تقييم أثر االداء المالي والنقدي على التضخم النقدي في الجزائر دراسة قياسية- طهراوي فريد

Transcript

1 تقييم أثر االداء المالي والنقدي على التضخم النقدي في الجزائر دراسة قياسية- 1 طهراوي فريد ملخص : هتدف ىذه الدراسة إيل معرفة أثر االداء ادلايل والنقدي من خاللكل من اإلنفاق احلكومي عرض النقود او بادلفهوم الواسع على التضخم النقدي يف اجلزائر وذلذا الغرض مت تقدير منوذج قياسي يتضمن ثالث متغ تات : متغ تين مستقل ت ديثالن: اإلنفاق العام للدولة و عرض النقود وادلتغ ت التابع وىو معدل التضخم مقاسا بالرقم القياسي ألسعار ادلستهلك ت للف تة الزمنية ) ( وكما ىو معلوم فأن بيانات السالسل الزمنية غ ت مستقرة يف ادلستوىكحال اغلب ادلتغ تات االقتصادية لذلك أخضعت إيل اختبار ديكي فولر ادلطور اخلاص بدراسة االستقرارية واليت بينت نتائجو أن ادلتغ تات اليت دتثلكل من اإلنفاق العام معدل التضخم وعرض النقود غ ت ساكنة يف مستوياهتا وأن حالة السكون للمتغ تات زلل الدراسة تتحقق عند الفرق األول. ومن مث انتقلت الدراسة إيل أجراء اختبار التكامل ادلش تك ب ت ادلتغ تات زلل الدراسة واليت أشارت نتائجو إىل وجود عالقة توازنية ب ت ادلتغ تات يف ادلدى الطويل كما أظهرت نتائج تطبيق اختبار منوذج تصحيح اخلطأ )ECM( عدم وجود مشكلة ارتباط ذايت ويف االخ ت ختمنا ىذا البحث من خالل دراسة استقرارية النموذج الذي ب ت االنسجام ادلوجود ب ت النموذج ت قص ت وطويل ادلدى بواسطة اختباري اجملموع ال تاكمي للبواقي ادلعاودة وكذا اجملموع ال تاكمي دلربعات البواقي ادلعاودة. كلمات مفتاحية: اإلنفاق العام عرض النقود معدل التضخم منوذجECM. مقدمة من ادلواضيع ذات التأث ت ادلباشر والقوي على االقتصاد الوط ت صلد مشكلة التضخم والعوامل ادلؤثرة فيو وال فكث ت من االقتصادي ت يعزو مشكلة ارتفاع معدل التضخم يف االقتصاد إىل زيادة اإلنفاق احلكومي يف االقتصاد اليت من شأهنا أن ترفع من عرض النقود حيث أن ىذين االخ تين يعتربان من أىم مسبباتو. إذ تتجو ىذه التدفقات النقدية احلكومية ضلو مصارفها ادلختلفة لينتهي هبا احلال يف مكونات عرض النقود ادلتعددة من الودائع أو النقد ادلتداول خارج ادلصارف ومن أبرز أمثلة ذلك زيادة اإلنفاق احلكومي على بند الرواتب واألجور وبالتايل جيدر بنا قبل التعرض 1 طهراوي فريد التخصص: اقتصاد و إحصاء تطبيقي. الرتبة: أستاذ مساعد قسم "أ" جامعة آكلي زلند اوحلاج - البويرة.

2 ذلذه األسباب ادلختلفة اليت تؤدي إىل زيادة النفقات العامة أن نفرق ب ت األسباب الظاىرية واألسباب احلقيقية ويقصد باألسباب الظاىرية تلك اليت تؤدي إىل تضخم الرقم احلسايب للنفقات العامة دون أن يقابلها زيادة يف التكلفة احلقيقة أي يفكمية السلع واخلدمات ادلستخدمة إلشباع احلاجات العامة. أما األسباب احلقيقية فتعود لتلك العوامل اليت تؤدي إىل زيادة فعلية يف القيمة احلقيقية للنفقات العامة يف إقليم مع ت. وبالتايل تطرقنا إىل حتليل العالقة ب ت تغ تات السيولة )العرض النقدي( وحجم النفقات العامة من جهة والتضخم من جهة أخرى عرب دراسة قياسية من خالل جانب ت: المحور االول: مفاىيم حول التضخم االنفاق العام والعرض النقدي. المحور الثاني: الدراسة القياسية ألثر االنفاق العام والعرض النقدي على التضخم. 1- مشكلة الدراسة شلا سبق ذكره ومن خالل تزايد االىتمام بظاىرة التضخم وكافة ادلعامالت ادلالية والنقدية ادلرتبطة بو من أجل اجياد احللول الكفيلة دلعاجلة ىذه الظاىرةكان البد دلعرفة أىم العوامل اليت تؤثر على لتضخم وخاصة من خالل اجلانب ت ادلايل والنقدي بواسطة عامل ت ومها االنفاق احلكوميكتقدير لألداء ادلايل وعرض النقودكعامل لألداء النقدي وعليو ديكننا صياغة إشكالية البحثكما يلي: - ما ىو أثر االداء ادلايل والنقدي من خالل اإلنفاق العام و عرض النقود على التضخم يف اجلزائر خالل الف تة ) ( 2- هدف الدراسة هتدف الدراسة إىل إلقاء الضوء على العالقة ب ت معدل التضخم و النفقات العامة باإلضافة إىل عرض النقود يف اجلزائر. 3- األسئلة الفرعية: من خالل ما سبق ديكن طرح التساؤالت التالية. 1 ما ادلقصود بالتضخم االنفاق العام وعرض النقود 2- كيف يتم التأث ت على التضخم بواسطة حجم ادلعروض النقدي 3- كيف تتحدد العالقة ب ت التضخم و حجم االنفاق العام خالل الف تت ت: قص تة وطويلة ادلدى يف اجلزائر 197

