دور بورصة فلسطين في النمو االقتصادي دراسة قياسية على الفترة

Transcript

1 IUGJEBS Vol 26, No1, 2018, pp ISSN مجمة الجامعة اإلسالمية لمد ارسات االقتصادية واإلدارية تاريخ اإلرسال ) ( تاريخ قبول النشر ) ( 2 2 دور بورصة فلسطين في النمو االقتصادي دراسة قياسية على الفترة ) م( د. عالءالدين عادل الرفاتي *.2 أ.د. سمير خالد صافي أ. صالح الدين كمال الداهودي قسم االقتصاد والعموم السياسية- كمية التجارة - الجامعة اإلسالمية بغزة 1 فمسطين. 2 * البريد االلكتروني للباحث المرسل: address: samirsafi@gmail.com الملخص: تهدف هذه الدراسة إلى معرفة دور بورصة فلسطين في النمو االقتصادي واتجاه العالقة السببية بينهما في األجلين الطويل والقصير. وتم استخدام المنهج الوصفي والتحليل القياسي لسلسلة زمنية عن بيانات الدراسة باالعتماد على تقدير نموذج متجه تصحيح الخطأ correction) vector error )model VECM لمتغيرات الدراسة المستقلة )معدل الرسملة السوقية ومعدل التداول ومعدل الدوران( لمجموع الشركات المدرجة في بورصة فلسطين وتأثيرها على المتغير التابع نصيب الفرد من الناتج المحلي اإلجمالي الحقيقي خالل الفترة من 7991 وحتى 5172 م. وتوصل البحث إلى أن %84 من التغيرات في نصيب الفرد من الناتج المحلي اإلجمالي الحقيقي تفسرها المتغيرات المستقلة )معدل الرسملة السوقية ومعدل التداول(. وأشارت النتائج إلى وجود عالقة توازنية في األجل الطويل بين متغيرات الدراسة وأن سرعة التعديل في األجل القصير لتحقيق التوازن طويل األجل هي %54 في السنة. وخلص البحث إلى وجود عالقة سببية بين متغيرات الدراسة في األجل الطويل وكذلك وجود عالقة سببية أحادية االتجاه في األجل القصير تتجه من المتغير المستقل معدل الرسملة السوقية نحو المتغير التابع. وأوصى البحث الحكومة الفلسطينية بضرورة تفعيل االجراءات التي تجبر الشركات المساهمة العامة على إدراج أسهمها في بورصة فلسطين مما يزيد من حجمها ويرفع سيولتها ويمنع احتكار شركات محددة لألسهم المتداولة كما حث بورصة فلسطين على تقديم خيارات أوسع للتداول أمام المستثمرين بزيادة أنواع األوراق المالية المتداولة ودعم إنشاء صناديق ادخار واستثمار مما يسهل جذب المزيد من المدخرات وتحفيز النشاط االستثماري وأوصى بورصة فلسطين التعاون مع الحكومة الفلسطينية لوضع خطة مشتركة تهدف إلى دعم وتشجيع انتقال الشركات العائلية والشركات المساهمة الخصوصية لتصبح شركات مساهمة عامة. كلمات مفتاحية: بورصة فلسطين - النمو االقتصادي The Role of Palestine Stock Exchange in Economic Growth ( ) Abstract This study aims at identifying the role of Palestine Stock Exchange in economic growth and the direction of the causal relationship between them in both long run and short run. The descriptive approach and the empirical analysis of a time series were used for the study data based on the estimation of the vector error correction model of the study's independent variables which are (market capitalization rate, trading ratio and turnover ratio) of all listed companies on the Palestine Stock Exchange and their impact on the dependent variable per capita real GDP during the period 1997 to The study reached the result that 48% of the changes in per capita real GDP is because of the independent variables; (market capitalization and trading ratio). Also, the results indicated the presence of a balanced relationship in the long run between the study variables and that the speed of the adjustment on the short run to achieve the long run balance is 28% per year. And the study concluded that there is a causal relationship between the study variables in the long run and that there is a unidirectional causal relationship in the short run moving from the independent variable market capitalization rate towards the dependent variable. The study recommends the Palestinian government to activate the procedures which force joint stock companies to include their shares in the Palestine Stock Exchange in order to increase the size of the stock exchange, raise its liquidity and prevent the monopoly of specific companies to shares traded. The study has also urged Palestine Stock Exchange to offer wider options for trading in front of investors through varying the types of traded securities and supporting setting up investment and saving funds which will attract more savings and encourage investments. The study also recommends the Palestine Stock Exchange to create a joint plan which aims at supporting and encouraging family businesses and joint stock companies to become public shareholding companies. Keywords: Palestine Stock Exchange - Economic Growth 01 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

2 المقدمة: تسعى دول العالم إلى تحقيق تنمية مستدامة لبمدانيا والوصول بيا إلى معدالت أعمى من النمو االقتصادي وتقوم بحشد طاقاتيا واستغالل مواردىا المتاحة ال سيما المالية منيا لموصول إلى أىدافيا المرجوة ونظ ار ألن خطط التنمية بحاجة إلى رؤوس أموال كبيرة قد ال يكون بوسع الدول توفيرىا لجأت الدول إلى انشاء أسواق األو ارق المالية لتكون مصد ار من مصادر تمويل التنمية. واختمفت األبحاث االقتصادية في نتائجيا حول العالقة بين سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي وتأثير كل منيما عمى اآلخر فكان من بين الد ارسات من أيدت النظرية القائمة بأن تطور أسواق األو ارق المالية والقطاع المالي بشكل عام يؤدي إلى زيادة معدالت النمو االقتصادي ومن جية مغايرة أرجعت عدد من الد ارسات تطور أسواق األو ارق المالية إلى ارتفاع معدالت النمو االقتصادي فيما نفت د ارسات أخرى وجود عالقة سببية مباشرة بينيما بينما أظيرت د ارسات أخرى تبادلية العالقة وتأثير كل منيما عمى اآلخر. مشكمة الد ارسة في ظل ما يشيده نشاط بورصة فمسطين من تطو ارت تشير إلى ممارستيا دو ار ىاما في االقتصاد الفمسطيني ال سيما اعتناؤىا المستمر بتطوير امكاناتيا وتحسين آليات عمميا سعيا إلد ارج مزيد الشركات المساىمة فييا وجذب المستثمرين لالستثمار في أدواتيا المالية والذي يت ازمن مع تواجدىا في بيئة سياسية واقتصادية فمسطينية غير مستقرة مما أدى إلى االىتمام والتساؤل حول ماىية وجدوى دور البورصة في االقتصاد الفمسطيني وكذلك معرفة طبيعة واتجاه العالقة بين البورصة والنمو االقتصادي وبناء عمى ما سبق يمكن طرح مشكمة الد ارسة بالسؤال التالي )ما دور بورصة فمسطين في النمو االقتصادي ( البحث أهداف يعتبر اليدف الرئيسي من البحث معرفة دور بورصة فمسطين في النمو االقتصادي والذي يتضح من خالل تحقيق األىداف الفرعية التالية: 1- بيان قنوات تأثير نشاط بورصة فمسطين عمى النمو االقتصادي. 2- التعرف عمى تطور مؤش ارت بورصة فمسطين خالل فترة عمميا. 3- د ارسة مدى ارتباط النمو االقتصادي في فمسطين بتطور نشاط البورصة وبيان اتجاه العالقة السببية بينيما. 2 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

