المقدمة: .(Arestis et al., 1991) .Taylor, ),( Goodhart, 1984), (Financial innovations) .(Roley, 1985) (Taylor, 1987), (Hetzel and Mehra, 1989)

Transcript

1 الطلب على النقود في سورية باستخدام نموذج تصحيح الخطا والتكامل المشترك تهدف هذه الدراسة ا لى تحليل سلوك الطلب على النقود في سورية اعتماد ا على بيانات ربع سنوية تغطي الفترة ١٩٧٤-١٩٩٤. واستخدم الناتج المحلي الا جمالي با سعار ١٩٨٥ ومعدل التضخم في تقدير دوال الطلب على النقود الحقيقية. وقد توطدت علاقة طلب على النقود مستقرة طويلة الا جل بين هذه المتغيرات. وقدرت هذه العلاقة باستخدام نموذج تصحيح الخطا وا سلوب التكامل المشترك. ونتيجة لانغلاق الاقتصاد السوري مالي ا فقد ا خفق معدل الفاي دة وسعر الصرف في تفسير سلوك الطلب على النقود. المقدمة: زخرت الا دبيات الاقتصادية المعاصرة بكم هاي ل من البحوث التي تناولت الطلب على النقود بالدراسة والتحليل. وتا ثرت دراسات الطلب على النقود بخمسة اتجاهات ا ساسية.(Aresis e al., 1991) نظر الاتجاه الا ول ا لى النقود على ا نها مخزون ا و رصيد احترازي sock) (Buffer وحاول هذا الاتجاه التركيز على المتغيرات التي يمكن ا ن تو ثر في تكوين ذلك المخزون (Cuhberson and (Laidler,1984).Taylor, ),( Goodhar, 1984), وتضمن الاتجاه الثاني الدراسات التجريبية التي حاولت تفسير انزحاف الطلب على النقود منذ بداية الثمانينات كنتيجة لانتشار الابتكارات المالية (Financial innovaions).(roley, 1985) (Taylor, 1987), (Hezel and Mehra, 1989) واستخدم الاتجاه الثالث ا سلوب التكامل المشترك المرتبط با سلوب تصحيح الخطا لتقدير علاقات الطلب على النقود. وانطلق الاتجاه الرابع من اعتبارات نظرية في تبريره لا دخال متغيرات سلمية الطلب على النقود. (Scale variables).(mankiw and Summers, 1986), (Aresis e al, 1990) كنفقات الاستهلاك بد لا من الدخل في دوال ا ما الاتجاه الخامس فتلخص في ا دخال المتغيرات الممثلة للا حلال النقدي المنبثقة من فرضية ماكينون في دالة الطلب نتيجة لتداخل

2 الا سواق المالية الدولية Chowdhury).A). ويندرج هذا البحث في ا طار الاتجاه الثالث لتقدير علاقات ١ الطلب على النقود وذلك من خلال تحديد المتغيرات الداخلة في دالة الطلب على النقود. هدف البحث: تهدف هذه الدراسة ا لى تحليل سلوك الطلب على النقود في سورية بغية تمكين السلطات النقدية من استخدام ا دوات السياسة النقدية بما يخدم متطلبات النمو الاقتصادي. كما تهدف ا لى تقدير العلاقة السكونية طويلة الا جل وتحديد العلاقات الديناميكية المستقرة قصيرة الا جل وطويلة الا جل لدالة الطلب على النقود في سورية. منهج البحث وا دواته: سنعتمد في هذا البحث على المنهجين الاستقراي ي والتحليلي. وسنقوم بتطبيق طريقة المربعات الصغرى العادية في تقدير دالة الطلب السكونية طويلة الا جل على النقود. ويستخدم هذا البحث نموذج تصحيح الخطا لتقدير نموذج الطلب الديناميكي على النقود في الا جل القصير وا سلوب جوهانسن للتكامل المشترك لاختبار فرضية استقرار دالة الطلب على النقود في الا جل الطويل. وهكذا سيتم استعراض الا فكار الري يسة لهذا البحث من خلال ا ربعة عناوين. يتناول العنوان الا ول البيانات والوقاي ع والثاني دالة الطلب السكونية على النقود في الا جل الطويل والثالث نموذج تصحيح الخطا والرابع طريقة جوهانسن للتكامل المشترك. ا و لا: البيانات والوقاي ع يتصف النظام النقدي في سورية بتطوره البطيء مما ينعكس على سلوك الطلب على النقود. فرغم انتشار ا نظمة الدفع الا لية وبطاقات الاي تمان في كثير من دول العالم ا لا ا ن هذه الوساي ل ما تزال غير ما لوفة في التعاملات المالية في سورية. كما يتصف النظام النقدي في سورية بانعزاله عن ٢ النظام النقدي العالمي نتيجة للرقابة الصارمة على التعامل بالنقد الا جنبي واستعمال ا سعار صرف متعددة ا ضافة ا لى سيطرة الدولة على النشاط المصرفي واعتبار هذا النشاط جزء ا من القطاع العام مما ا دى ا لى قلة عدد المصارف وضعف انتشارها وضيق فعالياتها. مو سسات تعتمد هذه الدراسة على بيانات ربع سنوية عن حجم الكتلة النقدية مستمدة من مصرف سورية المركزي وتغطي الفترة الواقعة بين الربع الثاني من عام ١٩٧٤ ا لى الربع الا خير من عام.١٩٩٤ ١ ٢ ا نظر لمزيد من التفصيل حول دوال الطلب على النقود : د. موفق السيد حسن "التطورات الحديثة للنظرية والسياسة النقدية مفهوم النقد والطلب عليه". مجلة جامعة دمشق للعلوم الاقتصادية والقانونية المجلد ١٥ العدد الا ول ١٩٩٩ ص: ٧٤-٥. ينظم المرسوم التشريعي رقم ٢٤ الصادر عام ١٩٨٩ التعامل بالقطع الا جنبي.