3 4- فرضيات الدراسة - التضخم النقدي ظاىرة نقدية اكثر منها مالية وىذا حسب رأي اقتصاديي ادلدرسة النقدية. -يتم استخدام اإلنفاق العام بغرض التأث ت على االقتصاد القومي بزيادة النمو وجتنب األزمات االقتصادية )التضخم والركود( ويكون بالتأث ت ادلباشر على االستهالك االدخار وادلستوى العام لألسعار. - ىناك عالقة إجيابية ذات داللة إحصائية ب ت الزيادة يف ادلعروض النقدي وحجم االنفاق العام من جهة والتضخم من جهة اخرى يف اجلزائر. 5- منهج الدراسة استخدمنا يف ىذه الدراسة منهج األسلوب الوصفي التحليلي واألسلوب اإلحصائي القياسي من خالل حتليل السالسل الزمنية Time Series Analysis ومنوذج تصحيح اخلطأ.)ECM) Error-Correction Model كما است خد م ادلنهج اإلحصائي القياسي الكمي حملاولة قياس العالقات السببية السائدة ب ت التضخم العرض النقدي واإلنفاق العام خالل الف تة ) (. المحور األول: مفاهيم حول األداء التضخم االنفاق العام و العرض النقدي. من خالل احملور االول نقوم بتقدمي تعريف سلتصر دلتغ تات الدراسة وادلتعلقة بكل من التضخم العرض النقدي او الكتلة النقدية باالضافة اىل النفقات العامة. الفرع االول:مفهوم التضخم 1 -مفهوم تقييم األداء "ىو وسيلة للتحقق من أن العمليات اليت مت اصلازىا يف هناية مدة معينة مطابقة لألعمال اليت أريد إصلازىا وفق اخلطط الربامج احملددة والتعليمات الصادرة وادلبادئ ادلعتمدة لغرض إعطاء اجلهات ذات العالقة الصورة الواضحة عن االضلرافات واالختناقات مع تشخيص أسباهبا لغرض تقدمي 1 ادلق تحات العلمية والعملية دلعاجلتها ومن مث تالفيها". 2 تعريف التضخم تعددت تعريفات التضخم يف الفكر االقتصادي وذلك من خالل العديد من الكتابات اليت تناولت ىذه الظاىرة فالبعض ركز على مظهر التضخم والبعض اآلخر ركز على األسباب ادلنشئة للتضخم. 198

