده کرده است. همچنین یادآوری می‌شود که رشد 2001 منفی حدود منفی 9.4 درصد و رشد 2002 بسیار بالا حدود 28.6 درصد است این دو سال بازتاب پایان جنگ و بازگشت از سطحی بسیار پایین‌اند و به همین دلیل در آزمون‌های استواری با حذف آن‌ها نیز الگو برآورد می‌شود. سوم، سال‌های 2024 و 2025 عمداً در نمونه نیامده‌اند: رقم‌های رشد این دو سال در منابع رسمی هنوز برآوردی یا پیش‌بینی‌اند و با یکدیگر تفاوت دارند، و سری هم‌سان کمک رسمی انکشافی خالص برای آن‌ها در پایگاه شاخص‌های توسعه جهانی به‌طور قطعی در دسترس نبود؛ افزودن رقم‌های برآوردی به هر دو متغیر، خطای اندازه‌گیری وارد آزمون‌ها می‌کرد. همچنین آمار 2021 تا 2023 پس از تغییر سیاسی با عدم قطعیت اندازه‌گیری بیشتری همراه است و با احتیاط تفسیر می‌شود.
جدول 1. داده‌های سالانه افغانستان، 2001–2023
سال تولید ناخالص داخلی (میلیارد دالر جاری) کمک رسمی خالص (میلیارد دالر جاری) سهم کمک از تولید ناخالص داخلی (درصد) رشد واقعی تولید ناخالص داخلی (درصد)
2001 2.81 0.41 14.6 −9.4
2002 3.83 1.22 32.0 28.6
2003 4.52 1.54 34.0 8.8
2004 5.22 2.27 43.4 1.4
2005 6.20 2.82 45.4 11.2
2006 6.97 2.90 41.5 5.4
2007 9.75 4.98 51.1 13.8
2008 10.11 4.81 47.6 3.9
2009 12.42 6.11 49.2 21.4
2010 15.86 6.07 38.3 14.4
2011 17.81 6.75 37.9 0.4
2012 19.91 6.67 33.5 12.8
2013 20.15 5.15 25.6 5.6
2014 20.50 4.94 24.1 2.7
2015 19.13 4.27 22.3 1.5
2016 18.12 4.07 22.5 2.3
2017 18.75 3.81 20.3 2.6
2018 18.05 3.79 21.0 1.2
2019 18.80 4.14 22.0 3.9
2020 19.96 4.21 21.1 −2.4
2021 14.26 4.69 32.9 −20.7
2022 14.50 3.91 27.0 −6.2
2023 17.15 3.06 17.8 2.3
منبع: شاخص‌های توسعه جهانی، بانک جهانی
منبع: محاسبه نویسنده بر اساس داده‌های بانک جهانی (۲۰۲۶الف، ۲۰۲۶ب، ۲۰۲۶ج):
https://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KD.ZG?locations=AFالف
https://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.CD?locations=AFب
https://data.worldbank.org/indicator/DT.ODA.ODAT.CD?locations=AFج
9. تحلیل داده‌ها و یافته‌ها
9-1. روند و آمار توصیفی
شکل 1 مسیر تولید ناخالص داخلی و کمک رسمی خالص را در کنار هم نشان می‌دهد. کمک از 0.41 میلیارد دالر در 2001 به 6.75 میلیارد دالر در 2011 رسید، سپس روند نزولی گرفت و در 2018 به 3.79 میلیارد دالر، در 2020 به 4.21 میلیارد دالر و در 2023 به 3.06 میلیارد دالر رسید. تولید ناخالص داخلی جاری در همان مدت تا 2020 از 2.81 میلیارد دالر به 20.0 میلیارد دالر افزایش یافت، اما از 2014 به بعد در حدود 18 تا 20 میلیارد دالر ماند و در 2021 و 2022 به حدود 14.3 و 14.5 میلیارد دالر سقوط کرد و در 2023 به 17.15 میلیارد دالر بازگشت. به بیان دیگر، جهش بزرگ اندازه اقتصاد در سال‌هایی رخ داد که کمک به شدت بالا می رفت و ایستایی اقتصاد با کاهش کمک و پایان دوره بالا بودن حضور نهادهای کمک کنند هم‌زمان شد.
شکل 1. تولید ناخالص داخلی و کمک رسمی انکشافی خالص افغانستان (میلیارد دالر جاری)، 2001–2023
شکل 2 شدت کمک و رشد واقعی را در طول زمان مقایسه می‌کند. شدت کمک از 14.6 درصد در 2001 به اوج 51.1 درصد در 2007 رسید و پس از آن با نوسان، به حدود 21 درصد در 2020 کاهش یافت؛ در 2021 به 32.9 درصد جهش کرد (بیشتر به‌دلیل سقوط مخرج، یعنی تولید ناخالص داخلی) و در 2023 به 17.8 درصد رسید. میانگین شدت کمک در سال‌های 2001–2010 برابر 39.7 درصد و در سال‌های 2011–2023 برابر 25.2 درصد است (25.0 درصد برای 2011–2020 و 25.9 درصد برای 2021–2023). میانگین رشد واقعی نیز از 10.0 درصد به 0.5 درصد رسیده است (3.1 درصد برای 2011–2020 و منفی 8.2 درصد برای 2021–2023). این هم‌جهتی کاهش در دو متغیر آغاز مناسبی برای بررسی آماری است، اما به تنهایی دلیل علیت نیست.
