العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto

Transcript

1 العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto تاريخ التسليم: 2016 م 7/ 4/ تاريخ القبول: 2016 م. 10/ 5/ طالب دكتوراه/ كلية االقتصاد جامعة تلمسان/ الجزائر. 261

2 العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto TESTING THE CAUSAL RELATIOTHIP BETWEEN POVERTY, GROWTH AND INEQUALITY: using a Toda- Yamamoto approach. Abstract : Last years, poverty reduction has been the biggest concern of all countries around the world, it was considered as the biggest goal of development policy, but what it is tangible with this global phenomenon is the increasing of its degree day per day. For this reason, poverty reduction had become the major goal for all countries around the world and for many international organizations. This study investigates the causality relationships between poverty, inequality and economic growth in Arabic countries using panel data series covering the period Within a vector autoregressive model (VAR), by applying a modified version of the Granger causality test due to Toda and Yamamoto (1995). The results indicate that there is no causalities between the variable except one from poverty rate to economic growth. Keywords : Poverty, Inequality, Economic Growth, Granger causality, Toda- Yamamoto approach. ملخص: يف ال سنوات الأخرية اأ صبح تقلي ص معدلت الفقر من أاكرب التحديات والهتمامات يف كل اأرجاء العامل لكن ما هو مالحظ مع هذه الظاهرة العاملية هو ازدياد حدتها يوما بعد يوم ولهذا اتخاذ تقلي ص الفقر اأهم هدف من أاهداف الألفية اجلديدة الع رشة بالن سبة لكل دول العامل واملوؤ س سات العاملية على غرار هيئة الأمم املتحدة واليوني سكو. تهدف هذه الورقة البحثية لدرا سة العالقة ال سببية بني معدل الفقر الالم ساواة والنمو القت صادي يف الدول العربية من خالل ا ستعمال بيانات العينات املقطعية للفرتة املمتدة بني اعتمادا على منهجية حديثة لختبار سببية غراجنر املقدمة من طرف Toda- Yamamoto يف اإطار مناذج VAR وقد أاو ضحت النتائج على عدم وجود عالقات سببية بني املتغريات قيد الدرا سة ماعدا عالقة واحدة من معدل الفقر باجتاه النمو القت صادي. الكلمات املفتاحية: معدل الفقر موؤ رش الالم ساواة النمو القت صادي سببية غراجنر منهجية.Toda- Yamamoto 262

3 مجلة جامعة القدس املفتوحة لألبحاث والدراسات اإلدارية واالقتصادية - اجمللد الثاني - ع )7( - كانون الثاني 2017 املقدمة: حتتل موا ضيع الفقر يف ع رصنا احلايل اأهمية بالغة يف الدرا سات الأكادميية سواء اأكانت اقت صادية اأم اجتماعية اأم سيا سية اأم اإن سانية ب صفة عامة نظرا ملا للفقر وانت شاره الأثر الكثري يف كل اجلوانب يف املجتمع فبناء على قرار اجلمعية العامة ل أالمم املتحدة رقم / فقد ح د د تاريخ 17 أاكتوبر من كل عام لالحتفال باليوم العاملي للق ضاء على الفقر واحتفل بهذا اليوم لأول مرة يف عام 1987 وبناء على النداء املقدم من طرف جوزيف وريزن سكي Joseph Wresinski و ضم هذا للحتفال الأول أاكرث من شخ ص وكان ذلك يف Lib- erties and Human Rights Plaza بباري س مقر توقيع الإعالن العاملي حلقوق الإن سان عام كما هو معروف ومالحظ فالقفر لي س بالظاهرة اجلديدة على الإن سان بل هو ظاهرة قدمية حديثة.قدمية لأنه ل يخفى على اأحد أان الب رشية منذ القدم عانت من: احلرمان املجاعات الأمرا ض الآفات الجتماعية...وعانت اأ سا سا من الفقر وحديثة لكونها ل تزال حتى الآن تعرف اأبحاثا ودرا سات مل تتوقف ب سبب ا ستمرار تف شي الفقر يف العامل وبالرغم من ذلك مل يتمكن الباحثون من اإعطاء تعريف علمي دقيق للفقر والفقراء بل تعددت التعريفات وهذا التعدد يرجعه Galbraith الذي يف رس تعدد تعريفات الفقر اإىل اختالف الفقراء أانف سهم حني يقول:»يتعدد الفقراء وتتعدد ت صورات الفقر بتعدد النا س«.), Galbraith. ) 1985 ول يخفى على أاحد الأثر الكبري الذي تلعبه معدلت الالم ساواة يف املجتمعات ل سيما جمتمعات دول العامل الثالث فمنذ نهاية احلرب الباردة يف ت سعينيات القرن املا ضي ومع بداية الألفية اجلديدة ازداد ما يعرف بالالم ساواة يف العامل هذا يف الفرتة التي متيزت بالتوجه العاملي اجلديد نحو النفتاح على التجارة اخلارجية إاذ اعتربت هذه الأخرية ال سبب الرئي سي والأكرب لتحديد اأ شكال الرثوة واأمناط توزيعها ما اأدى اإىل اإحداث فوارق طبقية بني ال شعوب يف العامل وكذا بني أافراد ال شعب الواحد ال شيء الذي أاك سب مو ضوع توزيع الدخل اأهمية كربى يف الفكر القت صادي التنموي احلديث بهدف حتقيق العدالة الجتماعية والرفاه لكل طبقات املجتمع مبا فيها الطبقة الفقرية اإذ ن ص الفكر التنموي احلديث على رضورة ضمان توزيع عادل لعوائد الإنتاج على عنا رصه وح ص صها حتت اإطار التوزيع الوظيفي للدخل من جهة والهتمام بكيفية هذا التوزيع الذي ي ضمن حتقيق رفاهية مقبولة لكل الأفراد حتت م سمى التوزيع ال شخ صي للدخل من جهة اأخرى. ووفقا للمقولة ال شهرية للباحث سنة Rodrick 2008 «تاريخيا ول أاداة ا ستطاعت أاكرث من النمو القت صادي يف متكني املجتمعات يف حت سني فر ص احلياة ل سكانها مبن فيهم اأولئك يف الفئات ال سفلى«)2008,D ) Rodrik فقد اعترب النمو القت صادي الأداة الأمثل والأجنع لتقلي ص معدلت الفقر يف كل الظروف والأماكن والأزمنة هذا ما أاكدته درا سة Adams 2004 على عينة من 50 دولة نامية اأو ضح فيها اأن مرونة معدلت الفقر للنمو القت صادي قدرت ب ما يعني اأن زيادة معدل النمو القت صادي ب 10% ي ؤودي مبا رشة اإىل تقلي ص يف معدل الفقر )مقا سا بن سبة ال سكان حتت خط 1 دولر يوميا( ب 25.9% وهذه النتيجة جاءت م ؤوكدة نتائج درا سة Ravaillon و سنة Chen 1996 اللذان قدرا املرونة ب- Ravallion(.2.60 )Chen, 1996 إشكالية البحث: هل توجد عالقة سببية بني معدل الفقر النمو القت صادي والالم ساواة يف الدول العربية للفرتة وماهي اجتاهاتها فرضيات البحث: ن ضع لغر ض البحث ثالثة فر ضيات مبدئية م ستقاة من معظم الدرا سات ال سابقة: هناك عالقة سببية يف الجتاهني بني معدل الفقر والنمو القت صادي. هناك عالقة سببية يف الجتاهني بني معدل الفقر والالم ساواة. هناك عالقة سببية يف الجتاهني بني موؤ رش الالم ساواة والنمو القت صادي. أهمية البحث: ت أتي اأهمية هذه الورقة البحثية يف كون مو ضوع مثلث الفقر الالم ساواة والنمو القت صادي من اأكرث املوا ضيع التي نالت اهتمام كثري من الباحثني لأجل فهم العالقة بني املتغريات الثالثة من أاجل اخلروج بتف سري لعدم حتقيق معدلت النمو القت صادي يف الكثري من احل لت لدورها يف تقلي ص معدل الفقر الذي و صفه سنة Todaru 1997 قائال «اإن التقدم القت صادي العام ل يح سن من م ستويات شديدي الفقر«ويف الواقع أاكد بع ض اقت صاديي التنمية اأن عمليات النمو تن ساب عادة لالأعلى اإىل الطبقات الو سطى وبخا صة طبقة الأغنياء جدا. أهداف البحث: تهدف هذه الدرا سة اإىل تو ضيح اجتاه ال سببيات بني املتغريات الثالثة قيد الدرا سة يف الوطن العربي لغر ض اخلروج 263