4 فالتعاريف ادلبنية على األسباب ادلنشأة للتضخم صلد أنصار النظرية النقدية عرفوا التضخم بأنو"كل زيادة يف كمية النقد ادلتداول تؤدي إىل زيادة يف ادلستوى العام لألسعار" 2 مبع ت أنوكلما زادت كمية النقود ادلتداولة يف السوق مبعدل أكرب من منو الناتج القومي احلقيقي كلما زادت األسعار بالتايل حدث التضخم. كما يعرفو اصحاب نظرية الدخل واإلنفاق بأنو:"االرتفاع يف مستوى العام لألسعار الذي ينتج عنو فجوة ب ت السلع احلاضرة وحجم الدخول ادلتاحة لإلنفاق" أنصار نظرية العرض والطلب فعرفوا التضخم على أنو " زيادة الطلب اليت ال يقابلها زيادة يف 3 أما 4 حجم اإلنتاج". أما بالنسبة لكينز : فالتضخم ىو"زيادة ادلقدرة الشرائية اليت ال يقابلها زيادة يف حجم اإلنتاج" أو ىو 5 "زيادة الطلب احلقيقي يف جو استخدامكامل." - اما التعاريف ادلبنية على مظاىر التضخم فيعرف روبنسن التضخم بأنو:"ارتفاع غ ت ادلنتظم لألسعار" و يعرفو مارشال "بأنو ارتفاع األسعار" 6 وعرف G-OLIVE التضخم"بأنو 7 االرتفاع يف ادلستوى العام لألسعار وليس ارتفاع بعض السلع)ارتفاع يولد ارتفاعات أخرى(. 3 -اإلنفاق العام والعرض النقدي نتناول مفاىيم نظرية لكل من االنفاق العام والعرض النقدي 1-3 مفهوم وأقسام العرض النقدي. أ-مفهوم العرض النقدي : يعرف العرض النقد أو كما يسمى أيضا بالكتلة النقدية بأنو رلموع وسائل الدفع ادلتداولة يف اجملتمع خالل ف تة زمنية معينة أي أنو يضم مجيع وسائل الدفع ادلتاحة يف التداول واليت حبوزة األفراد وادلشروعات وادلؤسسات ادلختلفة ويعرف أيضا بأنو " كمية النقود أو رلموع الوحدات النقدية ادلتواجدة يف حوزة األشخاص )اجملتمع( خالل ف تة زمنية معينة 8 ". وجتدر اإلشارة ىنا إىل أن عرض النقد يعد مبثابة دينا على اجلهاز ادلصريف أو اجلهة اليت تتوىل عملية اإلصدار إذ انو التزاما عليها وحقا حلائزيو على التصرف بادلبالغ اليت حبوزهتم. ب- مكونات العرض النقدي : حيتوي العرض النقدي على كل أنواع وسائل الدفع الفورية اليت ىي حبوزة األعوان االقتصادي ت داخل ال تاب الوط ت وتتكون أساسا من النقود الورقية والبنكية واألنواع األخرى من النقود والودائع عند ادلؤسسات: ( ادلالية وادلصرفية وبالنسبة لدولة اجلزائر 9 فالعرض النقدي يتكون من العناصر التالية : * النقود الورقية : تتمثل يف تداول النقود الورقية من القطع النقدية حيث تعترب من ادلكونات األساسية للكتلة النقدية يف اجلزائر. 199

5 *النقود الكتابية :تتمثل يف النقود ادلتداولة عن طريق الكتابة من حساب بنك إىل حساب بنك أخر وتتكون أساسا من ودائع حتت الطلب لدى ادلصارف وودائع مراكز احلساب اجلاري وصناديق التوف ت. *أشباه النقود : وتتكون من الودائع ادلودعة لغرض احلصول على فوائد وودائع ألجل والودائع اخلاصة ادلس تة من قبل مؤسسات القرض وىي دتثل األموال ادلوظفة لألعوان االقتصادي ت وىذه العناصر يطلق عليها اسم السيولة احمللية. 4- االنفاق العام ( النفقات العامة(. تطورت النفقات العامة يف مفهومها الذي اختلف يف ظل الدولة ادلتدخلة عنها يف ظل الدولة ادلنتجة فيعرف اإلنفاق العام بأنو مبلغ من ادلال ينفق من خزانة الدولة بواسطة إدارهتا ومؤسساهتا 10 وىيئاهتا ادلختلفة إلشباع حاجات عامة. مبع ت أنو مبلغ من النقود يدفعو شخص من أشخاص القانون العام إلشباع حاجة عامة 11 ويتب ت من ىذا التعريف أن النفقة العامة تتكون من ثالث عناصر واليت دتثل أركان النفقة وىي : النفقة العامة مبلغ نقدي العنصر الثاين ىو صدور النفقة العامة من الدولة أو أحد األشخاص العامة والعنصر الثالث ىو أن النفقة العامة هتدف إىل حتقيق نفع عام. فإن أغلب احلكومات تقوم بسياسة تسمى سياسة الرقابة على اإلنفاق العام ىذه السياسة تؤدي إىل التحكم يف اإلنفاق احلكومي سواء كان استهالكي أو استثماري وىذا راجع لكون النفقات العامة )االستثمارية( تؤدي إىل زيادة القدرة اإلنتاجية لالقتصاد القومي من خالل تنمية وتطوير عناصر اإلنتاج أما النفقات العامة )االستهالكية( حال توجيهها إىل اجلوانب االجتماعية )التعليم الصحة الثقافة...( فتؤدي إىل رفع مستوى العمالة وىو دور النفقات ادلخصصة لإلعانات والدعم وكذلك األمن والقضاء. ففي حالة التضخم تقوم احلكومة بتخفيض ىذا اإلنفاق باستحداث فائض يف ادليزانية للتأث ت يف اإلنفاق االستثماري أو االستهالكي والعكس صحيح. المحور الثاني:الدراسة القياسية ألثر االنفاق العام والعرض النقدي على التضخم )التقدير تحليل و تفسير النتائج(: 1 العينة وفترة الدراسة: النطاق ادلكاين للدراسة ىو اجلزائر من خالل ف تة ) ( وعليو فإن ىذه الدراسة تتم بواسطة اختبار التكامل ادلش تك وذلك باستخدام طريقة أصلل جراصلر. 200

