استخذام املتغرياث املتأخرة زمنيا يف حتليل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق تىزيعي كىيك واملىن(

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 7 استخذام املتغرياث املتأخرة زمنيا يف حتليل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق تىزيعي كىيك واملىن( املقذمت: األستاذ المساعد الدكتور عدنان كريم نجم الدين جامعة كربالء /كمية اإلدارة واالقتصاد تؤكد العديد من الدراسات االقتصادية على أىمية اعتماد عنصر الزمن في تفسير الظواىر االقتصادية بشكل عام ومن بينها دوال االستثمار. ويمكن تضمين العامل الزمني في ىذا النوع من الدوال االقتصادية من خالل استخدام المتغيرات المتأخرة زمنيا )Lagged variables( والتي يمكن بواسطتها التوصل إلى مقارنات دقيقة بين المشاريع والقطاعات االقتصادية في مدى سرعة ودرجة استجابتها للتغيرات الناجمة في المتغيرات االقتصادية المختلفة. Abstract: Many economic studies confirm the importance of the adoption of time trend in the interpretation of economic phenomena, including investment functions. Time trend could be included in this type of economic functions through the employ of Lagged variables, which can lead to a accurate comparisons between the projects and economic sectors to show the scale of reaction to changes in different economic variables. هذف البحث : المناسب لكل من النتائج التي تفرزىا ىذه الطرق, نحاول في ىذا البحث تسليط الضوء على كيفية قياس طول الفترة المتمثلة في)عدد الوحدات الزمنية ) التي يستغرقها المتغير المستقل في التأثير على سلوك المتغير المعتمد وكذلك حجم ىذا التأثير عبر عدد من الوحدات الزمنية المتتالية. نرى البد من توضيح ذلك من خالل العرض النظري لألسس التي تعتمد عليها ىذه الطرق والتركيز على اىمها وأكثرىا شيوعاكمرحلة أولى, وإجراء بعض التطبيقات االقتصادية وفق المنهج القياسي لبيان أىميتها في تحليل دوال االستثمار كمرحلة ثانية. منهديت البحث: بالنظر لتعدد الطرق واألساليب المستخدمة في قياس طول الفترة الزمنية التي يستمر فيها تأثير التغيرات الحاصلة في بعض المتغيرات االقتصادية وكيفية إعطاء التفسير خطىاث البحث: سيركز البحث أوال على مناقشة بعض الجوانب النظرية عن المتغيرات المتأخرة زمنيا وأىمية استخدامها في التحليل االقتصادي ثم يتناول أنواع ىذه المتغيرات واألسس الرياضية الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

8.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( واإلحصائية التي تعتمد عليها.أما في الجانب التطبيقي فسوف يتم تطبيق استخدام توزيع كويك Distribution( Koyck (يعقبو توزيع المون Distribution( Almon (لقياس اثر التغير في النفقات االستثمارية على إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاعين الزراعي والصناعي في العراق. ومن ثم مقارنة نتائج تطبيق ىذين التوزيعين وأخيرا الخروج ببعض النتائج والتوصيات الهامة. املبحث األول ماهيت املتغرياث املتأخرة زمنيا) Variables )Lagged واستخذاماتها 1 أهميت استخذام املتغرياث املتأخرة يف التحليل االقتصادي: من المعروف إن العديد من الظواىر االقتصادية يتم تحليلها على افتراض كونها ذات طبيعة ساكنة )Static(,أي إن )الزمن وعلى الرغم من أىميتو البالغة( ال يمثل عنصرا أساسيا في تفسير السلوك االقتصادي لتلك الظواىر. وحيث إن ىذا االفتراض قد يكون مناسبا في تحليل بعض الظواىر االقتصادية فانو ليس من الضروري أن يكون مالئما لتحليل الظواىر االقتصاديةكافة, فعلى سبيل االفتراض إذاكان لدينا المتغير المعتمد )Y( والذي يمثل االستثمار أو االستهالك, والمتغير المستقل )X( والذي يمثل الدخل, فانو من غير المقبول أن تكون التغيرات التي تطرأ على مستوى الدخل )X ( ينجم عنها انعكاسات سريعة ومباشرة في مستوى االستثمار أو االستهالك.وبناء على ما تقدم فانو من المناسب جدا أن نأخذ بنظر االعتبار الفترة الزمنية التي يستغرقها المتغير )Y( لكي يستجيب للتغيرات الحاصلة في المتغير )X( ومحاولة معرفة طول ىذه الفترة وكيفية توزيع حجم ىذه التأثيرات عبر الفترات الزمنية المتعاقبة )t,t 1,t 2, ( االقتصادي ديناميكيا وذلك مما يجعل النموذج.)Dynamic Model( إن ىذه الفترة الزمنية قد تطول أو تقصر وفقا لطبيعة صانع القرار االقتصادي,ففي القطاع الخاص مثال تكون ىذه الفترة اقصر مقارنة بالقطاع العام أو الحكومي ومع ذلك فان ىذه الفترة تختلف من مشروع اقتصادي آلخر وفقا لعوامل عديدة تتعلق بخصوصية المشروع والظروف األخرى المتعلقة بانشاءه.وعلى العموم فان المدة التي يستغرقها المتغير المعتمد في االستجابة للتغيرات في المتغير المستقل قد تستمر ألكثر من فترة زمنية واحدة )مثال سنتين أو ثالث سنوات إذا كانت المشاىدات سنوية(وتختلف ىذه الفترات فيما بينها بوزن ( مستوى أو حجم ) التأثير في المتغير التابع, إذ قد تأخذ ىذه األوزان توزيعات مختلفة ولذلك فقد سميت بالتأخيرات أو التباطؤات الموزعة) Lags )Distributed. وتسمى المتغيرات المستخدمة لهذا الغرض بالمتغيرات المتأخرة أو المتباطئة أو المرتدة Variables( )Lagged.إن أىمية استخدام المتغيرات المتأخرة ناجمة من طبيعة العالقات االقتصادية وتفاوت الفترات الزمنية الالزمة لتحقيق بعض القرارات االقتصادية. فمثال إن تحويل االستثمارات المخططة إلى نفقات استثمارية أو تحويل النفقات االستثمارية إلى استثمارات فعلية )إجمالي تكوين رأس المال الثابت ) يتطلب فترة زمنية غير محددة بشكل دقيق لمختلف أنواع االستثمارات, إن الفترة الزمنية التي يتطلبها تحويل )Y(