4 العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto بتو صيات تفيد صانعي القرارات كما نهدف إاىل تو ضيح بع ض الأخطاء التي تقع فيها بع ض الدرا سات خالل ا ستعمال سببية غراجنر يف حالة وجود سال سل غري متكاملة من نف س الدرجة كما نهدف كذلك لدرا سة العالقة بني املتغريات با ستعمال موؤ رشات حديثة للفقر والالم ساواة بدل من املوؤ رشات القدمية التي تعرف نق صا كبريا يف قواعد البيانات العاملية. حدود البحث: سنعتمد من خالل هذه الدرا سة على عينة من 21 دولة عربية يف اإطار بيانات العينات املقطعية Panel للفرتة املمتدة من سنة بغر ض تطبيق منهجية Yama- Toda- moto املطورة ل سببية غراجنر يف حالة ال سال سل غري املتكاملة من نف س الدرجة. منهج البحث: قد اعتمدت الدرا سة على املنهج التحليلي الكمي من خالل ا ستعمال طرق واختبارات حديثة للقيا س القت صادي اعتمادا على بيانات العينات املقطعية املعروفة مب صطلح Panel للفرتة الدراسات السابقة: من اأ شهر الدرا سات القدمية جند درا سة كال من Cheney Ahluwalia Bell Duloy و سنة Jolly 1974 التي خل صت درا ستهم باملقولة الآتية:»من الوا ضح الآن بعد عقد من النمو ال رسيع يف الدول النامية ل يوجد ت أثري وحت سني لأو ضاع ثلث ال شعوب يف هذه الدول«)1974 al, )Chenery et وي ؤوكد هذه املقولة Alderman و سنة Morris 1973 حني رصحا قائال: اإن»مئات املاليني من الفقراء حول العامل ت رضروا أاكرث ما ا ستفادوا من التطور القت صادي«ويف الواقع هذا ما تف رسه نظرية كوزنتز Kuznetz 1955 التي تو ضح أان العالقة بني النمو القت صادي والالم ساواة ت أخذ ال شكل U ما يدل على أان النمو القت صادي الكبري يوؤدي يف اأغلب احل لت اإىل زيادة معدلت الالم ساواة ما يعني ازدياد معاناة الفقراء. ويف ما ياأتي عر ض لأهم الدرا سات ال سابقة يف الألفية اجلديدة: درا سة ريت شارد اأدامز Richard H.Adams 2004 ا ستخدمت الدرا سة عينة من دول منطقة MENA متمثلة يف م رص الأردن املغرب تون س و إايران ومقارنتها مع اأقاليم اأخرى حول العامل وقد جرى تقدير املعادلت وفق منهجية املربعات ال صغرى العادية OLS اإذ أاو ضحت النتائج على اأن منطقة MENA لها معدلت منخف ضة ن سبيا للفقر مقارنة بالأقاليم الأخرى حيث فقط 2% من ال سكان يعي شون حتت خط الفقر العاملي كما ات ضح أان املنطقة تعد من أاكرث الأقاليم فيما يخ ص عدالة التوزيع يف الع رشين سنة التي سبقت الدرا سة. درا سة Almas Heshmati 2004 ا ستخذم الباحث عينات البيانات املقطعية ل 146 دولة منها ال صناعية النامية والنتقالية للفرتة املمتدة من 1950 اإىل 1998 با ستعمال متغريات نوعية لأقاليم الدرا سة وجرى التقدير بوا سطة منهجية املربعات ال صغرى العادية OLS ودلت النتائج على اأن معدلت الالم ساواة آاخذة يف النخفا ض مع مرور الوقت والالم ساواة بدورها تخف ض من معدلت النمو القت صادي وكنتيجة اإ ضافية فنظرية كوزنتز Kuznetz حمققة يف عينة الدرا سة كما اأنه من ال صعب حتديد ت أثري النمو القت صادي يف معدلت الفقر يف الدول النامية. درا سة Augustin Kwasi Fosu 2010 ا ستخدمت الدرا سة بيانات للعينات املقطعية ل 123 دولة للفرتة املمتدة بني سنتي وقد ا ستعملت طريقة GMM للتقدير وقد ا ست عم ل كل من معدل الفقر مقا سا مبوؤ رش عدد الروؤو س موؤ رش الالم ساواة مقا سا مبعامل جيني ومعدل النمو القت صادي و أاو ضحت النتائج اأن منو الدخل هو القوة الأكرب وراء كل زيادات وانخفا ضات معدل الفقر مع ذلك الالم ساواة تلعب الدور احلا سم يف سلوك الفقر يف عدد كبري من دول العينة اإذ اإن معدلت الالم ساواة العالية حتد من فعالية النمو القت صادي يف احلد من الفقر وقد اأ شار الباحث اإىل رضورة اإعطاء اهتمام خا ص للحد من عدم امل ساواة يف بع ض الدول حيث توزيع الدخل ل يخدم الفقراء. درا سة Houssema Gaiha و Ra- Jaleleddine ben jeb2012 ا ستخدمت الدرا سة بيانات العينات املقطعية ل 52 دولة نامية للفرتة ما بني من اأجل تو ضيح الرتابط بني املتغريات الثالثة با ستعمال منهجية املعادلت الآنية وقد اأو ضحت النتائج اأن ال ستثمارات من طرف الدولة يف املجال الجتماعي )التعليم ال صحة وحت سني ظروف املعي شة يف الريف( من ش أنها تعزيز النمو القت صادي وتخفي ض الالم ساواة وكذلك اأكد الباحثان أان نظرية كوزنتز حمققة يف عينة الدرا سة. درا سة عبد احلفيظ ال رضيفي Abdelhafidh Dhrifi 2013 ا ستخدمت الدرا سة بيانات العينات املقطعية ل 89 دولة للفرتة من 1990 اإىل 2011 م ستعملة آالية املعادلت الآنية واأو ضحت النتائج وجود ت أثري اإيجابي معنوي للتطور املايل يف تخفي ض معدلت الفقر وكذلك وجود ت أثري معنوي سلبي من الالم ساواة يف كل من معدل الفقر ) ( وكذا النمو القت صادي )-. )0.246 ومن خالل كل هذه الدرا سات نلم س العالقة القوية التي تربط بني املتغريات الثالثة يف اأغلبية الدرا سات ال سابقة إاذ يوجد ت أثري معنوي عك سي للنمو القت صادي يف معدل الفقر وعالقة طردية بني معدل الفقر وموؤ رش الالم ساواة واأكرث ما يالحظ من الدرا سات ال سابقة هو التداخل يف العالقات بني املتغريات 264