6 2 النموذج المستخدم: من أجل اختبار أثر عرض النقود واإلنفاق العام على التضخم يف اجلزائر والنموذج ادلستخدم يف ىذه الدراسة يأخذ الشكل التايل: حيث أن: inf infl = m2 g u t l t 0 1m2t 2 g t u t: ديثل الزمن ) 1985 م م(. t t t ifl :معدل t التضخم مثال بالرقم القياسي ألسعار اإلستهالك. m 2t :معد ل عرض النقود مبفهومو الواسع. g: t إمجايل اإلنفاق العامكنسبة من الناتج احمللي. u: t بواقي تقدير ادلعادلة. نقوم بإدخال اللوغاريتم وىذا نتيجة لعدم جتانس بيانات السالسل الزمنية للمتغ تات سوف نتعامل مع اللوغاريتم النيربي ذلذه السالسل فيصبح النموذج كاأليت: ln inf lt 0 1 ln m2t 2 ln g u 3 نتائج التقدير: يتناول يف ىذه الورقة استخدام أساليب السالسل الزمنية واختبارات السكون وأسلوب التكامل ادلش تك. أوال: نتائج اختبار سكون السالسل الزمنية: تعترب دراسة االستقرارية أحد الشروط ادلهمة عند دراسة التكامل ادلتزامن ألن غياهبا يسبب عدة مشاكل قياسية وتكمن أمهيتها يف التحقق من استقرار أو عدم استقرار السلسلة الزمنية ومعرفة نوعية عدم االستقرار ما إذاكان من نوع )Trend Stationary) TS أو The unit root وتعد اختبارات جذر الوحدة )Differency Stationary) DS أحد األنواع الكفيلة بإجراء اختبارات اإلستقرارية test of Stationarity ونقوم هبذه العملية من أجل تفادي االضلدار الزائف والنتائج ادلضللة وجيب أن تكون السالسل الزمنية مستقرة من نفس الدرجة ويعد ىذا أحد الشروط الضرورية إلجراء اختبار التكامل ادلش تك وإال فلن تكون ىناك عالقة ب ت ادلتغ تات يف ادلدى الطويل. 201

7 و ىناك العديد من الطرق اليت تستخدم يف اختبار سكون السلسلة الزمنية وىي إما كيفية أو كمية: :12 االختبارات الكيفية ومنها الرسم البياين الذي قد ال يعطي نتائج قاطعة بشأن طبيعة وخصائص السلسلة الزمنية كما ديكن االستدالل على سكون السلسلة الزمنية ألي متغ ت حيث تق تب الدالة " بفحص دالة االرتباط الذايت Auto Corrélation Function " ACF من الواحد إذا كانت السلسلة غ ت ساكنة وتتناقص بالتدريج مع زيادة الفجوة الزمنية وتعتمد ىذه الطريقة على الفحص النظري ولكنها قد ال تؤدي إىل نتائج قاطعة االختبارات الكمية: وىي أكثر دقة يف حتديد اإلستقرارية للسلسلة الزمنية ومن أىم ىذه االختبارات صلد اختبار ديكي فولر " ADF )PP) Philips Perron )Dickey-Fuller(DF )ديكي فولر ادلوسع ) Dickey-Fuller (Augmented فيليبس ب تون حيث تثبت ىذه االختبارات طبيعة وخصائص السالسل الزمنية للمتغ تات زلل الدراسة و ديكن 13 تناول ىذه االختباراتكما يلي : يوضح اجلدول التايل نتائج اختبار السكون جلميع متغ تات الدراسة وذلك بتطبيق اختبار ديكي فوللر( ADF ) وفيليبس ب تون( pp ) جدول رقم ( 01(: نتائج الدراسة. الفرق األول pp المستوى اختبار على السالسل الزمنية. جذر الوحدة Test) (Unit Root لمتغيرات الفرق األول ADF المستوى المتغيرات lninfl Lnm2 lng * Significant at the 1% level (-2.63). ** Significant at the 5% level (-1.95). *** Significant at the 10% level (- المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج )7.)Eviews 1.61).

