وذلك اختبار ا ثر مزاحمة الا نفاق الحكومي للا ستثمار الخاص حسن بن بلقاسم غصان في الاقتصاد السعودي عبر المعاينة المعادة ملخص حسن بن رفدان الهجهوج يهدف هذا البحث ا لى دراسة طبيعة العلاقة بين الا نفاق الحكومي والاستثمار الخاص في قطاعات الاقتصاد السعودي غير النفطية عبر اختبار اثر المزاحمة خلال ما يقرب من الا ربعة عقود الا خيرة وتحديدا عبر استعمال تقنية المعاينة المعادة.Boosrapping قبل التوصل ا لى النموذج الا مثل تم توظيف تحويل Box-Cox مع استخدام عدة صيغ ا حصاي ية-رياضية منها اختبار التكامل-المشترك والسببية واختبار الترجيح الا عظم الارتدادي. ا وضحت نتاي ج البحث ا ن مبدا المزاحمة ينطبق في الاقتصاد السعودي من خلال مزاحمة الا نفاق الاستثماري على مو سسات الا نتاج الحكومية لاستثمارات مو سسات القطاع الخاص بينما الا نفاق الحكومي على البنية التحتية يعتبر عاملا محفزا لزيادة مستوى الاستثمارات الخاصة. وبالتالي اتضح ا ن عامل التحفيز يفوق ا ثر المزاحمة. وللتا كد من قيم هذه المرونات ا جرينا الا ستنساخ الا حصاي ي عبر ا عادة شريط العينات العشواي ية الناتجة عن التقدير با سلوب الترجيح الا عظم- بطريقة عشواي ية ا مكن من ا قرار النمذجة المختارة وكذلك النتاي ج المنبثقة عنها وذلك بربط قيم الا حصاي ية LR بشكل كبير بالعينة الا ساسية. ترتيب : JEL C, C83, E, H54 الكلمات الا ساسية: المزاحمة الا ستثمار الخاص الا ستثمار الحكومي تحويل Boosrapping Box-Cox المملكة السعودية. جدول مقدمة منهجية المعاينة المعادة في ا طار نموذج الانحدار عملية المعاينة المعادة 3 الخاتمة 7 المراجع 8 الملحق 9 جدول 5: اختبار التكامل المشترك 9 جدول 6: اختبار لا ثبات 9 جدول 7: اختبار السببية 0 جدول 8: معادلات الترجيح الا عظم (006-968) 0 9: مو شرات عامة حول الاقتصاد السعودي 0 3 4 5 6 ا ستاذ مو هل كلية العلوم القانونية والاقتصادية والاجتماعية شعبة العلوم الا قتصادية مجموعة الدراسة والبحث في القياس الاقتصادي "قسبجد" GRECO فاس المغرب. وا ستاذ مشارك بقسم الاقتصاد كلية العلوم الا دارية بجامعة الملك فيصل المملكة العربية السعودية. البريد الا لكتروني: h_ghassan@yahoo.fr ا ستاذ مشارك بقسم الاقتصاد كلية العلوم الا دارية جامعة الملك فيصل المملكة العربية السعودية. البريد الا لكتروني: hhassan95@yahoo.com
مقدمة اختلفت المدارس الاقتصادية في تحديد العلاقة بين الا نفاق الحكومي والاستثمار الخاص وتا ثير هذه العلاقة على معدل نمو استثمارات القطاع الخاص. حيث ترى المدرسة التقليدية وجود مزاحمة بين الا نفاق الحكومي والجهود الاستثمارية للقطاع الخاص بسبب مزاحمة القطاع الحكومي للقطاع الخاص على الموارد المالية المتاحة في السوق المحلي (انظر دراسة Aubyn, 008 Afonso & ودراسة Khan, 984 Blejer & ودراسة.(Buier, 977 بينما ترى المدرسة الحديثة ا ن ا نفاق القطاع الحكومي يساعد على نمو استثمارات القطاع الخاص وبالتالي يزيد من معدل النمو الاقتصادي (انظر دراسة Marinez, 005 ودراسة Voss, 00 ودراسة Barro, 990 ودراسة.(Aschauer, 989 يتضح من خلال هذه الا دبيات ا ن العلاقة بين الا نفاق الحكومي والاستثمار الخاص لا تحظى بالا جماع وا نها تختلف من اقتصاد ا لى دولة ا خرى ومازالت تتباين نتاي ج هذه العلاقة في العديد من الدراسات الاقتصادية. لقد تم التطرق بالتفصيل في بحث سابق لمعرفة العلاقة بين الا نفاق الحكومي والاستثمار الخاص وذل ك م ن خ لال تحديد نموذج لدالة الاستثمار الخاص في المملكة العربية السعودية. لقد ت م تطبي ق بع ض ال صيغ الرياض ية وتحدي دا تحوي ل Box-Cox لنحصل على النموذج الا مثل وآذلك للحصول على نتاي ج تلك العلاقة استعملنا عدة اختبارات من أهمها التكام ل المشترك والسببية والترجيح الا عظم الارتدادي (انظر