5 مجلة جامعة القدس املفتوحة لألبحاث والدراسات اإلدارية واالقتصادية - اجمللد الثاني - ع )7( - كانون الثاني 2017 اإل اأن هذا املوؤ رش تعر ض لبع ض النتقادات نظرا ملعاناته من بع ض النقائ ص نذكر منها: - الآثار غري املحتملة لبع ض ال سيا سات على الفقراء ما يجعله ح سا سا للفروقات يف عمق الفقر. - هو غري ح سا س لتوزيع الدخل بني الفقراء ف إذا ما اأعيد توزيع الدخل من الفئات الأكرث فقرا اإىل الذين هم اأح سن ح ل ف إن املوؤ رش قد ل يتغري بل رمبا يتح سن ما يظهر عك س النتائج. - هذا املوؤ رش ل يتغري يف حالة بع ض الأ شخا ص الذين يزداد فقرهم ا شتدادا. - ح سب اأمارتيا سن هذا املوؤ رش يهتم فقط بعدد الفقراء على ح ساب انت شار ونطاق الفقر يف املجتمع والفقراء مهما تغريت شدة فقرهم هم سواء ح سب هذا املوؤ رش.)عبد الرزاق الفار س 2001 ص: - 28 )29. :Poverty Gap Index فجوة الفقر :2 م ؤو رش 1Ú Ú يعد هذا املوؤ رش مكمال للموؤ رش ال سابق فهو حماولة لقيا س حجم الفجوة بني دخل الفقر وخط الفقر اأي هو مقدار الدخل الالزم للخروج من ظاهرة الفقر اإىل م ستوى خط الفقر املحدد وبعبارة أاخرى هو الن سبة املئوية للفرق بني الدخل وخط الفقر الذي ميثل جميع الفقراء ولهذا املوؤ رش العديد من الت سميات منها موؤ رش العجز املكيف موؤ رش عمق الفقر اأو موؤ رش معدل الفقر.. )Wetta, 1999, p : 16-17( ويحدد هذا املقيا س على النحو التايل: نقوم برتتيب ال ستهالك يف املجتمع ب شكل ت صاعدي إاذ نعطي Y1 للفئة الأفقر يف املجتمع وهكذا حتى الو صول إاىل الفئة الأقل فقرا بحيث تقع جميع هذه الفئات حتت خط الفقر Z فموؤ رش الفقر PG ميكن ح سابه على النحو الآتي: الثالثة اإذ ت ؤوكد بع ض الدرا سات على ال سببيات يف الجتاهني بينها فكل متغري ي ؤوثر ويت أثر باملتغريين الخرين وهذا يفيدنا يف درا ستنا هذه التي نحاول من خاللها درا سة العالقات ال سببية بني املتغريات قيد الدرا سة. أوال: اإلطار النظري للفقر والالمساواة: 1.اإلطار النظري للفقر: 1 :1 - تعريف الفقر: ح سب Tonsend الأفراد والأ رس يف حالة فقر حني تعوزهم املوارد الالزمة للح صول على تغذية مثالية وامل شاركة يف املجتمع والتمتع بظروف احلياة اأي اأن الفقري هو من ل ي ستطيع تلبية حاجاته الأ سا سية اإ ضافة اإىل اإق صائه من املجتمع وورد تعريف يف قامو س علم الجتماع على أانه م ستوى معي شي منخف ض ب لحتياجات ال صحية واملعنوية املت صلة ب لحرتام الذاتي للفرد أاو جمموعة من الأفراد.)املجل س الوطني القت صادي والجتماعي 1998 ص: )98. وتعرفه منظمة الأمم املتحدة على النحو الآتي:»الفقر هو ظرف اإن ساين يت سم باحلرمان امل ستدام أاو املزمن من املوارد واملقدرات واخليارات والأمن والقوة ال رضورية للتمتع مب ستوى لئق للحياة وغريها من احلقوق املدنية والثقافية والقت صادية وال سيا سية والجتماعية«.)الأمم املتحدة منظمة ال صحة العاملية سبتمرب 2010 ص: 06( وهكذا ميكننا تعريف الفقر على أانه حالة من احلرمان يعي شها الفرد أاو املجتمع يف مكان معني زمان معني جتعل منه يف حاجة اإىل أادنى متطلبات العي ش الكرمي من غداء وملب س وم سكن ودخل ي ساعده على تلبيتها ينجم عن هذه احلاجة واحلرمان اإق صاء من املجتمع و صعوبة يف التمتع باحلياة الجتماعية وال شعور بنق ص مادي ومعنوي ونف سي. 1 :2 - طرق القيا س: :Head Count Index حدوث الفقر :1 موؤ رش 1Ú Ú هو واحد من أاكرث املوؤ رشات شيوعا إاذ يعد من أاب سط املقايي س وينطوي هذا املوؤ رش على عدد الأفراد أاو الأ رس يف املجتمع الذين يقعون حتت خط الفقر وي سمى اأي ضا باملوؤ رش الرقمي للفقر ويعد جيدا لأغرا ض كثرية منها املقارنة أاو تقييم اأثار سيا سات تقليل الفقر كما أانه سهل الفهم واحل ساب ويحت سب وفقا لل صيغة الآتية: باعتبار جمموعة من الأفراد N لديهم الدخول أاو اإنفاقات Y 1 Y, 2 Y, n مرتبة ترتيبا ت صاعديا حتى الو صول اإىل خط الفقر املحدد سابقا Z و q عدد الفقراء أاو الأ رس وباعتبار H موؤ رش حدوث الفقر: وميكن صياغته اأي ضا على النحو التايل: PG=I.H I=Z- Y i / Z لقد وجهت عدة انتقادات لهذا املوؤ رش من بينها ما يت صل باهتمامه بالعجز املتو سط فقط دون أاخذه بعني العتبار الختالفات امل سجلة يف شدة الفقر بني الفقراء وهو بذلك ل يت أثر بانتقال الدخل من شخ ص فقري اإىل شخ ص اأ شد فقرا اأي ل يعك س مقدار التفاوت يف دخول الفقراء.) 55 : p,1996 )Ravaillon,. Poverty Senerity الفقر شدة :3 موؤ رش 1Ú Ú :Index يقي س هذا املوؤ رش بالإ ضافة اإىل فجوة الفقر التفاوت املوجود بني الفقراء الذين يعي شون حتت خط الفقر ويحت سب موؤ رش شدة الفقر من خالل متو سط املربع الن سبي لفجوة الفقر H = q N 265