8 أن ح ت حيث يتضح لنا من اجلدول رقم (01 ( أن مجيع متغ تات الدراسة غ ت ساكنة يف ادلستوى يف مجيع ادلتغ تات السكون دلرحلة وصلت مستوى عند واالستقرار و %5 معنوية %1 و %10 بعد اخذ الفرق األول ذلا ونستنتج من ذلك أن السالسل الزمنية متكاملة من الدرجة األوىل( CI~(1. ثاني ا :نتائج اختبار التكامل المشترك باستخدام طريقة أنجل جرانجر وطريقة جوهانسن: *اختبار التكامل المشترك باستخدام طريقة أنجل جرانجر : نقوم باختبار اصلل-قراصلر : - تقدير العالقة على المدى الطويل أعطى النتائج التالية: 1. نموذج المدى الطويل: سندرس تأث ت عرض النقود واإلنفاق العام على التضخم يف اجلزائر وديكن كتابة النموذج القياسي بشكل دالة قياسية وبذلك تكون ادلعادلة على النحو اآليت: *تقدير النموذج: باستخدام برنامج EVIEWS حتصلنا على تقدير منوذج ادلدى الطويل. lni جدول رقم ) 02): نتائج تقدير نموذج دالة التضخم في المدى الطويل Variable Constant Lnm lng coefficient S.E 203 t-statistics (R 2 =0.42 Adj R 2 = 0.38 dw=0.86) F= P.value المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج )7.)Eviews نقوم باختبار التكامل ادلش تك انطالقا من بواقي فوللر( ADF ) وفيليبس ب تون( PP ) على البواقي.وكانت التقدير السابق وذلك بتطبيق اختبار ديكي نتائج اختبار ديكي فوللر على سلسلة البواقي موضحة يف اجلدول التايل: جدول رقم (03) : نتائج اختبار التكامل المشترك بطريقة أنجل وجرانجر. القرار فرض جذر الوحدة ADF PP سلسلة البواقي

9 204 CI~(0) رفض resid * Significant at the 1% level (-2.63). ** Significant at the 5% level (-1.95). *** Significant at the 10% level (- المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج )8.)Eviews 1.61). يتضح لنا من اجلدول رقم (03) أن سلسلة البواقي الناجتة عن تقدير منوذج ادلدى الطويلكانت ساكنة يف ادلستوى ويتضح ذلك من خالل رفض فرض العدم الذي ينص على وجود جذر وحدة للسالسل الزمنية واالستنتاج بأن البواقي متكاملة من الدرجة صفر وجود تكامل مش تك من نفس الدرجة دلتغ تات الدراسة. CI~(0) وىذا يع ت نموذج المدى القصير: نموذج تصحيح الخطأ) Estimation (ECM 14 : بعد التأكد من السالسل الزمنية دلتغ تات منوذج الدراسة أهنا غ ت ساكنة يف ادلستوى وساكنة يف الفرق األول ومن مث التحقق من أهنا مجيعا متكاملة تكامال مش تكا يتضح أن ىناك عالقة توازنية عالقة والذي النموذج طويلة توازنية األجل طويلة ينطوي على انو كما ب ت األجل إمكانية متغ تات الدراسة وبالتايل فهي وعليو اختبار يتفادى ادلشكالت ينبغي وتقدير أن القياسية حتظى العالقة النامجة بتمثيل يف اليت ادلدى عن حتقق منوذج القص ت االرتباط التكامل تصحيح والطويل وتعكس ادلش تك اخلطأ( ECM ) متغ تات ب ت الزائف.(Spurious lninfl R *البواقي correlation) ولتقدير منوذج تصحيح اخلطأ نستعمل طريقة أصلل وجراصلر كاأليت : المرحلة األولى: تقدير العالقة في المدى الطويل وحساب البواقي: *العالقة في المدى الطويل: :e t t e t = l lninf المرحلة الثانية: تقدير العالقة في المدى القصير: *العالقة في المدى القصير:

10 جدول رقم (04) : نتائج تقدير نموذج تصحيح الخطأ) Estimation.(ECM Variable coefficient S.E t-statistics P.value Constant lnm lng resid01(-1) Adj R 2 = 0.32 Prob=0.002) F= dw=1.95 (R 2 =0.39 المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج.)Eviews 8( R 2 = 0 - تقييم نموذج قصير المدى )نموذج تصحيح الخطأ(: من خالل منوذج تصحيح اخلطأ نالحظ ما يلي: أن معامل) 1 t e (سالب ومعنوي عند مستوى ادلعنوية تصحيح اخلطأ مقبول. α = 5% -اإلشارة السالبة دلعامل البواقي ومعنويتو ويفسر ذلك بقوة اإلرجاع ضلو التوازن. 205 وبالتايل فنموذج -اإلشارة ادلوجبة دلعامل عرض النقود توافق منطوق النظرية االقتصادية وذا معنوية عند مستوى %5 شلا يع ت أن الزيادة يف عرض النقود ب %10 يؤدي إىل ارتفاع التضخم ب % كما نقبل اإلشارة ادلوجبة لالنفاق العام وذا معنوية عند مستوى االنفاق العام ب %10 يؤدي إىل زيادة التضخم ب %5 أي انو عند زيادة. %65.3 ويرجع ىذا يف الغالب اىل - ختصيص احلكومة مبالغ للنفقات العامة أكرب من ادلبالغ اليت حتصل عليها من اإليرادات ادلالية العادية أي اليت حتصل عليها من الضرائب إذ تؤدي النفقات احلكومية اإلضافية إىل توزيع قوة شرائية إضافية ترفع الطلب الكلي وتدفع االقتصادكلو يف حركة توسعية. فيكون لذلك زيادة مباشرة للتضخم. يتضح لنا من معامل تصحيح اخلطأ ( 0.42-( أنو عندما ينحرف معدل التضخم inf يف ادلدى القص ت يف الف تة )1-t( عن قيمتو التوازنية يف ادلدى الطويل فإنو يتم تصحيح ما يعادل

11 %42 من ىذا االضلراف يف الف تة )t(. كما انو ياخذ مايعادل 2.38 يف ح ت حصول ازمات او صدمات اقتصادية تبعد النموذج عن التوازن. التحديد معامل قيمة -أما اخلطأ فادلتغ تات ادلستقلة فسرت النموذج واليت ذلا التأث ت أكثر يف التضخم. تظهر إحصائية سنة للرجوع اىل التوازن R 2 فبلغت 0.39 وىي قيمة مقبولة يف حالة اختبار تصحيح %39 والباقي راجح إىل متغ تات أخرى مل تدرج يف ىذا (DW) إىل عدم وجود مشكلة االرتباط الذايت ب ت ادلتغ تات ادلستقلة. - قيمة إحصائية فيشر (F) بلغت قيمتها 6.01 وبالتايل النموذج جيد ومعنويكليا. من ادلشاكل اخلطأ تصحيح منوذج خلو من وللتأكد استخدام مت فقد القياسية اختبارات تشخيصية ومنو صلد أن النموذج قد جتاوزكافة إحصائيات فحص البواقي مثل: - مقارنة القيم احلقيقة بالقيم ادلقدرة باستخدام النموذج من خالل الشكل البياين التايل: شكل رقم) 02 (: القيم الحقيقة والمقدرة وبواقي النموذج. عدة Residual Actual Fitted المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج )8.)Eviews -حيث يالحظ من خالل الشكل رقم) 01 ( تقارب القيم ادلقدرة من القيم احلقيقية شلا يش ت جلودة النموذج ادلقدر لذا ديكن االعتماد عليو يف تفس ت وحتليل النتائج. -منوذج تصحيح اخلطأ ال يعاين من مشكلة ارتباط خطي لعدم وجود ارتباطات ذات قيم عالية ب ت ادلتغ تات ادلستقلة يف النموذجكما موضح يف جدول مصفوفة االرتباطات البسيطة أدناه: جدول رقم ) 05 (:مصفوفة االرتباطات البسيطة لمتغيرات النموذج قصير المدى. DLNINFL DLNM2 DLNG DLNINFL DLNM DLNG المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج )8.)Eviews 206

12 حتقق شرط التوزيع الطبيعي للبواقي باستخدام (Jarque-Bera) : وجد أن نتيجة االختبار كانت قيمة االحتمال اخلاصة هبا غ ت معنوية فمن خالل قيمة J-B=1.706 واليتكانت أقل من 5.99= 0.95 X 2 يتب ت ان بواقي النموذج تتبع التوزيع الطبيعي والشكل ادلوضح أدناه يوضح ذلك: شكل رقم )03(: التوزيع الطبيعي للبواقي لنموذج قصير المدى Series: Residuals Sample Observations 32 Mean -2.08e-17 Median Maximum Minimum Std. Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability كما عن لشرط ىنا اإلشارة جيب المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج استقاللية Eviews (.)8 ال حتدث لكي البعض بعضها عن ادلستقلة ادلتغ تات مشكلة االزدواج اخلطي واليت ذلا تأث ت سليب على نتائج التقدير وللتحقق من عدم جدوى ىذه ادلشكلة قمنا باستخراج قيمة معامل تضخم التباين) VIF ( والذي عادة ما يش ت للقيمة اليت تقل 10 ذلذا ادلعامل على ضعف التأث ت السليب ذلذه ادلشكلة على النموذج مبع ت تقرييب عن النموذج خايل من ادلشكل واجلدول التايل يوضح ذلك: جدول رقم )06(: يوضح نتائج التحقق من عدم وجود مشكلة االزدواج الخطي Variable Coefficie Uncentere Centere nt d d Variance VIF VIF DLNM DLNG