3 ويتناول الطلب على النقود بمفهومها الضيق ٣ (M1). ويغطي هذا المفهوم ما سمي بالنشرة الربعية لمصرف سورية المركزي بالكتلة النقدية التي تشمل النقد في التداول circulaion) (Money in والوداي ع ٤. (Demand deposis تحت الطلب ) ا ما بيانات الناتج المحلي الا جمالي با سعار ١٩٨٥ والرقم القياسي لا سعار المستهلك ومكمش الناتج المحلي الا جمالي با سعار ١٩٨٥ فقد استمدت من المجموعات الا حصاي ية السنوية التي يصدرها ٥ المكتب المركزي للا حصاء. وبالنظر ا لى عدم وجود سوق مالية في سورية تتغير فيها معدلات الفاي دة وفق ا لقوانين عرض النقود والطلب عليها فقد تمت الاستعانة بمعدلات الفاي دة ربع السنوية على اليورودولار لمدة ثلاثة ا شهر في سوق لندن والمنشورة في ٦ (IFS). وقد عدلت البيانات السنوية للناتج المحلي الا جمالي والرقم القياسي لا سعار المستهلك ومكمش الناتج المحلي الا جمالي وذلك بتطبيق طريقة التمديد الداخلي (inerpolaion) للوصول ا لى تقديرات ربع سنوية. وحولت مقاييس النقود الاسمية ا لى مقاييس حقيقية بقسمة المقاييس الاسمية على مكمش الناتج المحلي الا جمالي (Deflaor) ٧ الرقم القياسي لا سعار المستهلك لجميع المدن والا سواق في سورية. لعدم شمول النحو التالي: تطورت المتغيرات المتصلة بالطلب على النقود في الاقتصاد السوري خلال فترة الدراسة على ازداد حجم الكتلة النقدية M1 بالا سعار الاسمية خلال الفترة ١٩٧٤-١٩٩٤ بمعدل نمو - ١ ثابت يساوي ٤.٧% سنوي ا. ارتفع الرقم القياسي الضمني لا سعار الناتج المحلي الا جمالي بمعدل نمو ثابت قدره ٢ ٣.٢% سنوي ا. %١.٤ ارتفع حجم الكتلة النقدية الحقيقية M1 بمعدل نمو سنوي ثابت قدره سنوي ا. - ٣ %٠.١ ارتفع الناتج المحلي الا جمالي با سعار ١٩٨٥ بمعدل نمو ثابت قدره سنوي ا. - ٤ - بلغ متوسط سرعة تداول النقود بالمفهوم الضيق.٢.٢٧ ٥.%86.4 M3 بلغ متوسط نسبة كتلة النقود M1 من كتلة النقود مقدار - ٦ M! ٣ يعرف با نه حاصل جمع الكتلة النقدية في التداول (النقد الورقي والمعدني) والوداي ع تحت الطلب (الحسابات الجارية) وتساوي M2 حاصل جمع!M ا ضافة ا لى الوداي ع الزمنية والادخارية ا ما M3 فتساوي M2 ا ضاافة ا لى شبه النقود. ٤ دمشق. ٥ مصرف سورية المركزي النشرة الربعية ا عداد مختلفة تصدر عن مديرية الدراسات والتخطيط والاحصاء مصرف سورية المركزي المكتب المركزي للاحصاء المجموعة الاحصاي ية ا عداد مختلفة. دمشق. ٦ Inernaional Moneary Fund (IMF): Inernaional Financial Saisics (IFS), ٧ استخدم مكمش الناتج المحلي الا جمالي لقياس التضخم في عدة دراسات ا همها بحث Miller,,S " Moneary Dynamics: An applicaion of coinegraion and error-correcion modelling.j.m.c.b, 1991.