الملحق). (Boosrap) للوثوق يهدف هذا البحث ا لى توظيف منهجية المعاينة المعادة من ا ختبار ا ثر مزاحمة ا و ا ثر تحفيز الاستثمار الحكومي للاستثمار الخاص في الاقتصاد السعودي والذي تم استخدامه في بحث سابق. حيث يعتبر 003). لذا تم ا سلوب المعاينة المعادة ا حد الطرق الا حصاي ية المتبعة للتا كد من دقة نتاي ج النماذج القياسية (غصان تطبيق هذه الطريقة على دالة الاستثمار الخاص في المملكة من خلال ا عادة منهجية توزيع العينة Disribuion) (Re-sampling وبالتالي ا عادة تقدير العوامل بمي ات ا و با لاف ا و بعشرات ا لاف المرات بشكل ارتدادي وذلك بهدف التا كد من الحصول على نتاي ج موثوق بها من تقديرات دالة الاستثمار الخاص. وباستعمال المعاينة المعادة نسعى لتقدير مرونات المدى البعيد لطلب الا ستثمار الخاص بالنسبة ا لى نفقات البنية الا ساسية ونفقات الا ستثمار الا نتاجي وكذلك بما يتعلق بمتغيرات تفسيرية ا خرى اقتصادية ومالية. وبالتالي نستطيع الوثوق من ا شارات وقيم ا ثر المزاحمة عبر الا ستنساخ الا حصاي ي لمتغيرة الاستثمار الخاص. منهجية المعاينة المعادة في ا طار نموذج الانحدار حتى لا يكون هناك فرق بين الزخم الا ول ا ي التوقع الرياضي لتوزيع العينة المعادة والتوزيع التقاربي لا يمكن ا ن نستعمل البواقي الا صلية في ا طار دالة التوزيع التجريبي F التي غالبا ما تكون غير معلومة والمعروفة برمز( EDF ) -Empirical Disribuion Funcion بل يجب تركيزها لكي نصل ا لى توقع رياضي يساوي الصفر. كما يمكن تحسين التوزيع التجريبي عبر الزخم الثاني ا ي التباين وذلك عن طريق البواقي المعيارية بالا عادة و ا يضا الموحدة بالا عادة حتى يكون تباين دالة العينة المعادة مقدر لتباين ا خطاء النموذج بدون تحيز ما ا مكن ذلك. في كثير من الحالات نجد ا ن المعاملات المقدرة تحت فرضية العدم تكون مستقلة حسب خط تقاربي عن الا حصاي يات التي تختبر. فقد برهن على هذا المقترح (987 MacKinnon, و (Davidson با نه صحيح خاصة بالنسبة للاختبارات المعتمدة على مقدر غصان حسن والهجهوج حسن "ما هي طبيعة العلاقة بين الانفاق الحكومي والاستثمار الخاص في الاقتصاد السعودي " تحت النشر 008. لا همية المعاينة المعادة انظر دراسات 993) Tibshirani, 985, (Efron & و( 993 Duval, (Mooney & و( 000.(Flachaire,
الترجيح الا عظم كما هو الشا ن بالنسبة لتطبيقات هذه الدراسة-. كذلك يجب ا ن تكون ا حصاي ية الاختبار غير مستقلة حسب خط تقاربي فقط عن مقدرات النموذج بل يجب ا ن تكون ا يضا مستقلة عن دالة توزيع المعاينة المعادة. ˆF ا و ما يسمى بالمعاينة المعادة بدون معامل ونحصل بالتالي على تقدير متقارب لتوزيع الا خطاء العشواي ية (000 Davidson, و.(MacKinon وانطلاقا من هذا التوزيع يتم ا جراء توليد بيانات المعاينة المعادة ونقوم في ا طار هذه الدالة بعملية الفرز بشكل عشواي ي. ا ذا كان كل ا جراء توليد بيانات يمتاز بنفس قانون التوزيع للا خطاء وا ذا كان قانون المعاينة المعادة قد تم تقريبه بالتشبهات عندها تتعادل اختبارات المعاينة المعادة مع اختبارات.Mone Carlo ا ذا ما اعتبرنا نموذج الانحدار الخطي مع ا خطاء عشواي ية مستقلة وموزعة بشكل مماثل ا ي Idenically and Independenly Disribued (IID) فا ن تباين البواقي يتجه ا لى بخس في تقدير تباين الا خطاء العشواي ية للمجتمع الا حصاي ي الا م, وذلك لا ن : E( uˆ' uˆ) = ( T k) σ حيث k هي عدد المنحدرات بدون الثابتة. وفي ا طار العينات يمكن تصحيح هذا التحيز بضرب البواقي المركزة حسب القاعدة الا ولى التالية : () T uˆ = uˆ T k ونحصل ا ذا على البواقي المعيارية المعادة. يمكن ا يضا تصحيح التحيز باستعمال التباين التالي: = X ( X' X ) h X' حيث E ( uˆ ) = ( h ) σ ونحصل ا ذا على البواقي المعيارية المعادة والمركزة حسب القاعدة