6 العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto وي أخذ ال صيغة الآتية: Ps=1/ n (Z- Y i ) 2 فكلما كان املوؤ رش عاليا كلما كانت ظاهرة الفقر اأ شد قوة وازداد حجم التفاوت والالم ساواة بني الفقراء والعك س صحيح. 2.اإلطار النظري لالمساواة: 2 :1 - تعريف الالم ساواة: Ú متيزت ال سنوات الأخرية بازدياد ما ي سمى بعدم امل ساواة يف العامل خا صة بعد نهاية احلرب الباردة وهي الفرتة التي كان الكثري من البلدان تتجه نحو النفتاح على التجارة العاملية وهذا نتاج ت أثري العوملة على تنميط اأ شكال الرثوة التي اأدت اإىل فوارق طبقية متو سطة لي س بني ال شعوب فح سب ولكن داخلها أاي ضا اإذ يعرف التفاوت يف توزيع الدخل ب أنه متثيل عددي للفروق بني مداخيل الأفراد يف جمتمع ما ما ي سمح باخت صار جميع خ صائ ص التفاوت يف رقم واحد وان ات ساع فجوة توزيع املداخيل يعد من أاخطر الأمرا ض القت صادية والجتماعية على حد سواء ذلك لأنها تهم ش أاو ت رشد فئة لي ست بالقليلة من املجتمع ما يعني تقوقع هذه املجموعة يف دوائر التخلف واحلرمان ومنها تت رسب تدريجيا إاىل دوائر النحراف واجلرمية. من هنا ميكننا التمييز بني ثالثة اأنواع من الالم ساواة هي على النحو الآتي: - الالم ساواة بني الدول: ويقا س هذا النوع من خالل النحرافات املوجودة بني معامالت م ستويات املعي شة املتو سطة للدول املختلفة وي سمى اأي ضا الالم ساواة العاملية: - الالم ساواة الداخلية: تكون هذه الالم ساواة بني أافراد املجتمع الواحد والدولة الواحدة وهو عموما مقا س مبوؤ رش جيني. - الالم ساواة العاملية: باعتبار أافراد العامل أافراد جمتمع واحد وما مقدار التفاوت بني كل سكان العامل وهذا النوع هو جامع لكال النوعني ال سابقني. 2 :2 - قيا س الالم ساواة: :Gini :1 معامل جيني 2Ú يعد معامل جيني أاكرث املقايي س ا ستعم ل وانت شارا على الإطالق لقيا س التفاوت يف: الدخل الإنفاق ال ستهالك أاو الرثوة ب صفة عامة.وترتاوح قيمته بني ال صفر ممثلة نقطة امل ساواة املطلقة والواحد املمثل عن الالم ساواة املطلقة وقد قام بطرحه عامل الريا ضيات الإيطايل سنة Gini 1912 وقام بتطويره كل من ريت شي Ricci 1916 دالتون Dalton 1920 و أاتكن سون 1970 بهدف اإعطاء مقيا س جربي للتفاوت يف توزيع الدخول ويعتمد هذا املوؤ رش اأ سا سا على منحنى لورنز وال شكل التايل يو ضح ذلك: الشكل رقم 2: كيفية حساب مؤشر جيني من منحنى لورنز: المصدر: رياض بن جليلي مؤشرات قياس عدم المساواة في توزيع اإلنفاق المعهد العربي للتخطيط ص: 11. وميثل موؤ رش جيني بيانيا امل ساحة املح صورة بني خط العدالة الكاملة اأو املطلق ومنحنى لورنز ممثال بامل ساحة A من ال شكل اأعاله ويح سب بق سمة امل ساحة A على امل ساحة الكلية B+A اأما من الناحية الريا ضية فيح سب معامل جيني وفق املعادلة التالية: 30( : p )Foster,1997,. إاذ جند اأن : G: معامل جيني. G= 2/ 2n 2 m (Y i Y j ) n: عدد الأفراد يف املجتمع أاو الأ رس. m: الدخل املتو سط للفقراء..i,j مداخيل الأفراد :Y i,y j كما ميكن كتابته على النحو الآتي بغر ض ح سابه من املعلومات املجمعة وفق العالقة التعريفية الهند سية التالية: )علي عبد القادر 2007 ص: 07(. حيث: n-1 G= 1- i=0 (P i+1 - P j ) (L i+1 - L i ) P: الن سب الرتاكمية لل سكان. L: الن سب الرتاكمية للدخل. :Dalton دالتون :2 موؤ رش 2Ú Ú يعد موؤ رش دالتون الذي قدم يف سنة 1920 من املوؤ رشات املعيارية وقد اأو ضح دالتون اأن اأي قيا س لالم ساواة القت صادية ل بد اأن يهتم باملنفعة القت صادية وقد قام مبقارنة امل ستويات احلالية للمنفعة وم ستوى املنفعة الكلية التي تتحقق يف حالة التوزيع العادل للدخل إاذ يقي س هذا املوؤ رش الن سبة بني الرثوة احلالية والرثوة الكلية يف حالة امل ساواة املطلقة ويكتب هذا املوؤ رش على النحو الآتي: 37( : p )Foster,1997,. 266