4 ويلاحظ ا ن ا داء الاقتصاد السوري خلال الفترة المشار ا ليها لم يكن متجانس ا حيث يتبين ا ن معدلات النمو الاقتصادي والتضخم والكتلة النقدية وسرعة التداول كانت كما هو موضح في الجدول (١) التالي: الفترة جدول (١): معدلات النمو الاقتصادي والتضخم وتغير الكتلة النقدية الحقيقية وسرعة التداول النقدي خلال الفترة النمو الاقتصادي % التضخم % الكتلة الكتلة ٨ ١٩٩٤-١٩٧٤ سرعة التداول من M1 معدل تغير سرعة تداول النقود % نسبة M1/M3 % النقدية M3 % ١.٢-٢.٤ ٨٩.٥ ٢.٧ ٢.٦ ٢.٦ ١.٤-١٩٧٤:٢ ١٩٨٦:١ النقدية M1 % ٢.٦ ٢.٠ ٨٤.١ ١.٦-٢.٠-٥.٧ ٠.٦-١٩٨٦:٢ ١٩٩٠:٢ ٠.٩-٢.١ ٨٠.٣ ٢.٩ ٢.٨ ١.٩ ٢.٠-١٩٩٠:٣ ١٩٩٤:٤ ٠.٤-٢.٣ ٨٦.٤ ١.٦ ١.٤ ٣.٢ ٠.١-١٩٧٤:٢ ١٩٩٤:٤ المصدر : المكتب المركزي للا حصاء: المجموعة الا حصاي ية ا عداد مختلفة. ويتبين من النتاي ج الملخصة في الجدول (١) ا ن ا داء الاقتصاد السوري كان متباين ا خلال الفترة ١٩٨٦:٢-١٩٩٠:٢ مقارنة بالفترتين السابقة واللاحقة حيث انخفضت معدلات النمو الاقتصادي وارتفعت معدلات التضخم وتقلص حجم الطلب على النقود مقاس ا ب وانخفضت سرعة تداول النقود وارتفع معدل تغير سرعة التداول النقدي. و M1 M3 وبلغت سرعة تداول النقود ٢.٣ خلال الفترة ١٩٧٤:٢-١٩٩٤:٤ وانخفضت هذه السرعة خلال الفترتين ١٩٧٤:٢-١٩٨٦:١ و ١٩٩٠:٣-١٩٩٤:٤ بمعدل سنوي قدره ١.٢% و ٠.٩ % على التوالي. وارتفعت سرعة التداول المقدرة خلال الفترة ١٩٨٦:٢-١٩٩٠:٢ بمعدل سنوي قدره ٢.٦% سنوي ا ومما يذكر فا ن سرعة تداول النقود قد بلغت ا قل قيمها خلال الفترة ١٩٨٤:١-١٩٨٧:٤ حيث بلغت بالمتوسط ١.٧. وباستعراض تطور بعض المتغيرات الكلية خلال الفترة المدروسة بكاملها ln X = a + b حيث يمثل المعامل b معدل النمو السنوي الثابت. : حسبت معدلات النمو باستخدام النموذج الا سي التالي ٨

5 يتضح ا ن كتلة النقود الاسمية ومكمش الناتج المحلي الا جمالي والناتج المحلي الا جمالي الحقيقي قد ارتفعت بمعدل ٤.٧% و ٣.٢ % و ٠.١ % على التوالي ٩. بمعدل الفاي دة ثاني ا: دالة الطلب السكونية على النقود في الا جل الطويل يرتبط الطلب الحقيقي على النقود وفق صيغة Cagan (Cagan, 1963) بالدخل الحقيقي و (Y) (i). ويندرج الدخل الحقيقي في دالة الطلب على النقود لتمثيل الطلب على النقود الناجم عن التبادل ا و حجم المبادلات ا ما سعر الفاي دة فيمثل تكلفة الفرصة البديلة للاحتفاظ بالنقود. وجرت العادة في الدول النامية التي لم تكتمل ا سواقها المالية على استبدال معدل التضخم بمعدل الفاي دة. وبذلك تا خذ دالة الطلب على النقود في ا بسط صورها الصيغة التالية حيث يرمز :(Choudhary,1995) ( M P) d = f ( Y, i) {1 } d حجم المبادلات فيتمثل بالدخل الحقيقي (P M) الطلب على النقود الحقيقية M النقود الاسمية P (Y) ا و بالثروة الحقيقية.(W) مستوى الا سعار ا ما ويفترض منهجا كامبردج وكينز توطد علاقة طرية بين الطلب على النقود والدخل الحقيقي حيث يزداد الطلب على النقود بزيادة حجم المبادلات التي يمثلها الدخل الحقيقي كمتغير ا نابي الطلب على النقود ومعدل الفاي دة.(Proxy ) (i) كما يفترضا وجود علاقة عكسية بين (ا و معدل التضخم π) حيث ينخفض الطلب على النقود بارتفاع معدل الفاي دة. ا ما حسب فريدمان (1956 (Friedman, فتتوطد علاقة توازنية مستقرة في الا جل الطويل بين الطلب على النقود الحقيقية وكل من مستوى الدخل الحقيقي ا و الثروة الحقيقية وتكلفة الفرصة البديلة للاحتفاظ بالنقود ممثلة بمعدل التضخم المتوقع ا و سعر الفاي دة. وتقوم بعض الدراسات التطبيقية للطلب على النقود با دخال متغيرات ا ضافية في دالة الطلب على النقود كا سعار الصرف (Exchange raes) الحقيقية ا و الاسمية (1993 Shwiff, (Augusine and ومعدلات الفاي دة قصيرة وطويلة الا جل (Bahamani-Oskooee, 1991) و 1997) (Asseery, والمتغيرات الصورية وذلك لا خذ خصوصيات ا داء الاقتصاد ضمن الفترات الزمنية الجزي ية الداخلة في التحليل.(Darke,1993), (Aresis and Demeiades, 1991) وتا خذ العلاقة (١) الشكل اللوغاريتمي الخطي التالي: ln( M / P ) = α 0 + α1 lny + α2 lni + µ {2) حيث ا خذت جميع متغيرات العلاقة بالشكل اللوغاريتمي. وبترميز المتغيرات بالشكل اللوغاريتمي با حرف صغيرة واستبدال معدل التضخم بمعدل الفاي دة تا خذ دالة الطلب على النقود الشكل المبسط التالي: ٩ حسبت معدلات النمو اعتماد ا على المتغيرات المستقاة من المجموعات الا حصاي ية السنوية التي يصدرها المكتب المركزي للا حصاء.