الثانية التالية : [.] () [.] uˆ = uˆ uˆ s h T T s= h s û لا ن البواقي لا تمتاز بنفس التباين وفيها تغاير اصطناعي. ولهذا فا ن البواقي المعيارية المعادة تمتاز كلها بنفس التباين ويتم ا عادة تركيزها. نشير ا لى ا ن التصحيحين تم توظيفها في المعاينة المعادة ويبدو جليا ا ن التصحيح الثاني هو الا فضل لا نه يعطي نتاي ج مرضية ا حصاي يا. 3 عملية المعاينة المعادة ا ن مشاهدة ومعالجة قاعدة البيانات حول متغيرات الاستثمار الحكومي والخاص صعبة المنال وخاصة عند تقسيم الا ستثمار الكلي ا لى ثلاثة مكونات: الا ستثمار الخاص والنفقات الحكومية الاستثمارية بما فيها النفقات على البنية الا ساسية ونفقات الا ستثمار الحكومي على المشاريع الا نتاجية. انطلاقا من المصادر المعتمدة للبيانات الا حصاي ية: مصلحة الا حصاءات العامة والمعلومات - وزارة الا قتصاد والتخطيط ثم مو سسة النقد العربي السعودي- التقرير السنوي (007 43 الرياض) تمت بلورة مختلف المتغيرات السنوية من 968 ا لى 006 ا ي 39 مشاهدة. عندما نجري بشكل عشواي ي عمليات توليد البيانات ا ي (DGP) Dynamic Generaor Processes انطلاقا من العينة ا و السلسلة الزمنية الا صلية يمكننا تقوية ا و تضعيف جوازية اختبار الا حصاي ية (Likelihood Raio) LR بالخصوص وكذلك اختبار الا حصاي ية T. وبتكرير عدة ا عداد مختلفة عبر منهجية ا عادة المعاينة بشكل ارتدادي بمي ات 3
ا و با لاف ا و بعشرات ا لاف المرات يمكننا ا عادة تقدير معاملات المعادلات الثلاثة (الملحق, جدول 8) من الصياغة [.6] (الملحق) والتي تعتبر المعادلة النظرية العامة للا ستثمار. وانطلاقا من هذه التقنية يمكننا تضعيف ا و تقوية نتاي ج الانحدارات السابقة (الملحق جدول 8). غالبا ما يكون تباين المقدرات باطلا وذلك لا ن الحسابات الا حصاي ية تفترض التوزيع الطبيعي للبواقي. ومع وجود عدد قليل من نقط العينة يصير من المناسب استعمال تقنية ا عادة المعاينة ا ي ما يسمى (Boosrap) لكي نحدد باستعمال القاعدة الا ولى ثم الثانية- قيما للا حصاي ية LR تكون ا كثر ارتباطا بالعينة منه ا لى المميزات التقاربية لقانون الا عداد الكبيرة التي تفترض التوزيع الطبيعي للا خطاء العشواي ية. المبدا العام يقتضي ا جراء سحب عشواي ي لمرات كثيرة وبا عداد كبيرة من التوزيع التجريبي للبواقي ε IPR ويكون سحب كل باقي عشواي ي باحتمال 39 من بين عناصر موجه البواقي التجريبية. بهذه المنهجية نا مل في الحصول على توزيع عشواي ي للبواقي يكون جد مشابه للتوزيع الواقعي لمجتمع الا خطاء. ε IPR تجدر الا شارة ا لى ا همية ا جراء ا ختبار معين لمعرفة ما ا ذا كانت سلسلة البواقي لها عناصر مستقلة فيما بينها حتى تصح عمليات توليد البيانات وا جراء تقنية ا عادة المعاينة. وعندي ذ يمكن سحب كل باقي عشواي ي باحتمال 39 من بين عناصر موجه البواقي التجريبية. لقد تم ا خضاع هذه البواقي لا ختبار Breusch-Godfrey الذي يختبر الا ستقلال (فرضية العدم) ضد عدم-الا ستقلال (فرضية البديل) بين عناصر موجه البواقي. وتبين نتاي ج هذا الا ختبار قبول فرضية العدم ا ي الا ستقلال بين عناصر موجه البواقي وبذلك يصح توظيف منهجية ا عادة المعاينة بالشكل الذي تم عرضه. كما ا جري ا ختبار تجانس البواقي ضد تغايرها عبر ا ختبار مضاعف Lagrange والذي مكننا من قبول فرضية التجانس بين البواقي. بشكل تطبيقي نضع تكوين عشواي ي جديد بتقنية Boosrap للمتغيرة الداخلية المنشا ا ي للا ستثمار الحقيقي الخاص وذلك بعد ا عادة تقييمها باستعمال المعاملات المقدرة سابقا بطريقة الترجيح الا عظم وفي نفس الوقت با رفاقها ا يضا بالبواقي التي تمت صياغتها عشواي يا عبر.Boosrap باستعمال برنامج TSP-Inernaional نقوم بعمليات الحساب بشكل ا رتدادي فنحصل على قيم جديدة للا ستثمار الحقيقي الخاص لكل عام في العينة وبهذا نحصل على معاملات جديدة للمعادلات الثلاثة في الصياغة [.6] وبالتالي نحصل على قيم جديدة لمعدلات الترجيح. نعيد هذا الا جراء B مرة ونعرض فيما يلي عدة نتاي ج الا رتداد في الجدول والجدول : جدول : شريط ا عادة العينة لمعدل الترجيح (بواقي مركزة وموحدة بالا عادة باستعمال القاعدة الا ولى [.]) LogL_Formula_resc B=50 B=00 B=300 B=500 B=000 B=3000 B=5000 lambda=0.39 3.45 7.43 35. 