يدهت انعهوو انزراع ت انعراق ت :9371)6(48 /7193

Transcript

1 تحميل قياسي الستجابة عرض محصول القمح لممدة بإستعمال نماذج االنحدار الذاتي لإلبطاء الموزع )( ) ( أسماء طارق البمداوي* مدرس مساعد رئاسة جامعة بغداد عفاف صالح الحاني أستاذ كمية الز ارعة /جامعة بغداد as _tareq@ yahoo.com المستخمص يعد محصول القمح من المحاصيل اإلست ارتيجية المرتبطة باألمن الغذائي ومن أجل زيادة كمية انتاج القمح لسد احتياجات البمد والحد من األستي اردات البد من معرفة سبل زيادة انتاجية وحدة المساحة لممحصول ويزرع القمح في الع ارق بمساحات واسعة وخاصة في المحافظات الشمالية وأن كمية االنتاج وانتاجية ىذا المحصول الت ازل محدوده مقارنة بمثيالتيا في دول الجوار ودول العالم االخرى وفي الغالب يسد العجز عن طريق االستي ارد ويزرع القمح في معظم أنحاء العالم أن متوسط إنتاجية محصول القمح عمى مستوى الع ارق لممدة من ) ( بمغ )4.852( كغم/ الدونم مما يدل عمى سوء استغالل المساحات المزروعة استيدفت الد ارسة تقدير دالة استجابة عرض محصول القمح في الع ارق باستخدام نماذج توزيع االبطاء الختبار التكامل المشترك وتقدي ارلعالقة التوازنية قصيرة وطويمة االجل وقد تم تحديد العوامل الرئيسة الستجابة عرض المساحة المزروعة بمحصول القمح وىي )المساحة المزروعة بمحصول القمح في الع ارق لسنة سابقة )دونم( سعر محصول القمح )دينار/ طن( سعر محصول الشعير )دينار/ طن( التصريف المائي لنيري دجمة والف ارت )مميار م 2 ( المخاطرة االنتاجية المخاطرة السعرية االمطار)مميميتر( تم التحقق من استق اررية السمسمة الزمنية لممتغي ارت المدروسة واظيرت النتائج عدم استقرارية كل من المتغي ارت )سعر محصول القمح وسعر المحصول المنافس الشعير والمخاطرة السعرية واالمطار( وان وجود متغي ارت غير مستقره تعني وجود انحدار ازئف لذلك تم اخذ الفرق االول ليا ومن خالل اختبار Wald-statistic اتضح ان ىناك تكامل مشترك بين المتغي ارت المدروسة ونالحظ أن جميع المعامالت في االجل القصير كانت معنوية بدرجة عالية عدا متغير االمطار فمم يكن معنويا أما قيمة معممة تصحيح الخطأ فقد بمغت )0.594-( تعني ان حوالي %59 من االختالل قصير االجل في المساحة المزروعو بمحصول القمح في المدة السابقة ( 1- t( يمكن تصحيحو في المدة الحالية )t( بأتجاه العالقة التوازنية طويمة االجل الكممات المفتاحية: القمح استجابة العرض اختبار الحدود السمسمة الزمنية االستقرارية نماذج االنحدار الذاتي لالبطاء الموزع البحث مستل من اطروحة الدكتو اره لمباحث االول* The Iraqi Journal of Agricultural Sciences : (6) 48/ 7197 Al Baldawi & Al Hani ECONOMETRICS ANALYSIS FOR SUPPLY RESPONS OF WHEAT CROP USING AUTOREGRESSIVE DISTIRBUTED LAG MODELS( ) FOR THE PERIOD ( ) A. T. Al Baldawi * A. S. Al Hani Assist Lecturer Prof Presidency of the University Baghdad College of Agriculture / University Baghdad as _tareq@ yahoo.com ABSTRACT The wheat crop is a strategic crop associated with food security. In order to increase the quantity of wheat production to meet the needs of the country, it is necessary to know how to increase the productivity of the unit of area of the crop to reduce the importations. Wheat is implanted in Iraq in large areas, especially in the northern governorates. The quantity of production and productivity for that crop is still limited, Compared to other countries in the neighboring countries and other countries of the world, and often fill the deficit through the import since wheat is implanted in most of the world countries, the average productivity of the wheat crop in Iraq for the period ( ) amounted