6 m = β + β + β π + µ 0 1 y 2 {3} حيث : : µ متغير عشواي ي. π = ln P y = lny m = ln( M / P ) ونظر ا لانتهاج الاقتصاد السوري سياسة صارمة في مراقبة تداول القطع الا جنبي وتحديد سعر الصرف الرسمي بقرارات ا دارية وفق السياسة التي تنتهجها السلطات النقدية فا ن سعر الصرف لم يو خذ في الاعتبار عند دراسة وتحليل دوال الطلب على النقود في سورية. في حين تبين ا ن ا دخال سعر الفاي دة على اليورودولار لم يكن معنوي ا مما ا دى كذلك ا لى استبعاده وذلك نتيجة لانعزال السوق المالية السورية عن السوق المالية العالمية. وبتقدير معالم العلاقة (٣) بطريقة المربعات الصغرى العادية وبافتراض تقدير معدل التضخم المتوقع بمعدل التضخم الفعلي نحصل على النموذج المقدر التالي: mˆ = y 1.206π 0.279DUM (-15.9) (49.99) (-2.971) ( ) 2 R = DW = النقود الحقيقية في الا جل الطويل المعروفة بمعادلة {4} F = ويمثل النموذج (٤) دالة الطلب على التكامل المشترك.(Coinegraing equaion) وقد ا درج في هذه المعادلة متغير صوري لا خذ ا داء الاقتصاد السوري في الفترة التي تميزت بارتفاع معدل التضخم وانخفاض معدلي النمو الاقتصادي والطلب الحقيقي على النقود. ويتضح من النموذج المقدر توافق معلماته مع النظرية الاقتصادية. فقد ارتبط الطلب الحقيقي على النقود بالدخل الحقيقي بعلاقة طردية وبمعدل التضخم بعلاقة عكسية. مرونة الطلب بالنسبة للدخل الحقيقي ب الا شارة ا لى ا ن النموذج ١.٣٩1 وبالنسبة لمعدل التضخم ب ٠٦ ١.٢. وقدرت وتجدر (٤) يعاني من مشكلة ارتباط ذاتي موجب ا ضافة ا لى ا ن معامل ديربن واتسون يقل عن معامل التحديد مما قد يفسر بوجود ارتباط زاي ف النموذج. (Spurious correlaion) بين متغيرات ثالث ا: نموذج تصحيح الخطا (Error Correcion Model ) شهدت الثمانينات ثورة في تحليل السلاسل الزمنية باعتبارها تمثي لا للسلوك غير المستقر للمتغيرات الاقتصادية الكلية. ويندرج في هذا السياق نموذج تصحيح الخطا المطبق على الطلب الحقيقي الديناميكي على النقود في الا جل القصير. ويسمح هذا النموذج بالتعرف على سلوك الطلب على النقود في الا جل القصير. وقبل بناء نموذج تصحيح الخطا حسب صياغة Engle and Granger (1987) فمن الضروري التحقق من ا ن متغيرات نموذج الطلب على النقود متكاملة (Coinegraed) من

7 % % % % ذات الدرجة (ا على من الصفر). ويخول التكامل المشترك لمتغيرات النموذج استخدامها في نموذج تصحيح الخطا. سيتم استخدام اختبار ديكي فوللر الموسع( ١٩٧٩ و ١٩٨٩ ) (ADF) لاختبار درجات تكامل المتغيرات. وبشكل ا وضح سيتم اختبار المعادلة التالية لاختبار فرضية جذر الوحدة لجميع المتغيرات في دالة الطلب على النقود: حيث يشير n α + α x + α 3i x i + i= 1 x = α µ {5 } ا لى الفرق الا ول و للزمن و n تكون السلسلة الزمنية للبواقي من نوع التشويش ا و الضجيج الا بيض وعرضت نتاي ج اختبارات جذر الوحدة في الجدول اعتماد ا على اختباري ديكي فوللر الموسع لدرجة الانحدار الذاتي التي ستختار بحيث. (Whie noise) ) ٢ ) ا ضافة ا لى درجات المعنوية وذلك (ADF) من الدرجة صفر لجميع المتغيرات بمستوى معنوية مستوياتها ولكنها مستقرة في فروقها الا ولى. الفرق الا ول وفيليب بيرون.(PP) وقد رفضت فرضية التكامل ٥% مما يعني ا ن المتغيرات غير مستقرة في جدول (٢) : اختبارات جذر الوحدة لمتغيرات دالة الطلب على النقود مستوى المتغير ADF PP ADF PP المتغيرات m (4) (3) -4.3(1) (3) y (1) (3) (0) (3) π (1) (3) (3) (3) عدد فترات التباطو المدرجة بين قوسين. ويتضح من الجدول القيم الحرجة لاختبار ديكي فولر للمستويات: -٤.٠٧١ عند ١-٣.٤٦٤ عند ٥-٣.١٥٨ عند ١٠%. و للفروق: -٢.٧٢٧ عند ١ ١.٩٦٤- عند ٥-١.٦٢٧ عند ١٠%. وقد اعتمد على معيار AIC لتنحديد (٢) ا نه لا يمكن رفض فرضية العدم القاي لة با ن لمتغيرات دالة الطلب على النقود جذر الوحدة في حين يمكن رفض هذه الفرضية للفروق الا ولى للمتغيرات مما يعني ا ن المتغيرات متكاملة من الدرجة الا ولى (1)I وا ن الفروق الا ولى لهذه المتغيرات متكاملة من الدرجة صفر I(0) وبالتالي فمن الممكن ا ن تكون هذه المتغيرات متكاملة تكام لا مشترك ا في ا طار دالة الطلب على النقود. واعتماد ا على ا دبيات التكامل المشترك استخدمت طريقتان: الا ولى طريقة ا نجل وغرانجر (Engle and Granger,1987) لاختبار ا مكانية التكامل والثانية طريقة جوهانسن (Johansen, 1988) و ( Johansen and Juselus, 1990) المشترك. وتختبر طريقة ا نجل وغرانجر بواقي انحدار التكامل المشترك بينما