4.06 3.0 9.54 lambda= -38.60-38.5-378.40-376.7-383.94-383.3-383.07 lambda=0.35-4.55-9.70 -.50-5.06 -.7-06.95-4.73 LR_ -7.88-304.30-79.86-300.35-50.65-76.30-88.55 LR_ 536.09 55. 53.80 5.4 545.34 55.56 536.66 جدول : شريط ا عادة العينة لمعدل الترجيح (بواقي مركزة وموحدة بالا عادة باستعمال القاعدة الثانية [.]) LogL_Formula_resc B=50 B=00 B=300 B=500 B=000 B=3000 B=5000 lambda=0 0. 30.3 5.9 8.8 8.8.9 3.9 lambda= -376.9-388. -379.6-375.7-385.6-376.9-378.8 lambda=0.35-5.8 -.0-9.4-5. -0.9-08.8-6.0 LR_ -7.0-304.7-70.6-68.0-59.3-63.3-59.7 LR_ 5. 53.3 50.3 5.0 549.4 536. 55.7 4
ا ن مختلف نتاي ج شريط ا عادة العينة يعزز الا ستخلاصات التي استنتجت من مختلف النماذج المقدرة بطريقة الترجيح الا عظم. وبهذا تكون الصيغة النموذجية الا كثر تلاي ما فعليا هي التي تعتبر المتغيرات اللوغارتمية لا نها مو كدة انطلاقا من تحويل Box-Cox وبحساب الا حصاي ية LR بدون ا عادة شريط العينة ا و مع ا عادة شريط العينة عشواي يا خاصة باستعمال البواقي المركزة والموحدة بالا عادة وهذا ما يو كده الرسم البياني (.3) التالي حول تشبهات الا ستثمار الخاص بالمعاينة المعادة با سلوب الترجيح الا عظم: 3.0 Simulaions of LIEPR by boosraping he maximum Likelihood.0.0 0.0 9.0 8.0 LIPR LIPRF Y0_fi_5000 Y0_fi_3000 Y0_fi_000 Y0_fi_500 7.0 969 970 97 97 973 974 975 976 977 978 979 980 98 98 983 984 985 986 987 988 989 990 99 99 993 994 995 996 997 998 999 000 00 00 003 004 005 006 40000.0 Simulaions of IEPR by boosraping he maximum Likelihood 0000.0 00000.0 80000.0 60000.0 40000.0 0000.0 IPR IPRF Y_fi_5000 Y_fi_3000 Y_fi_000 Y_fi_500 0.0 969 970 97 97 973 974 975 976 977 978 979 980 98 98 983 984 985 986 987 988 989 990 99 99 993 994 995 996 997 998 999 000 00 00 003 004 005 006 80 Simulaions of IEPR_0.35 by boosraping he maximum Likelihood 60 40 0 00 80 60 40 ipr35 ipr35f y35_fi_5000 y35_fi_3000 y35_fi_000 y35_fi_500 0 969 970 97 97 973 974 975 976 977 978 979 980 98 98 983 984 985 986 987 988 989 990 99 99 993 994 995 996 997 998 999 000 00 00 003 004 005 006.3 الرسم البياني: تشبهات الا ستثمار الخاص بالمعاينة المعادة لا سلوب الترجيح الا عظم 5
لا ا عبر تطبيق القاعدة الا ولى والثانية ا ي [.] و[. ] والتي تتجلى نتاي جها (ذات المعنوية الا حصاي ية جد-المقبولة) في الجداول 3 و 4 وبعد ا جراء عدة اختبارات للعينة (5000,0=B),500,000,3000 نحصل على معاملات جديدة لدالة الاستثمار الخاص في المملكة العربية السعودية. يتضح جليا ا ن الا نفاق الحكومي على المشاريع الا نتاجية (IPU) يزاحم نشاط الاستثمار الخاص بينما نلاحظ ا ن الا نفاق على البنية الا ساسية (IBG) يعتبر عاملا مساعدا ومحفزا لا نشطة القطاع الخاص الاستثمارية. ا ن الا شارة السالبة لنتيجة ا ثر الا نفاق الحكومي على استثمار القطاع الخاص دلالة على مزاحمة القطاع الحكومي لا ستثمارات القطاع الخاص بينما تشير الا شارة الموجبة كما هو واضح في الحكومي على البنية الا ساسية ا لى تحفيز القطاع الخاص لضخ مزيد من استثماراته في الاقتصاد المحلي. الا نفاق ا ثر نستنتج ا يضا من هذا