to (7.857) kg / dunums, Which shows the abuse of cultivated areas The study were based on estimating the response function of wheat yield in Iraq using the for the evaluation of joint integration and the estimation of the short and long term equilibrium relationship. The main factors of the response to the produce of the area cultivated with wheat yield was organized as the area planted with wheat in Iraq for the previous year (dunums), the price of the wheat crop (JD / ton), the barley price (JD / ton) and the water discharge of the tigirs and Euphrats rivers, Production risk, price risk and rain (mm) was done (The price of the wheat crop and the price of the competing crop, the barley, the price risk and the rain. Then Checking the stability of the time series of studied variables and the results showed a lack of stability of the variables (the price of wheat, the price of the rival barley crop, the price risk and rain). And that the presence of unstable variables mean the existence of a false decline so it was taking the first difference to her, and through the Wald-statistic test turned out to be there is a common integration between the studied variables, and its noted that all transactions in the short term was significantly high degree except rain variable was not significant, the error correction parameter value amounted to (-0.594), means that about 59% of short-term imbalance in the cultivated wheat crop area In the Previous period (t-1) can be corrected in the current period (t) toward a long-term relationship equilibrium Keywords: wheat, supply response, boundary testing, time series, stability, autoregressive distirbuted lag *Part of PhD.Dessertation of the first author *Received:7/2/2017, Accepted:21/5/

2 المقدمة بالرغم من التقدم الصناعي التقني في العالم فان زيادة اإلنتاج خاصة الز ارعي الحبوب ىو موضع اىتمام العديد من بمدان العالم واىم أسباب ذلك ىونقص المواد الغذائية والطمب المت ازيد عمييا نتيجة لمزيادة السريعة الحاصمة في عددالسكان وعم إمكانية سداالحتياجات البشرية حيث يعتمد اغمب سكان العالم في غذائيم عمى الحبوب وال ازل الع ارق يعاني من اقتصار النشاط االقتصادي بالدرجة االساس عمى القطاعات الخدمية والتوزيعية دون االنتاجية )الز ارعة والصناعة( فالت ازل مساىمات انشطة قطاعات الز ارعة والصناعة محدودة إذ الي ازل الع ارق يعاني من عجز كبير في تأمين المحاصيل الست ارتيجية وقد تركز اىتمام الباحثين في االونة االخيرة عمى تحميل العالقات االقتصادية بين المتغي ارت االقتصادية ود ارسة استجابة العرض لبيانات السالسل الزمنية باستعمال نماذج قياسية حديثة غير طريقة المربعات الصغرى االعتيادية التي يمكن ان تعطي تقدي ارت غير دقيقة والسيما عندما تكون سمسمة البيانات المستعممة لممتغي ارت االقتصادية غير مستقرة وىذا يتطمب اختبار مدى سكون السالسل الزمنية لممتغي ارت المستعممة في الد ارسة واتخاذ اج ارءات التصحيح لجعل ىذه السالسل الزمنية مستقرة مثل اخذ الفرق االول لمبيانات في معظم الحاالت تصبح ىذه السالسل الزمنية ساكنة عند الفرق االول او انيا تستقر بأخذ الفرق الثاني. ومن النماذج القياسية المناسبة في ىذا المجال ىو إنموذج توزيع االبطاء الذاتي والذي بني عمى اساس اختيار افضل إنموذج تصحيح الخطأ عن طريق اختيار رتبة التباطؤ وىو بذلك يعد إنموذجا مطو ار إلنموذج تصحيح الخطأ غير المقيدmodel unrestricted error correction إذ يتطمب االمر اختبار مدى سكون