7 مجلة جامعة القدس املفتوحة لألبحاث والدراسات اإلدارية واالقتصادية - اجمللد الثاني - ع )7( - كانون الثاني 2017 حيث: U : دالة املنفعة. D=[ i=0 U (Y i )] /n U (u) Ú لكن ما يعاب على هذا املوؤ رش ح سب أاتكن سون هو صعوبة تعامله مع التحويالت اخلطية الإيجابية بني الفئات املختلفة. :Atkinson اأتكن سون :3 موؤ رش 2Ú اأو ضح أاتكن سون أانه ل بد من اإ سناد قيا س عدم عدالة توزيع الدخل إاىل نظرية الرفاه الجتماعي واقرتح ما اأ صبح يعرف مبوؤ رش اأتكن سون لقيا س عدم عدالة التوزيع إاذ اعتمد هذا املوؤ رش على ما ي سمى الدخل املكافئ للتوزيع العادل حيث ميثل هذا الدخل امل ستوى الذي يح صل عليه الأفراد حتى يكون رفه املجتمع م ساويا مل ستوى الرفاه الذي يرتتب على التوزيع امل شاهد حيث Ye هي الدخل املكافئ للتوزيع العادل ويعطى على النحو الآتي: 263( : p )Atkinson, 1970,. n U (Ye) = ε=1 Y i وعليه متت صياغة موؤ رش عدم عدالة التوزيع على النحو الآتي: A=1- (Ye/ µ) اإذ µ متو سط الدخل ف إذا كان الدخل املكافئ للتوزيع العادل م ساويا ملتو سط الدخل ف إن درجة عدم عدالة التوزيع ت ساوي ال صفر. ولأغرا ض التطبيق عادة ما ت أخذ دالة الرفاهية للفرد )دالة التف ضيل( ال شكل الآتي: )علي عبد القادر 2008 ص: 15(. اإذا كانت خمتلفة عن الواحد: U (Y) = (1/ 1-ε) / Y 1-ε اإذ كانت ε ت ساوي الواحد: U (Y) = logy اإذ ε متثل معامل جتنب عدم امل ساواة فكلما ارتفعت قيمتها كان املجتمع عازفا عن ح لت عدم امل ساواة ومف ضال حل لت امل ساواة وعلى هذا الأ سا س ال شكل لدالة الرفاهية ف إنه ميكن احل صول على الدخل املكافئ للتوزيع العادل على النحو التايل يف حالة معامل جتنب عدم امل ساواة أاكرب من الواحد: اأو ضح لمربت Lambert اأن موؤ رش أاتكن سون هو موؤ رش الالم ساواة الن سبية اإذ اإن املعامل ε هو مقيا س النفور عن الالم ساواة وهو ثابت اأي أانه ل يتغري يف دالة م ستوى الدخل. :Kuznets كوزنتز :4 موؤ رش 2Ú Ú اقرتح كوزنتز عام 1957 معامال لقيا س التفاوت يف توزيع الدخل وميكن احت سابه من البيانات العائلية والفردية بعد تق سيمها اإىل فئات دخلية مت ساوية من حيث ن سبة العوائل والأفراد يف كل فئة دخلية كتق سيم الفئات اإىل ع رشة فئات مت ساوية وترتاوح قيم معامل كوزنتز ما بني ال صفر الذي ميثل حالة العدالة املطلقة والواحد ال صحيح وهي احلالة الق صوى من سوء توزيع الدخول وميكن التعبري عنها بال صيغة الآتية: )يون س على احمد 2010 ص: - 69 )70. حيث: K: قيمة معامل كوزنتز. i. املئوية للدخل الذي تتلقاها الفئة الع رشية الن سبة :di :di- 10 القيمة املطلقة للفروق بني الن سبة املئوية لالأفراد والن سبة املئوية للدخل الفردي الذي تتلقاه الفئة الدخلية i. n: عدد الفئات الدخلية وت ساوي 10. يالحظ من ال صيغة أاعاله اأنه عندما يكون توزيع الدخل مت ساويا متاما ف إن كل فئة ع رشية حت صل على 10% من الدخل لأنها تت ضمن 10% واإن قيمة معامل كوزنتز تنح رص بني ال صفر والواحد ال صحيح وكلما كانت قيمته اأكرب كان التفاوت يف توزيع الدخل وا سعا قرر كوزنتز اأن التباين يف توزيع الدخل يزداد يف املراحل الأوىل من التنمية ثم ي صل اإىل اأق صى درجاته ليعاود الرتفاع جمددا اأي تبد أا درجة التفاوت ب لنخفا ض مع التقدم يف التنمية.)عبد الرزاق الفار س 2001 ص: 104(. :Theil تايل :5 موؤ رش 2Ú Ú يعود هذا املوؤ رش إاىل سنة 1967 من تايل الذي قدمه بو صفه موؤ رشا لقيا س الالم ساواة يف توزيع الدخل معتمدا على القانون الثاين للديناميكا احلرارية Thermodynamique الذي يعرف بقانون الأنرتوبيا La loi de l entropie والأنرتوبيا هي املعلومة يف توزيع ما قائمة على الحتم لت اإذ اإن كمية املعلومات املت صلة بحدث ما i باحتمال Pi تقا س ب Pi) Ln /1) اإذ نقي س أانرتوبيا يف حالة الالت أكد على النحو الآتي: H (P) = [ i=1 PiLn (1/Pi) إاذ يوجد n حدث 1,.n و P1..Pi احتم لت. ومن ثم ميكن كتابة موؤ رش تايل على النحو الآتي: T (P) = Ln (n) H (P) كما توجد صيغتني ملوؤ رش تايل فالأول هو عبارة عن متو سط فروقات اللوغاريتمات وقد ا ستخدم هذا املوؤ رشات لتبيان اإمكانية حتليل موؤ رش عدم عدالة التوزيع على اأنه يحتوي على مكونني: مكون عدم عدالة التوزيع املت أتي من عدم العدالة بني املجموعات )مبعنى قيا س عدم عدالة التوزيع يف املجتمع اإذا ما ح صل كل شخ ص داخل املجموعة على متو سط دخل املجموعة )jµ ومكون عدم العدالة داخل املجموعة واملوؤ رشين يكتبان على النحو التايل: )علي عبد القادر علي 2008 ص:. )16 T 1 = 1/n log u/yi n n n 1-ε Ye=[ i=1 (Y i ] 1/ 1/n 1-ε n 267

8 العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto T 2 = 1/n Yi/u log Yi/u ثانيا: منوذج الدراسة واملنهجية: 1: منوذج الدراسة: إاذ: ن ستعمل من خالل هذه الورقة البحثية النموذج املقرتح من خالل درا سة سنة Meng 2005 ويكتب النموذج على النحو الآتي: POVit = αi + α1 GWRit + α2 INQit + α3 INFit + α4 FDIit + α5 SCHit + εit.(1) t. يف الفرتة i معدل الفقر للدولة :POV it i الفرد من الناجت املحلي الإجمايل للدولة ن صيب :GWR it يف الفرتة t. اأما يف حالة اأن كليهما خمتلف معنويا عن ال صفر فعالقة ال سببية يف هذه احلالة يف كال الجتاهني. لكن من اأهم ال رشوط ل ستعمالها هو ا ستقرارية ال سال سل الزمنية من نف س الدرجة وبخا صة عند امل ستوى لهذا الغر ض اقرتح كل من Toda و Yamamoto منهجية جديدة لتقدير ال سببية يف حالة املتغريات ذات درجات خمتلفة للتكامل (1) I Iاأو (0) حتى (2) I وذلك من خالل تقدير منوذج.(Toda, VAR (p+d max ) 1995, p : 237) حيث d هو الدرجة الأكرب للتكامل بني املتغريات الثالثة. وحت صل منهجية Toda- Yamamoto وفق ال شكل البياين الآتي: الشكل رقم 3: منهجية Toda- Yamamoto لسببية غرانجر: :INQ it موؤ رش الالم ساواة مقا س مبوؤ رش ثايل للدولة i يف الفرتة t. t. يف الفرتة i للدولة معدل الت ضخم :INF it t. يف الفرتة i للدولة GDP من ال ستثمار ن سبة :FDI it :SCH it ن سبة اللتحاق بالتعليم البتدائي للدولة i يف الفرتة t. 2.منهجية الدراسة: من اأ شهر الطرق واملنهجيات امل ستعملة لدرا سة ال سبيية جند ثالثة اختبارات شهرية هي كل من Granger 1969 Sims 1972.ومنهجية Gwekes 1983 وتعد منهجية غراجنر الأكرث ا ستعم ل وانت شارا اإذ جرى تقديرها من خالل منهجية VAR هذا الختبار ي سمح لنا بتحديد اجتاه العالقة بني متغريين فنقوا أانه هناك عالقة سببية ل Granger اإذا كانت قيم سابقة ملتغري ما X ت ؤوثر معنويا على قيم م ستقبلية ملتغري اآخر 1+t Y والعك س صحيح وهذا الختبار يعتمد على املعادلتني الآتيتني: X t = β0 + k=1 B k X t- k + e=1 a e Y t- 1 +U t m n Y t = γ 0 + k=1 Y k Y t- k + e=1 e X t- 1 +V t اإذ اإن كل من X t و Y t ميثالن املتغريين قيد الدرا سة و U t و V t عبارة عن اخلط أ الأبي ض لكال املعادلتني وهما غري مرتابطني خطيا t يعرب عن الزمن k و e عدد الت أخرات حمددة بوا سطة معياري Akaike و.Schwarz حيث نقوم باختبار الفر ضيتني التاليتني: H 0 : a e = e = 0. H 1 : a e 0 et e 0. ففي حالة رف ض الفر ضية العدمية H 0 وقبول الفر ضية البديلة H 1 ف ستنتج وجود عالقة سببية ل Granger حيث اإذا كان a e خمتلف معنويا عن ال صفر و e غري خمتلف معنويا عن ال صفر فن ستنتج وجود عالقة سببية من Y اإىل X والعك س صحيح المصدر: من إعداد الباحث. ثالثا: الدراسة القياسية: :1-3 البيانات واملصادر: ن ستعمل من خالل هذه الدرا سة معطيات سنوية للفرتة ما بني لعينة من 21 دولة عربية وفيما ياأتي اإي ضاح موجز للمتغريات قيد الدرا سة: معدل الفقر: نف س امل شكل مطروح بالن سبة ملعدلت الفقر يف الدول النامية إاذ جند نق صا كبريا يف البيانات للعديد من دول العينة اإذ مل تبداأ هذه الدول النامية اإل يف ت سعينيات القرن املا ضي بح ساب معدلت الفقر فاعتمدت بع ض الدرا سات على متو سط الدخل الفردي مقيا سا ملعدل الفقر على غرار درا سة m n 268