التحليل ا ن مستوى مزاحمة القطاع الحكومي للقطاع الخاص من خلال الاستثمار الحكومي في المشاريع الا نتاجية ا كبر من تحفيز القطاع الحكومي للقطاع الخاص من خلال استثمار الحكومة في مشاريع البنية التحتية والتي يشير ا ليها مستوى المرونات في الجدول 3 والجدول 4. كما تشير النتاي ج ا لى بروز ا ثر المعجل (Acceleraor) من خلال الا ثر يجابي للناتج المحلي الا جمالي (GDP) الحالي والمسبق على استثمارات القطاع الخاص. ا يضا يتضح من خلال تلك النتاي ج مدى مساهمة القطاع النقدي (CRE) الا يجابية في دعم وتحفيز نشاط القطاع الخاص في المملكة. جدول 3: مرونات المدى البعيد للا ستثمار الخاص تجاه المتغيرات (بواقي مركزة وموحدة بالا عادة باستعمال القاعدة الا ولى [.]) Variables X GDP IPU IBG CRE Elasiciy of IPR o X, B=0.760-0.7 0.48 0.83 Elasiciy of IPR o X, B=500.765-0.69 0.4 0.8 Elasiciy of IPR o X, B=000.766-0.74 0.48 0.83 Elasiciy of IPR o X, B=3000.759-0.7 0.48 0.83 Elasiciy of IPR o X, B=5000.760-0.7 0.49 0.8 جدول 4: مرونات المدى البعيد للا ستثمار الخاص تجاه المتغيرات (بواقي مركزة وموحدة بالا عادة باستعمال القاعدة الثانية [.]) Variables X GDP IPU IBG CRE Elasiciy of IPR o X, B=0.760-0.7 0.48 0.83 Elasiciy of IPR o X, B=500.76-0.7 0.47 0.8 Elasiciy of IPR o X, B=000.774-0.78 0.5 0.78 Elasiciy of IPR o X, B=3000.760-0.7 0.47 0.83 Elasiciy of IPR o X, B=5000.753-0.69 0.47 0.85 ا ن سعي الحكومة ا لى بلورة خطط تنمية تركز على نمو الناتج المحلي غير-النفطي ا فرز مسارات اقتصادية ومالية تساعد بشكل متزايد على ا دوار ومهام موسعة للقطاع الخاص الوطني والا جنبي. وفي نفس الوقت تقلص دور القطاع العام تدريجيا في عدة مجالات المالية منها والاقتصادية بما فيها الاستثمارات على البنية التحتية والتي لم تعد حكرا على القطاع الحكومي خاصة في قطاعات التعليم والصحة والمواني وبعض خدمات المياه. فالتحول الحاصل مرتبط ا ساسا بالظرفية الا قتصادية والمالية بحيث ا ن الصدمة الا يجابية في حجم التصدير خصوصا خلال عامي 98-980 غيرت من مسارات مختلف المتغيرات في الاقتصاد السعودي. في ا طار تحليل العلاقة بين الا نفاق الحكومي والاستثمار الخاص على الاقتصاد السعودي ا شارت دراسة (995 (Lonney عبر اعتمادها الحصري على اختبار السببية بمفهوم Granger ا ن الاستثمار الحكومي في البنية الا ساسية للاقتصاد ليس له ا ي تا ثير في تحفيز استثمارات القطاع الخاص بل ا ن القطاع الخاص يصبح ا كثر استجابة 6
عندما يحصل على ا عانات وحوافز مباشرة من طرف الحكومة. في حين توصلت دراسة (الجراح والمحيميد 997) ا نه كنتيجة لمحاولات الحكومة السعودية ترشيد الانفاق الحكومي لتقليص العجز المتزايد في الميزانية كان لابد ا ن يكون هناك ا حلال عن هذا الترشيد من ا جل تنشيط النمو الاقتصادي المحلي. وخلصت هذه الدراسة ا لى ا ن مبدا المزاحمة ينطبق على حالة الاقتصاد السعودي حيث ا ن الزيادة في الا نفاق الحكومي على المشروعات الا نتاجية يقلل من الاستثمارات المتاحة للقطاع الخاص. تبرهن النتاي ج ا يضا على ا ن جهود الا ستثمار ترتبط بشكل حاسم بالحالة العامة للاقتصاد وخصوصا بالقدرات الشراي ية الحقيقية للمستهلكين لمختلف البضاي ع المتوفرة. كما ا ن السياسة النقدية والنظام المالي التابع لها تلعب دورا ا يجابيا يعجل الا ستثمار الخاص. وتشير القيمة النسبية لمرونة الاستثمار اتجاه القروض للاقتصاد ا لى ضرورة بلورة الا سواق المالية المنظمة والمتطورة ا ضافة ا لى ابتكار ا دوات مالية جديدة تتيح مزيدا من السيولة للمستثمرين. لقد ا دت برامج تطوير الا قتصاد ا لى تحقيق تنمية عدة قطاعات خصوصا النفط والمعادن والزراعة وصناعات التغذية والصناعات التحويلية وذلك وفقا