السالسل الزمنية فضال عن امكانية وجود عالقة تكامل مشتركة طويمة االجل بين المتغي ارت االقتصادية (9( لقد تبين أن نماذج توزيع Autoregressive Distributed Lag تعرض االبطاء طريقة قيمة جدا الختبار وجود عالقة طويمة األجل بين السالسل الزمنية وتستعمل في مجاالت االقتصاد والمالية والسياحة والموارد والطاقة وتستعمل نماذج لمتكامل المشترك في االقتصاد القياسي بيانات السالسل الزمنية لتقدير ديناميكية االجل القصير واالجل الطويل حتى عندما تشتمل المتغي ارت عمى سالسل زمنية مستقرة وغير مستقرة (17) يظير إنموذج االنحدار الذاتي لالبطاء الموزع مزيجا من أنموذجين انموذج توزيع االبطاء وانموذج االنحدار الذاتي منيجية Lag- Distributed Model 5Autoregressive model تعطي تقدي ارت كفوءة Efficient متحيزة وتسمح بتحديد قيم حرجة لالختبا ارت المستخدمة إنموذج إن وغير وان يسمح بأن تكون المتغي ارت التفسيرية في االنموذج بفت ارت تباطؤ زمني مختمفة وىذه الحالة التي التسمح بيا بقية النماذج القياسية (5(. تكمن مشكمة البحث في أن اداء القطاع الز ارعي في الع ارق الي ازل ضعيفا مقارنة بالدول المتقدمة وحتى دول الجوار إذ لم تتحقق االمكانيات الز ارعية كمساىمة جيدة في النمو االقتصادي والتنمية وكفاية احتياجاتنا من الحبوب عمى االقل والسيما في المناطق الز ارعية ذات التربة الخصبة اذ الي ازل ىناك عدم موازنة بين االنتاج المحمي واالستيالك لذلك البد من د ارسة سبل استجابة الم ازرعين لزيادة المساحة المزروعة من محصول القمح بعد التعرف عمى مدى استق اررية السمسمة الزمنية لكافة المتغي ارت باختبا ارت جذر الوحدة تكامل مشترك بين المتغي ارت لفت ارت اإلبطاء الموزعة واستخدام اختبار الحدود لمعرفة وجود واستخدام نماذج االنحدار الذاتي (( لبيان العالقة لمحصول القمح لممدة ) ( كل عمى حدة. اوال: واقع ز ارعة محصول القمح في الع ارق احد يعد القمح التوازنية من أىم المحاصيل في الع ارق إلرتباطو القوي بسياسات األمن الغذائي والدور التقميدي الذي يمعبو الخبز في الثقافة المحمية ويدل عمى أن توفير كمية كافية من القمح لالستيالك سيكون دائما احدا من أىم أولويات تحقيق االمن الغذائي في الع ارق ويتضح من بيانات الجدول 1. أن متوسط إنتاج محصول القمح عمى مستوى البمد 2014( بمغ طن وقد سجمت سنة لممدة من )1970- اعمى 2014 كمية إنتاج إذ بمغت طن وكانت اقل كمية لالنتاج سنة 1984 بمغت طن. 1740

3 بالمقابل كانت اخفض إنتاجية خالل تمك الفترة فقد بمغت 89.3 كغم بالدونم في عام شكل 52 األتجاه العام إلنتاجية محصول القمح في الع ارق لممدة ) ( جدول 50 اإلنتاج والمساحة واإلنتاجية لمحصول القمح في الع ارق لممدة من ) ( شكم 51 األحدا انعاو ال خاج يحصول انق ح ف انعراق نه ذة ) ( أما متوسط المساحة المزروعة من محصول القمح في البمد لممدة نفسيا فقد بمغ نحو دونم وسجل عام 1991 أعمى مساحة مزروعة بالقمح إذ بمغت نحو دونم فيما كانت أدنى مساحة مزروعة بنحو دونم في العام اإل خاخ ت ( كغى/دو ى ) اإل خاج ( ط ) شكل 54 األتجاه العام لممساحة المزروعة بمحصول القمح في الع ارق لممدة ) ( أما الغمة الدونمية بمغ متوسطيا عمى مستوى البمد نحو كغم لكل دونم وسجل عام 2014 أعمى انتاجية إذ بمغت كغم لكل دونم خالل فترة 1970 انس واث ان ساحت ان زروعت ( دو ى )