3 الد ارسات السابقة: بناء عمى الدور الحيوي ألسواق األو ارق المالية في التأثير عمى النمو االقتصادي وأىمية البورصة كمكون حديث ورئيسي في ىيكل الدول االقتصادي تعددت الد ارسات المحمية والعربية والدولية التي تناولت دورىا واختمفت نتائجيا باختالف التجارب االقتصادية ليذه الدول إال أن الد ارسات المحمية التطبيقية التي ركزت عمى دور بورصة فمسطين في النمو االقتصادي كانت قميمة خاصة تمك التي فحصت العالقة السببية بين البورصة والنمو كونيا أحد الجدليات بين الباحثين االقتصاديين حيث اختبرت د ارسة )العبادلة المتغي ارت المستقمة المعبرة والبيئة االستثمارية( عمى سمسمة بيانات زمنية ربعية خالل األعوام من 2013 م( تأثير عن سوق فمسطين لألو ارق المالية )معدل الرسممة معدل الدو ارن معدل التداول معدل الت اركم ال أرسمالي كمؤشر عمى تمويل التنمية االقتصادية والتي كانت عبارة عن م وتم تقدير معادلة االنحدار المتعدد بواسطة طريقة المربعات الصغرى المصححة كميا وتوصمت إلى وجود عالقة ارتباطية بين سوق فمسطين لألو ارق المالية وتمويل التنمية االقتصادية وخمصت إلى أن الزيادة بمقدار معدل الت اركم ال أرسمالي بمقدار السوقية سمبي عمى معدل الت اركم ال أرسمالي فزيادتو بنسبة بمقدار %100 في معدل الدو ارن سيؤدي لزيادة %19 في ظل ثبات تأثير باقي المتغي ارت المستقمة وكان تأثير معدل الرسممة %100 سيؤدي إلى خفض معدل الت اركم ال أرسمالي %36 في ظل ثبات تأثير باقي المتغي ارت المستقمة. وفسرت المتغير ات المستقمة المدرجة في النموذج بعد التعديل )معدل الرسممة السوقية ومعدل الدو ارن( ما نسبتو ال أرسمالي( والنسبة الباقية البالغة %29 من التباين في المتغير التابع )معدل التكوين %71 تعزى لعوامل أخرى لم تدرج في النموذج. وفي د ارسة )خ ازن 2014 م( حول أثر سوق عمان لألو ارق المالية عمى النمو االقتصادي أظيرت نتائ اختبار السببية واختبار نموذج متجو تصحيح الخطأ وجود عالقة سببية في المدى الطويل تتجو من متغي ارت تطور سوق األو ارق المالية )حجم التداول معدل دو ارن األسيم عدد الشركات المدرجة( إلى المتغير التابع إجمالي النات المحمي الحقيقي كمؤشر عمى النمو االقتصادي وكانت العالقة إيجابية بين النمو االقتصادي وحجم التداول ومعدل الدو ارن وسمبية بين عدد الشركات المدرجة والنمو االقتصادي في حين ال توجد عالقة سببية متجية من النمو االقتصادي نحو تطور سوق األو ارق المالية. أما في المدى القصير فقد أظيرت الد ارسة عدم وجود عالقة سببية بينيما في كال االتجاىين. وباستخدام نموذج االنحدار الذاتي واختبار ج ارنجر لمسببية توصمت د ارسة ( شحاتيت وآخرون 2014 م( حول أثر نشاط سوق عمان عمى االستثمار في األردن إلى عدم وجود أثر ذي داللة إحصائية لسوق عمان المالي عمى االستثمار والى وجود أثر إيجابي الداللة لمقطاعين المالي والخدمي عمى االستثمار وعدم وجود أثر ذي داللة إحصائية لمقطاع الصناعي عمى االستثمار. وكشفت الد ارسة عن وجود عالقة سببية أحادية االتجاه تتجو 2 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

4 من االستثمار إلى سوق عمان المالي ووجود عالقات سببية باتجاه واحد تتجو من حجم التداول في كل من القطاع المالي وقطاع الخدمات إلى االستثمار. ومن خالل دارسة )المولى 2011 م( التي ىدفت إلى قياس تأثير متغي ارت سوق األو ارق المالية متمثمة في )نسبة القيمة السوقية إلى النات اإلجمالي المحمي قيمة التداول إلى النات المحمي اإلجمالي معدل الدو ارن( عمى النمو االقتصادي المتمثل بمعدل نمو النات المحمي اإلجمالي لمجموعة من الدول العربية )السعودية الكويت البحرين مصر األردن مسقط بيروت دبي( خالل السنوات م وذلك باستخدام ثالثة نماذج انحدار خطي بسيط وتوصمت أن السيولة التي توفرىا أسواق األو ارق المالية ليس ليا تأثير معنوي في النمو االقتصادي لمدول عينة الد ارسة. واختبرت د ارسة (2015 (Bader, العالقة السببية بين تطور سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي في مصر بتحميل سمسمة بيانات زمنية خالل الفترة من 2002 إلى 2013 م واستخدم المتغي ارت )إجمالي النات المحمي الحقيقي واالستثمار األجنبي المباشر( لمتعبير عن النمو االقتصادي ومتغير )معدل الرسممة السوقية( لمتعبير عن تطور سوق األو ارق المالية في مصر وأظيرت النتائ أنو ال يوجد عالقة تكاممية بين مؤش ارت سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي عمى المدى الطويل وبينت نتائ اختبار نموذج متجو االنحدار الذاتي واختبار ج ارنجر لمسببية أنو ال توجد عالقة سببية بين تطور سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي في مصر خالل فترة الد ارسة ولكنيا أظيرت وجود ارتباط بين تطور سوق األو ارق المالية واالستثما ارت األجنبية المباشرة والذي بدوره يؤثر عمى النمو االقتصادي وخمصت إلى وجود ضعف في تأثير سوق األو ارق المالية في مصر عمى النمو االقتصادي كونو يرتكز عمى المضاربة وليس عمى االستثما ارت الحقيقية. ومن خالل د ارسة (2015 al., (Jibril et حول تأثير متغي ارت سوق األو ارق المالية في نيجيريا متمثمة في )معدل الرسممة السوقية معدل التداول ومعدل الدو ارن( عمى النمو االقتصادي ممثال بالنات المحمي اإلجمالي خالل الفترة من م باستخدام طريقة المربعات الصغرى تبين أن معامل ارتباط متغيري معدل الرسممة السوقية ومعدل التداول بالنات المحمي كان قويا لكنو سمبي وأن معامل ارتباط معدل الدو ارن بالنات المحمي اإلجمالي كان قوي وايجابي. وأوضحت النتائ أن %87 من التغي ارت في النات المحمي اإلجمالي تفسرىا المتغي ارت المدرجة في النموذج بينما النسبة الباقية تعود لمتغي ارت أخرى وقامت د ارسة (2014 Vega, )Lahura and باختبار التأثير السببي لتطور سوق األو ارق المالية عمى النشاط االقتصادي الحقيقي في البيرو من خالل التحميل القياسي لبيانات سمسمة زمنية عن الفترة من 1965 حتى 2013 م وتمثمت متغي ارت تطور سوق األو ارق المالية في )معدل الرسممة السوقية معدل الدو ارن ومعدل التداول( بينما عبر المتغير التابع ( نصيب الفرد من إجمالي النات المحمي الحقيقي( عمى النمو االقتصادي في البيرو. وأظيرت الد ارسة باستخدام اختبار ج ارنجر لمسببية واختبار نموذج متجو االنحدار الذاتي ودالة االستجابة 3 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

5 الفورية وجود عالقة سببية بين صدمات سوق األو ارق المالية في المدى القصير عمى نصيب الفرد من إجمالي النات المحمي الحقيقي والذي لم يظير إال بعد عام 1991 م حيث أن صدمة بمقدار انح ارف معياري واحد في المتغي ارت المستقمة )معدل التداول معدل الدو ارن ومعدل الرسممة( تزيد نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي بمقدار )%1 %1.4 %1( عمى التوالي وأشارت إلى أن مساىمة صدمات أسواق األو ارق المالية في النمو االقتصادي ضعيفة. وفي د ارسة (2013 (Vacu, التي اختبرت العالقة طويمة األجل بين تطور سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي في جنوب أفريقيا وذلك من خالل تحميل قياسي لسمسمة زمنية ربعية من 1990 :Q1 وحتى Q4:2010 واستخدمت المتغي ارت المستقمة )معدل االستثمار االنفتاح التجاري نسبة االئتمان الممنوح من البنك المركزي لمبنوك المحمية معدل الدو ارن معدل الرسممة السوقية مؤشر األسيم العام( والمتغير التابع النات المحمي اإلجمالي أظيرت نتائ اختبا ارت جذر الوحدة أن متغي ارت الد ارسة جميعيا مستقرة عند الفرق األول ودلت نتائ اختبار جوىانسن لمتكامل المشترك لمنموذج األول المستخدم فيو متغيري )معدل الدو ارن ومعدل الرسممة( عن وجود ثالث متجيات لمتكامل المشترك بين المتغي ارت بينما أشارت النتائ لمنموذج الثاني المستخدم فيو )مؤشر األسيم العام( عن وجود متجيين لمتكامل المشترك بين المتغي ارت. ومن خالل نتائ اختبار نموذج متجو تصحيح الخطأ تبين أن حد تصحيح الخطأ لكال النموذجين معنوي وسالب والذي يشير إلى وجود عالقة في األجل الطويل بين تطور سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي وكشفت نتائ اختبار ج ارنجر لمسبيية عن وجود عالقة سببية تتجو من النمو االقتصادي إلى تطور سوق األو ارق المالية في النموذج األول وعن عدم وجود عالقة سببية بينيما في النموذج الثاني. وىدفت د ارسة (2010 (Antonios, إلى معرفة العالقة بين سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي في ألمانيا مستخدمة سمسمة من البيانات السنوية في الفترة من م وكانت متغي ارت الد ارسة عبارة عن )المؤشر العام لسوق األو ارق المالية معدل التغير في النات المحمي اإلجمالي الحقيقي واالئتمان الممنوح من القطاع البنكي لمقطاع الخاص( وأوضحت نتائ اختبار نموذج متجو تصحيح الخطأ إلى أن زيادة مؤشر سوق األو ارق المالية بمعدل %1 يؤدي إلى زيادة في النمو االقتصادي بمعدل %0.06 وأن زيادة االئتمان البنكي بنسبة %1 تؤدي إلى زيادة النمو االقتصادي بمعدل %0.9. ومن خالل اختبار ج ارنجر لمسببية تبين وجود عالقة سببية أحادية االتجاه بين تطور سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي وأن ىذه العالقة تتجو من سوق األو ارق المالية نحو النمو االقتصادي. وجاءت نتيجة اختبار السببية في د ارسة (2010 Kamal, (Hossain and والتي أجريت عمى بنغالديش متوافقة مع د ارسة (2010 (Antonios, إذ اعتمدت عمى المتغي ارت ( نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي ومعدل النمو في النات المحمي الحقيقي( كمؤش ارت عمى النمو االقتصادي والمتغي ارت ( القيمة السوقية لألو ارق 4 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