8 تختبر طريقة جوهانسن عدد علاقات التكامل المشترك في نظام متجهات الانحدار الذاتي ويو خذ في هذين الاختبارين عدد من حدود التباطو لاستبعاد الارتباط الذاتي. وقدرت ا حصاي ية. (VAR) ADF لبواقي انحدار التكامل المشترك (النموذج ٣) ب ( ٥.٢٢٣ ). وبمقارنة هذه الاحصاي ية بالقيمة الجدولية المساوية ٢.٥٩١ بمستوى دلالة ١% يتبين عدم ا مكانية قبول فرضية العدم القاي لة با ن لبواقي انحدار التكامل المشترك جذر الوحدة مما يعني ا ن هذه البواقي مستقرة من الدرجة صفر I(0) وا ن متغيرات نموذج دالة الطلب على النقود متكاملة تكام لا مشترك ا. وتستخلص من نتاي ج اختبارات جذر الوحدة والتكامل المشترك ملاحظتان. تفيد الا ولى ا ن متغيرات دالة الطلب على النقود غير مستقرة في مستواها وبالتالي فا ن تطبيق نموذج التكيف الجزي ي سيعاني من مشكلة عدم التحديد. وتتلخص الملاحظة الثانية بتوطد علاقة ديناميكية قصيرة الا جل بين متغيرات النموذج مما يسمح بوصفها عبر ا لية نموذج تصحيح الخطا. ويستخدم حد الخطا (Error erm) الذي تم الحصول عليه من انحدار التكامل المشترك لبناء نموذج تصحيح الخطا. وحسب Hendry سوف تو خذ عدة فترات ا بطاء لجميع المتغيرات التفسيرية وا بطاء لفترة واحدة لحد تصحيح الخطا وبالتدريج سيتم حذف المتغيرات غير المعنوية ا حصاي ي ا. وبتطبيق نموذج تصحيح الخطا ذي الخطوتين كما اقترحه التالي: Granger (-2.38) = LM = {6} F = تم التوصل ا لى النموذج المقدر m R 2 = y (1.825) = (2.128) LM (1) π 0.082DUM 0.225e 4 1 (-3.147) (-3.089) ويتبين من نتاي ج تقدير نموذج تصحيح الخطا ا ن هناك علاقة ديناميكية قصيرة الا جل بين الطلب على النقود في سورية وبين كل من الناتج المحلي الا جمالي الحقيقي ومعدل التضخم. ونظر ا لا ن حد الخطا المقدر سالب الا شارة الجبرية ومعنوي ا حصاي ي ا فمن الممكن تفسيره على ا نه يقيس نسبة اختلال التوازن في الطلب على النقود التي يمكن تصحيحها من فترة زمنية لا خرى. ويستنتج من النموذج (٦) ا ن مرونة الطلب على النقود في الا جل القصير تساوي ٠.٥٤٣ بالنسبة للدخل الحقيقي و ٠.٢٠٨ بالنسبة لمعدل التضخم. كما يبين معامل تصحيح الخطا المساوي ٠.٢٢٥ ا ن ٢٢.٥% من اختلال التوازن في الطلب على النقود في سورية يمكن تصحيحها من فترة زمنية لا خرى. (4) رابعا : طريقة جوهانسن للتكامل المشترك: Technique) (Johansen يعد اختبار انجل وغرانجر للتكامل المشترك كافي ا لو اقتصر الاهتمام على فحص ا ثر حد تصحيح الخطا على طلب النقود لفترتين متتاليتين ) مث لا-1 ), ا ما وا ن الاهتمام ينصب على هيكل