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 9 Yt=f t (X t,x t1,x t2,.)+u t.t=1,2,3, النفقات االستثمارية إلى استثمارات فعلية في القطاع الزراعي تختلف عنها في القطاع الصناعي أو قطاع النقل والمواصالت )1(. ويمكن إيجاز أسباب وجود فترة زمنية بين التغير الحاصل في المتغير المستقل والتغير المقابل في المتغير التابع بما يلي : إن وجود ىذه الفترة الزمنية قد يكون ناجما من أسباب فنية ( )Technical فالعرض من المنتجات الزراعية يعتمد على متغيرات متأخرة مثل السعر لسنة سابقة, كذلك فان اإلنتاج من السلع االستثمارية يعتمد على قرارات االستثمار لفترات سابقة. أما السبب الثاني فيتعلق بالمؤسسات أو اإلدارات المعنية ( )Institutional مثل الفترة الالزمة للتكيف للقوانين المشرعة حديثا أو األحداث التي تنشأ في الخارج ولها انعكاسات على األوضاع الداخلية كالتغيرات في سعر الفائدة وآثار ذلك على قرارات االستثمار. أما السبب الثالث فيعود إلى العوامل النفسية )Psychologycal( إذ إن التغيرات في األنماط السلوكية تتطلب فترة زمنية معينة بسبب التعود والتطبع,كما إن التوقعات باألحداث المستقبلية تكون متأثرة بالسلوك واألحداث في فترة سابقة.وبناء على ذلك تأتي أىمية المتغيرات المتأخرة زمنيا في حساب عدد الوحدات الزمنية التي تستغرقها أي من العالقات االقتصادية وكذلك في قياس األوزان التي تشير إلى حجم استجابة المتغير المعتمد عند كل وحدة زمنية منفصلة عن األخرى. إن الشكل المبسط للنموذج العام للتأخيرات الموزعة General distributed lag ( model (عند جود متغير تابع مثل ( ومتغير Y( تفسيري واحد مثل )X( تصوره العالقة التالية: إن التغير الناجم في المتغير التفسيري سيكون تأثيره على المتغير التابع بمرور الزمن أشبو بحركة الموجات الناجمة من رمي حجر في بركة ماء. وفي حالة النماذج الخطية فان النموذج العام أعاله يمكن كتابتو بالشكل الخطي التالي: Y t =a+b 0 X t +b 1 X t1 +b 2 X 21 + +U t Y t = a+ b j X tj +U t j=(0 ) حيث إن قيم ( )a,b تمثل معلمات النموذج,وإذا انخفض الحد األعلى في المعادلة من ) ( إلى المستوى ( )m فان النموذج يتحول إلى نموذج محدد للتأخيرات الموزعة) Finite )distributed lag model وذلك بسبب 1 تحديد عدد المتغيرات المتأخرة.ومن الناحية العملية فانو من غير الممكن تخمين المعادلة أعاله بوضعها الحالي وذلك لظهور صعوبات عديدة اىمها : عدم معرفة عدد المتغيرات المتأخرة )طول فترة التأثير ) 2 بروز ظاىرة التعدد الخطي بين المتغيرات التفسيرية. 3 إن التوسع في استخدام المتغيرات المتأخرة يستدعي التوسع في حجم العينة وذلك ليس باألمر السهل فيكثير من األحيان )مشكلة درجات الحرية(. ولكي نستطيع تخمين المعادلة أعاله البد من إجراء بعض التغيرات في شكل الدالة المخمنة وباألخص فيما يتعلق بالمتغيرات المتأخرة لغرض التغلب على الصعوبات المذكورة أعاله. الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

10.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( وسنعرض فيما يلي بعض النماذج الستخدام المتغيرات المتأخرة في تحليل الدوال االقتصادية : دالة االستهالك:من المعروف إن التفسير المناسب لسلوك دالة االستهالك ىو أن االستهالك الحالي يعتمد في تفسيره على مستويات االستهالك للسنوات السابقة بسبب التعود على أنماط استهالكية معينة وكذلك على الدخل الحالي والدخل للسنوات السابقة وعلى عوامل أخرى عديدة. ولذلك فان شكل ىذه الدالة يأخذ الصيغة التالية : )C t =f(c t1,c t2,,y t,y t1,y t2, X 1t,X 2t ( حيث إن: الدخل =)Y(, واالستهالك =)C(, والمتغيرات التفسيرية األخرى =) )X 1t و) )X 2t دالة الطلب على االستثمار )2( :ويتم تفسير سلوك ىذه الدالة باالعتماد على حجم اإلنتاج للسنوات السابقة باإلضافة إلى عوامل أخرى مثل األرباح المتوقعة ومعدالت الفائدة وخزين رأس المال ولذلك فان شكل ىذه الدالة ىو : ) I t =f(x t +X t1 +X t2, Π t,k t1,r t,... ( حيث إن : األرباح t=, Π اإلنتاج t(= ) X, االستثمار= I t معدل الفائدة (= t )r,خزين رأس المال (= t1 K ) دالة الطلب على السلع غير المعمرة : ويمكن تفسير سلوك ىذه الدالة باالعتماد على مستويات الطلب للسنوات السابقة وعلى عوامل أخرى مثل الدخل والسعر وغيرىا, وان شكل ىذه الدالة يمكن أن يأخذ الصيغة التالية : حيث إن :الدخل= )Q t =f( Q t1, Y t,p t,.( P t,السعر= Y t السلع غير المعمرة = t Q,الطلب على وتجدر اإلشارة إلى إن المتغيرات المتأخرة لها أىمية بالغة في تفسير سلوك العديد من الظواىر االقتصادية وذلك ناشئ من إن أي عملية تغيير للواقع الحالي تتطلب فترة زمنية قد تطول أو تقصر حسب طبيعة الظاىرة, وتبرز أىمية المتغيرات المتأخرة في تفسير الظواىر االقتصادية في حالة السكون المقارن ( Comparative static (أي عندما تتم المفاضلة بين عدد من نقاط التوازن. 2 أنىاع املتغرياث املتأخرة: المتغيرات المتأخرة أما أن تكون خارجية أو داخلية أوكالىما وفيما يلي توضيح لكل منها: االمتغيرات الخارجية المتأخرة:) Exogenous )lagged variables إذا افترضنا إن المتغير المعتمد )Y( يتحدد سلوكو من خالل المتغير المستقل ( لعدد معين من X( السنوات مثل )S(,فان العالقة الخطية بين )X( يمكن أن يشار إليهاكما يلي : ( )Y و Y t =a+b 0 X t +b 1 X t1 +.+b s X ts +U t وعند تقدير ىذه المعادلة بطريقة المربعات الصغرى االعتيادية تبرز أمامنا مشكلتين, األولى مشكلة درجات الحرية بسبب تعدد الحدود المتأخرة وعدم توفر المشاىدات الكافية لذلك, والثانية مشكلة التعدد الخطي )Multicollinearity( مما يضطرنا إلىمال بعض المتغيرات التفسيرية على الرغم من أىميتها في كثير من األحيان. ولغرض التغلب على ىاتين المشكلتين فقد طورت طرق عديدة تستهدف تقليص عدد المتغيرات المتأخرة. وتقوم الفكرة األساسية لهذه الطرق على تحديد بعض االفتراضات المسبقة عنكيفية توزيع معامالت