لخطط ولا ستراتيجيات الدولة. ولقد تم تنظيم هذه المو سسات عبر عدة صيغ مختلفة مثل المو سسات الحكومية كشركة ARAMCO للنفط وشركة معادن للمعادن والشركات الحكومية وشبه الحكومية الا خرى مثل شركة سابك وشركة الكهرباء. مع وجود هيكل سكاني تغلب عليها نسبة الشباب وبالتالي مع تزايد حاجات الطلب الا جتماعي -من تعليم وصحة وسكن ومداخيل ا ساسية دنيا- لم يعد في وسع الميزانيات الحكومية المركزية من المحافظة على معدل نمو النفقات بما يواكب الزيادة في الطلب على هذه الخدمات. اعتبارا لا همية نفقات الصرف الحكومي التي تحد من قدرة القطاع العام على استيعاب عرض العمل للقدرات البشرية المتنوعة فا ن النفقات الحكومية لم تتجه بشكل اختياري ا لى الا ستثمار. ولا كثر من سبب تسعى السياسة الا قتصادية الجديدة للدولة ا لى تحفيز القطاع الخاص الذي يسعى بشكل ري يس ا لى تعظيم عواي ده على الرا سمال المستثمر- ولتا هيله لكي يستوعب الزيادة في القوى العاملة على وجه الخصوص المو هلة وا يجاد مصادر جديدة للثروة غير-البترولية وبالتالي تحقيق هدف تنويع مصادر الدخل للدولة والوصول الى تنمية ا قتصادية مستدامة (غصان والهجهوج 008). 4 الخاتمة هدف هذا البحث الري يس هو فحص دقة النتاي ج المتحصل عليها من اختبار دالة الاستثمار الخاص في المملكة العربية السعودية في دراسة سابقة (غصان والهجهوج 008). ولقد هدف هذا البحث الا خير ا لى فحص العلاقة بين الا نفاق الاستثماري الحكومي بشقيه (على المشاريع الا نتاجية وعلى البنية الا ساسية) ومدى مزاحمته للا ستثمار الخاص وذلك من خلال تحديد نموذج الطلب الاستثماري باستعمال تحويل.Box-Cox بعد عدة اختبارات والوصول ا لى النموذج المناسب تم تطبيق اختبار المعاينة المعادة (Boosrap) للتا كد من مدى قوة العوامل المقدرة في النموذج القياسي من خلال ا جراء عدة اختبارات للعينة. ا وضحت نتاي ج جميع اختبارات العينة ا ن مبدا المزاحمة ينطبق في الاقتصاد السعودي عن طريق مزاحمة استثمارات مو سسات القطاع الحكومي الا نتاجية لاستثمارات القطاع الخاص. بينما ا ظهرت ا ن استثمار القطاع الحكومي على البنية الا ساسية ونمو الناتج المحلي الا جمالي والعرض النقدي عناصر محفزة وايجابية لاستثمارات القطاع الخاص. كما ا ن ا عادة شريط العينات العشواي ية ا كدت على ا ن الا ثر الا جمالي لنفقات الا ستثمار الحكومي سالب مما يدل على ا ن ا ثر المزاحمة يغلب ا ثر التحفيز لاستثمارات القطاع الخاص. ولذلك نعتقد ا ن القطاع الخاص ما زال يحتاج ا لى مزيد من التحفيز والدعم الاقتصادي والمالي. 7
5 المراجع الجراح محمد بن عبد االله والمحيميد ا حمد بن عبد الكريم (997)»الا نفاق الحكومي والاستثمار الخاص في المملكة السعودية دراسة تطبيقية«مجلة دراسات الخليج والجزيرة العربية العدد 86 صفحة 93-83. الهجهوج حسن وغصان حسن (008) «ما هي طبيعة العلاقة بين الا نفاق الحكومي والاستثمار الخاص في الاقتصاد السعودي» بحث تحت النشر. غصان حسن بن بلقاسم (003) «الا نفاق العمومي والاستثمار الخاص: اختبار ا ثر المزاحمة عبر المعاينة المعادة» مجلة الا دارة العامة المجلد 43(4) صفحة 754-77. مصلحة الا حصاي يات العامة والمعلومات وزارة الاقتصاد والتخطيط الرياض المملكة العربية السعودية. مو سسة النقد العربي السعودي التقرير السنوي 007 43 الرياض المملكة العربية السعودية. Afonso Anonio and Miguel S. Aubyn (008) «Macroeconomic Raes of Reurn of Public and Privae Invesmen: Crowding-in and Crowding-ou Effecs» Working Paper Series # 864, European Cenral Bank, Germany. Aschauer D.A. (989) «Does Public Capial Crowd ou Privae Capial?» Journal of Moneary Economics 4, 7-88. Barro Rober J. (990) «Governmen Spending in a Simple Model of Endogenous