9 مجلة جامعة القدس املفتوحة لألبحاث والدراسات اإلدارية واالقتصادية - اجمللد الثاني - ع )7( - كانون الثاني 2017 موؤ رش الت ضخم: ون ستعمل من خالل هذه الدرا سة معدل ت ضخم موؤ رش الأ سعار العام املتوفر على قاعدة بيانات البنك العاملي. معدل ال ستثمار الأجنبي: ون ستعمل من خالل هذه الدرا سة معدل تدفق ال ستثمار الأجنبي كن سبة من الناجت املحلي الإجمايل وهذا املوؤ رش متوفر على بيانات البنك العاملي. معدل اللتحاق بالتعليم: ون ستعمل من خالل هذه الدرا سة معدل التحاق الأطفال يف سن التعلم للمدار س البتدائية وهذا املوؤ رش متوفر على بيانات البنك العاملي. 2: - 3 نتائج الدراسة القياسية: : Ú Ú درا سة ال ستقرارية: كما جرت عليه العادة يف الدرا سات التي تعتمد على ال سال سل الزمنية ل بد من الت أكد من ا ستقرارية ال سال سل الزمنية و سنت أكد من ا ستقرارية هذه ال سال سل با ستعمال اإح صائيات كل من stat) Levin, Lin et Chu t* (LLC) Breitung t- stat (B t- PP و Im, Pesaran et Shin w- stat (IPS w- sata) ADF وكانت النتائج كما هي مبينة يف اجلدول التايل: Lundberg and و كذا درا سة Deininger and Squire 1996 Squire 1999 لكن هذا املوؤ رش جرى انتقاده وا ستبداله مبتو سط لل ستهالك الفردي من خالل درا ستي Leibberan- Woolard and dr 1999 ودرا سة Ravaillon 1995 ومن ثم سنعتمد من خالل هذه الدرا سة على موؤ رش ال ستهالك الفردي كموؤ رش للفقر على غرار درا سات Quarty 2005 Odhiambo and Nicholas 2009 و Dhrifi 2013 وهذا املوؤ رش متوفر على قاعدة بيانات البنك العاملي. النمو القت صادي: أاظهرت العديد من الدرا سات ال سابقة اأن ا ستعمال موؤ رش ن صيب الفرد من الناجت املحلي الإجمايل هو الأف ضل متثيال للعالقة بني النمو القت صادي الفقر والالم ساواة وهذا املوؤ رش متوفر على بيانات البنك العاملي. موؤ رش الالم ساواة: ح سب النظرية القت صادية ف إن املوؤ رش امل ستعمل لقيا س عدالة توزيع الدخل هو معامل جيني لكن ما يعاب على هذا املعامل هو عدم وجود قاعدة بيانات ذات سال سل زمنية طويلة خا صة يف الدول النامية واإمنا فقط قيم متناثرة عرب ال سنوات لذلك سن ستعمل من خالل هذه الدرا سة معامل ثايل Thail املتوفر على قاعدة بيانات جامعة تك سا س للفرتات زمنية معتربة لكل دول العامل. الجدول رقم 1: دراسة االستقرارية: الفروقات الأوىل امل ستوى LLC B t- stat IPS w- stat ADF PP LLC B t- stat IPS w- stat ADF PP grw pov inq inf fdi sch * / / / / / * * / / / / / / / / / / * * *: مستقرة عند مستوى احتمال 5%. المصدر: من إعداد الباحث باستعمال برنامج.Eviews9 من خالل اجلدول اأعاله نالحظ أان سال سل كال من معدل النمو القت صادي معدل الت ضخم ومعدل ال ستثمار م ستقرة عند امل ستوى نظرا لأن اإح صائيات الختبارات اخلم سة كانت ذات دللة اإح صائية عند م ستوى احتمال % 5.ومن ثم نقبل الفر ضية البديلة القائلة بعدم وجود جذر اأحادي اأما بالن سبة لل سال سل الأخرى فنالحظ اأنها مل ت ستقر عند امل ستوى وتطلب الأمر املرور على الفروقات الأوىل ل ستقرار ال سال سل ثم نقبل الفر ضية العدمية للفروقات الأوىل ونقول با ستقرار ال سال سل عند الفرق الأول من هنا لدينا خليط بني متغريات م ستقرة عند امل ستوى I ( 0 )و أاخرى م ستقرة عند الفرق الأول (1) Iما ل ميك ننا من ا ستخدام سسببية غراجنر ومن الالزم العتماد على منهجية Yama- Toda- moto لدرا سة ال سببية هذا مع اعتبار dmax م ساوية للواحد وفق 269