13 RESID01(-1) C NA المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج )8.)Eviews نالحظ من خالل رقم ( 05( أن قيمة تضخم التباين ( )VIF جلميع ادلتغ تات اقل من القيمة 10 وبالتايل يعرب ذلك عن غياب التأث ت السليب دلشكلة االزدواج اخلطي وبذلك يتم االعتماد على نتائج النموذج ادلقدر. حىت يتم التأكد من عدم وجود مشاكل قياسية سوف يتم استخدام اختبار LM االرتباط الذايت واختبار ARCH كما ىو مب ت يف اجلدول التايل: جدول رقم )07(: )نموذج تصحيح الخطأ( Probability إختبار Br -God و إختبارARCH Obs*Rsquared للنموذج قصير المدى Breussch- Godfrey Serial Correlation LM Test ARCH Test المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج )8.)Eviews - من اجلدول )06( والختبار مشكلة االرتباط التسلسلي نستخدم اختبار Br - God أي أن: LM=nxR2=32X0.0749= حيث النموذج ومقارنتها بإحصائية وتساوي 5.99 ومنو لدينا : X2K النموذج ال يعاين من مشكلة ارتباط ذايت. اجلدولية بدرجة حرية أنn : عدد ادلشاىدات ادلستعملة يف 2=K ومستوى معنوية %5 < وبالتايل نقبل فرضية العدم القائلة بأن - مشكلة عدم ثبات التباين

14 - أما فيما خيص ثبات التباين أو عدمو ( )Heteroscedasticity فيمكن استخدام اختبار : ARCH اذلدف منو ىو معرفة إذا كان ىناك ارتباط ب ت مربعات البواقي وىو يعتمد على مضاعف الغرانج وىو يف ىذه احلالة معطىكمايلي : مقارنتها بإحصائية =5.132 LM= nx R2=30 X و X2K اجلدولية بدرجة حرية 2=K ومستوى معنوية وتساوي % ومنو لدينا : 5.99 < وبالتايل نقبل فرضية العدم القائلة بثبات التباين حلد اخلطأ. -استقرارية النموذج لغرض التأكد من خلو البيانات ادلستخدمة يف ىذه الدراسة من وجود أي تغ تات ىيكلية فيها ال بد من استخدام أحد االختبارات ادلناسبة لذلك مثل :اجملموع ال تاكمي للبواقي ادلعاودة (CUSUM) و كذا اجملموع ال تاكمي دلربعات البواقي ادلعاودة Squares) (CUSUM of ويعد ىذان االختباران من أىم االختبارات يف ىذا اجملال ألنو يوضح أمرين مهم ت ومها تبيان وجود أي تغ ت ىيكلي يف البيانات ومدى استقرار وانسجام طويلة ادلعلمات بالشكل أدناه: مع االجل ادلعلمات قص تة 15 األجل. كما يوضح شكل االختبار ادلوضح شكل رقم )04(: اختبار ثبات النموذج قصير المدى CUSUM of Squares 5% Significance CUSUM 5% Significance النتائج والتوصيات: المصدر: إعداد الباحثان باستخدام برنامج )8.)Eviews االستنتاجات: استهدفت ىذه الدراسة ر تقدي أثر عرض النقود واإلنفاق العام على التضخم يف اجلزائر خالل الف تة ( ( باستخدام تقنيات قياسية حديثة يف حتليل التكامل ادلش تك ومناذج تصحيح اخلطأ وتوصلت إىل النتائج التالية:

15 * أظهرت الدراسة وجود تأث ت واضح لعرض النقود واإلنفاق العام على التضخم يف اجلزائر. * بالنسبة الختبار الستقرارية السالسل الزمنية ادلستخدمة يف الدراسة يالحظ بأهناكانت غ ت مستقرة يف ادلستوى ومستقرة يف الفرق األول. * لقد ب ت اختبار التكامل ادلش تك ب ت )عرض النقود اإلنفاق العام والتضخم( يف اجلزائر وجود عالقة توازنية طويلة األجل بينهما طبقا الختبار التكامل ادلش تك بطريقة أصلل وجراصلر. * دلت اختبارات منوذج تصحيح اخلطأ على أن معامل حد تصحيح اخلطأ حيمل إشارة سالبة ومعنوي حيث أن االضلراف الفعلي التضخم عن التوازن يصحح مبقدار) %42 ( ويأخذ مامقداره 1.38 سنة للعودة اىل التوازن يف حالة الصدمات االقتصادية. 2 -خالصة وتوصيات : - التضخم يف اجلزائر وعلى غرار البلدان النامية ال يكون ذو طبيعة نقدية او مالية فقط وامنا راجع للبنية االقتصادية للبلدكاجلزائر و اليت يعترب اقتصادىا ريعيا فيضاف اىل التضخم االصلي تضخم اخر وىو ادلستورد الن اجلزائر تستورد غالب ادلنتجات شلايضفي عجزا اخر وتكلفة جديدة تعيق النمو يف اجلزائر وتعرقل حتقيق التنمية ادلنشودة من خالل الربامج االقتصادية واخرىا برنامج دعم النمو لذلك فإننا نعاجلو عن طريق ختفيض الكتلة النقدية أو زيادة العرض او تفعيل العمليات االنتاجية لتحقيق ادلقابل السلعي للمعروض النقدي ىذا وختتلف سبل ادلعاجلة باختالف السبب الذي أدى إىل التضخم فقد تكون ىذه األسباب ىي ارتفاعكب ت يف مستوى األجور أي )فرضية زيادة التكاليف والنفقات( فتكون سبل العالج يف ىذه احلالة بتجميد الزيادة يف األجور إىل ف تة زمنية معينة قد دتتد عدة شهور أو سنة أو أكثر وربط باإلنتاجية او ارتفاع مستوى الطلب )أي فرضية جذب الطلب( فتكون يف ىذه احلالة سبل العالج على النحو التايل: * تقوم الدولة بزيادة ضريبة الدخل على الشرائح العليا يف اجملتمع وذلك من أجل ختفيض الطلب واقتصاص جزء من السيولة النقدية وبالتايل حتقيق توازن أفضل ب ت الكتلة النقدية وحجم اإلنتاج *خفض اإلنفاق العام وخصوصا اإلنفاق ادلتعلق بالسلع االستهالكية والكمالية واحلد من اإلسراف والتبذير يف القطاعات احلكومية ويف تنفيذ ادلشاريع اليت تقوم هبا احلكومة مع عدم ادلساس بأوجو اإلنفاق الذي يتعلق بزيادة الطاقة اإلنتاجية لالقتصاد.باالضافة اىل عدم الرفع من ادلعروض النقدي يف األسواق والبنوك إال مبا يتناسب مع الزيادة ادلتوقعة يف اإلنتاج حيث ىناك ارتباطا وثيقا ب ت الزيادة يف الكتلة النقدية واالرتفاع يف مستوى األسعار. 210

16 -المراجع 1 كنعان عبد الغفور حسن تقييم األداء الصناعي بالتطبيق على معمل السكر واخلم تة يف ادلوصل رللة تنمية الرافدين العدد 2002 ص غازي حس ت عناية التضخم ادلايل مؤسسة شباب اجلامعة اإلسكندرية 2003 ص رلدي عبد الفتاح سليمان عالج التضخم و الركود االقتصادي يف اإلسالم دار غريب للطباعة و النشر و التوزيع القاىرة 2003 ص: Bali Hamid inflation et mal-développement en Algérie OPU Alger, 1993, p: غازي حس ت عناية مرجع سابق ص: غازي حس ت عناية مرجع سابق ص: 22 7 ضياء رليد ادلوسوي االقتصاد النقدي: قواعد نظم نظريات سياسات مؤسسات نقدية مطبعة النخلة دار الفكر اجلزائر 1993 ص: عوض فاضل الدليمي النقود والبنوك دار احلكمة للطباعة والنشر ادلوصل العراق 1990 ص بلعزوز بن علي زلاضرات يف النظريات والسياسات النقدية ديوان ادلطبوعات اجلامعية اجلزائر 2004 ص احلاج طارق ادلالية العامة دار الصفاء للنشر والتزيع عمان الطبعة االوىل 2009 ص. 122 عبد الفتاح عبد اجمليد اقتصاديات ادلالية العامة جامعة ادلنصورة مصر 1990 ص GEORGE BRESSON - ALAIN PIROTTE : "Econométrie des séries temporelles ", 1ere édition, Presses universitaires de France, 1995.pp ATSUSHI INOUE, " Tests of cointegrating rank with a trend break", Journal of Econometrics, , pp Régis bourbonnais, économétrie, 6e édition, 2005, p Sufian Eltayeb Mohamed, (2008). Finance-Growth Nexus in Sudan: Empirical Assessment Based on an Application of the Autoregressive Distributed Lag (ARDL) Model, Working Papers API-Working Paper Series. from Arab Planning Institute. API/WPS PP