Growh» Journal of Poliical Economy 98(5), 03-6. Blejer M. and M. Kahn (984) «Governmen Policy and Privae Invesmen in Developing Counies», IMF Saff Papers 3(), 379-403, Washingon, D.C. Buier W.H. (977) «Crowding-Ou and he Effeciveness of Fiscal Policy» Journal of Public Economics 7(3), 309-38. Davidson R. and J.G. MacKinnon (000) «Boosrap Tess: How Many Boosraps?» Economeric Review 9, 55-68. Davidson R. and J.G. MacKinnon (987) «Implici Alernaives and he Local Power of Tes Saisics» Economerica 55, 305-39. Efron Bradley and R.J. Tibshirani (993) «An Inroducion o he Boosrap» New York, N Y: Chapman and Hall. Efron Bradley and R.J. Tibshirani (985) «The Boosrap Mehod for Assessing Saisical Accuracy» Behaviormerika 7, -35. Flachaire E. (000) «Les Méhodes Boosrap dans les Modèles de Régression» Economie e Prévision 4-. Lonney R. (995) «A Pos-Keynesian Assessmen of Alernaive Saudi Arabian Auseriy Sraegies» Journal of he Social Sciences 3, 5-73. Marinez Diego (005) «Linking Public Invesmen o Privae Invesmen» Economic Working Papers a Cenro de Esudios Andaluces E00-04 Revision. Mooney Ch.Z. and R.D. Duval (993) «Boosrapping: A Non-Parameric Approach o Saisical Inference» Newbury Park, CA: Sage Publicaions, Inc. Van Giersbergen N.B. and J.F. Kivie (994) «How o Implemen Boosrap Hypohesis Tesing in Saic and Dynamic Regression Model» Work paper TI 94-30, Amserdam: Tinbergen Insiue. Voss G.M. (00) «Public and Privae Invesmen in he Unied Saes and Canada» Economic Modeling 9, 64-664. 8
6 الملحق لتطبيق اختبار المعاينة المعادة Tes) (Boosrapping وذلك قصد التحقق من نتاي ج النموذج القياسي المستخدم لفحص تا ثير مزاحمة ا و تحفيز الا نفاق الحكومي للاستثمار الخاص في المملكة العربية السعودية تم ا ولا تحديد الشكل العام للنموذج كما يلي بعد ا جراء الاختبارات الا حصاي ية المرشحة للانحدار: [.6] IPR α α α α CRE + ε = Cse + GDP + IPU + 3IBG + 4 يفسر هذا النموذج الا ستثمار الخاص IPR طبقا للدخل ا و للناتج المحلي الا جمالي GDP وللقروض ا لى القطاع الخاص CRE ا و للعرض النقدي الموسع من جهة ولتدفقات النفقات الاستثمارية في القطاع العام بشقيها نفقات استثمار المو سسات العمومية IPU ونفقات ميزانية الا ستثمار الحكومي IBG من جهة ا خرى. كما يمكن ا ن تو خذ بعين الاعتبار نقط صدمات ذات طابع دوري عكسي والتي قد تبرز بشكل تراكمي عبر مسارات ذات تا ثيرات داي مة. ويمكن اعتبارها با ضافة متغيرة صورية في النموذج. بعد ا خذ القيم الثابتة للعوامل الاقتصادية المستخدمة في النموذج القياسي للاستثمار الخاص في المملكة العربية السعودية وذلك باستعمال ا سعار عام 999 م والتي غطت الفترة الزمنية من 969 ا لى 006 تم تحديد دالة الاستثمار الخاص عبر تحويل Box-Cox استنادا على اختبار معدل الترجيح.(Likelihood Raio) LR وبالتالي صار النموذج القياسي المستخدم كما يلي: [.6] IPR = cse + αgdp + α IPU + α 3IBG + α 4CRE + ε بناء على النموذج القياسي [.6] وبعد ا جراء العديد من الاختبارات: جدول 5: اختبار التكامل المشترك Variable H_0 Lag γ LR LR_5% IPR 4 0.93 7.75.5 H 0 يبدو من المو كد رفض فرضية العدم ا ي رفض غياب ا ية علاقة تكامل مشترك كما توضح ذلك قيمة الا حصاي ية.LR كذلك فا ن القيمة المميزة γ توافق على وجود ا ربع معادلات-مقاصد المدى البعيد لا ن القيم العليا للمو شر γ ا قل من القيم الحرجة لتوزيع Oserwald-Lenum لا ختبار القيمة المميزة عند مستوى معنوية %5. جدول 6: 3 اختبار لا ثبات IPR IPU IBG