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 11 b 0 =f(0) =a 0 b 1 =f(1)=a 0 +a 1 +a 2 +a 3 +.+a r b 2 =f(2)=a 0 +2a 1 +2 2 a2+2 3 a 3 +.+2 r a r b 3 =f(3)=a 0 +3a 1 +3 2 a 2 +3 3 a 3 +.+3 r a r... b s =f(s)=a 0 +sa 1 +s 2 a 2 +s 3 a 3 +.+s r a r إن قيم ( b( سيتم استخراجها بعد تخمين قيم )أوزان( المتغيرات المتأخرة والتي يرمز لها عادة.)Wi( بالرمز إال إن أىم الطرق التي تستخدم متغيرات خارجية متأخرة فقط ىي طريقة المون ( )S.Almon سيتم تناولها بشيء من التفصيل فيما يلي توزيع ألمون )3( : )4( :يعتبر ىذا التوزيع من أكثر التوزيعات ذات المتغيرات المستقلة المتأخرة والتي شيوعا على الرغم من انو يعتمد على عدد محدد من المتغيرات المتأخرة ) S (كما إن أوزان معامالت المتغيرات المتأخرة ( لمتوالية عددية )متعدد الحدود() )bi ىي عبارة عن دوال من الدرجة )r( ولذلك فان توزيع المون ( )Polynomial Finite ) length polynomial lag يعتبر أكثر إمكانية للتكيف إال انو يعد أكثر تعقيدا إذ إن تقدير أوزان المتغيرات المتأخرة يجري على مرحلتين وليس على مرحلة واحدة فقط.وفيما يلي الخطوات التي يتم بموجبها تخمين أوزان المتغيرات المتأخرة بواسطة توزيع المون. 1 على ( لنفرض إن النموذج المطلوب تقديره يحتوي )S من الفترات المتأخرة,أي إن عدد المعلمات )b( المطلوب تقديرىا ىو )1+S( وكما يلي : Y t =b 0 X t +b 1 X t1 +.+b s X ts +U t وبدال من تخمين قيم ( b( مباشرة بطريقة المربعات الصغرى االعتيادية وما قد ينجم عن ذلك من صعوبات في التقدير, يتم تقدير قيمها بشكل غير مباشر على اعتبار إنها تمثل دواال تقريبية لمتعدد الحدود من الدرجة ( r( التالي : ) f(z) b a o+ a 1 z+a 2 z 2 + a 3 z 3 + +a r z r ( وعند تعويض قيم ( الصحيحة ( Z( التي تأخذ األعداد )0,1,2,.,s نستخرج قيم )b( وكما يلي : في ىذه المعادلة ) a (من تطبيق طريقة المربعات الصغرى االعتيادية على النموذج التالي : Y t =a o W o +a 1 W 1 +a 2 W 2 +.+a r W r +U t إن المتغيرات )Wi( عبارة عن توليفات خطية من المتغيرات المتأخرة وتأخذ أوزانا محددة ويكون عددىا مساويا إلى )1+r( وكما يلي : W o =X t +X t1 +X t2 +.+X ts W 1 =X t1 +2 X t2 +3 X t3 +.+s X ts W 2 =X t1 +2 2 X t2 +3 2 X t3 +.+s 2 X ts W 3 = X t1 +2 3 X t2 +3 3 X t3 +.+s 3 X ts.. W r = X t1 +2 r X t2 +3 r X t3 +.+s r X ts إن أوزان المتغيرات المتأخرة في) W0 (جميعها تأخذ العدد) 1( أما أوزان المتغيرات المتأخرة في )W1( فتأخذ األعداد الطبيعية أوزان المتغيرات المتأخرة في ( فتأخذ نفس أوزان ( ) 0,1,2,3,.,s (أما )W2,W3,Wr )2,3,r( على التوالي. W1( مرفوعة إلى القوة إن الفكرة التي اعتمدت في اشتقاق التوليفات ) W (ناتجة من تعويض مكونات المعلمات )b( في النموذج األصلي وكما يلي : Yt=ao Xt+(ao+a1+a2+.+ar)Xt 1+(ao+2a1+22 a2+.+2r ar)xt 2+(ao+3a1+32 a2+.+3r ar )Xt 3+.+(ao+s1 a1+s2 a2+.+sr ar)xts +Ut ومن الواضح عند التعويض عن المقادير الواقعة بين األقواس بما يقابلها ) Wi (نحصل على النموذج القابل للتقدير التالي : Yt=ao Wo+a1 W1+a2 W2+.+ar Wr+Ur وعند استخراج تقديرات المعلمات ( بسهولة استخراج قيم المعلمات ( a( نستطيع b (وذلك الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

12.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( بالتعويض المباشر في المعادالت )b0,b1,b2,.,bs(, وباالعتماد على قيم ىذه المعلمات نستطيع استخراج قيم بعض المؤشرات الخاصة بهذا التوزيع مثل : متوسط فترة التأخير) lag )Mean ويستخرج باعتماد الصيغة التالية : تباين فترة التأخير ( ML= ibi (i=0 ) Variance of lag )distribution ويستخرج بالطريقة التالية : V L = bi.i 2 M L 2 (i=0 ) ولغرض تبسيط استخدام توزيع المون تؤخذ عادة اقل درجة مناسبة لمتعدد الحدود مثل ( وكذلك اقل عدد مناسب للمتغيرات المتأخرة مثل) 3=a( ويمكن التوسع في ىذه الحدود حسب طبيعة الدالة قيد الدراسة. 2 )r=2 إن أوزان المتغيرات المتأخرة تأخذ شكل المتوالية الهندسية التالية : وىكذا يالحظ إن عملية التوصل إلى األوزان الحقيقية للمتغيرات المتأخرة ال تتم بشكل مباشر وإنما تتم على مرحلتين وىذا يضفي نوعا من التعقيد عند تطبيق ىذا التوزيع بسبب الحسابات اليدوية الضرورية التي تسبق عملية التخمين والتي تليو الستخراج األوزان الحقيقية. املتغرياث الذاخليت املتأخرة )Endogenous lagged variables( )6( يعتبر توزيع كويك ( distribution )Koyck ألوزان المتغيرات المتأخرة من أكثر التوزيعات شيوعا في البحوث التطبيقية,ويقوم ىذا التوزيع على فرضية انخفاض أوزان المتغيرات المتأخرة بشكل تدريجي وبموجب متوالية ىندسية, نإ النموذج األساسي يتضمن متغيرات مستقلة متأخرة فقط وال يحتوي على متغيرات معتمدة متأخرة وعلى الشكل التالي : Yt=a o + b o X t +b 1 X t1+b 2Xt2 +..+Ut (1).b 1 =λb o.b 2 =λ 2 b o.b 3 =λ 3 b o 0<λ<1 وعند التعويض في النموذج األصلي نحصل على : Yt=a o + b o X t +λ b o X t1+ λ 2 b o X t2 +..+Ut (2) وعند اخذ ىذه المعادلة متأخرة لفترة زمنية واحدة نحصل على: وعند ضرب المعادلة )3 ب( وبإىمال الحد الثابت )لغرض التبسيط ) يمكنكتابة نموذج كويك بالشكل التالي : Yt1=a o + b o X t1 +λ b o X t2+ λ 2 b o X t3 +..+Ut1 (3) )λ( وطرحها من المعادلة )2( نحصل على : Yt=a o (1λ)+b o X t +λy t1 +V t V t =U t λu t1 Yt=b o X t +λ Y t1 +Vt