9 الطلب على النقود بكامله فمن المفيد جد ا استخدام تحليل التكامل المشترك متعدد المتغيرات لجوهانسن لتحقيق هذا الهدف. Maximum likelihood procedure ويفضل ا سلوب الا مكانية العظمى (اختبار جوهانسن) المقترح من قبل جوهانسن ( Johansen, ( و جوهانسن وجوسيلس (Johansen and Juselius (1990 عندما يزيد عدد المتغيرات محل الدراسة عن متغيرين لا حتمال وجود ا كثر من متجه للتكامل المشترك. ولا تقتصر ميزة اختبار جوهانسن على حالة المتغيرات المتعددة بل ا ثبت كونزالو تفضيل منهج من خلال تجارب بواسطة طريقة مونت كارلو Mone Carlo (1990 (Gonzalo جوهانسن على ا سلوب انجل وغرانجر ذي الخطوتين حتى في حالة نموذج بمتغيرين. ولتحديد عدد متجهات التكامل المشترك اقترح (1988,1991, (Johansen و (Juselius and لاختبار فرضية ا ن هناك على ) 1990 Johansen ا جراء اختبارين. الا ول اختبار الا ثر ) (Trace وتحسب ا حصاي ية r=q الا كثر q من متجهات التكامل المشترك مقابل النموذج العام غير المقيد نسبة الا مكانية لهذا الاختبار من العلاقة التالية: p λrace( r ) = T ln(1 λ i ) i= r+ 1 {7} λ هي ا صغر قيم المتجهات الذاتية.p-r وتنص فرضية العدم على وجود r+1,..., λ p حيث عدد من متجهات التكامل المشترك يساوي على الا كثر. r ا ي ا ن عدد هذه المتجهات يقل ا و يساوي r حيث 0,1,2,3=r في حالة دالة الطلب على النقود التي يجري تحليلها. والثاني هو اختبار القيمة الذاتية ( λ max الذي تحسب ا حصاي يته وفق العلاقة التالية: ) القصوى λmax ( r,r + 1) = T ln(1 λ r+ 1 ) {8} ويجري اختبار فرضية العدم التي تنص على وجود r من متجهات التكامل المشترك مقابل الفرضية البديلة التي تنص على وجود 1+r من متجهات التكامل المشترك. وتوضح نتاي ج اختباري الا ثر والقيمة العظمى الملخصة في الجدول ) ٣ ) ا ن من الممكن بسهولة رفض فرضية العدم القاي لة بعدم وجود ا ي متجه للتكامل المشترك وذلك عند مستوى دلالة (33.64) تزيد عن القيمة الحرجة يساوي ٥%. وحيث ا ن القيمة المحسوبة لنسبة الا مكانية (LR) (27.07) بمستوى دلالة ٥% فا ننا نرفض فرضية العدم القاي لة بعدم وجود ا ي متجه للتكامل المشترك. وبصورة مقابلة بما ا ن القيمة المحسوبة لنسبة الا مكانية بمستوى دلالة المشترك. (17.43) تقل عن القيمة الحرجة (٢٠.٩٧) ٥% فا ننا لا نستطيع رفض فرضية العدم القاي لة بوجود متجه واحد على الا قل للتكامل جدول ): ٣ اختبارات جوهانسن للتكامل المشترك ) قيم المتجه فرضية القيمة الحرجة القيمة الحرجة الا ثر القيمة العظمى

10 Eigenvalue: $ λ i λmax = T ln( 1 $ λi ) λ race = T ln( 1 $ λ لاختبار القيمة ) i العظمى ٥% لاختبار الا ثر %٥ العدم ٠.٣٣٩٨٩٣ ٣٣.٦٤٣٦٢ ٢٧.٠٧ r 0 ٠.١٩٣٦٤١ ١٧.٤٣٣٣٢ ٢٠.٩٧ ٢٩.٦٨ r 1 ٠.١١١١١٩ ٩.٥٤١١٥٤ ١٤.٠٧ ١٥.٤١ r 2 ٠.٠١١٥٤٧ ٣.٧٦ ٣.٧٦ r 3 القيم الحرجة مستخرجة من : M. Oserwald-Lenum,p.468. كما يبين اختبار القيمة العظمى وجود المتجه الوحيد التالي للتكامل المشترك: m = y 3.534π 0.3DUM (0.046) (0.824) (0.029) {9 } Log likelihood = (القيم بين الا قواس تمثل الا خطاء المعيارية) ويتبين من تقديرات متجه التكامل المشترك بالنموذج (٩) ا ن مرونة الطلب الدخلية على النقود في الا جل الطويل تساوي ١.٤٤٨ في حين ا ن مرونة الطلب على النقود في الا جل الطويل بالنسبة لمعدل التضخم تساوي ٣.٥٣٤. وبذلك يتضح ا ن كامل هيكل الطلب على النقود في سورية متكامل تكام لا مشترك ا مع الناتج المحلي الا جمالي الحقيقي ومعدل التضخم. وتعني هذه النتيجة وجود توليفة خطية ساكنة بين الطلب على النقود والناتج المحلي الا جمالي ومعدل التضخم على الرغم من كون متغيرات الطلب على النقود والناتج المحلي الا جمالي ومعدل التضخم كل على حده غير ساكنة. وتو كد هذه النتيجة ا خير ا وجود علاقة توازنية طويلة الا جل بين هذه المتغيرات مما يعني ا ن هذه المتغيرات لا تبتعد عن بعضها كثير ا بحيث تظهر سلوك ا متشابه ا.