شکل 2. رشد واقعی تولید ناخالص داخلی و سهم کمک از تولید ناخالص داخلی (درصد)، 2001–2023
جدول 2. آمار توصیفی متغیرها (23 مشاهده)
متغیر میانگین انحراف معیار حداقل میانه حداکثر چولگی
تولید ناخالص داخلی (میلیارد دالر جاری) 13.69 6.12 2.81 15.86 20.50 −0.58
کمک رسمی خالص (میلیارد دالر جاری) 4.03 1.67 0.41 4.14 6.75 −0.37
سهم کمک از تولید ناخالص داخلی (درصد) 31.53 11.02 14.60 32.00 51.10 0.33
رشد واقعی تولید ناخالص داخلی (درصد) 4.59 10.09 −20.70 2.70 28.60 0.03
جدول 2 نشان می‌دهد که میانگین رشد واقعی 4.6 درصد، انحراف معیار 10.1 درصد و دامنه آن از منفی 20.7 تا 28.6 درصد است. میانه رشد (2.7 درصد) کمتر از میانگین است؛ چولگی نزدیک به صفر (0.03) به معنای تقارن واقعی توزیع نیست، بلکه حاصل جبران دو مقدار حدی در دو سوی آن است: جهش 2002 و 2009 در سمت مثبت و سقوط 2021 در سمت منفی. رشد معمول اقتصاد در سال‌های میانی به‌مراتب پایین‌تر از میانگین دهه نخست بوده است. شدت کمک به‌طور میانگین 31.5 درصد تولید ناخالص داخلی را تشکیل می‌دهد و ناپایداری آن نیز کم نیست (انحراف معیار 11.0 درصد واحد).
9-2. آزمون نرمال بودن
جدول 3. آزمون شاپیرو–ویلک
متغیر آماره W سطح معناداری نتیجه در سطح 5٪
تولید ناخالص داخلی (جاری) 0.869 0.006 رد نرمال بودن
کمک رسمی خالص 0.969 0.675 عدم رد نرمال بودن
سهم کمک از تولید ناخالص داخلی 0.936 0.149 عدم رد نرمال بودن
رشد واقعی تولید ناخالص داخلی 0.948 0.261 عدم رد نرمال بودن
بر پایه جدول 3، تنها سطح تولید ناخالص داخلی از توزیع نرمال انحراف دارد، که به روند صعودی و جهش آن مربوط است. سایر متغیرها فرض نرمال بودن را رد نمی‌کنند. با این حال، به‌دلیل کوچک بودن نمونه، علاوه بر ضریب پیرسون، ضرایب ناپارامتریک اسپیرمن و کندال نیز گزارش می‌شود.
9-3. آزمون ایستایی
جدول 4. آزمون ریشه واحد دیکی–فولر تعمیم‌یافته (با عرض از مبدأ)
متغیر آماره بدون وقفه ارزش بحرانی 5٪ آماره با وقفه بهینه (AIC) ارزش بحرانی 5٪ نتیجه
لگاریتم تولید ناخالص داخلی −3.82 −3.00 −3.82 (وقفه 0) −3.00 ایستا
لگاریتم کمک −6.52 −3.00 −6.52 (وقفه 0) −3.00 ایستا
شدت کمک −1.67 −3.00 −1.67 (وقفه 0) −3.00 ناایستا
رشد واقعی −4.05 −3.00 −4.05 (وقفه 0) −3.00 ایستا
تفاضل لگاریتم تولید ناخالص داخلی −3.38 −3.01 −1.05 (وقفه 2) −3.03 نتیجه ناهمسو
تفاضل لگاریتم کمک −5.31 −3.01 −2.38 (وقفه 1) −3.02 نتیجه ناهمسو
تفاضل شدت کمک −4.98 −3.01 −4.98 (وقفه 0) −3.01 ایستا
نتایج جدول 4 بسته به انتخاب وقفه تفاوت دارد. شدت کمک در هر دو تصریح ایستا نیست و تفاضل آن در هر دو تصریح ایستا است؛ یعنی شدت کمک سری انباشته از مرتبه یک است. رشد واقعی در هر دو تصریح ایستاست، اما درباره تفاضل لگاریتم تولید ناخالص داخلی و تفاضل لگاریتم کمک نتیجه آزمون وابسته به تعداد وقفه است؛ وجود شکست ساختاری در 2021 نیز می‌تواند توان آزمون‌های ریشه واحد را بیشتر کاهش دهد. برای لگاریتم سطوح که روند صعودی دارند نیز ایستا بودن در آزمون بدون روند را باید با احتیاط تلقی کرد، زیرا نمونه کوچک است و مسیر رشد تند اولیه می‌تواند نتیجه را گمراه کند . این ناهمسانی در نمونه ای با 23 مشاهده شگفت آور نیست، زیرا توان آزمون ریشه واحد پایین است. پیامد روشی آن این است که نمی‌توان با اطمینان از هم‌انباشتگی سخن گفت، و بار اصلی استنباط باید بر الگوهای مبتنی بر نرخ رشد و تفاضل‌ها باشد که احتمال رگرسیون ساختگی در آن‌ها کمتر است.