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 13 وتسمى ىذه الصيغةكذلك بتحويل كويك) Koyck )transformation,علما بأن.b o =a(1λ): ويمكن أن نستخلص من المعلمات أعاله إن زيادة ( Xt (بمقدار وحدة واحدة تؤدي إلى زيادة بمقدار )Yt( awo=a(1λ) يسمى باألثر قريب المدى وعند زيادة وحدة وىو ما )Short run impact( )Xt( بمقدار وحدة واحدة وبقاءه عند المستوى الجديد دون زيادة فان ( مساوية إلى )Yt ستكون )Yt1( أما األثر بعيد المدى شريطة أن تكون.) 0<λ<1( )Long run impact ( )X( على )Y( فيساوي : أما متوسط فترة التأخير بالطريقة التالية: ل.a= a(1λ)/ (1λ)=b o / (1λ) )Mean lag( فيستخرج Mean Lag=λ/(1λ) ويتضح من ذلك إن ارتفاع قيمة )λ( يؤدي إلى إطالة فترة التأخير, كذلك فان الوسيط لفترة التأخير )Median Lag( يستخرجكما يلي : Median Lag=log(0.5)/log λ أما تباين التوزيع المتأخر ( lag Variance of )distribution )7( فيستخرج بالطريقة التالية :.V L = λ/(1 λ) 2 إن أوزان المتغيرات المتأخرة يمكن استخراجها من معامل ( 1t Y( وذلك باستخدام المتوالية الهندسية التالية: وان مجموع قيم )Wi( يساوي واحد. Wi=(1 λ) λ i i=0,1,2,3,.. وىكذا يمكن تجنب المشاكل الناجمة من تعدد المتغيرات المتأخرة وبخاصة فيما يتعلق بمشكلة درجات الحرية لعدم إدخال المتغيرات ( )X ti ضمن المعادلة المخمنة, كذلك نتجنب حصول مشكلة التعدد الخطي إلى حد ما وذلك لكون درجة ارتباط ( بدرجة ارتباط ب( t1 Y ( t X( ضعيفة جدا مقارنة. )X ti مع) )X t ( إضافة لما تقدم فان ظهور ( 1t Y( ضمن المتغيرات التفسيرية قد ينطوي على جوانب غير مرغوبة مثل )8( : 1 ظهور مشكلة االرتباط الذاتي )Autocorrelation( بين قيم عنصر الخط أ أ: V t =U t λu t1 2 إن المتغير المتأخر ( 1t Y( غير مستقل عن عنصر الخطأ) )V t. عدم اتساق نتائج التخمين بواسطة طريقة المربعات الصغرى االعتيادية. االرتباط الذاتي. عدم قدرة اختبار )DW( في تحديد وعلى الرغم من احتمال ظهور المشاكل أعاله فانو يمكن تقدير معالم النموذج المبسط الذي يتضمن متغيرا معتمدا متأخرا واحدا مثل : Yt=b o +b1 Yt1+b2 Xt+ Vt بطرق معينة بحيث تضمن عدم تحيز نتائج التخمين.وىذه الطرق تعتمد على مدى وجود حالة االرتباط الذاتي لعناصر من عدمو. )Vt( الحالة األولى :عندما تكون قيم )V( غير مرتبطة ذاتيا. الحالة الثانية :عندما تكون قيم )V( مرتبطة ذاتيا وىذه القيم يتم تحديدىا بالشكل التالي: V t =U t ρu t1 3 الحالة الثالثة :عندما تكون قيم )V( مرتبطة ذاتيا بالشكل العام حيث إن : ξ~ N(0, σ ξ 2 ) Vt= ρvt1 +ξ t : (i j) 3 4 1 2 الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

14.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( 2 كون قيم ( t V( في حالة ارتباط ذاتي. إن نتائج التخمين بواسطة) )OLS ستكون متحيزة في حالة العينات الصغيرة وغير متسقة في حالة العينات الكبيرة لذلك نستخدم طريقة المربعات الصغرى العامة )GLS( أو استخدام طريقة OLS ( ) للنموذج التالي : (Y t ρy t1 ) =b 0 +b 2 X t + V t حيث إن )ρ( ىي معامل ( 1t Y( عند تقدير معالم نموذج كويك. اختيار النمىرج املناسب : يتضح مما تقدم إن لكل من التوزيعين )المون وكويك( عددا من المميزات والمساوئ, وقد يتحتم علينا تطبيق احد ىذين التوزيعين ألسباب تتعلق أما بسلسلة البيانات اإلحصائية المتوفرة أو بالطبيعة الخاصة للعالقة االقتصادية التي تحكم المتغير التابع بالمتغير المستقل وبشكل عام فان توزيع كويك ال يعد األسهل تطبيقا فحسب بل يعطي تفسيرا مباشرا ودقيقا, وقد عرف في بداية )9( استخدامو بنموذج تعديل الخزين ( Stock )adjustment model. والذي يعتمد على استخراج قيمة حجم خزين رأس المال باالعتماد على القيمة الحالية لإلنتاج وجميع القيم السابقة لو وقد يحصل في حاالت معينة عدم مالئمة توزيع كويك بسبب الطبيعة الخاصة لنمط المتغيرات المتأخرة أو المرتدة, ففي حالة االنخفاض التدريجي ألوزان المتغيرات المتأخرة بعد فترة زمنية واحدة أو فترتين أو أكثر, عند ذلك يمكن تخمين أوزان المتغيرات المتأخرة لفترة زمنية واحدة أو فترتين بشكل مباشر وتطبيق توزيع كويك على الفترة التي تنسجم والطبيعة التنازلية لألوزان المفترضة للمتغيرات المتأخرة, أي إن شكل النموذج المعد للتقديركما يلي : Y t =b o X t +(b 1 λ b o ) X t1 +(b 2 λb 1 )X t2 +λy t1 +( U t λu t1 ) وىذه ىي الحالة التي تتضمن متغيرات خارجية وداخلية متأخرة في آن واحد. ومن ميزات استخدام توزيع كويك أيضا إننا ال نفقد أي من درجات الحرية الن جميع المتغيرات المتأخرة اشرنا سابقا. )Y t1 ( t1 )X ممثلة ضمن المتغير ( كما ثانيا :استخذام املتغرياث املتأخرة يف حتليل اجلانب التطبيقي ( ) i ) لغرض التعرف علىكيفية استخدام الذوال االقتصاديت) المتغيرات المتأخرة زمنيا في تفسير سلوك بعض العالقات االقتصادية فقد تم تطبيق كل من توزيعي كويك والمون لتفسير سلوك دوال إجمالي تكوين رأس المال في القطاعين الزراعي والصناعي باالعتماد على النفقات االستثمارية والمتغير المعتمد متأخرا سنة واحدة كمتغيرات تفسيرية.وقد شملت العينة المستخدمة لهذا الغرض البيانات عن إجمالي تكوين رأس المال والنفقات االستثمارية للفترة 1985 1971( (بماليين الدنانير وباألسعار الجارية. ومن الجدير بالذكر إن ىذه المحاولة تهدف إلى توضيح كيفية تطبيق ىذين التوزيعين للمتغيرات المتأخرة والوصول إلى األوزان المخمنة لكل من تلك المتغيرات. 1 تطبيق استخذام تىزيع كىيك : لغرض تهياة البيانات المتعلقة بإجمالي تكوين رأس المال الثابت فقد تم حذف قيمة السنة األولى عند استخدامو كمتغير معتمد وكذلك حذف قيمة السنة األخيرة عند استخدامو )I t ( كمتغير مستقل) 1t I( وكان الشكل المبسط للدالة المقدرةكما يلي :