6 المالية والقيمة السوقية مقسومة عمى النات المحمي الحقيقي( كمؤش ارت عمى تطور سوق بنغالديش لألو ارق المالية حيث أوضحت نتائ اختبا ارت التكامل المشترك لكل زوجين من المتغي ارت )انجل ج ارنجر وفيمبس أوليرز( أن جميع المتغي ارت متكاممة مع بعضيا مما دل عمى وجود عالقة توازنيو خالل اختبار ج ارنجر لمسببية تبين وجود عالقة سببية أحادية النمو االقتصادي. وىدفت د ارسة (Nowbutsing and Odit, 2009) في األجل الطويل بينيا. ومن االتجاه تتجو من تطور سوق األو ارق المالية نحو إلى اختبار العالقة بين سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي في األجمين القصير والطويل بد ارسة حالة دولة موريشيوس ومن خالل تحميل سمسمة بيانات زمنية لمفترة من سنوية م لمتغي ارت الد ارسة بتقدير نموذجين من االنحدار المتعدد باستخدام طريقة انجل ج ارنجر ونموذج متجو تصحيح الخطأ VECM حيث أن: والذين كانا عمى النحو التالي: Ln Y t = β 0 + β 1 Ln FDI t + β 2 Ln HUMAN t + β 3 Ln SIZE t + u t Ln Y t = β 0 + β 1 Ln FDI t + β 2 Ln HUMAN t + β 3 Ln LIQUIDITY t + v t Y= t نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي )مؤشر عمى النمو االقتصادي( =FDI t معدل االستثمار األجنبي من النات المحمي اإلجمالي )مؤشر عمى االستثمار األجنبي( =HUMAN t معدل التسجيل في المرحمة الثانوية )مؤشر عمى أرس المال البشري( =SIZE t القيمة السوقية لألو ارق المالية/النات المحمي الحقيقي )مؤشر عمى حجم سوق األو ارق المالية( =LIQUIDITY t قيمة األو ارق المالية المتداولة/ النات المحمي الحقيقي )مؤشر عمى سيولة سوق األو ارق المالية( =u t, v t حد تصحيح الخطأ (1,2) وأشارت نتائ التقدير في األجل القصير إلى أن زيادة بمقدار %10 في معدل الرسممة السوقية تؤدي إلى زيادة بمقدار %1.3 في نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي وأن زيادة بمقدار %10 في معدل التداول تؤدي إلى زيادة بمقدار الطويل أن األول وأن %6.7 في نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي. وأظيرت نتائ التقدير في األجل من التغي ارت في نصيب الفرد من النات الحقيقي تفسرىا المتغي ارت المدرجة في النموذج من التغي ارت في نصيب الفرد من النات الحقيقي تفسرىا المتغي ارت المدرجة في النموذج الثاني وأن سرعة التعديل في األجل القصير لموصول إلى التوازن في األجل الطويل ىي %76 في النموذج األول و %63 في النموذج الثاني. وخمصت الد ارسة إلى أن لسوق األو ارق المالية في موريشيوس تأثير إيجابي عمى النمو االقتصادي في األجمين الطويل والقصير. 5 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

7 التعق ب على الدراسات السابقة أظيرت الد ارسات السابقة أن عالقة سوق األو ارق المالية بالنمو االقتصادي تأخذ أشكاال متعددة منيا: - وجود عالقة سببية تتجو من متغي ارت تطور سوق األو ارق المالية إلى النمو االقتصادي في المدى الطويل مثل د ارسة )خ ازن 2014( ود ارسة (2010 (Antonis, ود ارسة Kamal, (Hossain and 2010) ود ارسة 2009) Odit, (Nowbutsing and - وجود عالقة سببية تتجو من النمو االقتصادي نحو تطور سوق األو ارق المالية كما في د ارسة (Vacu, (2013 والتي أج ارىا عمى سوق األو ارق المالية في جنوب أفريقيا. - عدم وجود عالقة سببية بين سوق األو ارق المالية والنمو االقتصادي ومثال ذلك د ارسة (Bader,2015) والتي أج ارىا عمى سوق األو ارق المالية في مصر. - وجود ضعف في تأثير سوق األو ارق المالية لمبيرو عمى النمو االقتصادي في د ارسة (lahura and (2014 Vega, خاصة في األجل القصير. - أظيرت الد ارسات السابقة وجود متغي ارت أساسية يمكن استخداميا واالعتماد عمييا في قياس تأثير سوق األو ارق المالية عمى النمو االقتصادي وىي معدل الرسممة السوقية معدل قيمة التداول معدل الدو ارن وىي تتفق مع د ارسات (2015 (Bader, ود ارسة (2015 al., (Jibril et ود ارسة (lahura and (2014 Vega, ود ارسة (2009 Odit, (Nowbutsing and ود ارسة )العبادلة 2013( ود ارسة )خ ازن 2014( ود ارسة )المولى 2011(. ما م ز هذه الدراسة تتناول الد ارسة موضوع ذا أىمية في ظل النظام االقتصادي العالمي كون أسواق األو ارق المالية باتت تؤثر عمى اقتصاديات الدول بصورة أكبر ورغم وجود عدد من الد ارسات التي تناولت ىذا الموضوع إال أن الد ارسات المحمية القياسية كانت قميمة وما يميز الد ارسة أيضا ىو توضيح األثر المباشر لنشاط البورصة عمى النمو االقتصادي باعتمادىا عمى اختبا ارت قياسية تحدد طبيعة العالقة التي تربط تطور سوق األو ارق المالية بالنمو االقتصادي وكذلك تحدد سببية واتجاه العالقة باستخدام اختبار ج ارنجر لمسببية causality) )Granger واختبار نموذج متجو تصحيح الخطأ (VECM) وتحميل مكونات التباين ودالة االستجابة الفورية. 6 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

8 جج سوق األو ارق المالية في الفكر االقتصادي المدارس الفكرية إن المتتبع لمفكر االقتصادي والد ارسات المتعددة التي تناولت عالقة القطاع المالي _والذي تعد أسواق األو ارق المالية أحد مكوناتو_ بالنمو االقتصادي يالحظ وجود ثالث مدارس بارزة ىي: أوال/ المدرسة الهيكمية: برزت في الستينات من القرن الماضي حيث أظيرت أىمية النظام المالي كعامل مؤثر في التنمية االقتصادية وتبعا لذلك قدمت رؤيتيا بضرورة إصالح النظم المالية في الدول النامية كسياسة تخدم معالجة قضايا التنمية فييا. فمن جانبيم اعتبروا أن ىذا االصالح من شأنو دعم وتعزيز الدور المنوط بالمؤسسات المالية لتعبئة المدخ ارت واعادة استثمارىا في االقتصاد مرة أخرى )العمر ووردة 2007 م(. يعتبر كل من االقتصاديين 1962( )Gerschenkorn, Gurley and ( )Cameron, 1967( )Shaw, 1960 )Goldsmih, )1969 الرواد األوائل الذين اىتموا بد ارسة العالقة بين التطور المالي والنمو االقتصادي في سنوات الستينات بحيث ركزوا عمى أىمية الييكل المالي وتوصموا من خالل تحميالتيم النظرية والتطبيقية إلى دالئل قوية تربط بين مؤش ارت القطاع المالي والقطاع الحقيقي )كترة 2016 م(. ويعتبر من األدوات المالية باإلضافة نظر مفكرو المدرسة الييكمية أن وتوسع في أنشطة النمو االقتصادي )التميمي وآخرون 2002(. وجود شبكة واسعة من المؤسسات المالية وكذا تشكيمة متنوعة المؤسسات سيؤثر إيجابيا عمى االدخار واالستثمار وبالتالي ثانيا/ المدرسة الميب ارلية الحديثة )التحرير المالي(: ظيرت مطمع السبعينات من خالل الد ارسات التي قام بيا كال من االقتصاديين )1973 )Shaw, و )1973 )Mckinnon, وتبنت تحرير القطاع المالي بتخفيف القيود المفروضة عميو من قبل الحكومة معتبرة أن سيطرة الدول النامية عمى قطاعاتيا المالية بغية تحقيق التنمية االقتصادية لم تؤدي إلى تحسين الت اركم ال أرسمالي وال إلى النمو االقتصادي )كترة 2016(. ويرى كال من Mckinnon وShaw أن تحرير أسعار الفائدة ىو المفتاح إلعادة صياغة أرس المال والنمو حيث أن تحريره بما يتوافق مع محددات السوق )قوى العرض والطمب( سيعمل عمى زيادة االدخا ارت وبالتالي زيادة االستثما ارت ومن ثم الرفع من معدالت النمو االقتصادي وكذلك تطوير القطاع المالي. وبالتالي فإن رؤية ىذه المدرسة تعتمد في تأثير النظام المالي في النمو االقتصادي عمى القول وأن تقييد األدوات المالية وخاصة أسعار الفائدة والسقوف االئتمانية ونسب االحتياطي تؤثر سمبا في تكوين أرس المال ومن ثم في النمو االقتصادي (2005.(Alomar, 7 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