4 تابع لجدول 50 المصدر: و ازرة التخطيط والتعاون االنمائي الجياز المركزي لالحصاء وتكنموجيا المعمومات دائرة االحصاء الز ارعي ثانيا: معدالت النمو السنوي والرقم القياسي لمتغاير يتضح من الجدول 2 محصول القمح عمى مستوى. ان معدالت النمو السنوي إلنتاج كانت البمد %2.78 وان معدالت النمو السنوي لمساحة محصول القمح عمى مستوى كانت البمد %0.55 وان معدالت النمو السنوي إلنتاجية محصول القمح عمى مستوى البمد كانت %2.23. جدول 54 معدالت النمو السنوي لإلنتاج الكمي والمساحة المجنية واإلنتاجية لمحصول القمح عمى مستوى الع ارق وع ان خغ ر اإل خاج ان ساحتان زروعت اإل خاخ ت لممدة يحصول انق ح يعذل ان و انس و % المصدر:من اعداد الباحثين اعتمادا عمى جدول 0. باستخدام المعادلة االتية: Ln Y = b o + b 1 t إذ إن : y يمثل اإلنتاج أو المساحة أو اإلنتاجية b: 1 معدل النمو السنوي t: الزمن ثالثا: المواد وط ارئق العمل تم اختبار ( وجود عالقة التكامل المشترك طويمة االجل بين المتغي ارت في اإلنموذج بإستخدام نماذج توزيع االبطاء ) إذ أن من ممي ازتيا انو النظر عن درجة تكامل المتغي ارت ىي يمكن تطبيقيا بغض مزيج بينيما ولكن يجب أن التكون متكاممة من الدرجة 1(2) )1( كماإن استخدام منيجية توزيع االبطاء الذاتي يجنب المشاكل الناتجة عن بيانات السالسل الزمنية غير المستقرة )6( ويمكن تعريف المتغير المستقر عمى انو المتغير ذو السمسمة الزمنية بمتوسط ثابت وتباين ثابت مثال تكون سمسمة )X1( سمسمة زمنية ساكنة اذا كان متوسطيا ( E(x t مستقال عن الزمن t وتباينيا عدد محدد واليتغير بشكل منتظم مع مرور الزمن من جية اخرى السمسمة الزمنية غير الساكنة تحتوي عمى متوسط متغير او تباين متغير المتغيرساكنا يعتمد عمى ما وحدوي نقارن المتغي ارت الساكنة ولمعرفة إذا كان إذا كان يحتوي عمى جذر وغير الساكنة المرتبطة أيضا بأنواع مختمفة من االتجاىات الزمنية التي يمكن العثور عمييا في المتغي ارت إذ تحتوي المتغي ارت غير الساكنة اتجاىات عشوائية غالبا ماتؤدي إلى االرتباط ال ازئف أذا وجدت سمسمة لبيانات تحتوي عمى جذر الوحدة فالسمسمة غير مستقرة فمن الميم عمل تكامل مشترك بين المتغي ارت من أجل االستدالل عمى السببية غير ال ازئفة لمعالقة طويمة االمد بين السمسمة الزمنية لذلك )4( قبل التأكد من العالقة بين المتغي ارت في المدى القصير والمدى الطويل يجب أن يتم التحقق من رتبة التكامل الن المتغي ارت غي ارلساكنة ربما تعطي نتائج ازئفة (2( تنشأ مشكمة االنحدار ال ازئف إذا كانت السالسل الزمنية ذات اتجاىات ويكون تصاعدية وتنازلية قوية عاليا ويعود ذلك لوجود اتجاه وليس لوجود عالقة حقيقية بينيما ولذلك فمن الميم جدا معرفة العالقة بين المتغي ارت االقتصادية إذا كانت حقيقية أو ازئفة (11( وتمكننا منيجية القصير توصيف : االنموذج من فصل تأثي ارت االمد الطويل عن االمد تم توصيف دالة استجابة العرض لمحصول القمح لممتغي ارت المستخدمة في االنموذج بالصيغة الموغارتمية االتي: خالل مدة الد ارسة ) ( بالشكل انس واث Y: المساحة المزروعة بمحصول القمح في الع ارق ( دونم( X1: المساحة المزروعة سابقة )دونم( بمحصول القمح في الع ارق لسنة X2: سعر محصول القمح )دينار/ طن( لسنة سابقة X3: سعر محصول الشعير )دينار/ طن( لسنة سابقة 1)0( او 1)1( أو اإل خاج ( ط ) ان ساحت ان زروعت دو ى اإل خاخ ت كغى/دو ى ان خوسط 1742

5 X4: التصريف المائي لنيري دجمة والف ارت )مميار م 3 ( X5: المخاطرة االنتاجية X6: المخاطرة السعرية X7: االمطار اغمب د ارسات السالسل الزمنية تظير حقيقة عدم استق اررية السمسمة الزمنية مع الزمن اذ غالبا ماتتجو المتغي ارت تصاعديا اوتنازليا مع الزمن وىذا يؤدي الى وجود انحدار ازئف لذلك تم التأكد من وجود ىذا االنحدار ال ازئف او عدمو بفحص السمسمة الزمنية المستعممة النموذج دالة استجابة عرض محصول القمح لمفترة من ) ( يمكن فحص استقرارية السلسلة الزمنية عن طريق الرسم بشكل 4. شكل 1. C سلسلة متغير سعر محصول القمح لسنة سابقة شكل 1.A سلسلة متغيرالمساحة المزروعة بمحصول القمح شكل 1. D سلسلة متغير سعر محصول الشعيرلسنة سابقة شكل 1. B سلسلة متغيرالمساحة المزروعة بالقمح لسنة سابقة 1743

6 شكل 1. E سلسلة متغير التصريف المائي شكل 1. G سلسلة متغير المخاطرة السعرية شكل 1.F سلسلة متغير المخاطرة االنتاجية شكل 1. H سلسلة متغير االمطار شكل 1. دالة االرتباط الذاتي واالرتباط الجزئي 1744