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 15 حيث إن : إجمالي تكوين رأس المال الثابت )االستثمار( I t =f (J t, I t1 ) )I t (= النفقات االستثمارية )J t ( = إجمالي تكوين رأس المال الثابت متأخرا سنة واحدة (= t1 )I ويتضح من النتائج أعاله إن المتغيرات المستقلة تفسر حوالي ( % 97 (من التغيرات الحاصلة في إجمالي تكوين رأس المال في القطاع الزراعي.كما إن المتغيري ن المستقلين يفسران سلوك المتغير المعتمد بدرجة عالية من المعنوية عند مستوى داللة )%1( إذ بلغت قيمة ( t( الجدولية أ وتم تطبيق طريقة المربعات الصغرى االعتيادية على الشكل المبسط لنموذج كويك التالي :.I t = a (1λ ) J t +λ I t1 + U t فكانت نتائج التقديركما يلي : دالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الزراعي )IR( IRt =4.13 +0.43 JRt +0.55 IRt1 (t) (4.82) (5.95) R 2 =0.97 Ŕ 2 =0.96 DW 1.56 r=0.98 F=235.29 )2.65( ويمكن أن نستدل من نتائج التخمين أعاله على مايلي : ويمثلو معامل ( األثر قريب المدى: )JRt وىو يشير إلى إن زيادة النفقات االستثمارية بمقدار وحدة واحدة تؤدي إلى زيادة إجمالي تكوين رأس المال بمقدار )0.43( وحدة في نفس الفترة الزمنية )خالل نفس السنة مثال(. وبكالم آخر إن )0.43( من النفقات االستثمارية تتحول إلى استثمارات فعلية خالل نفس السنة. األثر بعيد المدى )a( : وىو يشير إلى مجموع التأثيرات الناجمة عن زيادة النفقات االستثمارية بمقدار وحدة واحدة ويستخرجكما يلي : 0.96 a=a(1 λ )/(1 λ )= 0.43/(10.55) متوسط فترة التأخير) lag )Mean : ويشير إلى متوسط طول الفترة التي يستمر فيها تأثير زيادة النفقات االستثمارية بمقدار وحدة واحدة على إجمالي تكوين رأس المال ويستخرج كما يلي أشهر. Mean lag = λ /(1 λ )=0.55/(10.55) =1.2 وىو يساوي خمسة عشر شهرا تقريبا : 1.2x(12)=14.7 15 أي إن متوسط فترة التأخير تساوي سنة وثالثة الوسيط لفترة التأخير :)Median lag( Log (0.5)/log λ=log 0.5 /log(0.55) Median lag = =1.2 تباين فترة التأخير :)Variance lag( Variance lag = λ /(1 λ ) 2 = 0.55/ (10.55) 2 =2.7 أوزان المتغيرات المتأخرة: Wi= (1 λ ) λ i W0=(10.55)(0.55) 0 =0.45 W1=(10.55)(0.55) 1 =0.25 W2=(10.55)(0.55) 2 =0.14 W3=(10.55)(0.55) 3 =0.07 ويتضح من ذلك إن أوزان المتغيرات المتأخرة تأخذ باالنخفاض التدريجي سنة بعد أخرى وفق متوالية ىندسية إال إن أوزان السنتين المتأخرتين األولى والثانية يمثالن )70%( من مجموع األوزان. ويمكن وضع المعادلة اعتمادا على األوزان المستخرجة أعالهكما يلي : IRt =4.13+0.43 JRt +0.45 JRt 1+0.25 JRt2 +0.14 JRt3+0.07JRt4 الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

16.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( وىكذا فقد تمكنا من تقدير أوزان المتغيرات المتأخرة دون تأثر النموذج بمشكلة التعدد الخطي بين المتغيرات التفسيرية,ويمكن توضيح أوزان المتغيرات المتأخرة بيانيا كما يلي: Wi R 2 =0.84 Ŕ 2 =0.81 DW =1.97 r=0.91 ومن نتائج التخمين يالحظ إن المتغيرين ب الشكل ( 2 (:أوزان المتغيرات المتأخرة لدالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الزراعي وفق توزيع كويك المصدر : عمل الباحث باالعتماد على األوزان المقدرة. ويستدل من ذلك إن النفقات االستثمارية ال تتحول كليا إلى استثمارات فعلية في سنة إنفاقها وإنما يتم ذلك خالل عدة سنوات الحقة مع انخفاض حجمها من سنة ألخرى. إن توزيع أوزان المتغيرات المتأخرة لهذه الدالة ينسجم مع طبيعتها االقتصادية الفعلية. دالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الصناعي المستقلين يفسران حوالي )%0.84( من التغيرات الحاصلة في إجمالي تكوين رأس المال في القطاع الصناعي.,كما إنهما يفسران سلوك ىذه الدالة بدرجة عالية من المعنوية وعند مستوى داللة )%5( إذ إن قيمة ( )t الجدولية ىي ( )1.771.وفيما يلي المؤشرات التي يمكن التوصل إليها من خالل المعلمات أعاله: األثر قريب المدى : ويشير إلى إن زيادة النفقات االستثمارية بمقدار وحدة واحدة يؤدي إلى زيادة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الصناعي بمقدار )0.46( وحدة في نفس السنة. :)IQ( IQt =107.05+0.46 JQt +0.31JQt1 (t) (0.3.38) (1.81)

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 17 0.4 x(12) 5 األثر بعيد المدى : a=a(1 λ )/(1 λ )= 0.46/(10.31)=0.07 أي إن مجموع اآلثار الناجمة من زيادة النفقات االستثمارية بمقدار وحدة واحدة سيكون على المدى البعيد )0.7( وحدة. متوسط فترة التأخير : Mean lag = λ /(1 λ )=0.31/(10.31) =0.4 أي يساوي خمسة أشهر تقريبا. الوسيط لفترة التأخير : Median lag= log(0.5) / log (0.31) =0.6 ويساوي سبعة أشهر تقريبا. تباين فترة التأخير : أوزان المتغيرات المتأخرة : Wi= (1 λ ) λ i W0=(10.31)(0.31) 0 =0.69 W1=(10.31)(0.31) 1 =0.21 :W2=(1 0.31)(0.31) 2 =0.07 ويتضح إن أوزان السنتين األولى والثانية )%90( يمثالن من مجموع أوزان أي إن النفقات االستثمارية تتحول إلى استثمارات فعلية خالل ثالث سنوات تقريبا, واعتمادا على األوزان المستخرجة فان دالة إجمالي تكوين رأس المال في القطاع الصناعي تأخذ الشكل التالي : IQt =107.05+0.46 JQt +0.69JQt 1+0.21 JQt2 +0.07JQt3 ويمكن توضيح األوزان المذكورة من خالل الشكل البياني التالي : V L = λ /(1 λ ) 2 = 0.31/ (10.31) 2 =0.65 Wi الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