9-4. همبستگی
جدول 5. ضرایب همبستگی
جفت متغیر پیرسون p اسپیرمن p کندال p
رشد واقعی با شدت کمک (هم‌زمان)
0.443** 0.034 0.531*** 0.009 0.377** 0.012
رشد واقعی با شدت کمک (یک وقفه) 0.294 0.183 0.410* 0.058 0.309** 0.045
رشد واقعی با نرخ رشد کمک 0.568*** 0.006 0.338 0.123 0.265* 0.085
لگاریتم تولید ناخالص داخلی با لگاریتم کمک 0.834*** <0.001 0.581*** 0.004 0.470*** 0.001
تفاضل لگاریتم تولید ناخالص داخلی با تفاضل لگاریتم کمک 0.533** 0.011 0.599*** 0.003 0.481*** 0.001
بر پایه جدول 5 میان رشد واقعی و شدت کمک همبستگی مثبت و معنادار هم‌زمان برقرار است (پیرسون 0.44؛ اسپیرمن 0.53؛ کندال 0.38؛ هر سه در سطح 1٪ یا 5٪). با این حال، همین همبستگی وقتی شدت کمک سال قبل به کار می‌رود به 0.29 (پیرسون) می‌رسد و بر پایه پیرسون و اسپیرمن در سطح 5٪ معنادار نیست؛ تنها ضریب کندال (0.31؛ p برابر 0.045) به‌صورت مرزی در سطح 5٪ معنادار است. همبستگی رشد واقعی با نرخ رشد کمک بر پایه پیرسون معنادار (0.57) اما بر پایه اسپیرمن (0.34) و کندال (0.27) در سطح 5٪ معنادار نیست؛ که نشان می‌دهد این رابطه به چند مشاهده پرت حساس است. همبستگی بالای لگاریتم سطوح (0.83) و تفاضل‌ها (0.53) نیز دیده می‌شود، ولی همبستگی سطوح که هر دو روند صعودی دارند، به‌تنهایی مدرکی برای رابطه علی ان نیست.
شکل 3. نمودار پراکنش رشد واقعی و سهم کمک از تولید ناخالص داخلی با خط رگرسیون
9-5. برآورد رگرسیون
جدول 6. برآورد الگوهای رشد (متغیر وابسته: رشد واقعی تولید ناخالص داخلی)
الگو متغیر ضریب خطای معیار آماره t p R² دوربین–واتسون تعداد مشاهدات
الگوی 1 (2001–2023) عرض از مبدأ −8.181 5.966 −1.37 0.185 0.196 1.90 23
شدت کمک 0.405** 0.179 2.26 0.034
الگوی 2 (2002–2023) عرض از مبدأ −3.356 6.557 −0.51 0.614 0.087 1.25 22
شدت کمک با یک وقفه 0.267 0.194 1.38 0.183
الگوی 3 (2002–2023) عرض از مبدأ −6.747 5.342 −1.26 0.222 0.443 1.53 22
نرخ رشد کمک 0.200*** 0.057 3.49 0.002
شدت کمک با یک وقفه 0.316* 0.156 2.03 0.057
الگوی 1 بدون 2001 و 2002 عرض از مبدأ −7.357 5.461 −1.35 0.194 0.205 1.71 21
شدت کمک 0.355** 0.161 2.21 0.040
الگوی 1 با متغیر مجازی 2021–2023 عرض از مبدأ −4.031 5.672 −0.71 0.486 0.373 2.16 23
شدت کمک 0.325* 0.165 1.97 0.063
متغیر مجازی 2021–2023 −12.599** 5.295 −2.38 0.027
الگوی 1 نشان می‌دهد که هر یک واحد درصد افزایش در شدت کمک با 0.40 واحد درصد رشد بیشتر همراه است (آماره t برابر 2.26؛ p برابر 0.034). ضریب تعیین 0.20 است؛ یعنی حدود 20 درصد تغییرات رشد را شدت کمک توضیح می‌دهد، و آماره دوربین–واتسون (1.90) نشانه خودهمبستگی مثبت باقیمانده‌ها نیست. با حذف دو سال 2001 و 2002 که تحت تأثیر بازگشت پس از تغییرات هستند ضریب 0.35 و باز هم معنادار (p برابر 0.040) است؛ پس این رابطه هم‌زمان به آن دو سال استثنایی وابسته نیست. اما الگوی 2 نشان می‌دهد که شدت کمک سال گذشته رشد امسال را توضیح نمی‌دهد (ضریب 0.27؛ p برابر 0.18؛ ضریب تعیین 0.09). تفاوت میان این دو الگو مهم است کمک و رشد هم‌زمان با هم‌حرکت می‌کنند، اما کمک سال قبل رشد سال بعد را پیش‌بینی نمی‌کند. برای کنترل شکست ساختاری، الگوی 1 با متغیر مجازی دوره 2021–2023 نیز برآورد شد: ضریب این متغیر منفی 12.60 (p برابر 0.027) است؛ یعنی رشد این سه سال به‌طور میانگین حدود 12.6 واحد درصد پایین‌تر از مقدار پیش‌بینی‌شده با شدت کمک بود. با کنترل این شکست، ضریب شدت کمک به 0.33 کاهش می‌یابد و تنها در سطح 10٪ معنادار است (p برابر 0.063)، درحالی‌که ضریب تعیین به 0.37 می‌رسد. بنابراین استواری فرضیه اول در برابر شکست ساختاری متوسط است.
در الگوی 3، نرخ رشد کمک اثری مثبت و بسیار معنادار بر رشد واقعی دارد هر یک درصد افزایش سالانه در کمک با 0.20 واحد درصد رشد بیشتر همراه است (t برابر 3.49؛ p برابر 0.002). ضریب شدت کمک با وقفه 0.32 است و فقط در سطح 10٪ معنادار است (p برابر 0.057). ضریب تعیین الگو 0.44، آماره F برابر 7.56 (p برابر 0.004) و دوربین–واتسون 1.53 است. قدرت توضیحی بالاتر الگوی 3 نسبت به الگوی 1 بدین معنا است که «تغییر» کمک بیش از «سطح» آن با نوسان رشد مرتبط است؛ نتیجه‌ای که با تفسیر تقاضا‌محور سازگار است، چون در آن سال‌هایی که هزینه خارجی ناگهان افزایش یا کاهش می‌یافت، رشد نیز به سرعت واکنش نشان می داد.