11 ملخص البحث تناولت هذه الدراسة تحليل الطلب على النقود بمفهومها الضيق في سورية خلال الفترة ١٩٧٤-١٩٩٤. وقد تبين نتيجة التحليل القياسي الذي استخدم نموذجي تصحيح الخطا والتكامل المشترك توطد علاقة طلب على النقود الحقيقية مستقرة في الا جل الطويل وا ن الناتج المحلي الا جمالي بالا سعار الثابتة ومعدل التضخم من ا هم المتغيرات المو ثرة على مستوى الطلب على النقود الحقيقية. وقدرت مرونات الطلب على النقود الحقيقية كما هو ملخص في الجدول (٤) التالي: المتغير جدول (٤): مرونات الطلب على النقود سكونية طويلة الا جل ديناميكية قصيرة الا جل ديناميكية طويلة الا جل الناتج الحقيقي ١.٤٤٨ ٠.٥٤٣ ١.٣٩١ ٣.٥-٠.٢٠٥- معدل التضخم -١.٢٠٦ ويتبين ا ن المرونات الديناميكية طويلة الا جل تفوق المرونات الديناميكية قصيرة الا جل بالنسبة لكل من الناتج الحقيقي ومعدل التضخم. ويتضح ا ن ا ثر الدخل في الا جل القصير على طلب النقود يفوق ا ثر معدل التضخم في حين يحصل العكس تمام ا في الا جل الطويل. وقد ا دى انغلاق الاقتصاد السوري مالي ا وتخلف وساي ل وا ليات الدفع فيه وتعدد ا سعار الصرف ا لى ا خفاق بعض المتغيرات المهمة كسعر الفاي دة وسعر الصرف في تفسير جزء من سلوك الطلب على النقود. كما ا ن نفقات الاستهلاك لم تفلح في الحلول مكان الناتج المحلي كمتغير سلمي في تفسير سلوك الطلب على النقود. وفي حين ا دى انتشار الابتكارات المالية ا لى حدوث انزحاف في دالة الطلب على النقود في بعض الدول فا ن الانكماش الاقتصادي وارتفاع معدلات التضخم قد ا دت ا لى انزحاف من نوع ا خر لدالة الطلب على النقود. وتبين ا ن اتخاذ الحكومة لبعض الاجراءات الاقتصادية

12 (الاكتتاب على السيارات والهواتف ورفع معدلات الضراي ب والرسوم والتنظيم المالي للاتجار بالعقارات الخ ) قد ا دت ا لى تقليص السيولة في الاقتصاد السوري وانخفاض سرعة التداول النقدي. لذلك فا ن ا جراء بعض الا صلاحات الاقتصادية التي ينادي بها صندوق النقد الدولي كا عادة هيكلة الاقتصاد وتوحيد ا سعار الصرف وتحرير السوق المالية من العواي ق قد تو دي في الا جل الطويل ا لى تحسن في ا داء الاقتصاد السوري. المراجع Areesis, Ph., and Demeriades, P., (1991) Coinegraion, Error Correcion and he Demand for Money in Cyprus, Applied Economics, Vol. 23, Asseery, A.A. (1997), Esimaing of he Demand for Broad Money Balances of Saudi Arabia Using The Time Series Approach o Economerics, J, King Saud Univ. Vol. 9 Admin. Sc. (1), 9-20 Asseery, A. A (1990). Uni Roos and Coinegraion Theory wih Applicaion o he Real Money Demand Funcions of he Indusrial World. Ph.D.. Thesis, Wales U.K Augusine C.A, Shwiffm S.S. (1993), Coinegraion, Real Exchange Rae and Modelling he Demand for Broad Money, Applied Economics, 25, Bahmani-Oskooee, M. (1991):, The Demand for Money in an Open Economy: he Unied Kingdom, 23, Banerjee, A., Dolado, J., Galbraih, J., and Hendry, D. (1993) Coinegraion Error- Correcion, and Economeric Analysis of Non-Saionary Daa, Oxford, Oxford Universiy Press. On The Theory of Tesing for Uni Roos in Observed Time Bhargava, A. S., (1986),, Review of Economic Sudies. Vol. 53, Series Cagan, R. (1956): The Moneary Dynamics of Hyperinflaion, in Sudies in he Quaniy Theory of Money, M. Friedman (Ed.), Universiy of Chicago Press, Chicago. Chowdhury, A.R. (1997): The Financial Srucure and he Demand for Money in Thailand, Applied Economics, 29, Choudhry, T. (1995) Long-run Money Demand Funcion in Argenina During :Evidence from Coinegraion and Error Correcion Models, Applied Economics, 27, Cuhberson, K. and Tylor, M..P. (1986): Buffer-Sock Money: an assessmen, in he Operaion and Regulaion of Financial Markes (Eds.) D.A. Currie, C.A.E. Goodhar and D. Llewellyan, Macmillan, London. Cuhberson, K and Taylor M.P (1989).: Anicipaion and Unanicipaed Variables in he Demand for M1 in he UK. The Mancheser School of Economics and Social Sudies, 57,