18.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( القطاع الصناعي ( )JQ الشكل ) 3 (:أوزان المتغيرات المتأخرة لدالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الصناعي وفق توزيع كويك المصدر : عمل الباحث باالعتماد على األوزان استثمارات فعلية وذلك بسبب الطبيعة الخاصة لبعض مشاريع ىذا القطاع وطول الفترة التي المقدرة ويالحظ من ذلك إن النفقات االستثمارية في تتطلبها عملية التنفيذ مثل بناء السدود والمشاريع تتحول إلى استثمارات االروائية وغيرىا. كما يستدل على إن المشاريع فعلية خالل عدة سنوات متعاقبة مع انخفاض التي تنفذ في القطاع الصناعي متوسطة أو صغيرة حجمها من سنة ألخرى وىذا النمط ينسجم مع الحجم بحيث يمكن انجازىا خالل فترة ال تتعدى السنتين أو الثالث. الواقع االقتصادي لالستثمار الصناعي. ولدى إجراء المقارنة بين القطاعين الصناعي ويمكن إيجاز النتائج التي توصلنا إليها من خالل والزراعي نجد إن النفقات االستثمارية في القطاع تطبيق توزع كويك في الجدول التالي : الزراعي تأخذ وقتا أطول لكي تتحول إلى الجدول ) 1 (:نتائج تطبيق توزيع كويك على دالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاعين الزراعي )IQ( والصناعي )IR( sector IRt IQt a(1λ) t 0.43 (4.82) 0.46 (3.38) λ t 0.55 (5.95 0.31 (1.81) *=Short run impact **= Long run impact wo 0.45 0.69 w1 0.25 0.21 w2 0.14 0.07 w3 0.07 Mean lag 1.2 0.4 Median lag 1.2 0.6 Var. 2.7 0.65 R 2 Ŕ 2 0.97 0.96 0.84 0.81 dw 1.56 1.97 * 0.43 0.46 ** 0.96 0.7 المصدر: عمل الباحث اعتمادا على نتائج التقدير. )r+1=3( 2 تطبيق استخذام تىزيع املىن: لغرض تطبيق توزيع المون تم افتراض إن درجة متعدد الحدود ىي ( 2=r( وان عدد المتغيرات المتأخرة ىو )3=s(. وقبل البدء بعملية التخمين تم افتراض مايلي : أوزان المتغيرات المستقلة )b( باالعتماد على متعدد الحدود من الدرجة الثانية : التوليفات الخطية للمتغيرات المتأخرة وعددىا وعلى الشكل التالي : W o =J t +J t1 +J t2 +J t3 W 1 =J t1 +2J t2 +3J t3 W 2 =J t1 +2 2 J t2 +3 2 J t3 ولغرض الحصول على تقديرات مناسبة للنموذج التالي : It=b o J t +b 1 J t1 +b 2 J t2 +b 3 J t3 +Ut حيث إن : النفقات االستثمارية Jt= اجمالي تكوين رأس المال الثابت It= وكان شكل النموذج المقدركما يلي : : It =a o w o +a 1 w 1 +a 2 w 2 +Ut.b o = a o.b1=a o +a 1 + a 2.b2=a o +2a 1 +2 2 a 2.b3=a o +3a 1 +3 2 a 2

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 19 R 2 =0.97 Ŕ 2 =0.97 DW =1.73 r=0.98 F=195.26 وفيما يلي نتائج التخمين باستخدام طريقة المربعات الصغرى االعتيادية لبيانات السلسلة الزمنية) 72 :)1985 أ دالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الزراعي) IRt (: قبل البدء بعملية التخمين تم احتساب مشاىدات المتغيرات )W 0,W 1,W 2 ( يدويا. وبعد تخمين معلمات النموذجكان شكل الدالة المقدرةكما يلي : ويتضح إن نتائج التخمين على درجة عالية من المعنوية,إذ إن المتغيرات المستقلة تفسر حوالي )%97( من التغيرات الحاصلة في إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الزراعي. ويمكن احتساب قيم المعلمات ( على قيم المعلمات )a( كما يلي : b( باالعتماد.b o = a o =0.38.b1=a o +a 1 + a 2 =0.38+0.260.16=0.48.b2=a o +2a 1 +2 2 a 2 =0.38 +2(0.26) 4(0.16) =0.26.b3=a o +3a 1 +3 2 a 2 =0.38 +3(0.26) 9(0.16) = 0.28 وحيث إن قيمة المعلمة )b3( سالبة اإلشارة فذلك IRt =2.65 +0.38 W o +0.26 W 1 0.16 W 2 (t) (2.83) (2.23) (3.92) يشير إلى إن المتغير المتأخر )JRt3( غير معنوي لتفسير سلوك الدالة,ولذلك فإننا نكتفي بالمعلمات )b o,b 1,b 2 ( المقدرةكما يلي : ويكون شكل الدالة IR t = 2.65 +0.38JR t + 0.48 JR t1 +0.26 JR t2 أي إن زيادة النفقات االستثمارية بمقدار وحدة واحدة يؤدي إلى زيادة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الزراعي بمقدار 0.38 وحدة في نفس العام, كما يتم تحويل األجزاء األخرى من النفقات االستثمارية إلى استثمارات فعلية خالل عدد من السنوات الالحقة كما يتضح من المعلمات أعاله. ويمكن توضيح أوزان المتغيرات المتأخرة بموجب الرسم البياني وعلى شكل منحنى تنازليكما يلي : الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

20.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( bi 0 t t1 t2 توزيع المون الشكل ) 4 (:أوزان المتغيرات المتأخرة لدالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الزراعي وفق المصدر: عمل الباحث اعتمادا على نتائج التقدير ب دالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الصناعي )IQ( يتم أوال حساب مشاىدات المتغيرات ( 2 )W o,w 1,W يدويا ثم يتم تخمين معلمات النموذجكما يلي : IQt =108.24 +0.29 W o +0.35 W 1 0.19 W 2 (t) (2.06) (2.57) (4.17) R 2 =0.87 Ŕ 2 =0.83 DW =2.38 r=0.93 F=31.66 )0.05 b( باالعتماد ويتضح من نتائج التخمين إن المتغيرات المستقلة )t( )%0.87 تفسر حوالي ( المال الثابت في القطاع الصناعي ( من إجمالي تكوين رأس اختبار إنها معنوية عند مستوى داللة (,وقد تم استخراج قيم المعلمات (, ويبين على قيم )a( المقدرة وكما يلي : )IQ.b o = a o =0.29.b1=a o +a 1 + a 2 =0.29+0.35 0.19=0.45.b2=a o +2a 1 +2 2 a 2 =0.29 +2(0.35) 4(0.19) =0.23.b3=a o +3a 1 +3 2 a 2 =0.29 +3(0.35) 9(0.19) = 0.37 ( 2 )b o,b 1,b في الدالة األصلية نحصل على : IQ t = 109.24 +0.29JQ t + 0.45 JQ t1 +0.23 JQ t2 وبتعويض قيم المعلمات