10 العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto Ú اأعلى درجة تكامل لل سال سل ال ستة كمرحلة ثانية لبد من حتديد قيمة K وهي عدد الت أخرات الأمثل لنموذج.VAR 2: - 2-3Ú حتديد عدد درجات التاأخر الأمثل: املرحلة الثانية يف تقدير ال سببية هو اختيار عدد الفجوات الأمثل لنموذج VAR وذلك با ستعمال موؤ رشات Akaike Schwarz FPE وموؤ رش Hannah- Quin ويجب احلذر يف اختيار عدد الفجوات للنموذج إاذ اأو ضحت درا سة Caporal و سنة Pittis 1999 أانه يف حالة اختيار عدد فجوات اأقل من عدد الفجوات احلقيقي ي سبب حتيز املعلمات اأما اختيار عدد فجوات اأكرب من عدد الفجوات احلقيقي يجعل من التقدير غري معنوي بالرغم من معنوية املعلمات واجلدول الآتي يو ضح اأن عدد الفجوات الأمثل من 7 فجوات ممكنة هو فجوة واحدة والنتائج ملخ صة يف اجلدول )2( : الجدول رقم 2: اختيار عدد الفجوات األمثل: الفجوات LR FPE AIC SC HQ 0 NA 3.29e * * * * * NA 3.29e المصدر: من إعداد الباحث باستعمال برنامج.Eviews9 املرور إاىل تقدير ال سببية الت أكد اأول من ا ستقرارية النموذج وذلك من خالل الدائرة الأحادية وال شكل الآتي يو ضح اأن كل اجلذور تقع داخل دائرة الوحدة بذلك ميكن اعتبار أان النموذج م ستقر ما يعني اأن النموذج ل يعاين من م شكلة يف ارتباط الأخطاء أاو عدم ثبات التباين. :VAR (2) :3 تقدير منوذج 3Ú Ú للت أكد من سببية Granger بني املتغريات الثالثة يعتمد اأ سا سا على منهجية MWALD لكن اأول يجب تقدير منوذج VAR (2) حيث 1=p و 1= max d لكن بعد تقدير النموذج يجب قبل الشكل رقم 4: الدائرة األحادية: المصدر: من إعداد الباحث باستعمال برنامج.Eviews9 270

11 مجلة جامعة القدس املفتوحة لألبحاث والدراسات اإلدارية واالقتصادية - اجمللد الثاني - ع )7( - كانون الثاني 2017 POV SCH All : Ú Ú اختبار ال سببية: اجلدول الآتي يلخ ص النتائج: الجدول رقم 3: اختبار السببية: املتغري التابع: FDI الحتمال Chi- sq df املتغريات GRW INF INQ POV SCH املجموعة املتغري التابع: GRW الحتمال Chi- sq df املتغريات FDI INF INQ POV SCH املجموعة املتغري التابع: INF الحتمال Chi- sq df املتغريات FDI GRW INQ POV SCH All املتغري التابع: INQ الحتمال Chi- sq df املجموعة املتغري التابع: POV الحتمال Chi- sq df املجموعة FDI GRW INF INQ SCH All املتغري التابع: SCH الحتمال Chi- sq df املجموعة FDI GRW INF INQ POV املجموعة المصدر: من إعداد الباحث باستعمال برنامج.Eviews9 من خالل اجلدول اأعاله نلحظ عدم وجود سببيات يف أاغلب احلالت نظرا لتجاوز معظم الحتمالت % 5 ما عدا 4 حالت هي: وجود عالقة سببية من معدل الفقر باجتاه معدل النمو القت صادي ما يدل على اأن معدل الفقر يف الوطن العربي له ت أثري حم سو س يف معدلت النمو القت صادي إاذ كلما نق ص معدل الفقر زاد الطلب الكلي للمجتمع ما يحفز النمو الإنتاج الكلي والعر ض الكلي الذي من ش أنه حت سني معدلت النمو القت صادي والعك س صحيح كذلك إاذ اإن زيادة معدل الفقر ي ؤودي اإىل الت أثري يف القوة ال رشائية لالأفراد فيقل الطلب الكلي الذي ينعك س سلبيا على العر ض الكلي ما ي ؤودي يف الأخري إاىل تراجع معدلت النمو القت صادي. وجود عالقة سببية من معدل الت ضخم باجتاه موؤ رش الالم ساواة اإذ إان ارتفاع امل ستوى العام لأ سعار يوؤدي اإىل زيادة انتقال الرثوة من الطبقات الفقري )امل ستهلكة عموما( إاىل الطبقات الغنية )املنتجة عموما( التي ت ستفيد من ارتفاع منتجاتها. وجود عالقة سببية من معدل النمو القت صادي FDI GRW INF

12 العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto على غرار درا سة 2004 Bourghinon 2004 Richards Adams Ravaillon و Chen وغريها من الدرا سات. باجتاه معدل اللتحاق بالتعليم اإذ إان تغري يف النمو القت صادي على املدى الطويل توؤدي اإىل التحفيز أاو تثبيط اللتحاق بالتعليم مع الزيادة أاو الإنقا ص يف النفقات احلكومية والإعانات واملنح الجتماعية املت أتية اأ سا سا من ثمار النمو القت صادي. وجود عالقة سببية من معدل الفقر باجتاه معدل اللتحاق بالتعليم وهذه النتيجة طبيعية وموافقة لكل الدرا سات ال سابقة يف املو ضوع حيث أانه بتح سن ظروف الأ رس الفقرية تلج أ مبا رشة إاىل تعليم اأطفالها ويف حالة العك س ت صبح العائالت غري قادرة على حتمل اأتعاب التعليم في ضطر الأطفال ملغادرة مقاعد الدرا سة. من خالل هذه النتائج وما جرى ا ستنتاجه من خالل الدرا سات ال سابقة ميكننا القول اإن النتائج جاءت معاك سة ملا جاءت به الدرا سات ال سابقة التي اأكدت العالقات وال سببيات يف الجتاهني بني املتغريات الثالثة يف حني درا ستنا هذه اأكدت على عالقة سببية واحدة من معدل الفقر اجتاه النمو القت صادي وهذا دللة على ت أثر النمو القت صادي مبعدل الفقر وطلب الفقراء يف حني الفقراء ل ي ستفيدون من ثمار النمو القت صادي يف الوطن العربي يف حني موؤ رش الالم ساواة ل أاثر له على كال من النمو القت صادي ومعدل الفقر وهذا مناق ض للدرا سات ال سابقة التي توؤكد ب شدة الدور الكبري الذي يلعبه موؤ رش الالم ساواة يف عرقلة تقلي ص معدلت الفقر با ستعمال معدلت النمو القت صادي. اخلامتة: عرفت الدول العربية وبخا صة النفطية منها ارتفاع معدلت النمو القت صادي ب شكل جد ملحوظ يف الألفية اجلديدة جراء ارتفاع اأ سعار النفط العاملية قبل النهيار يف سنة 2015 هذا ما اأدى اإىل انتعا ش حم سو س لقت صادياتها ون شاطاتها اخلارجية والداخلية التي كان لها النعكا س الإيجابي يف كثري الأحيان وال سلبي يف اأحيان اأخرى على املوؤ رشات القت صادية والجتماعية لكن من املالحظ عدم حت سن ظروف طبقة هامة من املجتمع ال سفلي مبقدار ما حت سن وزادت ثروة الطبقة الغنية اإذ اإن الهوة بني اأغنى 10% من املجتمع العربي واأفقر 20% ارتفعت مبعدل كبري عك س نظرية ان سياب الفوائد اإىل اأ سفل وهذه النتيجة كانت موافقة لآراء تودارو سنة «1997 اإن التقدم القت صادي العام ل يح سن من م ستويات شديدي الفقر«ب سبب ان سياب الفوائد اإىل اأعلى واإىل الطبقات الو سطى. وقد دلت النتائج على عدم وجود سببيات بني املتغريات الثالثة قيد الدرا سة مع سببية وحيدة من معدل الفقر باجتاه النمو القت صادي الأمر الذي اأدى اإىل اأن نرف ض الفر ضيات الثالثة املو ضوعة يف بداية البحث ونقول بعدم وجود عالقات سببية يف الجتاهني بني املتغريات الثالثة يف الوطن العربي خالل الفرتة ما يدل على ا ستقاللية املتغريات عن بع ضها وهذا عك س ما جاءت به الدرا سات ال سابقة يف املو ضوع التوصيات: على ضوء كل هذه النتائج نقرتح التو صيات والقرتاحات الآتية: رضورة تطبيق سيا سات وطنية تعطي اأهمية ق صوى يف حتديد معايري توزيع الدخل ومن أاجل ضمان و صول معدلت النمو القت صادي اإىل الطبقات ال سفلى. على الدولة اتخاذ الإجراءات التعوي ضية عن طريق الزيادة يف الإنفاق العام وتخفي ض ال رضائب وحترير الأ سواق واإعطاء الفئات ال ضعيفة يف املجتمع ت سهيالت واإعانات حكومية من اأجل ضمان امل ساواة الجتماعية. ت شجيع ال ستثمارات اخلا صة التي من ش أنها امت صا ص معدلت البطالة من خالل ت شجيع اإقامة املوؤ س سات ال صغرية واملتو سطة. من اجلانب القيا سي لبد يف حالة ا ستعمال والتعامل مع سال سل ذات درجات تكامل خمتلفة (1) I I (0) و (2) I من اتباع منهجية Toda- Yamamoto للح صول على نتائج لل سببية أاكرث معنوية وقبول من الناحية الإح صائية. 272

13 مجلة جامعة القدس املفتوحة لألبحاث والدراسات اإلدارية واالقتصادية - اجمللد الثاني - ع )7( - كانون الثاني Deininger K, Squire L (1996) : A new Data Set Measuring Income Inequality. The World Bank Economic Review. Washington DC,10 (3), pp Dhrifi, Abdelhafidh. (2013) : Financial Development and Poverty: What Role for Growth and Inequality?. International Journal of Academic Research in Accounting, Finance and Management Sciences 3. 4, pp G. K. Galbraith, (1985) : Dans Les Riches en Les Pour Vis, Edition Du Seuil, Paris, pp James Foster, Amartya Sen, (1997) : On Economic Inequality, Clarrendon Press, Oxford, pp Lambert P, 1993 : Inequality Decomposition Analysis and the Gini coefficient Revisted, The Economic Journal, 103, pp Lundberg, M. and L. Squire, (1999) : Growth and Inequality: Extracting the Lessons for Policymakers. Unpublished paper, the World Bank 10. Martin Ravallion, (1996) : Comparaison de la pauvreté: Concepts et méthode, étude sur la mesure des niveaux de vie, document du travail n 22, banque mondial, Washington, pp Murray Leibbrandt & Ingrid Woolard, (1999) : «A comparison of poverty in South Africa s nine provinces,» Development Southern Africa, Taylor & Francis Journals, vol. 16 (1), pp Odhiambo, Nicholas M., (2009) : «Financegrowth- poverty nexus in South Africa: A dynamic causality linkage,» Journal of Behavioral and Experimental Economics (formerly The Journal of Socio- Economics), Elsevier, vol. 38 (2), pp Quartey, P. (2005) : Financial sector development, savings mobilization and poverty reduction in Ghana, UNU- WIDER. 2005, Research Paper No. 2005/ 71, United Nations University, Helsinki, Finland. 14. Ravallion M. (1995) : Growth and poverty: evidence for developing countries in the 1980s, Economics Letters 48, pp Ravallion, Martin, and Shaohua Chen, (1996) : What can new survey data tell us about recent changes in distribution and poverty?. World Bank Policy Research Working Paper Rodrik, Dani, (2008) : One economics, many recipes: globalization, institutions, and economic growth. Princeton University Press. املصادر واملراجع: اوال : املراجع العربية: 1 الأمم 1. املتحدة منظمة ال صحة العاملية املكتب الإقليمي لل رشق الأو سط )2010( حقوق الإن سان وال صحة وا سرتاتيجيات احلد من الفقر سل سلة من شورات ال صحة وحقوق الإن سان العدد رقم عاطف 2. غيث حممد )2002( قامو س علم الجتماع م رص الهيئة امل رصية العامة للكتاب. 3 العاين 3. اأ سامة عبد املجيد )2004( حق اإعادة توزيع الدخل يف الإ سالم جملة درا سات إا سالمية بيت احلكمة العدد العا رش. 4 علي 4. عبد القادر علي )2002( الفقر: موؤ رشات القيا س وال سيا سات املعهد العربي للتخطيط جملة ج رس التنمية العدد الرابع الكويت. 5 علي 5. عبد القادر على )2008( التطورات احلديثة يف الفكر التنموي والأهداف الدولية للتنمية جملة ج رس التنمية العدد 26 املعهد العربي للتخطيط الكويت. 6 الفار س 6. عبد الرزاق )2001( الفقر وتوزيع الدخل يف الوطن العربي مركز درا سات الوحدة العربية الطبعة الأوىل بريوت. 7 املجل س 7. الوطني القت صادي والجتماعي )1998( م رشوع التقرير التمهيدي حول النعكا سات القت صادية والجتماعية لربنامج التعديل الهيكلي الدورة 12 اجلزائر. 8 م سعد 8. حمي حممد )1999( ظاهرة العوملة: الأوهام واحلقائق الطبعة الأوىل مكتبة ومطبعة الإ شعاع الفنية الإ سكندرية. 9 يون س 9. على أاحمد )2010( حتليل وقيا س الرفاهية وعالقتها بعدالة توزيع الدخل يف مدينة كركوك ل سنة )2009( جملة الإدارة والقت صاد العدد 83. ثانيا : املراجع األجنبية: 1. Adams, R. H. (2004) : Economic growth, inequality and poverty: Estimating the growth elasticity of poverty, World Development 32 (12), pp Anthony. B. Atkinson, (1970) : On the measurement of inequality, Journal of Economic Theory, pp Chenery, H., M. S. Ahluwalia, C. L. G. Bell, J. H. Duloy and R. Jolly (1974) : Redistribution with Growth. Oxford, Oxford University Press. 273

14 العالقة السببية بني معدل الفقر الالمساواة والنمو االقتصادي باستعمال منهجية Toda- Yamamoto 17. Toda, H. Y., & Yamamoto, T. (1995). Statistical inference in vector autoregressions with possibly integrated processes. Journal of econometrics,66 (1), pp Wetta. Claude & al., (1999) : le profil d inégalité et de pauvreté au Burkina Faso,Cahier de Recherche n 00-02,Université de Laval, CREFA,décembre, pp ثالثا املواقع اإللكرتونية: 1. The International Day for the Eradication of Poverty and human rights www. un. org/ esa/ socdev/ poverty/ 274