9 ثالثا/ مدرسة نماذج النمو الداخمي: ظيرت في التسعينات من القرن الماضي وركزت عمى د ارسة كل وظيفة من وظائف الوساطة المالية والتي حاولت إب ارز أن الوساطة المالية تؤثر عمى النمو من خالل مجموعة من القنوات والتي تشمل: تأثير التطور المالي عمى معدالت االستثمار وكفاءة تخصيص الموارد المالية ومعدل نمو االنتاجية وأخي ار تأثيره عمى مستوى االدخار )كترة 2016 م(. ويرى شرف وشعبان واسبر )2009( أن نماذج النمو الداخمي توضح األثر اإليجابي لموسطاء الماليين عمى النمو االقتصادي من خالل الوظائف التي تقدميا من تجميع لممدخ ارت وتحميل لممعمومات ومشاركة في المخاطر وتوفير لمسيولة. وأن درجة تطور األسواق المالية تعد مؤش ار جيدا لمتنبؤ بمعدالت النمو االقتصادي في المستقبل. ومن بين أىم الد ارسات التي تناولت موضوع القطاع المالي ضمن نماذج النمو الداخمي (Greenwood (King (Paul, 1992) (Bencivenga and Smith, 1991,1993) and Jovanovic, 1990) (Greenwood and (Bencivenga et al., 1995) (Pagano, 1993) and Levine, 1993) (Levine, 1991) Smith, 1997) وخمصت د ارسات نماذج النمو الداخمي إلى أن النظام المالي يساىم في الرفع من النمو من خالل القيام بيذه الوظائف لألسباب التالية )في كترة 2016 م(: أ. غياب النظام المالي والمصرفي في االقتصاد يجعل أصحاب الفائض المالي يحتفظون بأصول سائمة غير منتجة أما في ظل تواجد نظام مالي متطور فإن االدخا ارت تحول إلى أصول منتجة غير سائمة من خالل النظام المالي. ب. تخفيض تكاليف المعامالت والمعمومات يعمل عمى التخصيص األمثل لمموارد المالية. ت. وجود أنظمة مالية متطورة يسيل جمب وتطبيق التكنولوجيات الحديثة التخصص في المشاريع االستثمارية بيدف االستفادة من التكنولوجيات الحديثة والجديدة. ث. زيادة المنافسة يؤدي إلى زيادة الكفاءة تنويع وتقاسم المخاطر بيدف التقميل منيا. ويمكن التوصل إلى وجود قناتين متكاممتين بين التنمية المالية والنمو االقتصادي من خالل الجمع بين نظرية التحرير المالي ونظرية النمو الداخمي وىما )كترة 2016 م(: أ- قناة ت اركم أرس المال: تعرف قناة ت اركم أرس المال بالقناة الكمية ومن خالليا يعمل النظام المالي المتطور عمى جمب أكبر قدر ممكن من المدخ ارت وبالتالي توفير التمويل لالستثما ارت والتي يكون ليا أثر مباشر عمى رفع معدالت النمو االقتصادي. 8 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

10 وتستند ىذه القناة في تأثيرىا عمى النمو االقتصادي عمى نموذج ىارود-دومار Model" "Harrod-Domar والذي يعد االستنتاج الرئيسي لو أن نمو النات المحمي يتناسب مع نصيب االنفاق االستثماري في النات المحمي والذي يتحدد بما يقتطعو المجتمع من دخمو لصالح االدخار)عودة 2013(. وىو ما يعتبر جوىر عمل القطاع المالي. ب- قناة إجمالي نمو انتاجية العوامل الكمية: تعرف بالقناة النوعية والتي تؤكد عمى دور التقنيات المالية اإلبداعية في إظيار ونقل البيانات وتقميل المخاطر والتدفق المعموماتي السريع الذي يزيد من التخصص الكفؤ لمموارد ويسيم في م ارقبة مشاريع االستثمار والتي تعكس قدرة النظام المالي عمى جمب المعمومات حول المشاريع االستثمارية وتحميميا وبالتالي توجيو الموارد المالية إلى استثما ارت أكثر انتاجية. باإلضافة إلى القدرة عمى تنويع االستثما ارت بيدف التقميل من المخاطر )كترة 2016 م(. اتجاه العالقة ب ن القطاع المال والنمو االقتصادي لم يتمكن االقتصاديون من حسم اتجاه العالقة السببية بين القطاع المالي والنمو االقتصادي واختمفت اآل ارء االقتصادية إ ازء ذلك إلى ثالث اتجاىات رئيسة كما يمي: أوال / التنمية المالية المؤدية لمتنمية االقتصادية تقوم ىذه الفرضية عمى أن قيام الجياز المالي بدور الوساطة بين الوحدات االقتصادية ذات الفائض والتي تعاني من العجز المالي يؤدي إلى زيادة مجمل االدخا ارت واالستثما ارت إضافة لتعزيز فعالية ىذه االستثما ارت والرفع من انتاجيتيا وبذلك يكون لمتطو ارت المالية األثر االيجابي عمى معدل النمو االقتصادي وىو ما اصطمح عميو بفرضية العرض القائد والذي يشير إلى أن إيجاد المؤسسات المالية وعرض األصول والموجودات والخدمات التابعة ليا سابق لمطمب عمى ىذه األصول. وعميو فإن التطور في النظام المالي يقود إلى النمو االقتصادي )1997.)Levin, ثانيا / التنمية االقتصادية المؤدية لمتنمية المالية يعد االقتصادي )1952 )Robinson, أول من أشار إلى أن التطور المالي يتبع عادة النمو االقتصادي وتقوم ىذه الفرضية عمى أن التوسع االقتصادي المستمر يتطمب مزيد من الخدمات واألدوات المالية وىو ما بات يعرف بفرضية الطمب التابع. ويشير ىذا المني إلى أن التنمية االقتصادية وما يصاحبيا من معدالت عالية من النمو االقتصادي الحقيقي سوف تخمق طمبا عمى العديد من الخدمات واألدوات المالية التي ستؤدي لتطوي ار لمبنية األساسية لمنظام المالي لمدولة بكل مكوناتو )الفقي ووفاء 2007 م(. 9 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

11 ثالثا / العالقة التبادلية بين التنمية المالية والتنمية االقتصادية ترتكز وجية النظر الثالثة عمى وجود عالقة متبادلة بين تطور القطاع المالي والنمو فالنمو االقتصادي يجعل تطور نظام الوساطة المالية مربحا كما أن تأسيس نظام مالي فعال يسمح بنمو اقتصادي سريع. وعميو فكال منيما يؤثر عمى اآلخر بشكل إيجابي في عممية التنمية )كترة 2016 م(. ويعد االقتصادي )1966 )Patrick, أول من أشار إلى وجود عالقة سببية ذات اتجاىين بين التطور المالي والنمو االقتصادي فجمع بين فرضية العرض القائد والطمب التابع والذي اعتبر فييا أن اتجاه السببية يتبع مرحمة التطور االقتصادي التي تشيدىا الدولة. حيث أن العالقة السببية تتجو من القطاع المالي إلى النمو االقتصادي خالل الم ارحل األولى من التنمية في حين أن السببية تتجو من النمو االقتصادي خالل الم ارحل المتأخرة من التنمية االقتصادية )القدير 2004 م(. وظائف أسواق األو ارق المالية تتمخص أبرز الوظائف التي تقوم بيا سوق األو ارق المالية في النقاط التالية: أوال : القيام بتعبئة المدخ ارت: تقوم بتوفير األدوات المالية الالزمة يتم تداوليا في األسواق كاألسيم والسندات والودائع وشيادات االدخار واألدوات المالية األخرى التي المالية وبالتالي فإنيا تزود المدخ ارت القومية بمنافذ مربحة ذات مخاطر منخفضة )العبادي 2007 م(. وتتيح فرصا استثمارية متنوعة أمام المدخرين مما يسيم في تنمية عاداتيم االدخارية. ثانيا : تحسين كفاءة تخصيص الموارد االقتصادية: تقوم بتجميع وتحميل ونشر المعمومات عن االستثما ارت عمى نطاق واسع مما يزيد معدل االدخار ويحسن من كفاءة توزيع الموارد عمى البدائل االستثمارية المختمفة )شرف شعبان واسبر 2009 م(. وتشجيع المنافسة وتعزيز عممية التخصيص الكفؤ لمموارد المالية طويمة األجل خاصة في مجال االستثما ارت عالية التقنية والتي تحجم المصارف عن تمويميا نظ ار ألنيا ذات مخاطر عالية )الفقي ووفاء 2007 م(. كما أن وجودىا يعد مشجعا عمى تأسيس شركات المساىمة العامة مما يساعد عمى رفع معدالت التوظيف وخفض معدالت البطالة. ثالثا/ ممارسة الرقابة عمى إدارة الشركات: فيي جية رقابية خارجية غير رسمية عمى كفاءة سياسات الشركات التي يتم تداول فالشركات التي تتبع أسيميا في البورصة إدارتيا سياسات استثمارية وتشغيمية وتمويمية أما الشركات التي تتبع إدارتيا سياسات غير أو ارقيا المالية في عمى مستوى عال من الكفاءة تتحسن كفؤة مرضية وتتجو أسعارىا أسيميا في السوق نحو اليبوط )شندي 2013 م(. تنتيي إلى نتائ فإنيا أروقتيا أسعار أعمال غير 01 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