7 وقد استطعنا الحكم عمى حالة السالسل الزمنية لكل متغير وكانت النتائج كما ىي موضحة بالجدول 3 االتي جدول 52 حالة االستق اررية حانت يعايم دانت AC حانت Y X1 X4 X5 ال خخهف ع انصفر يسخقرة خخهف ع انصفر والجل غ ر يسخقرة معالجة المتغي ارت غير المستقرة تم أخذ الفرق االول كما واضح بالشكل 5. X2 X3 X6 X7 C سمسمة متغير المخاطرة السعرية شكل )5( شكل )5( A سمسمة متغير سعر محصول القمح لسنة سابقة شكل )5( D سمسمة متغير االمطار شكل.5 دالة االرتباط الذاتي واالرتباط الجزئي عند الفرق االول كما يمكن فحص استق اررية السمسمة الزمنية عن طريق اج ارء اختبار ديكي فولر المطور )ADF( لكل سمسمة من البيانات ) 16( وتتمثل خطوات اختبار ADF بثالث خطوات: تبدأ الخطوة االولى بالصيغة الثالثة ( تحتوي عمى حد ثابت واتجاة زمني ) أ - اذا كانت السمسمة مستقرة نتوقف عن اج ارء اي اختبا ارت اخرى B سمسمة متغير سعر محصول الشعير لسنة سابقة شكل )5( 1745

8 ب- اذا كانت السمسمة غير مستقرة نستمر الى الخطوة الثانية الخطوة الثانية : تتمثل بالصيغة الثانية )تحتوي حدا ثابتا فقط( أ - اذا كانت السمسمة مستقرة نتوقف عن اج ارء اي اختبا ارت اخرى ب- اذا كانت السمسمة غير مستقرة نستمر الى الخطوة الثالثة الخطوة الثالثة : تتمثل بالصيغة االولى )التحتوي عمى حد ثابت والاتجاه زمني( أ - اذا كانت السمسمة مستقرة نتوقف عن اج ارء اي اختبا ارت اخرى - ب اذا كانت السمسمة غير مستقرة نقوم بعمل تصحيحي لجعميا مستقرة بأخذ الفرق االول.(عطية 2005 ص (. إذ يتم اختبار فرضية العدم الختبار االستق اررية في بيانات السالسل الزمنية باستخدام اختبار ديكي فولر المطور )ADF( ومن خالل مقارنة القيمة المطمقة الحصاءة )tau( كانت أقل من القيمة الحرجة المقدرة لممعممة ( ) في حالة إذا المطمقة فإننا نقبل فرضية العدم وان المتغير غير ساكن واذا كانت قيمة إحصاءة )tau( المطمقة المحسوبة أكبر من ) ( لممعممة الحرجة فإننا نرفض فرضية العدم وان المتغير ساكن توضح نتائج االختبار في الجدول t قيمة.)10) tau قيمة تاو ان 4. المحسوبة اقل من قيمة تاو tau المطمقة الجدولية وىذا يدل عمى عدم استق اررية السالسل الزمنية لممتغي ارت ( ),x6,x7 فعند مستوى معنوية x2 x3 %1 و %5 و %10 اي ان السالسل الزمنية ليذه المتغي ارت ليا جذر مساو لموحدة وتعرف بسمسمة السير العشوائي وبعد اخذ الفرق االول لسالسل ىذه المتغي ارت ثبت استق ارريتيا عند الفرق االول اي انيا مستقرة من الدرجة االولى وال تحتوي عمى جذر وحده كما نالحظ من الشكل 5. جدول 52 اختبار استق اررية المتغي ارت لمحصول القمح لممدة ) ) بإستخدام اختبار ديكي فولر المطورADF Tان سخوى test االصه بذو ثابج فقط ثابج واحدا t* y t* x1 t* x2 t * x3 t* x4 t* x5 t* x6 t* x7 المصدر: عمل الباحثين باالعتماد عمى البرنامج اإلحصائي 9 Eviews ثابج واحدا Tانفرق test االول ثابج فقط بذو

9 خامسا: انحدار التكامل المشترك وفقا إلنموذج بالنظر لما توصمنا لو من نتائج لممتغي ارت المدروسة عمى ضوء اختبا ارت االستق اررية فإن بعض المتغي ارت كانت مستقرة بالمستوى االصمي اي من الدرجة )0( بينما المتغي ارت االخرى ىي سالسل زمنية غير مستقرة عند المستوى االصمي و انيا تصبح مستقرة فقط بعد اخذ الفرق االول ليا وىي بذلك متكاممة من الدرجة االولى )1( I فضال عن وجود تكامل مشترك اي توازن بعيد االمد بين المتغي ارت المدروسة سواء بأستعمال طريقة جوىانسن او اختبار الحدود او اختبار Wald test لذلك فإن استعمال إنموذج يعد االكثر مالئمة لطبيعة بيانات السالسل الزمنية لممتغي ارت المستعممة الذي من خاللو يمكن قياس العالقة طويمة االجل و قصيرة االجل بين متغي ارت اإلنموذج. ان الخطوة االولى في تقدير إنموذج ىي الكشف عن جودة اإلنموذج المقدر وخمو اإلنموذج