INV GDP CRE ERS -.96 -.888 -.977 -.007 -.075 -.66 χ ().74 7.54.69 8.54.9 40.8 Ln IPR Ln IPU Ln IBG Ln INV Ln GDP Ln CRE ERS -.34 -.69 -.749 -.5 -.03 -.390 χ () 0.53 0.46.5 8.37 6.76.4 3 تم تطبيق اختبار ADF-GLS على مختلف المتغيرات والذي يعتمد على مقاربة ERS نظرا لحجم العينة بخلاف الاختبارات التقليدية الا خرى مع طول ا بطاء يساوي. وقيمه الحرجة عند مستويات المعنوية % و %5 و %0 هي على التوالي 3.77- و 3.9- و.89-. وبرهن الاختبار على ا ن مختلف المتغيرات لها تكامل بدرجة ا ي ()I. نشير ا يضا ا ن اختبار جذر الوحدة ليس مجديا لجعل متغيرة العرض النقدي الموسع ثابتة والتي تبدو ()I. كما توصلنا ا لى نفس النتاي ج با جراء اختبار PP -لم نعرض نتاي جه في هذه الورقة- والذي يعتمد فيما يخص القيم الحرجة على القيم الجدولية التقاربية. 9
جدول 7: اختبار السببية Null Hypohesis Lags F-saisic 4 Probabiliy IPR does no G-Cause IPU IPU does no G-Cause IPR IPR does no G-Cause IPU IPU does no G-Cause IPR IPR does no G-Cause IBG IBG does no G-Cause IPR IPR does no G-Cause CRE CRE does no G-Cause IPR IPR does no G-Cause GDP GDP does no G-Cause IPR 7.83 0.9 0.639.79 0.357.36 0.67.46.890.56 0.7 0.79 0.7 0.36 0.70 0.7 0.5 0.0 0.7 0. IPU does no G-Cause GDP GDP does no G-Cause IPU IPU does no G-Cause CRE CRE does no G-Cause IPU.38 4.38 0.035.08 0. 0.0 0.96 0.5 تم الحصول على النتاي ج التالية : جدول 8: 5 معادلات الترجيح الا عظم (006-968) Equaions Inercep α α α 3 α 4 λ R Ln L [] Ln IPR -4.8.760-0.7 0.48 0.83 (-5.49) (5.34) (-.59) (.97) (.70) 0 0.97 9.8 [] IPR -7879 0.46-0.95 0.047 0.069 (-.9) (5.85) (-.98) (0.9) (.) 0.96-38.7 [3] IPR λ -78.069 0.688-0.03 0.099 0.4 (-4.) (5.65) (-.40) (.60) (.9) 0.35 0.97-6.9 ا فرزت الانحدارات الثلاثة في الجدول 8 والتي تم تقديرها بطريقة الترجيع الا عظم الارتدادي نتاي ج هامة وجديرة LR تفوق بشكل بالاهتمام ترجح بشكل قوي النموذج اللوغاريتمي. يوضح حساب معدلات الترجيح ا ن مختلف القيم الا حصاي ية واسع القيمة الجدولية. جدول 9: مو شرات عامة حول الاقتصاد السعودي متوسط الدخل الفردي السنوي بالريال متوسط عدد السكان بالمليون نسمة متوسط نسبة فاي ض الميزانية على الناتج متوسط نسبة نمو الناتج 6 المحلي الاجمالي الحقيقي 5588 6 6.3 3.4 97-968 308 7 9.6 5.8 977-973 49539 9 7.0.9 98-978 3035-4.7-3.0 987-983 7688 5-5.7 5.9 99-988 3044 8-5.4.4 997-993 3676 0-3.7.6 00-998 49753 3 3.8 5.4 006-003 المصدر: مو سسة النقد العربي السعودي (تقارير متعددة) ا ن القيمة الجدولية لا ختبار G -السببية هي 4.05 عند مستوى معنوية %5. نشير ا لى ا ن السببية بمفهوم Granger تقيس المضمون المعلوماتي والسابق بفترات زمنية لمتغيرات معينة عند ارتباطها بمتغيرة محددة والتي تساعد على التنبو بها ولكن لا تشير بشكل ذاتي ا لى السببية بمفهومها العام. التقنية المستعملة هي ا سلوب الترجيح الا عظم الارتدادي مع الا خذ بعين الاعتبار الارتباط الزمني بين الا خطاء العشواي ية الناتجة عن تقدير المعاملات. تم الوصول ا لى التقارب الا حصاي ي بعد 6 ارتداد بالنسبة ا لى الا نحدار اللوغاريتمي الا ول وبعد 6 ارتدادات بالنسبة للا نحدار الثاني بالمستوى, وبعد 5 ارتدادات عند المعادلة الثالثة. لقد تم تكميش الناتج الا جمالي بالا سعار الثابتة لسنة 999 مثل المتغيرات الا خرى التي استخدمت في البحث. بشكل مختزل يبدو ا ن السياسة الاقتصادية في المملكة السعودية تسعى نحو التقليل من حدة تا ثير التقلبات في عواي د النفط وذلك عبر التحفيز المستمر للقطاع الخاص بغية تحقيق نمو القطاعات الاقتصادية غير-النفطية. 4 5 6 0