جدول 7. الگوی سطحی (متغیر وابسته: لگاریتم تولید ناخالص داخلی جاری)
الگو متغیر ضریب خطای معیار آماره t p R² دوربین–واتسون تعداد مشاهدات
الگوی 4-الف: بدون روند عرض از مبدأ 5.437** 2.563 2.12 0.046 0.696 0.34 23
لگاریتم کمک 0.808*** 0.117 6.93 <0.001
الگوی 4-ب: با روند زمانی عرض از مبدأ 10.735*** 1.707 6.29 <0.001 0.901 0.56 23
لگاریتم کمک 0.541*** 0.080 6.79 <0.001
روند زمانی 0.048*** 0.007 6.45 <0.001
الگوی سطحی (جدول 7) ضریب بزرگ و معنادار برای لگاریتم کمک (0.81) و ضریب تعیین 0.70 می‌دهد؛ یعنی کشش تولید جاری نسبت به کمک حدود 0.8 برآورد می‌شود. اما آماره دوربین–واتسون (0.34) به شدت پایین است و بر خودهمبستگی مثبت قوی باقیمانده‌ها دلالت دارد، که نشانه کلاسیک رگرسیون ساختگی میان دو سری دارای روند است. با افزودن روند زمانی ضریب به 0.54 می‌رسد، اما دوربین–واتسون هنوز 0.56 است. از این رو نتایج سطحی صرفاً توصیفی تلقی می‌شوند و مبنای نتیجه‌گیری علی قرار نمی گیرند. همچنین چون هر دو متغیر به دالر جاری‌اند، بخشی از هم‌حرکتی آن‌ها حسابداری است: کمک خود جزئی از درآمد و هزینه کل اقتصاد در سال‌هایی است که اقتصاد بسیار کوچک بود.
9-6. زیردوره‌ها
جدول 8. رابطه رشد و شدت کمک در زیردوره‌ها
زیردوره ضریب شدت کمک آماره t p R² تعداد مشاهدات
2002–2010 −0.353 −0.74 0.481 0.073 9
2011–2020 0.268 1.22 0.257 0.157 10
2011–2023 −0.250 −0.66 0.523 0.038 13
جدول 8 نشان می‌دهد که اگر نمونه به دوره‌های جداگانه تقسیم شود، ضریب شدت کمک در هیچ یک معنادار نیست در دهه نخست ضریب منفی و ناچیز (منفی 0.35؛ p برابر 0.48) و در دهه دوم (2011–2020) مثبت و غیرمعنادار (0.27؛ p برابر 0.26) است؛ با گسترش دوره دوم تا 2023 (13 مشاهده) علامت ضریب منفی و باز هم غیرمعنادار می‌شود (منفی 0.25؛ p برابر 0.52). تعداد مشاهدات در هر زیرنمونه میان 9 و 13 است و توان آماری بسیار پایین است، پس نمی‌توان نتیجه گرفت که رابطه در یکی از دو دوره وجود نداشته است. اما این نتیجه نشان می‌دهد که رابطه معنادار نمونه کامل، در زیردوره‌ها دوام ندارد و باید با احتیاط تفسیر شود؛ شواهد برای ضعیف تر شدن رابطه در دهه دوم نیز به‌صورت آماری به‌دست نمی‌آید. با این حال، آزمون چاو نشان می‌دهد که ضرایب در کل نمونه ثابت نیستند: برای شکست در 2011 (F برابر 3.60؛ p برابر 0.048) و به‌ویژه برای شکست در 2021 (F برابر 8.00؛ p برابر 0.003) فرضیه ثبات ضرایب در سطح 5٪ رد می‌شود. بنابراین ناهمگنی ساختاری، به‌ویژه پس از 2021، از مهم‌ترین ویژگی‌های داده‌هاست و برآورد خطی ساده با ضریب ثابت برای کل دوره باید صرفاً توصیفی تلقی شود.
9-7. علیت گرنجر
جدول 9. آزمون علیت گرنجر
فرضیه صفر: متغیر اول علّت گرنجر متغیر دوم نیست آماره F p درجه آزادی مخرج
نرخ رشد کمک → رشد واقعی (1 وقفه) 0.03 0.872 18
رشد واقعی → نرخ رشد کمک (1 وقفه) 0.32 0.577 18
نرخ رشد کمک → رشد واقعی (2 وقفه) 0.06 0.938 15
رشد واقعی → نرخ رشد کمک (2 وقفه) 2.40 0.125 15
تغییر شدت کمک → رشد واقعی (1 وقفه) 0.01 0.914 18
رشد واقعی → تغییر شدت کمک (1 وقفه) 0.01 0.927 18
تغییر شدت کمک → رشد واقعی (2 وقفه) 0.02 0.980 15
رشد واقعی → تغییر شدت کمک (2 وقفه) 4.95 0.022 15
در جدول 9، هیچ یک از آزمون‌ها نشان نمی‌دهد که تغییر کمک چه به‌صورت نرخ رشد کمک و چه به‌صورت تغییر شدت کمک پیش‌بینی کننده رشد آینده باشد مقدار p در همه این آزمون‌ها میان 0.87 و 0.98 است. در جهت معکوس، تنها یک نتیجه معنادار است رشد واقعی با دو وقفه تغییر شدت کمک را پیش‌بینی می‌کند (F برابر 4.95؛ p برابر 0.022). این نتیجه تا حدی حسابداری است، زیرا شدت کمک نسبت کمک به تولید ناخالص داخلی است و رشد تولید مخرج را تغییر می‌دهد، و تا حدی ممکن است بازتاب تعدیل کمک دهندگان بر پایه عملکرد اقتصادی باشد. به هر حال، شواهد علیت از کمک به رشد در این نمونه وجود ندارد.