من المشاكل القياسية ومن خالل نتائج الجدول 5. جدول.5 نتائج تقدير إنموذج لمتكامل المشترك لمحصول القمح لممدة ( ( المصدر: عمل الباحثين باالعتماد عمى البرنامج اإلحصائي 9 Eviews تبين إن اختبا ارت التشخيص Diagnostic Tests المقدر المذكور أنفا والموضحة في الجدول اإلنموذج المقدر من المشاكل القياسية تبين 5. إذ بينت النتائج لإلنموذج سالمة خمو Breuschpagan -Godfrey اإلنموذج المقدر من مشكمة عدم تجانس التباين بداللة كال من قيم لك ارنج و اختبار F و البالغين )[0.70]28.24( )[0.93]0.47( عمى التوالي. وبينت النتائج بأن اإلنموذج المقدر اليعاني من مشكمة االرتباط الذاتي عمى ضوء اختبار Breusch Godfrey serial بداللة قيم لك ارنج و اختبار F لالرتباط الذاتي إذ بمغت القيم ( [0.49] ) و) [0.916]088. ) 0 عمى التوالي وظيرت معنوية االنموذج ككل حسب اختبار. F كما تبين خمو االنموذج من مشكمة التعدد الخطي حسب اختبار كالين من خالل مقارنة الجذر التربيعي لمعامل التحديد مع معامل االرتباط البسيط بين المتغي ارت وتبين ان الجذر التربيعي لمعامل التحديد كان اكبر من معامل االرتباط الجزئي بين المتغي ارت في االنموذج مما يؤكد ان نماذج عدم وجود تصاحب السمسمتين بين المتغي ارت في نماذج التكامل المشترك ومن خالل قيمو JB تبين ان البواقي تتوزع توزيعا طبيعيا الن قيمة االحتمالية اكبر من %5 ان معامالت اإلنموذج المقدر تمثل مرونات جزئية قصيرة االجل الن الدالة المقدرة ىي دالة لوغارتيمية مزدوجة ومن خالل الجدول 5. نالحظ ان المرونة الجزئية لممساحة المزروعة بالقمح لسنة سابقة بمغت اي ان زياده المساحو المزروعة بمحصول القمح لسنة سابقة بنسبة %1 تؤدي الى زيادة المساحة المزرعة بيذا المحصول في السنو الالحقة بمقدار % وتدل عمى قدرة الم ازرعين عمى زيادة المساحة المزروعة استجابة لمتغي ارت السعرية وغير السعرية كما أن اإلشارة الموجبة والمعنوية لممرونة الجزئية لسعر محصول القمح لسنة سابقة التي بمغت تتفق مع المنطق االقتصادي وتدل عمى عقالنية الم ازرعين باستجابتيم لمزيادة السعرية اي ان زيادة سعر القمح بنسبة %1 تؤدي الى زيادة المساحات المزروعة من المحصول بمقدار % في حين تعكس اإلشارة السالبة والمعنوية لمرونة سعر محصول الشعير لسنة سابقة لمطبيعة التنافسية بين المحصولين اي أن زيادة سعر الشعير بنسبة %1 تؤدي الى تقميل المساحات المزروعة من محصول القمح بمقدار % أما مرونة تصريف مياة الري فقد جاءت ان ساحت ان زروعت نس ت سابقت سعر يحصول انق ح نس ت سابقت سعر يحصول انشع رنس ت سابقت انخصر ف ان ائ ان خاطرة اال خاخ ت ان خاطرة انسعر ت االيطار ΔECM(-1) سالبة وىذا يؤكد ان ىناك أستخداما غيررشيد لمياه الري. أما مرونة المخاطرة اإلنتاجية التي تبين االنح ارف عن اإلنتاج فقد بمغت وبإشارة سالبة اي ان زيادة المخاطرة االنتاجية بنسبة %1 يؤدي الى انخفاض المساجة بنسبة %0.11 أما مرونة المخاطرة السعرية فقد بمغت وباشارة سالبو مما يعني ان زيادة نسبة المخاطرة السعرية بنسبة %1 يؤدي خائح انعالقت قص رة االيذ إل ورج T-Ratio Coefficient F stat=7.11(0.004) يعادنت إ ورج حصح ح انخطأ ECM Prob. Cointeq = LNY - ( *LNX *LNX *LNX *LNX *LNX *LNX ) R-Squared = 0.83 Test Statistics Heteroskedasticity test : Breusch pagan Godfrey Obs*R-squared Breusch Godfrey serial Obs*R-squared Jarque-Bera R-Bar-Squared = 0.80 F F ]Prob[ prob