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 21 ويتضح من ذلك إن زيادة النفقات االستثمارية بمقدار وحدة واحدة يؤدي إلى زيادة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الصناعي بمقدار ( 0.29( وحدة في نفس العام, كما يتم إضافة أجزاء أخرى إلى إجمالي تكوين رأس المال الثابت في السنوات الالحقة وحسب المعلمات الخاصة بالمتغيرين ( المتغير), أما )JQ t2 و) )JQ t1 ) فهو غير معنوي في تفسير JQ t3 سلوك الدالة الن معلمتو ( 3 b( سالبة اإلشارة. ويمكن توضيح أوزان المتغيرات المتأخرة من خالل الشكل البياني التالي : bi 0 t1 t2 t الشكل ) 5 (:أوزان المتغيرات المتأخرة لدالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الصناعي وفق توزيع المون. المصدر: عمل الباحث اعتمادا على نتائج التخمين والجدول التالي يبين النتائج التي توصلنا إليها من خالل تطبيق توزيع المون. الجدول ) 2 (:نتائج تطبيق توزيع ألمون )Almon( في القطاعين الزراعي )IR( والصناعي) IQ ( Sector IR IQ b o o.38 0.29 b 1 0.48 0.45 b 2 0.26 0.32 R 2 R 2 0.97 0.97 0.87 0.83 DW 1.73 2 r 0.98 0.93 Mean lag 1 0.91 Var. of lag dist. 0.52 0.54 المصدر : عمل الباحث باالعتماد على النتائج المستخرجة آنفا. الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

22.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( 4 مقارنت نتائح تطبيق استخذام تىزيعي كىيك واملىن يف حتليل دوال االستثمار : يمكن مقارنة النتائج التي تم التوصل إليها عند تطبيقكل من توزيعي كويك والمون على دالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاعين الزراعي والصناعي وذلك باالعتماد على بيانات الجدول التالي : الجدول ( 3 (:مقارنة نتائج تطبيق توزيعي كويك والمون على دالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاعين الزراعي ) IR (والصناعي )IQ( b o b 1 b 2 b 3 0.43 0.45 0.25 0.14 0.38 0.48 0.26 0.46 0.69 0.21 0.07 0.29 0.45 0.32 المعلمة \الدالة IR/ Koyck IR/ Almon IQ/ Koyck IQ /Almon المصدر : عمل الباحث اعتمادا على النتائج المستخرجة آنفا. ويتضح من خالل النتائج التي توصلنا إليها من خالل تطبيق توزيع كويك إن حوالي نصف النفقات االستثمارية ( ) في القطاع الزراعي و )%43 )%46( في القطاع الصناعي يتم تحويلها إلى نفقات استثمارية خالل نفس العام, أما المتبقي فيتحول خالل عدد من السنوات الالحقة مع تضائل نسبة التحويل من سنة ألخرى. ولدى المقارنة بين القطاعين الزراعي والصناعي نرى إن غالبية النفقات االستثمارية في القطاع الصناعي تتحول إلى استثمارات فعلية خالل السنتين األولى والثانية إلنفاقها وذلك يتطابق مع طبيعة المشاريع التي تنفذ في ىذا القطاع مقارنة بتلك التي تنفذ في القطاع الزراعي أما النتائج التي توصلنا إليها من خالل تطبيق توزيع المون فتشير إلى إن نسبة ما يتم تحويلو من نفقات استثمارية إلى استثمارات فعلية خالل السنة األولى حوالي الثلث )في القطاع الزراعي %38 وفي القطاع الصناعي %29( وان حوالي ثالثة أرباع المتبقي من ىذه النفقات يتم تحويلو خالل السنتين الالحقتين ولم بتم التوصل إلى المعلمة الخاصة بالسنة المتأخرة الثالثة مما يشير إلى إن المتبقي من النفقات االستثمارية يتحول إلى استثمارات فعلية خالل فترة وجيزة جدا )شهر مثال(. ويمكن توضيح كيفية انسياب أوزان المتغيرات المتأخرة لكل من التوزيعين من خالل الرسمين البيانيين التاليين :

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 23 توزيع كويك توزبع المون الشكل ) 6 (:أوزان المتغيرات المتأخرة لدالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الزراعي) )IR وفق توزيعي كويك والمون المصدر: عمل الباحث اعتمادا على نتائج التخمين توزيع كويك توزبع المون الشكل ( 7 (:أوزان المتغيرات المتأخرة لدالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاع الصناعي) )IQ وفق توزيعيكويك والمون. المصدر: عمل الباحث اعتمادا على نتائج التخمين الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

24.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( 5 االستنتاخاث والتىصياث : 1 مما سبق يمكن التوصل إلى االستنتاجات التالية: من خالل تطبيق توزيعي كويك والمون لقياس أوزان المتغيرات المتأخرة زمنيا لدالة إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاعين الزراعي والصناعي لوحظ سهولة تطبيق طريقة كويك لقياس أوزان المتغيرات المتأخرة زمنيا كونها ال تحتاج إلى وضع أية افتراضات مسبقة أو إجراء عمليات حسابية تسبق عملية التخمين كما ىو الحال عند تطبيق طريقة المون. 2 كما يالحظ من نتائج التخمين إن نسبة النفقات االستثمارية التي تتحول إلى استثمارات فعلية في القطاع الزراعي خالل السنة األولى تبلغ )%43( عند تطبيق توزيع كويك و تطبيق توزيع المون. )%38( 3 عند وان النسبة األخيرة يمكن أن تكون صحيحة في حالة كون غالبية المشاريع المنفذة في ىذا القطاع مشاريع كبيرة وتتطلب لغرض إنشاءىا وتصميمها سنوات عديدة. على الرغم من تقارب أوزان المتغيرات في التوزيعين في حالة القطاع الزراعي إال إن الحجم الفعلي للنفقات االستثمارية التي تتحول إلى استثمارات فعلية قي السنتين الالحقتين سيكون اكبر في حالة توزيع المون. 4 في حالة القطاع الصناعي يالحظ انخفاض نسبة النفقات االستثمارية التي تتحول إلى استثمارات فعلية خالل السنة األولى عند تطبيق توزيع المون مقارنة بتوزبع كويك ( %29 و )%46 على التوالي.ومن البديهي ارتفاع حجم النفقات االستثمارية خالل السنة األولى لعمر المشاريع وبخاصة في حقل الصناعات الخفيفة مثل شراء األراضي والعقارات ووسائط النقل والمعدات إضافة إلى التكاليف المتعلقة بالبناء واإلنشاء. يالحظ أن توزيع كويك يعطي أىميةكبيرة للسنة المتأخرة األولى في القطاع الصناعي مقارنة بتوزيع المون )%69 و %45( على التوالي, وذلك يشير إلى سرعة انجاز المشاريع وذلك ينسجم مع واقع فترة السبعينات وما تضمنتو من خطط تنموية طموحة سميت بخطط التنمية االنفجارية إضافة إلى ما شهده القطاع الخاص من نهضة خالل تلك الفترة. 6 يمكن مالحظة تقارب القوة التفسيرية لكال التوزيعين إذ بلغت قيمة ( الزراعي فيكال التوزيعين ( )R 2 للقطاع الصناعي فقد بلغت ( %97 في حالة القطاع ),أما بالنسبة )%87 7 في حالة توزيع المون و )%84( في حالة توزيع كويك. ومن النتائج المهمة لتطبيق ىذين التوزيعين إمكانية حساب متوسط فترة التأخير وتباين فترة التأخير وذلك لغرض قياس متوسط طول الدورة االستثمارية وأطول مدة تستغرقها االستثمارات في عملية التنفيذ. 8 إن النتائج التي ترافق تطبيق ىذه التوزيعات يمكن االستفادة منها في إجراء المقارنات والمفاضلة بين المشاريع أو الصناعات أو القطاعات المختلفة,لذا نوصي باعتماد فكرة التوزيعات المتأخرة في إعداد دراسات الجدوى االقتصادية للمشاريع قيد اإلنشاء. 9 نظرا ألىمية عامل الزمن في تفسير سلوك الدوال المختلفة لذا نوصي بتطوير الدراسات والبحوث التي تعتمد المتغيرات المتأخرة في تفسير سلوك الدوال االقتصادية المختلفة وباألخص دوال االستثمار واالستهالك والطلب على السلع المعمرة وغيرىا.

استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون(.. 25 املالحق اإلحصائيت 1 بيانات القطاع الزراعي T 1971 1972 1973 IR 28.9 31.3 33.9 Wo 109.3 130.5 W1 170.2 244.3 W2 353.4 598.7 JR 49.3 29.3 37.8 IR t1 22.9 28.9 31.3 1974 47.8 194.5 241.6 493.0 78.1 33.9 1975 81.6 245.1 369.5 752.5 99.9 47.8 1976 131.1 390.2 608.5 1276.9 174.4 81.6 1977 175.6 596.2 892.3 1840.5 243.8 131.1 1978 213.3 906.7 1399.4 2933.4 388.6 175.6 1979 315.8 1228.4 1930.2 4170.2 421.6 213.3 1980 452.0 1554.6 2509.6 5684.4 500.6 315.8 1981 549.4 1942.7 2897.9 6428.7 631.9 452.0 1982 607.2 2259.9 3471.4 7738.8 705.8 549.4 1983 507.5 2374.7 3843.7 9046.7 536.4 607.2 1984 505.7 2382.2 3698.3 9005.9 508.1 507.5 1985 483.2 2097.7 2972.8 7207.4 347.4 505.7 2 بيانات القطاع الصناعي: T IQ Wo W1 W2 JQ IQ t1 1971 53.8 35.90 50.00 1972 63.5 98.2 159.1 355.7 22.2 53.8 1973 99.8 145.5 220.2 478.2 66.3 63.5 1974 203.3 308.5 385.1 649.1 184.1 99.8 1975 1976 329.1 405.1 571.8 1046.7 868.1 1649.6 1632.3 3350.8 299.2 497.1 203.3 329.1 1977 484.3 1585.3 2498.5 5286.1 604.9 405.1 1978 510.1 2037.5 3339.2 7529.8 636.3 484.5 1979 748.6 2396.8 3747.6 8647.8 658.5 510.1 1980 659.6 2590.9 3918.9 9051.9 691.2 148.6 1981 872.6 3240.2 4613.9 9945.5 1254.2 659.6 1982 977.9 3811.5 5791.4 12445.2 1207.6 872.6 1983 758.1 3998.5 7025.1 16963.7 845.5 977.9 1984 427.7 3791.5 5799.8 14734.6 484.2 758.1 1985 604.1 2765.2 3734.6 9774.2 287.9 427.7 الغري للعلوم االقتصادية واإلدارية

26.استخدام المتغي ارت المتأخرة زمنيا في تحميل دوال االستثمار )مع تطبيق قياسي وفق توزيعي كويك والمون( 8 للمزيد من التفاصيل حولكيفية برهنة هذه اجلوانب, انظر : Koutsoyiannis., A., op. cit.,pp. 296 98. 9 Intriligator, m.d., Econometrics Models Techniques &Applications,North Holland Publishing co.,1978,p.183. 10 وزارة التخطيط هيئة التخطيط الصناعيتقديرات إمجايل المصدر لبيانات الجدولين أعاله: 10 البيانات الخاصة بإجمالي تكوين رأس وزارة )IQ,IR المال الثابت ( مصدرىا التخطيط ىيئة التخطيط الصناعيتقديرات إجمالي تكوين رأس المال الثابت للسنوا ت )1988,1986 1957( 11 البيانات الخاصة بالنفقات االستثمارية )JQ,JR( مصدرىا,وزارة التخطيط,دائرة الحسابات القومية. األعمدة ( )Wo,W1,W2 استخرجت بياناتها من قبل الباحث وان طريقة االستخراج موضحة ضمن البحث. العمودين ) IQt1,Irt1 (يمثالن إجمالي تكوين رأس المال الثابت في القطاعين الزراعي والصناعي متأخرة سنة واحدة. املصادر تكوين رأس املال الثابت للسنوات )19861957(,1988. 11 وزارة التخطيط دائرة احلسابات القومية,التقرير السنوي لسنوات متفرقة. 12 Wallis,K.F.,Topics in Applied Econometrics, Gray Mills Publishing LTD.,1973. البحث أنجز في فترة سابقة وقد تعذر نشره في حينها. i 1 Kuh E.&Schmalensee R.S.,An Introduction to Applied Macroeconomics,North Holland Publishing.Co,1973,p.15 2 Pyndyck,R.S.,&Rubinfeld,D.L.,Econometric Models and Economic Forecasts,McGraw Hill,Inc.,1976,pp. 220 25. 3 ملزيد من التفاصيل حول الطرق األخرى لتوزيعات أوزان املتغريات املتأخرة انظر: Koutsoyiannis, A., Theory Of Econometrics, The pitman press, Bath 1973,pp. 287 88. 4 Almon, S., The distributed lag between capital appropriations and expenditures,econometrica,vol.33, 1965,pp. 178 96. 4 انظر باللغة البولونية : Juszczak w. prymaka K., Wykorzystanie modeli rozlozonych opoznieniach do opisu przebiegu cyklu inwestycyjnego, studia prawno Economiczne,Vol,22.1979,Polska. 6 Koyck,L.D,.Distributed Lags And Investment Analysis, North Holland publics hing co.,1954. 7 Kuh E.,&schmalensee, R., op. cit.,p.24.