9-8. جمع‌بندی آزمون فرضیه‌ها
جدول 10. خلاصه آزمون فرضیه‌ها
فرضیه شواهد اصلی نتیجه
فرضیه 1: رابطه مثبت شدت کمک و رشد ضریب 0.40؛ p برابر 0.034؛ با یک وقفه معنادار نیست؛ با کنترل شکست ساختاری 2021–2023 فقط در سطح 10٪ (p برابر 0.063) تأیید در سطح هم‌زمان، بدون پایداری
فرضیه 2: رابطه مثبت نرخ رشد کمک و رشد ضریب 0.20؛ p برابر 0.002 در الگوی 3 تأیید
فرضیه 3: ضعیف تر شدن رابطه در دوره دوم زیردوره‌های 2002–2010 و 2011–2023 هر دو غیرمعنادار؛ آزمون چاو ناپایداری ضرایب را نشان می‌دهد تأیید نشد (شواهد کافی نیست)
فرضیه 4: علیت گرنجر از کمک به رشد در جهت کمک به رشد، همه p بالاتر از 0.87 تأیید نشد
9-9. اندازه اثر و تفسیر اقتصادی
برای دانستن دقیق لازم است که فهم اندازه اقتصادی ضرایب را می‌توان شدت کمک را در سال‌های مختلف مقایسه کرد. شدت کمک از 51.1 درصد در 2007 به 20.3 درصد در 2017 کاهش یافته است، یعنی حدود 30.8 واحد درصد. با ضریب 0.40 الگوی 1، چنین تفاوتی با حدود 12.5 واحد درصد تفاوت در رشد همراه است . این رقم نزدیک به تفاوت واقعی رشد در این دو سال است (رشد 2007 حدود 13.8 درصد و رشد 2017 حدود 2.6 درصد، یعنی 11.2 واحد درصد). اما این هم‌خوانی را نمی‌توان اثر خالص کمک تلقی کرد، زیرا هر دو متغیر با عوامل دیگر، مانند سطح ناامنی، حضور نیروهای خارجی و بازگشت پس از جنگ، تغییر کرده اند. ضریب تعیین 0.20 نیز نشان می‌دهد که حدود 80 درصد تغییرات رشد را عواملی خارج از الگو توضیح می‌دهند. نکته دیگر ارتباط میان اندازه ضرایب و دوره‌ای است که اقتصاد بسیار کوچک بود. در 2001 تولید ناخالص داخلی تنها حدود 2.8 میلیارد دالر بود و هر میلیارد دالر کمک اضافی بخش قابل‌توجهی از اقتصاد را تشکیل می داد . وقتی اقتصاد بزرگ تر شد، ممکن است اثر نهایی همان مقدار کمک بر رشد کمتر شده باشد. این تغییر ساختاری یکی از دلایل بالقوه نبود ثبات ضرایب در زیردوره‌ها است و نشان می‌دهد که الگوهای خطی ساده با ضریب ثابت برای کل دوره ممکن است تقریبی بیشتر باشند.
10. بحث
یا فته‌ها تصویر دوگانه‌ای می‌دهند که باید به دقت تفسیر شود. از یک سو، کمک و رشد در این بیش از دو دهه هم‌زمان با هم‌حرکت کرده‌اند شدت کمک با رشد واقعی همبستگی مثبت و معنادار دارد و نرخ رشد کمک بخش مهمی از نوسان رشد را توضیح می‌دهد. از سوی دیگر، هیچ یک از شواهد نشان نمی‌دهد که کمک پیش از رشد حرکت کرده یا اثری پایدار و با تأخیر بر آن گذاشته باشد ضریب شدت کمک با وقفه معنادار نیست، رابطه در زیردوره‌ها دوام ندارد و آزمون گرنجر هیچ علیت از کمک به رشد نشان نمی‌دهد. این الگو با دو تفسیر رقیب سازگار است. تفسیر نخست «کمک به‌عنوان محرک تقاضا» است افزایش جریان خارجی در هر سال درآمد، مصرف و فعالیت‌های خدماتی را بالا می برد و رشد ثبت شده را افزایش می‌دهد، اما چون ظرفیت تولیدی پایدار ایجاد نمی‌کند، اثر آن با کاهش جریان از میان می‌رود. این تفسیر با گزارش بانک جهانی (2011) هماهنگ است که رشد را مصرف محور و سهم سرمایه‌گذاری خصوصی و صادرات را کوچک می دانست. تفسیر دوم علّت مشترک می‌توانند باشد هم کمک و هم رشد، هر دو از شدت حضور نهادهای کمک کنند ه و فضای سیاسی–امنیتی هر سال تأثیر می پذ یرند و بنابراین بدون رابطه علی مستقیم هم‌زمان حرکت می‌کنند. داده‌های این مقاله میان این دو تفسیر تفکیک قطعی نمی‌کنند، اما هر دو با نبود اثر پایدار سازگار هستند. این نتیجه با یافته‌های ارسلان (2019) که میان کمک و درآمد سرانه هم‌انباشتگی بلندمدت نیافت، سازگار است. همچنین با راجان و سوبرامانیان (2005) که اثر پایدار کمک بر رشد را نیافتند و با ایسترلی و همکاران (2003) که نشان دادند نتایج مثبت قبلی با داده‌های بیشتر پایدار نمی‌ماند، همخوان است. از سوی دیگر، با کلمنز و همکاران (2012) نیز سازگار است اگر کمک‌های کوتاه‌مدت اثر مثبت بر رشد داشته باشند، رابطه هم‌زمان قوی می‌شود. اما آنچه در افغانستان دیده نمی‌شود، گفته می‌توانیم تداوم این اثر پس از کاهش کمک است. افزون بر این، گزارش سیگار (2021) درباره فشار برای هزینه کردن سریع و ضعف ظرفیت نهادی، مکانیسم محتمل اتلاف اثر را توضیح می‌دهد، و بانک جهانی (2019) با اشاره به سهم بالای کمک‌های بیرون از بودجه، نشان می‌دهد که چرا حکومت توان هدایت آن‌ها به سرمایه‌گذاری مولد را نداشته است. مقایسه دو دوره نیز آموزنده است در دهه نخست شدت کمک 39.7 درصد و رشد 10.0 درصد بود، در دوره دوم (2011–2023) 25.2 و 0.5 درصد (و در سال‌های 2021–2023 به‌تنهایی 25.9 و منفی 8.2 درصد). کاهش هم‌زمان هر دو بدین معناست که اقتصاد در دوره‌ای که کمک بالا بود، بالا رفت و پس از آن، بدون جایگزینی منابع داخلی، به سطح رشد پایین تری بازگشت. این درحالی است که بانک جهانی (2019) درآمد داخلی را حدود 13 درصد تولید ناخالص داخلی و هزینه‌های عمومی را حدود 58 درصد آن گزارش می‌کند؛ شکافی که با کمک پر می‌شد و کاهش آن پیامدهای مالی مستقیم داشت.
لازم است تأکید شود که نتیجه ی فقدان علیت از کمک به رشد در این نمونه به معنای بی اثری کمک بر رفاه نیست. کمک ممکن است خدمات بهداشتی، آموزشی و بشردوستانه را تأمین کرده و در شاخص‌هایی غیر از تولید ناخالص داخلی اثر مثبت داشته باشد. این مقاله فقط اثر کمک را بر رشد تولید ناخالص داخلی بررسی می‌کند و درباره سایر ابعاد انکشاف ادعایی ندارد. افزون بر این، افزودن سال‌های 2021 تا 2023 نشان داد که رابطه هم‌زمان نسبت به شکست ساختاری حساس است با کنترل متغیر مجازی این دوره، ضریب شدت کمک از 0.40 به 0.33 می‌رسد و معناداری آن از سطح 5٪ به 10٪ کاهش می‌یابد؛ اما فقدان علیت و ضعف پایداری رابطه، حتی با نمونه گسترده‌تر، همچنان تأیید می‌شود. از دید سیاستی، یافته‌ها دو پیام دارند. اول اینکه چون رابطه هم‌زمان اما بدون علیت زمانی است، سیاست گذار نباید کاهش کمک را تنها یک شوک مالی بداند؛ این کاهش تقاضای کل و فعالیت اقتصادی را نیز تحت تأثیر قرار می‌دهد، به ویژه در بخش‌هایی که به حضور خارجی وابسته ا ند. دوم اینکه، از آنجا که اثر تأخیری و پایدار دیده نمی‌شود، تکیه بر مقدار کمک به‌تنهایی برای رشد پایدار کافی نیست و کیفیت و ترکیب آن، یعنی سهم سرمایه‌گذاری مولد، توان نهادهای اجرایی و هماهنگی با بودجه ملی، تعیین کننده تر است. این دیدگاه با نتایج ادبیات جهانی که اثر کمک را وابسته به نوع و بستر آن می داند (هانسن و تارپ، 2001؛ کلمنز و همکاران، 2012) همسوی دارد .
11. نتیجه‌گیری
این پژوهش رابطه میان کمک‌های خارجی و رشد تولید ناخالص داخلی افغانستان را در فاصله 2001 تا 2023 با داده‌های رسمی بانک جهانی و روش‌های همبستگی، رگرسیون و علیت گرنجر بررسی کرد. نتایج اصلی چنین است نخست کمک رسمی انکشافی از 0.41 میلیارد دالر در 2001 به اوج 6.75 میلیارد دالر در 2011 رسید و سپس به حدود 4 میلیارد دالر کاهش یافت و در 2023 به 3.06 میلیارد دالر رسید. سهم آن از تولید ناخالص داخلی در دهه نخست به‌طور میانگین 39.7 درصد و در دوره 2011–2023 برابر 25.2 درصد بود. رشد واقعی نیز از میانگین 10.0 درصد به 0.5 درصد رسید. دوم میان شدت کمک و رشد همبستگی مثبت و معنادار هم‌زمان وجود دارد (ضریب رگرسیون 0.40؛ p برابر 0.034)، و نرخ رشد کمک نیز با رشد واقعی مرتبط است (ضریب 0.20؛ p برابر 0.002). بنابراین فرضیه‌های اول و دوم تأیید می‌شوند. سوم این رابطه پایدار نیست شدت کمک با یک وقفه معنادار نیست، در زیردوره‌ها ضریب‌ها غیرمعنادارند، آزمون چاو ناپایداری ضرایب را نشان می‌دهد و با کنترل شکست ساختاری 2021–2023 ضریب شدت کمک در سطح 5٪ معنادار نمی‌ماند و آزمون گرنجر هیچ علیت از کمک به رشد نشان نمی‌دهد. فرضیه‌های سوم و چهارم تأیید نمی‌شوند. در مجموع گفته می‌شود شواهد دال بر اثر علی پایدار کمک بر رشد ضعیف است و رابطه مشاهده شده با تفسیر «اثر تقاضا و حضور بین‌المللی» همخوان تر است تا با تفسیر کمک به‌عنوان حرکت رشد بلندمدت می‌شود . چهارم، نتایج سطحی لگاریتمی به‌دلیل خود همبستگی شدید باقیمانده‌ها و ناهمسانی نتایج ریشه واحد، تنها جنبه توصیفی دارند و نباید مبنای ادعای هم‌انباشتگی قرار گیرند.
12. پیشنهادها
بر پایه یافته‌ها و با در نظر گرفتن محدودیت‌های داده، پیشنهادهای زیر مطرح می‌شود؛ پیشنهادها برای هر بازه‌ای است که کشور از جریان‌های خارجی برخوردار باشد:
1. جهت دهی کمک به سرمایه‌گذاری مولد: بخش بیشتری از کمک باید به زیرساخت‌های اقتصادی، انرژی، آب، کشاورزی و معادن اختصاص یابد تا اثر آن به ظرفیت تولید پایدار تبدیل شود و با کاهش جریان مالی از میان نرود.
2. افزایش سهم کمک‌های داخل بودجه: بانک جهانی (2019) نشان می‌دهد که بخش بزرگی از کمک‌ها بیرون از بودجه ملی هزینه می‌شود. انتقال بیشتر کمک به مجرای بودجه ملی، با نظارت شفاف، توان برنامه‌ریزی و پاسخ‌گویی حکومت را بالا می برد.
3. تقویت درآمد داخلی: با توجه به شکاف میان درآمد داخلی (حدود 13 درصد تولید ناخالص داخلی) و هزینه‌ها، گسترش پایه مالیاتی، بهبود گمرک و مدیریت دارایی‌های دولتی برای کاهش تدریجی وابستگی ضروری است.
4. افزایش ظرفیت جذب و مبارزه با فساد: ضعف توان اجرایی نهادها و فساد از عوامل کاهش اثربخشی کمک‌ها بوده است . آموزش کادر فنی، تقویت نظارت و ارزیابی مستقل پروژه‌ها لازم است تا از این کمک‌ها استفاده بهینه شود .
5. پیش‌بینی‌پذیری و کاهش تدریجی: کاهش ناگهانی کمک می‌تواند فشار مالی و انقباض تقاضا را افزایش دهد (بانک جهانی، 2011). برنامه‌های چندساله و گذار تدریجی، همراه با تقویت بخش خصوصی و صادرات، از شوک های ناگهانی می کاهد.
6. پژوهش‌های آینده: از دید من به‌کارگیری داده‌های ماهانه یا فصلی، داده‌های ولایتی، تفکیک کمک بر پایه بخش و نوع، و متغیرهای کنترل مانند امنیت، نهادها و سرمایه‌گذاری، به شناسایی دقیق تر سازوکارها کمک می‌کند. همچنین افزودن سال‌های 2024 و 2025 پس از انتشار آمار قطعی و هم‌سان، و استفاده از روش‌هایی که شکست ساختاری را صریح مدل سازی می‌کنند، پیشنهاد می‌شود.
13. محدودیت‌های پژوهش
نخست، ماد ل‌ها متغیر کنترول ندارند و امنیت، کیفیت نهادها، سرمایه‌گذاری و قیمت جهانی کالاها در آن‌ها وارد نشده است؛ بنابراین ضرایب را نمی‌توان اثر علی تلقی کرد. دوم، کمک رسمی انکشافی کمک‌های نظامی و بخش بزرگی از مصارف امنیتی را شامل نمی‌شود و ممکن است اندازه واقعی جریان خارجی را کمتر نشان دهد. سوم، احصائیه تولید ناخالص داخلی افغانستان با چالش‌های اندازه‌گیری، از جمله اقتصاد غیررسمی، روبه رو است و بازبینی‌های بعدی ممکن است رقم‌ها را تغییر دهند؛ مثلاً رشد 2020 در پایگاه با پیش‌بینی جولای 2020 تفاوت چشمگیر دارد. چهارم، همبستگی هم‌زمان ممکن است از علیت دوطرفه یا متغیر مشترک ناشی شود و ابزارهای شناسایی علی، مانند متغیر ابزاری، در این مقاله استفاده نشده است. پنجم، سال‌های 2021 تا 2023 با شکست ساختاری و عدم قطعیت اندازه‌گیری همراه‌اند و فقط سه مشاهده دارند؛ از این‌رو ضریب جداگانه برای آن دوره برآورد نشد و از متغیر مجازی استفاده شد. در پایان، ساحه پژوهش به سال‌های 2001 تا 2023 محدود است و سال‌های 2024 و 2025 به‌دلیل نبود آمار قطعی و هم‌سان بررسی نشده‌اند.
منابع و ماخذ
1. انستیتوت مطالعات استراتژیک افغانستان(1398). توسعه مبتنی بر وابستگی: نقش کمک‌های خارجی در توسعه اقتصادی اجتماعی افغانستان کابل: انستیتوت مطالعات استراتژیک افغانستان.
2. حیدر، م. ح. (1401). تاثیر کمک‌های خارجی بر رشد اقتصادی افغانستان طی سال‌های 2002–2020. کنفرانس علمی–تحقیقی، انستیتوت اقتصاد، اکادمی علوم افغانستان. . https://www.asa.gov.af/dr/node/1471
3. رامیار، س. ج، مجدی، ع. ا، و مظلوم خراسانی، م. (1397). نقش کمک‌های خارجی در توسعه اقتصادی–اجتماعی افغانستان. جامعه شناسی سیاسی جهان اسلام، 6(13)، 1–32. https://doi.org/10.22070/iws.2019.3285.1575
4. رزمی، م. ج.، محمدی، م. ص.، و عبدالحسن الساعدی، ا. ف. (1399). کمک‌های خارجی و توسعه افغانستان بعد از خروج طالبان. دومین کنفرانس بین‌المللی نوآوری در مدیریت کسب‌وکار و اقتصاد..
5. Arsalan, R. (2019). Foreign aid and economic development: A study of foreign aid and its effects and relationship with per capita income of Afghanistan (MPRA Paper No. 96136) [Master’s thesis, Kardan University]. Munich Personal RePEc Archive. https://mpra.ub.uni-muenchen.de/96136/1/MPRA_paper_96136.pdf.
6. Boone, P. (1996). Politics and the effectiveness of foreign aid. European Economic Review, 40(2), 289–329. https://doi.org/10.1016/0014-2921(95)00127-1.
7. Burnside, C., & Dollar, D. (2000). Aid, policies, and growth. American Economic Review, 90(4), 847–868. https://doi.org/10.1257/aer.90.4.847.
8. Clemens, M. A., Radelet, S., Bhavnani, R. R., & Bazzi, S. (2012). Counting chickens when they hatch: Timing and the effects of aid on growth. The Economic Journal, 122(561), 590–617. https://doi.org/10.1111/j.1468-0297.2011.02482.x.
9. Collier, P., & Dollar, D. (2002). Aid allocation and poverty reduction. European Economic Review, 46(8), 1475–1500. https://doi.org/10.1016/S0014-2921(01)00187-8.
10. Dickey, D. A., & Fuller, W. A. (1979). Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root. Journal of the American Statistical Association, 74(366), 427–431. https://doi.org/10.1080/01621459.1979.10482531.
11. Easterly, W., Levine, R., & Roodman, D. (2003). New data, new doubts: A comment on Burnside and Dollar’s “Aid, policies, and growth” (NBER Working Paper No. 9846). National Bureau of Economic Research. https://www.nber.org/papers/w9846.
12. Farahmand, M. A. (2021). The relationship between economic growth and foreign aid: The case of Afghanistan. Journal of Economic Policy Researches, 8(2), 141–154. https://doi.org/10.26650/jepr885246.
13. Fazlly, S. K. (2024). Foreign aid and economic growth: An econometric study of Afghanistan. Journal of Indonesian Applied Economics, 12(1), 46–54. https://doi.org/10.21776/ub.jiae.2024.012.01.4.
14. Granger, C. W. J. (1969). Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods. Econometrica, 37(3), 424–438. https://doi.org/10.2307/1912791.
15. Hansen, H., & Tarp, F. (2001). Aid and growth regressions. Journal of Development Economics, 64(2), 547–570. https://doi.org/10.1016/S0304-3878(00)00150-4.
16. Rajan, R. G., & Subramanian, A. (2005). Aid and growth: What does the cross-country evidence really show? (NBER Working Paper No. 11513). National Bureau of Economic Research. https://www.nber.org/papers/w11513.
17. Solow, R. M. (1956). A contribution to the theory of economic growth. The Quarterly Journal of Economics, 70(1), 65–94. https://doi.org/10.2307/1884513.
18. Special Inspector General for Afghanistan Reconstruction. (2021). What we need to learn: Lessons from twenty years of Afghanistan reconstruction (SIGAR 21-46-LL). https://www.sigar.mil/pdf/lessonslearned/SIGAR-21-46-LL.pdf
19. World Bank. (2011, November). Transition in Afghanistan [Presentation]. World Bank. https://thedocs.worldbank.org/en/doc/6601615408214196000310022018/original/TransitioninAfghanistanNov2011.pdf.
20. World Bank. (2019). Afghanistan: Public expenditure update. International Bank for Reconstruction and Development / The World Bank.https://documents1.worldbank.org/curated/en/696491564082281122/pdf/Afghanistan-Public-Expenditure-Update.pdf
21. World Bank. (2020, July 15). Hit hard by COVID-19, Afghanistan needs continued international support [Press release]. https://www.worldbank.org/en/news/press-release/2020/07/15/hit-hard-by-covid-19-afghanistan-needs-continued-international-support.
22. World Bank. (2026a). GDP (current US$) – Afghanistan [Data set]. World Development Indicators (NY.GDP.MKTP.CD). Retrieved October 14, 2026, from https://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.CD?locations=AF.
23. World Bank. (2026b). GDP growth (annual %) – Afghanistan [Data set]. World Development Indicators (NY.GDP.MKTP.KD.ZG). Retrieved October 14, 2026, from https://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KD.ZG?locations=AF.
24. World Bank. (2026c). Net official development assistance received (current US$) – Afghanistan [Data set]. World Development Indicators (DT.ODA.ODAT.CD). Retrieved October 14, 2026, fr https://data.worldbank.org/indicator/DT.ODA.ODAT.CD?locations=AF.
Abstract
This study examines the relationship between foreign aid and the growth of Afghanistan’s gross domestic product (GDP) over 2001–2023. Annual data on net official development assistance (ODA) received, current-dollar GDP and real GDP growth were taken from the World Bank’s World Development Indicators. Using descriptive statistics, Augmented Dickey–Fuller tests, Pearson, Spearman and Kendall correlations, ordinary least squares regressions and Granger causality tests, the paper distinguishes contemporaneous co-movement from lagged and causal effects. Aid intensity (ODA/GDP) fell from an average of 39.7% in 2001–2010 to 25.2% in 2011–2023, while mean real growth fell from 10.0% to 0.5%. Aid intensity is positively and significantly related to contemporaneous growth (coefficient 0.40, p = 0.034), and aid growth is positively related to real growth (coefficient 0.20, p = 0.002). However, the relationship disappears with a one-year lag, is insignificant in the sub-periods, weakens to 10% significance once a 2021–2023 structural-break dummy is included (Chow tests reject coefficient stability), and Granger tests find no causality from aid to growth. The evidence is therefore more consistent with a demand-driven effect of the international presence than with aid acting as a durable engine of growth. Limitations include the short sample, the exclusion of 2024–2025 owing to the lack of final, harmonised data, the exclusion of military assistance from ODA, and the absence of control variables.
Keywords:
foreign aid; economic growth; GDP; aid dependence; Granger causality; Afghanistan