10 يدهت انعهوو انزراع ت انعراق ت :9371)6(48 /7193 الى انخفاض المساحة المزروعة بنسبة %0.13 وأظير التحميل أن معممة األمطار موجبة ولكن غير معنوية. أما قيمة معامل تصحيح الخطأ البالغة فيي سالبة كما متوقع وذات قيمة معنوية وىذا يعني وجود عالقة توازن طويمة االجل بين المتغي ارت االقتصادية المدروسة في االجل القصير وان قيمة سرعة تصحيح الخطأ )λ( تعني ان حوالي 59 %من االختالل قصير االجل في المساحة المزروعو بمحصول القمح في المدة السابقة ( 1- t( يمكن تصحيحو في المدة الحالية )t( بأتجاه العالقة التوازنية طويمة االجل بعد اية صدمة )shock( او تغير في المتغي ارت التوضيحية إذ تمثل )λ( سرعة تصحيح الخطأ بأتجاه العودة الى الوضع التوازني كما يعني ان المساحة المزروعو بمحصول القمح تستغرق حوالي 1.6 سنة وستة اشير تقريبا بأتجاه التوازن في االمد الطويل بعد اثر اية صدمة في اإلنموذج نتيجة لمتغير في المتغي ارت التوضيحية التوازن طويل االمد والمرونات المقدرة الجدول 6. يوضح التأثير طويل االمد من خالل التعرف عمى قيم المرونات طويمة االجل في نماذج لبيانات المتغي ارت المستعممة في التقدير وتوضح النتائج ان استجابة الم ازرعين باالجل الطويل لمتغي ارت السعرية لمحصول القمح والشعير لم تكن تحمل االشارة المتوقعة اذ كانت اشارة مرونة سع ارلقمح سالبة وبمقدار اما مرونة سعرمحصول الشعير فكانت باشارة موجبة وبمقدار اي إن في االجل الطويل لم يكن لمسعر تأثير جيد عمى ق ار ارت الم ازرعين بزيادة المساحات المزروعة لمحصول القمح وقد يكون السبب في ذلك ان الم ازرعين ليس ليم الثقة العالية بالسياسات السعرية لمحكومة الع ارقية نتيجة التذبذب السعري عبر سنوات االجل الطويل او قد يكون السبب ان الم ازرعين لم يستجيبوا لزيادة المعروض بتغير االسعار الن ىناك تحديات اخرى منعتيم من االنتاج مثل شحة المياه او ارتفاع درجات الح اررة في االمد الطويل اي التأثر بالعوامل غير السعرية اكثرمن العوامل السعرية. اما مرونة تصريف مياه الري والمخاطرة السعرية واالمطار فقد كانت غير معنوية احصائيا ولكن اظيرت مرونة المخاطرة االنتاجية وجود اثر لممخاطرة في الجانب االنتاجي ولكن بحجم قميل اذ بمغت قيمتو اي ان زيادة %1 بالمخاطرة االنتاجية تؤدي الى زيادة بمقدار في المساحات المزروعة لمحصول القمح. % جدول 56 نتائج العالقة طويمة االمد لإلنموذج المقدرلمحصول القمح ) ( T-Ratio Coefficient انثابج سعر يحصول انق ح سعر يحصول انشع ر انخصر ف ان ائ ان خاطرة اال خاخ ت ان خاطرة انسعر ت االيطار ان صذر: ع م انباحثت باالعخ اد عهي انبر ايح اإلحصائ وقد توصل البحث الى مجموعة من االستنتاجات Eviws 9 إتضح إذ من خالل الد ارسة لنتائج اختبار جذر الوحدة أن بعض المتغي ارت كانت مستقرة بالمستوى االصمي اما المتغي ارت االخرى )سعر محصول القمح وسعر المحصول المنافس )الشعير( والمخاطرة السعرية واالمطار( فقد الفرق االول ليا ونماذج توزيع االبطاء استطاعت استقرت بعد اخذ لذلك فإن استخدام اسموب التكامل المشترك التغمب عمى ىذه المشكمة بإيجاد عالقة توازنية بين المتغي ارت قطاع الز ارعة يعاني كما اتضح ان اليوم من اختالالت كثيرة جعمتو غير قادر عمى اداء ميامو وتتمثل ىذه االختالالت في انخفاض غمة وحدة المساحة الىم االست ارتيجية محصول من المحاصيل اال وىومحصول القمح فقد بمغ معدل انتاجيتو كغم/ دونم أي تشكل مانسبتو من %15 نسبة انتاجية الحبوب في الع ارق وىي نسبة متدنية وقد يكون السبب في ذلك ىو االرض نتيجة للتملح والتعرية التصريف المائي أو لعدة اسباب لعل ابرزىا تدىور خصوبة بسبب تدني كفاءة ادارة تدني مستوى االدارة المزرعية لمفالحين اذ تعتمد عمى ادارة تقميدية متخمفة وعدم استخدام االالت الز ارعية الحديثة او أن ىناك مساحات من اال ارضي تم تخصيصيا لز ارعة المحصول لمحصول عمى بذور واسمدة مدعومة من الدولة وليس لمرغبة الحقيقية في ز ارعتيا بمحصول القمح حوالي وقد اظيرت قيمة معامل تصحيح الخطأ أن %59 من االختالل قصير االجل في المساحة المزروعو بمحصول القمح في المدة السابقة يمكن تصحيحو في المدة الحالية Prob بأتجاه العالقة التوازنية طويمة االجل بعد 1748