12 حيث يتم االفصاح عن آليات الرقابة ووضع الشروط والتعيدات التي تكفل حماية أموال أصحاب الفوائض إضافة إلى وجود جيات رقابية تتابع تنفيذ تمك اآلليات والتعيدات وتضع معايير اإلفصاح عن ذلك من خالل وظيفة الرقابة عمى االستثما ارت فتؤدي إلى تيسير تدفق األموال إلى االستثما ارت المختمفة وتحسين توزيع الموارد مما يزيد من معدالت النمو االقتصادي )شرف شعبان واسبر 2009 م(. اربعا: تنويع المخاطر وتسهيل إدارتها: حيث تزود األسواق المالية األف ارد والشركات والحكومات بحماية ضد المخاطر الصحية والحياتية والتأمين عمى الدخل واالستثمار وذلك من خالل بيع بوليصات التأمين استثمارية وعمل المحافظ المالية االستثمارية التي تحافظ عمى المحفظة االستثمارية من خطر انييار األسعار من خالل فرص التنويع التي توفرىا حيث تمكن مختمفة ومنشآت متنوعة و يكون التنويع المخاطر )ىولي 2011 م(. خامسا : تقميل تكاليف المعمومات والمعامالت: وكذلك من خالل توزيع الثروة عمى عدة أدوات أو من خالل االستثمار في األدوات المستقبمية وعقود الخيار ات )العبادي 2007 م(. ويتأتى تخفيض المخاطر سوق أرس المال من بناء محفظة تضم أو ارقا مالية لقطاعات عمى المستوى الدولي و المحمي مما يتيح فرصة أكبر لخفض تساىم سوق األو ارق المالية بتخفيض تكاليف الحصول عمى المعمومات والبحث عن الصفقات إضافة إلى كمفة المعامالت المالية المتعمقة بإنجاز الصفقات )حمزة وعبد الحميد 2012 م( حيث تعد البورصة من أفضل الوسائل لمحصول عمى المعمومات المالية واالقتصادية نظ ار لما تشترطو من إفصاح أمام الشركات التي تنضم إلييا. كما أن فرص تطور سوق األو ارق المالية واستفادتيا من التكنولوجيا سواء في تطوير تقنيات وسائل االتصال والتواصل أو األدوات المالية الحديثة تعتبر كبيرة وذلك من خالل احتكاكيا بالبورصات العالمية مما يعود بالنفع عمى الجيات المتعاممة فييا وكذلك العممية االقتصادية برمتيا. تطور مؤشرات بورصة فلسط ن تأسست سوق فمسطين لألو ارق المالية كشركة مساىمة خصوصية بمبادرة من شركة فمسطين لمتنمية واالستثمار )باديكو القابضة( حيث قدمت د ارسة شاممة حول إقامة ىذه السوق وحصمت بموجبيا عمى موافقة السمطة الوطنية الفمسطينية بتاريخ يوليو م وتم توقيع اتفاقية تشغيل السوق مع السمطة الوطنية الفمسطينية بتاريخ 7 نوفمبر 1996 م وكان أرس ماليا التأسيسي 2 مميون دينار أردني )موقع بورصة فمسطين 2017 م(. 48 وتعمل بورصة فمسطين عمى تنظيم تداول األو ارق المالية ألىم الشركات المساىمة العامة المدرجة فييا والبالغة شركة بقيمة سوقية تقارب 3.4 مميار دوالر أمريكي خالل عام 2017 م وتعمل فييا 8 شركات وساطة. كما تشغل بورصة فمسطين مواقع ضمن منظومة االستثمار العالمية بتواجدىا عمى أىم مؤش ارت أسواق المال العالمية كمؤش ارت "فاينانشال تايمز العالمية" بصفتيا سوقا مبتدئة واطالق مؤشر خاص بفمسطين ضمن 00 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

13 مؤش ارت ستاندرد آند بورز ومورغان ستانمي فضال عن حصوليا عمى العضوية الكاممة في اتحاد البورصات العالمي إلى جانب عضويتيا في اتحاد البورصات العربية واتحاد البورصات اليوروآسيوية وغيرىا )موقع بورصة فمسطين 2017 م(. ولتحديد مدى تطور سوق األو ارق المالية ودرجة تأثيرىا عمى األداء االقتصادي قام مجموعة من المؤش ارت أطمق عمييا تطور سوق األو ارق المالية وق ار ارت تمويل الشركات والنمو مؤش ارت تطور كفاءة أسواق أرس المال بحيث تساعد عمى االقتصاديون االقتصادي. وتساعد رجال المال واألعمال بتكوين فيم العالقة بين وصناع الق ارر بإج ارء المقارنات بين األسواق المالية المختمفة وبالتالي ترتيبيا حسب درجة تطورىا وقدرتيا عمى جذب االستثما ارت وتخصيصيا عمى نحو كفؤ )م ازىدية 2015 م(. مؤش ارت حجم السوق يعد اتساع حجم السوق من أىم المؤش ارت اإليجابية الدالة عمى نمو حجم االستثما ارت في سوق األو ارق المالية فكمما اتسع حجميا كان ذلك دليال عمى تطورىا ونضجيا. ويقاس حجم السوق بمؤشرين السوق وعدد الشركات المدرجة في السوق )م ازىدية 2007 م(. ىما: معدل رسممة ويعتبر معدل رسممة السوق أحد المؤش ارت الميمة التي يعتمد عمييا البنك الدولي في قياس العمق المالي لألنظمة المالية )كترة 2016 م( ويتم احتساب معدل رسممة السوق لمبورصة بنسبة أرس ماليا السوقي _والذي يمثل القيمة السوقية اإلجمالية لألو ارق المالية المقيدة في البورصة_ إلى النات المحمي اإلجمالي في سنة محددة وذلك عمى النحو الذي توضحو المعادلة أدناه )موقع البنك الدولي 2017 م(. معدل رسممة البورصة )%( = )القيمة السوقية لألسيم المدرجة/ النات المحمي اإلجمالي( 100 ويعكس ارتفاع قيمة ىذا المؤشر مساىمة سوق األو ارق المالية في تعبئة المدخ ارت الالزمة لالستثمار وتوسيع القاعدة االستثمارية بما يسمح بتنويع المخاطر وتحسين معدالت النمو االقتصادي. ويوضح شكل )1.3( نسبة القيمة السوقية لألسيم المدرجة في بورصة فمسطين من إجمالي النات المحمي والتي ارتفعت خالل السنوات األولى من نشاط البورصة فوصمت من %13.57 عام %18.16 نياية 2001 م وت ارجع معدل الرسممة خالل سنوات انتفاضة األقصى ليصل نياية 1997 م إلى 2003 م إلى %16.52 ثم أخذ معدل الرسممة في االرتفاع إبان انسحاب االحتالل االس ارئيمي من قطاع غزة وبفعل اإلصالحات المالية والقانونية عام 2004 م فوصل معدل الرسممة إلى ذروتو عام 2005 م ليبمغ % ومع فرض الحصار عمى قطاع غزة وحركة التصحيح ألسعار األسيم أخذ معدل الرسممة بالت ارجع تدريجيا خالل األعوام ) م( نسبة % ليشيد استق ار ار خالل السنوات األخيرة ) م( وبمغ نياية عام 2016 م 02 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

14 شكل )1.3( معدل الرسممة لبورصة فمسطين خالل السنوات ) م( المصدر: ( ) النشرة االحصائية الشيرية تداول األعداد )117-94( الفترة من )كانون ثاني كانون أول 2016 م( ( ) الجياز المركزي لإلحصاء الفمسطيني احصاءات الحسابات القومية ) ( 2017 م. وبمقارنة معدل الرسممة لبورصة فمسطين خالل السنوات ) م( مع بعض الدول المجاورة كمصر واألردن وتركيا كما في الشكل )2.3( نجد أن متوسط معدل الرسممة لبورصة فمسطين خالل الفترة %26.85 مقارب لمتوسط معدل الرسممة لبورصتي مصر وتركيا والذي بمغ %24.9 %27.6 لكل منيما عمى التوالي بينما لوحظ ارتفاع معدل الرسممة لبورصة عمان )األردن( خالل الفترة حيث بمغ متوسطو %88.9. بينما بمغ متوسط معدل الرسممة لبورصات الشريحة الدنيا من الدول متوسطة الدخل (Lower LMC) _ Middle Income التي تندرج فمسطين ضمنيا_ خالل ذات الفترة %53.63 ولبورصات مجموع بمدان الشرق األوسط وشمال أفريقيا (MENA) % شكل )2.3( مقارنة معدل الرسممة لبورصة فمسطين مع بورصات بعض الدول المجاورة المصدر: ( ) النشرة االحصائية الشيرية تداول األعداد )117-94( الفترة من )كانون ثاني كانون أول 2016 م( ( ) موقع البنك الدولي 2017 م. 03 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

15 2.3 مؤش ارت سيولة السوق تشير السيولة إلى قدرة السوق لتوفير الفرصة لممستثمرين لتقميل مخاطر التصريف ومباشرة االستثما ارت طويمة المدى )م ازىدية 2015 م(. وىذا األمر من شأنو أن ينعكس إيجابا عمى كفاءة تخصيص الموارد المالية وعمى معدالت النمو االقتصادي. وتقاس سيولة البورصة بمؤشرين ىما: معدل التداول ومعدل الدو ارن. أ- معدل التداول )TVGDP( وىو نسبة إجمالي القيمة األو ارق المالية المتداولة خالل فترة زمنية معينة إلى النات المحمي لمفترة ذاتيا )م ازىدية 2007 م(.. ويشير لقدرة البورصة عمى توفير السيولة لالستثما ارت عمى مستوى االقتصاد الكمي ويتم الربط بين مؤشر حجم السوق ومعدل التداول لوجود احتمال أن تكون السوق واسعة قياسا بمعدل الرسممة أو قياسا بعدد الشركات المدرجة إال أنيا قد تكون مع ذلك غير نشطة من منظور معدل التداول وذلك بسبب تدني قيمتو. يبين شكل )3.3( تطور معدل التداول لبورصة فمسطين معب ار عن قيمة األسيم المتداولة بالنسبة لمنات المحمي اإلجمالي. وأخذ معدل التداول باالرتفاع مع بداية نشاط بورصة فمسطين فبمغ %4.38 عام 2000 م ومع اندالع أحداث انتفاضة األقصى ت ارجع المعدل إلى %1.47 في عام 2003 م. وعقب االنسحاب االس ارئيمي من قطاع غزة وموجة التفاؤل التي ارفقت تحسن أداء االقتصاد الفمسطيني بالت ازمن مع عممية االصالح القانوني والمالي عام 2004 م بمغ معدل التداول أقصى درجاتو %43.38 عام 2005 م. ثم أخذ معدل التداول بالت ارجع مع فرض الحصار عمى قطاع غزة ليصل إلى %5.06 عام 2010 م. وشيدت السنوات األخيرة ) م( ثباتا في معدل التداول إذ بمغ متوسط قيم الفترة %2.8. شكل )3.3( معدل التداول لبورصة فمسطين خالل السنوات ) م( المصدر: ( ) النشرة االحصائية الشيرية تداول األعداد )117-94( الفترة من )كانون ثاني كانون أول 2016 م( ( ) الجياز المركزي لإلحصاء الفمسطيني احصاءات الحسابات القومية ) ( 2017 م. 04 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

16 ويوضح شكل )4.3( تدني معدل التداول لبورصة فمسطين مقارنة ببعض الدول المجاورة كبورصة مصر واألردن وتركيا إذ بمغ متوسطو %3.65 خالل السنوات ) م( بينما كان متوسطو %11.21 و %18.01 و %42.21 لكل من بورصة مصر واألردن وتركيا عمى التوالي. شكل )4.3( مقارنة معدل التداول لبورصة فمسطين مع بورصات بعض الدول المجاورة المصدر: ( ) النشرة االحصائية الشيرية تداول األعداد )117-94( الفترة من )كانون ثاني كانون أول 2016 م( ( ) موقع البنك الدولي 2017 م. وكذلك يالحظ ضعف مؤشر معدل التداول لبورصة فمسطين خالل السنوات ) م( بالمقارنة مع مجموع بورصات الشريحة الدنيا لمدول متوسط الدخل (LMC) ومجموع بورصات دول الشرق األوسط وشمال أفريقيا (MENA) كما ىو مبين في الشكل. ب- معدل الدو ارن )TVMC( ويشير إلى إجمالي قيمة األو ارق المالية المتداولة في فترة زمنية معينة مقسوما عمى إجمالي القيمة السوقية لألو ارق المالية في نفس الفترة )م ازىدية 2007 م(. ويعكس درجة النشاط في البورصة وانخفاض تكاليف المعامالت وسرعة التداول ودرجة اإلقبال عمى أسيم الشركات المدرجة مع األخذ بالحسبان أن ارتفاع قيمة معدل الدو ارن قد يكون بسبب ارتفاع عمميات المضاربة وليس انعكاسا لمنشاط االستثماري )العبادلة 2013 م( ال سيما في األسواق التي تعاني من عدم الكفاءة في تسعير األصول ال أرسمالية )م ازىدية 2015 م(. من خالل الشكل )5.3( يتضح أن معدل الدو ارن ت ازيد بشكل تدريجي في السنوات األولى لنشاط بورصة فمسطين فبمغ %24.60 عام 2000 م وسرعان ما تناقص المعدل مع بدء انتفاضة األقصى الثانية ليصل إلى %8.90 نياية عام 2003 م ومع االنسحاب االس ارئيمي من قطاع غزة وموجة التفاؤل التي صحبت االصالحات المالية والقانونية عام 2004 م وصل معدل الدو ارن إلى ذروتو التاريخية بنسبة %47.03 عام 2005 م. وأخذ معدل الدو ارن في الت ارجع مع ت ازيد حدة الحصار المفروض عمى قطاع غزة وكذلك الحركة التصحيحية ألسعار األسيم والتي اقتربت فييا األسيم من قيمتيا الحقيقية فبمغ %13.14 عام 2011 م. وخالل 05 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

17 السنوات األخيرة ) م( بقي معدل التداول في مستويات متقاربة حول إلى %13.13 نياية عام 2016 م. شكل )5.3( معدل الدو ارن لبورصة فمسطين خالل السنوات ) م( %10 وارتفع معدل الدو ارن المصدر: ( ) النشرة االحصائية الشيرية تداول األعداد )117-94( الفترة من )كانون ثاني كانون أول 2016 م( ( ) الجياز المركزي لإلحصاء الفمسطيني احصاءات الحسابات القومية ) ( 2017 م. شكل )6.3( مقارنة معدل الدو ارن لبورصة فمسطين مع بورصات بعض الدول المجاورة المصدر: ( ) النشرة االحصائية الشيرية تداول األعداد )117-94( الفترة من )كانون ثاني كانون أول 2016 م( ( ) موقع البنك الدولي 2017 م. ويوضح الشكل )6.3( تدني قيم معدل الدو ارن لبورصة فمسطين بالمقارنة مع بعض الدول المجاورة كبورصة مصر واألردن وتركيا إذ بمغ متوسطو %13.31 لبورصة فمسطين خالل السنوات ) م( بينما كان متوسط معدل الدو ارن لبورصتي مصر وعمان )األردن( %38.93 و %17.86 عمى التوالي وأظيرت البيانات ارتقاع معدل الدو ارن لبورصة تركيا إذ بمغ متوسطو % خالل نفس الفترة. بينما كان متوسط معدل 06 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

18 %44.5 ولمجموع بورصات دول الدو ارن لمجموع بورصات الشريحة الدنيا لمدول متوسطة الدخل (LMC) منطقة الشرق األوسط وشمال أفريقيا (MENA) % قياس دور بورصة فمسطين في النمو االقتصادي منهج ة البحث تم الحصول عمى البيانات لإلحصاء الفمسطيني الثانوية من المصادر ذات العالقة )بورصة فمسطين والجياز المركزي والمصادر األخرى( عمى صورة عبر الزمن لممتغي ارت عمى شكل معادلة خط انحدار سمسمة زمنية متعدد لمفترة م وبناء نموذج قياسي ومعالجة السمسمة الزمنية وفق قواعد واختبا ارت االقتصاد القياسي المطموبة ليذه المعادالت وكذلك د ارسة اتجاه العالقة السببية بين نشاط بورصة فمسطين والنمو االقتصادي في فمسطين وذلك باستحدام برنام متغ رات وب انات البحث تم استخدام مؤشر معدل الرسممة السوقية. EViews (MCGDP) ليعبر عن حجم السوق ومؤشري معدل التداول (TVGDP) ومعدل الدو ارن (TVMC) ليعب ار عن سيولة سوق األو ارق المالية و نصيب الفرد من النات المحمي اإلجمالي الحقيقي (PCAPITA) كمؤشر لمنمو االقتصادي. وقد تم احتساب المتغي ارت المستقمة كما يمي: 1- معدل الرسممة السوقية%= )إجمالي القيمة السوقية لألو ارق المالية/ النات المحمي اإلجمالي( معدل التداول%= )إجمالي قيمة األو ارق المتداولة/ النات المحمي اإلجمالي( معدل الدو ارن%= )إجمالي قيمة األو ارق المتداولة/ إجمالي القيمة السوقية لألو ارق المالية( وتمت صياغة النموذج بشكل مبدئي عمى النحو التالي: 100 (PCAPITA t = F(MCGDP t, TVMC t, TVGDP t :PCAPITA t نصيب الفرد من النات المحمي اإلجمالي الحقيقي :MCGDP t معدل الرسممة السوقية :TVMC t معدل الدو ارن :TVGDP t معدل التداول 07 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

19 فرض ات الدراسة الفرضية الرئيسة: الفرضية الفرضيات الفرعية التالية: توجد عالقة سببية بين تطور نشاط بورصة فمسطين والنمو االقتصادي. ويندرج تحت ىذه 1- يوجد عالقة سببية في األجل الطويل تتجو من تطور نشاط بورصة األو ارق المالية إلى النمو االقتصادي في فمسطين. 2- يوجد عالقة سببية في األجل القصير بين معدل الرسممة السوقية ونصيب الفرد من النات المحمي اإلجمالي الحقيقي. 3- يوجد عالقة سببية في األجل القصير بين معدل التداول ونصيب الفرد من النات المحمي اإلجمالي الحقيقي. 4- يوجد عالقة سببية في األجل القصير بين معدل الدو ارن ونصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي. التحميل القياسي لمبيانات ج نتائج تحميل مصفوفة االرتباط جدول )1.4( عبارة عن مصفوفة ارتباط متغي ارت الد ارسة بعضيا ببعض حيث يتضح من خالل الجدول معامالت ارتباط المتغير التابع نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي (PCAPITA) مع كل من المتغي ارت المستقمة. ويالحظ من الجدول أيضا أن ارتباط المتغي ارت المستقمة )معدل الرسممة MCGDP معدل التداول TVGDP ومعدل الدو ارن )TVMC بالمتغير التابع )نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي مستواىا الموغاريتمي سالب وغير معنوي عند مستوى داللة (PCAPITA في ويالحظ وجود ارتباط قوي بين المتغي ارت المستقمة في مستواىا الموغاريتمي حيث كانت نسبة االرتباط بين معدل الرسممة السوقية ومعدل التداول واالرتباط بين معدل الرسممة ومعدل الدو ارن عند مستوى داللة المتغي ارت %73 واالرتباط بين معدل التداول ومعدل الدو ارن جدول )1.4(: مصفوفة االرتباط بين كل زوج من أزواج متغي ارت الد ارسة البيان %90 %95 LTVMC LTVGDP LMCGDP LPCAPITA LPCAPITA معامل االرتباط القيمة االحتمالية LMCGDP معامل االرتباط القيمة االحتمالية LTVGDP معامل االرتباط القيمة االحتمالية * LTVMC معامل االرتباط القيمة االحتمالية * * وذلك 08 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

20 االرتباط دال إحصائيا عند مستوى معنوية 0.05 α PP نتائج اختبار السكون لمسالسل الزمنية الفرق األول جدول )2.4(: نتائ اختبا ارت السكون لمتغي ارت الد ارسة ADF المتغي ارت قيمة االختبار المستوى الفرق األول المستوى * * اختبار T القيمة االحتمالية LOG PCAPITA * * اختبار T القيمة االحتمالية LOG MCGDP اختبار T LOG TVGDP * * القيمة االحتمالية اختبار T LOG TVMC * * القمية االحتمالية جدول )2.4( يوضح نتائ اختبار ديكي فوالر الموسع (ADF) واختبار فيمبس بيرون (PP) لمتحقق من سكون السالسل الزمنية أشارت النتائ أن السالسل الزمنية لمتغي ارت الد ارسة غير ساكنة عند مستواىا حيث كانت القيمة االحتمالية (P-Value) أكبر من 0.05 لذلك تم إج ارء فروق من الدرجة األولى لمتغي ارت الد ارسة ومن ثم إعادة اختبار السكون مرة أخرى. وكانت نتائ اختباري (ADF) و (PP) تشير إلى أن مستوى الداللة المحسوب لجميع السالسل الزمنية عند الفرق األول أقل من 0.05 وعميو فإن السالسل الزمنية لمتغي ارت الد ارسة تعتبر ساكنة عند الفرق األول و باتالي أن السالسل الزمنية متكاممة من الدرجة األولى ((1) I). اختبار التكامل المشترك تم إج ارء اختبار جوىانسن لمتكامل المشترك لمتحقق من وجود عالقة تكاممية طويمة األجل بين المتغي ارت االقتصادية في مستواىا الموغاريتمي وذلك بإدخال المتغير التابع والمتغي ارت المستقمة كمتغي ارت داخمية إال أن برنام EViews توقف عن إعطاء نتائ بسبب ظيور مشكمة المصفوفة المنفردة (NEAR singular matrix) وتشير ىذه المشكمة لوجود ارتباط عال جدا بين المتغي ارت المستقمة أي وجود مشكمة التداخل الخطي 09 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

21 المتعدد (Multicollinearity) ومن خالل الفحص لمعامالت االرتباط البسيطة بين المتغي ارت المستقمة في النموذج أظيرت النتائ أن معامل االرتباط بين متغير معدل التداول ومتغير معدل الدو ارن 0.95 بمغ الموغاريتمي مستواىا في مما سبب مشكمة التداخل الخطي المتعدد وعميو توقف البرنام عن إج ارء االختبار. ولمتغمب عمى ىذه المشكمة في النموذج تم حذف متغير معدل الدو ارن حيث أنو يشير إلى السيولة الداخمية لسوق األو ارق المالية وتم اعتماد متغير معدل التداول في النموذج كونو يدل عمى سيولة سوق األو ارق المالية بالنسبة لالقتصاد ككل ليصبح نموذج الد ارسة عمى الصيغة اآلتية: LPCAPITA t = F(LMCGDP t + LTVGDP t ) وبناء عمى ما سبق تم إج ارء اختبار التكامل المشترك بين المتغير ات ( نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي ومتغير معدل الرسممة السوقية ومتغير معدل التداول( في مستواىا الموغاريتمي فكانت النتائ تشير لوجود عالقة تكامل مشترك بينيا وذلك كما يوضحو الجدول )3.4(. التكامل (ال شيء)* عمى األكثر 1 عمى األكثر 2 H 0 جدول )3.4(: اختبار جوىانسن لمتكامل المشترك لمصيغة الموغاريتمية لمتغي ارت الد ارسة إحصائية األثر القيم الحرجة عند مستوى معنوية %5 λtrace r= r r 2 يشير اختبار األثر لوجود متجه واحد من التكامل مشترك عند مستوى معنوية %5 *رفض الفرضية العدمية عند مستوى معنوية %5 القيمة االحتمالية يوضح الجدول )3.4( نتيجة اختبار جوىانسن لمتكامل المشترك لمتغي ارت الد ارسة التي تم اعتمادىا في النموذج أن قيمة إحصاء األثر كانت أكبر من القيمة الحرجة عند مستوى معنوية %5 وعميو تم رفض الفرضية الصفرية والتي تقول بعدم وجود تكامل مشترك بين المتغي ارت وقبول الفرضية البديمة والتي تشير إلى وجود متجو من التكامل المشترك بين المتغي ارت وبمعالجة اختبار مشكمة وجود أكثر متجو واحد لمتكامل المشترك تم عدم رفض الفرضية العدمية عند مستوى %5. وعميو تشير نتيجة اختبار جوىانسن إلى وجود متجو واحد من التكامل المشترك بين المتغي ارت والذي يعني وجود حد تصحيح خطأ (ECM) واحد بينيا ويدلل أيضا عمى وجود عالقة توازنية طويمة األجل بين المتغي ارت. 21 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

22 تقدير نموذج متجه تصحيح الخطأ (VECM) بالرجوع إلى نتائ اختبار جذر الوحدة والتي تفيد أن متغي ارت الد ارسة جميعيا مستقرة عند الفرق األول وكذلك اختبار جوىانسن لمتكامل المشترك والذي أوضح وجود متجو واحد من التكامل المشترك بين المتغي ارت تكون شروط نموذج متجو تصحيح الخطأ تحققت وأمكن استخدامو في تقدير العالقة بين متغي ارت الد ارسة. ومن خالل مخرجات برنام EViews7 تم تقدير معادلة نموذج متجو تصحيح الخطأ بين المتغي ارت المستقمة )معدل الرسممة السوقية معدل التداول( والمتغير التابع )نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي( في مستواىا الموغاريتمي والتي جاءت عمى النحو التالي: D(LPCAPITA) = C(1)*( LPCAPITA(-1) *LMCGDP(-1) *LTVGDP(-1) ) + C(2)*D(LPCAPITA(-1)) + C(3)*D(LMCGDP(-1)) + C(4)*D(LTVGDP(-1)) + C(5) حيث أن: (1)C: حد تصحيح الخطأ والذي يشير إلى مقدار التعديل المطموب في األجل القصير لتحقيق التوازن في العالقة بين المتغي ارت في األجل الطويل ويشترط فيو أن يكون سالبا ومعنويا لتكون ىناك عالقة سببية في األجل الطويل تتجو من المتغي ارت المستقمة نحو المتغير التابع. (2)C: معامل الفرق األول لنصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي بالصيغة الموغاريتمية عند فترة إبطاء تساوي.1 (3)C: معامل الفرق األول لمعدل الرسممة السوقية بالصيغة الموغاريتمية عند فترة إبطاء = 1. )4(C: معامل الفرق األول لمعدل التداول بالصيغة الموغاريتمية عند فترة إبطاء = 1. )5(C: الحد الثابت. ومن خالل جدول )4.4( يتضح أن تقدير معادلة نموذج متجو تصحيح الخطأ معنوية وفق نتائ اختبار إحصائية F-statistic عند مستوى داللة %5. وتشير نتائ التقدير إلى أن %48 من التغي ارت في المتغير التابع )نصيب الفرد من النات المحمي اإلجمالي الحقيقي( تفسرىا المتغي ارت المستقمة المدرجة في النموذج )معدل الرسممة السوقية ومعدل التداول( في مستواىا الموغاريتمي. المعامالت القيمة االحتمالية Prob جدول )4.4(: تقدير معادلة نموذج تصحيح الخطأ t-statistic Std. Error Coefficient C(1) C(2) 20 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

23 C(3) C(4) C(5) R-squared = Adjusted R-squared = Prob(F-statistic) = Durbin-Watson stat = العالقة السببية في األجل الطويل بالرجوع إلى النتائ في الجدول )4.4( نجد أن اختبار إحصائية t-statistic لمعامل حد تصحيح الخطأ (1)C معنوية عند مستوى داللة %5 إضافة إلى أن قيمتو سالبة وبتحقق ىذين الشرطين نستطيع القول بوجود عالقة سببية في األجل الطويل تتجو من المتغي ارت المستقمة المدرجة في النموذج )معدل الرسممة السوقية ومعدل التداول( نحو المتغير التابع )نصيب الفرد من النات المحمي اإلجمالي الحقيقي( في مستواىا الموغاريتمي. وتشير قيمة (1)C إلى أن سرعة التعديل في األجل القصير ىي %28 خالل مدة زمنية مقدارىا سنة والتي تؤدي إلى تحقيق التوازن في العالقة بين متغي ارت الد ارسة في األجل الطويل. مما يعني أن المتغير التابع )نصيب الفرد من النات الحقيقي( يحتاج لمرور ما يقارب 3.5 سنة الستيعاب كامل الصدمة أو التغي ارت التي تط أر عمى متغي ارت بورصة فمسطين المستقمة )معدل الرسممة السوقية ومعدل التداول( وتعتبر ىذه المدة الزمنية طويمة نسبيا في تأثيرىا عمى النمو االقتصادي مقارنة بتأثير عوامل أخرى وكذلك عند النظر إلى التأثير المباشر والسريع لمتغي ارت في بورصات الدول المتقدمة عمى نموىا االقتصادي. العالقة السببية في األجل القصير من أجل معرفة وجود عالقة سببية في األجل القصير بين المتغي ارت المستقمة والمتغير التابع يمزم إج ارء اختبار Wald-Test لكل من معامالت المتغي ارت المستقمة (3)C و (4)C بحيث نرفض الفرضية الصفرية التي تقول بعدم وجود عالقة سببية تتجو من المتغير التابع إلى المتغير المستقل إذا كانت نتائ اختبار إحصاءة (F) Chi-square معنوية عند مستوى داللة %5 وبالتالي نقبل الفرضية البديمة والعكس صحيح في عدم رفض الفرضية الصفرية. 22 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

24 وتشير النتائ الموضحة في جدول )5.4( إلى أن القيمة االحتمالية لمعامل معدل الرسممة السوقية (3)c معنوية عند مستوى داللة 0.05 مما يدل عمى وجود عالقة سببية في األجل القصير تتجو من معدل الرسممة السوقية نحو نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي في مستواىا الموغاريتمي. كما توضح عدم وجود أدلة كافية لمقول بأن ىناك عالقة سببية في األجل القصير تتجو من معدل التداول نحو نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي في مستواىا الموغاريتمي حيث أن القيمة االحتمالية لمعامل معدل التداول (4)c أكبر من الفرضية الصفرية H 0 C(3) = 0 C(4) = 0 جدول )5.4(: نتائ اختبار Wald-Test الق ارر القيمة االحتمالية Prob. Chi-square رفض الصفرية عدم رفض الصفرية ومن أجل إيضاح وجود عالقة سببية بين المتغير التابع نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي والمتغي ارت المستقمة معدل الرسممة السوقية ومعدل التداول نستخدم اختبار VEC Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests والذي تأتي نتائجو متوافقة مع نتائ اختبارWald-Test في اختبار العالقة السببية بين المتغي ارت المستقمة والمتغير التابع في األجل القصير. جدول) 6.4 (: نتائ اختبار VEC Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Prob Chi-sq الق ارر الفرضية الصفرية ) 0 (H التغير في D(LMCGDP) ال يسبب التغير في D(LPCAPITA) رفض الصفرية التغير في D(LTVGDP) ال يسبب التغير في D(LPCAPITA) عدم رفض الصفرية التغير في D(LPCAPITA) ال يسبب التغير في D(LMCGDP) عدم رفض الصفرية التغير في D(LPCAPITA) ال يسبب التغير في D(LTVGDP) عدم رفض الصفرية ومن خالل النتائ الموضحة في جدول )6.4( نستنت أن التغير في معدل الرسممة السوقية يسبب التغير في نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي وذلك عند مستوى داللة %5. وتشير النتائ أيضا إلى أنو ال توجد أدلة كافية لمقول بأن التغير في معدل التداول يسبب تغير في نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي كما ال توجد 23 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0

25 أدلة كافية تشير إلى أن التغير في نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي يسبب تغير في معدل الرسممة السوقية وكذلك ال توجد أدلة كافية لمقول بأن التغير في نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي يسبب تغير في معدل التداول وذلك عند مستوى داللة %5. وبالتالي فإنو توجد عالقة سببية أحادية االتجاه من معدل الرسممة السوقية إلى المتغير التابع. تشخيص نموذج الد ارسة يوضح الجدول )7.4( نتائ تشخيص نموذج متجو تصحيح الخطأ VECM حيث تشير النتائ إلى عدم رفض الفرضية الصفرية والتي تقول بعدم وجود ارتباط ذاتي Correlation) (Serial حيث أن القيمة االحتمالية الختبار Breusch-Godfrey أكبر من %5. كما أن النموذج خال من مشكمة عدم تجانس التباين )Hetroskedasticity) وذلك بعدم رفض الفرضية الصفرية الختبار Breusch-Pagan-Godfrey حيث أن القيمة االحتمالية كانت أكبر من %5. إضافة إلى أن نتيجة اختبار Jarque-Bera تبين أن توزيع البواقي يتبع التوزيع الطبيعي عند مستوى داللة %5. جدول )7.4(: تشخيص نموذج الد ارسة Chi-Square القيمة االحتمالية الق ارر االختبار االرتباط الذاتي Correlation) (Serial ال يوجد ارتباط ذاتي عدم تجانس التباين (Hetroskedasticity) يوجد تجانس في التباين التوزيع الطبيعي لمبواقي (Jarque- Bera) التوزيع طبيعي تحميل مكونات التباين Decomposition) :(Variance تستخدم نتائ تحميل مكونات التباين لمعرفة مقدار التباين في التنبؤ لكل متغير والعائد إلى خطأ التنبؤ في المتغير نفسو والمقدار العائد إلى خطأ التنبؤ في المتغي ارت األخرى ويعتبر تحميل مكونات التباين إحدى الطرق لوصف السموك الحركي لمنموذج حيث أن تباين خطأ التنبؤ لمتغير ما يعزى لمصدمات غير المتنبأ بيا لكل متغير من متغي ارت النموذج خالل فترة التنبؤ )خ ازن 2014 م(. وعند تطبيق ىذا االختبار عمى نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي لفترة 10 سنوات كانت النتائ كما ىي مبينة في الجدول )8.4(. ويالحظ من جدول )8.4( أن التقمب في نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي يتأثر بالصدمات في متغير معدل التداول أكثر من تأثره بمعدل الرسممة السوقية حيث يتضح أنو خالل الفترة )السنة( الثالثة كانت التغي ارت في معدل التداول تفسر %12.75 من تباين خطأ التنبؤ في نصيب الفرد من النات المحمي الحقيقي والتي تعود إلى أخطاء عشوائية )صدمات( في معدل التداول ويالحظ أن ىذه النسبة تت ازيد حتى تصل قريبا من 24 IUG Journal of Economics and Business (Islamic University of Gaza) / CC BY 4.0