13 Darke, L. (1993): Modelling U K House Prices Using Coinegraion: an Applicaion of he Johansen Technique, 25, Dickey, D. A., and Fuller, W. A. (1979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Journal of he American Saisical Associaion, Vol. 74, Dickey, D. A., and Fuller, W. A (1989) Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo Economerica, Vol. 49, Dickey, D. A., and Fuller, W. A, (1979) Auoregression Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, Vol.26, Dickey, D. A., and Rossana, R.. J., (1994) Coinegraed Time Series:A Guide o Esimaion and Hypohesis Tesing, Oxford Bullein of Economics and Saisics, Vol.56, 3, An Error Correcion Approach o Money Demand: Domowiz, I. and El-badawi, I., (1987), Journal of Developmen Economics. Vol.26, The Case of Sudan Engle, R., and Granger, C. W. J., (1987) Coinegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, Vol. 55, Engle, R, and Yoo, B.S. (1987), Forecasing and Tesing in Coinegraed Sysems, Journal of Economerics, Vol.35, Friedman M. (1956), : Sudies in he Quaniy Theory of Money, Chicago Universiy Press, Chicago. Gonzalo, C., (1994) Five Alernaive Mehods of Esimaing Long-Run Equilibrium Relaionship, Journal of Economerics, Vol. 60, Goodhar, C,A, E. (1984): Moneary Theory and Pracice: The Experience, Macmillan, London. Granger, C. W. J. (1986), Developmen in he Sudy of Coinegraed Variables. Oxford Bullein of Economics and Saisics, Vol. 48, Journal Spurious Regression in Economerics Granger, C.W.J., and Newbold, P., (1974) of Economerics, Vol Huang, G., (1994): Money Demand in China in he Reform Period: An Error Correcion Model, Applied Economics, Vol. 26, Johansen, S. and Juselius, K, (1990): Maximum Likelihood Esimaion and Inerference Coinegraion wih Applicaion o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52, Johansen S., and Juselius, K, (1988) Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, Vol.12, Johansen S., and Juselius, K, (1991), Esimaion and Hypohesis Tesing of Coinegraion Vecors in Gaussian Auoregressive Models. Economerica, Vol Judge, G.C., Griffihs, W. E., Hill, R. C., Luhepohl, H., H., and Lee, T. C, (1994) The Theory and Pracice of Economerics, 3 rd Ed. New York, John Wiley and Sons.. Laidler, D.W. (1984), : The Buffer Sock Noion in Moneary Economics, Economics Journal (Supplemen), Levenakis, J.A, (1993): Modelling Money Demand in Open Economics over he Modern Floaing Rae Period, Applied Economics, 25, Leybourne, S.J., and McCabe, B.P.M., (1993) A Simple Tes for Coinegraion, Oxford

14 Bullein of Economics and Saisics, Vol.55, 2, Leybourne, S.J., and McCabe, B.P.M., (1994) Tesing for Uni roos: a Simple Alernaive o Dickey-Fuller, Applied Economics, Vol.29, Mackinnon, J. (1991), Criical Values for Coinegraion Tess in R.F. Engle and C.W.J. Granger (ed.), Long-run Economic Relaionships: Readings in Coinegraion, Oxford, Oxford Universiy Press. Mankiw, N.G. and Summers, L.H. (1986): Money Demand Effecs of Fiscal Policies, Journal of Money, Credi and Banking, 18, Miller, S.M.. (1991).: Moneary Dynamics: An Applicaion of Coinegraion and Error- Correcion Modelling, Journal of Money, Credi, and Banking, 23, Newey, W., and Wes, K., (1987) A simple Posiive Semi-Definie Heeroskedasiciy and Auocorrelaion Consisen Covariance Marix Economerica, 55, Oserwald-Lenum, M., (1992) A noe wih Quanile of he Asympoic Disribuion of he Maximum Likelihood Coinegraion Rank Tes Saisics. Oxford Bullein of Economics and Saisics, Vol Psanadakis, Z. (1993), The Demand for Money in Greece: an Exercise in Economeric Modelling Wih Coinegraed Variables, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 55,2, Phillips, P.C. B., (1986), Undersanding Spurious Regression in Economerics, Journal of Economerics, Vol. 33, Phillips, P.C. B., (1978), Time Series Regression wih Uni Roo, Economerica, Vol. 55, Phillips, P.C.B and Perron, P., (1988) Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, Vol.75, Roley, V. V. (1985):, Money Demand Predicabiliy, Journal of Money, Credi and Banking, 17, Tylorm M.P. (1987): Financial Innovaion, Inflaion and he Mobiliy of he Demand for Broad Money in he U.K., Bullein of Economics Research, 39,

15 الكتلة النقدية M1 با سعار ١٩٨٥ مليون السنوات ل.س ملحق الكتلة النقدية (M1) الناتج المحلي الا جمالي الرقم القياسي لا سعار المستهلك الناتج المحلي الا جمالي با سعار ١٩٨٥ مليون ل.س في سورية خلال الفترة ١٩٧٤-١٩٩٤ الرقم القياسي لا سعار المستهلك با سعار ١٩٨٥ السنوات الكتلة النقدية M1 با سعار ١٩٨٥ مليون ل.س الناتج المحلي الا جمالي با سعار مليون ل.س ١٩٨٥ الرقم القياسي لا سعار المستهلك با سعار ١٩٨٥ / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / /4

16 / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / / /2 Summary Coinegraion, Error Correcion, and he Demand for Money in Syria Mamdouh ALKHATIB ALKSWANI Professor of Economics. Economic Dep. College of Admi. Sc. King Saud Universiy. P.o.Box: 2459 Riyadh Saudi Arabia This paper aims o analyze he money demand behavior in Syria. Quarerly daa of real money demand, real GDP, and inflaion rae are used for he period 1974:2-1994:4. The error correcion model is applied o esimae a shor run dynamic relaionship The Johansen coinegraion echnique is also applied o esimae a long run dynamic relaionship. A long run saionary money demand relaionship is esablished beween narrow real money demand, real GDP and inflaion rae. The ineres rae and he exchange rae fel o explain he behavior of he money demand in Syria. These variables are excluded from he relaions because he Syrian financial marke reveals slow improvemens and suffers from significan consrains.

17