11 أية صدمة أي أن محصول القمح يحتاج الى سنة وستة اشير تقريبا لمعالجة كما وان الخمل الد ارسة توصي بتفعيل دور السياسات السعرية والتأكيد عمى دور اإلرشاد الز ارعي لتوعية الفالحين باالىتمام بعمميات الري والتسميد والمكافحة وزيادة عرض األ ارضي عن طريق االستصالح الز ارعي لغرض زيادة اإلنتاجية واالستفادة اإليجابية من كافة الفرص المتاحة عمى المستوى المحمي لزيادة اإلنتاج من محصول القمح ودعم م اركز األبحاث الز ارعية لتقديم مقترحات تطويرية حول أنتاج المحصولين وتوفير قاعدة بيانات موحدة بقدر مقبول من الدقة 9. Kunst, Robert M Advanced Econometrics, Institute for Advanced Studies Vienna, University of Vienna, pp: Mapfumo, Alexander An Econometric Analysis of The Relationship Between Agricultural Production and Economic Growth In Zimbabwe, Great Zimbabwe University, Masvingo, Zim- Babwe,pp Niemi, Jyrki Cointegration And Error Correction Modelling Of Agricultural Commodity Trade: The Case Of Asean Agricultural Exports To The Eu, Academic Dissertation, Faculty Of Agriculture And Forestry Of The University Of Helsinki, pp Ministry of Agriculture, Planning and Follow-Up Department, Agricultural Statistics And Manpower Department, Unpublished Data For The Period ( ). 13. Ministry of Planning And Development Cooperation,2014, Central Organization for Statistics and Information Technology, Planning and Follow-Up Department, Department of Agricultural Statistics ( ). 14. Ministry of Transport,2014. Department of Meteorology and Seismic Monitoring For The Period ( ). 15. Ministry of Water Resources,2014. National Center For Water Resources Management,Unpublished Data for The Period ( ). 16. Rahman, Zubaidur and Md. Elias Hossain Testing Causality and Cointegration Between Saving and Investment in Bangladesh, Department of Economics, University of Rajshahi, Bangladesh Volume 4, Issue 6. pp: Raze, Nur Nadjla Ahmad Time Series Econometrics Workshop Bounds Testing Approach. Time Series Econometrics Workshop.Faculty of Economics and Mana- gement, University Putra Malaysia, pp: 1-2. و والواقعية التركيز عمى رفع معدل الغمة التي تعد من األسباب الرئيسة في ت ارجع معدل إنتاج القمح لممدة الماضية REFERNCES 1. Academy, Hossain. 2017, Model, Texas Wesleyan University, on Line Ahmad, Khalil An Econometric Model of Poverty In Pakistan: Approach To Cointegration.Asian Journal of Business and Management Sciences. 1 (3): Binuomote S.O and Odeniyi K,C and O.Farayola 2012,Econometric Estimation of Rice Import Demand In Nigeria( ) an Application of Autoregressive Distributed Lags () Modelling Approach to Cointegration, Cont-inetal J.Agricultural Economics 6(2):1-8,.pp: Cuthbertson, Et Al Estimation of Behavioural Equations Cointegration Analysis in Econometric Modelling, Chapter 4 of Estimation of Behavioural Equations, University of Pretoria, pp: Food and Agriculture Organization.2014 FAO, Annual Journal of Agricultural Statistics Online Available at 6. Hameed, Malik, Shahid 2006 A Study of The Economic and Social Factors in Foreign Direct investment in to Pakistan, A Thesis Submitted to the Department Of Economics, University of United Kingdom, pp Hill. R.Carter &William. E. Griffiths and Guay.C.Lim Principles Of Econometrics 4 th ed, pp: Kirchgässner G. and Wolters J "Introduction to Modern Time Series Analysis", SPRINGER-Verlag, Berlin Heidelberg. PP: