قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991( Measuring the relationship between the components of total demand and economic growth in Iraq 09914102 األستاذ الدكتور فارس كريم بريهي المدرس المساعد حسن خلف راضي كلية اإلدارة واالقتصاد جامعة بغداد Prof. Dr. Faris Karim Breihi Assistant lecturer Hassan Khalaf College of Economics and Administration University of Baghdad

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... (GDP) الملخص تهدف هذه الد ارسة الى اختبار العالقة بين مكونات الطلب الكلي والناتج المحلي االجمالي في الع ارق للمدة )41020991( باستخدام بيانات السلسلة الزمنية باألسعار الجارية وبالصيغة اللوغاريتمية واستخدام نموذج توزيع االبطاء (ARDL) واستخدام نموذج ديكيفولر الموسع الختبار استق ارر جذر الوحدة وظهرت جميع متغي ارت الد ارسة مستقرة عند الفرق االول باستخدام نموذج ديكيفولر الموسع الختبار استق ارر جذر الوحدة واختبار العالقة التوازنية وقصيرة طويلة االمد )التكامل المشترك( بين المتغي ارت واختبار السببية لتلك المتغير ات إذ اوضحت االختبا ارت وجود اثر موجب ومعنوي من قبل االنفاق الحكومي في االمد القصير. ووجود اثر سالب ومعنوي للطلب الحكومي على الناتج خالل االمد الطويل ما يعني ان النمو يضمحل نتيجة زيادة الطلب الحكومي لكون الجهاز االنتاجي غير مرن ومعطل بسبب توقف معظم النشاطات االنتاجية وان االي اردات النفطية تعوض النقص في اشباع الطلب المحلي. اما بقية المتغي ارت فقد كانت عديمة االثر في االمدين القصير والطويل. Abstract The present study aims to examine the relationship between the components of the aggregate demands and the gross domestic product (GDP) in Iraq for the period (09914102). The study uses the time series data at the current prices in a logarithmic form in addition to the distribution of delay model. The expanded DickeyFuller model was used to test whether the unit root is stationary which showed that all the studied variables were stationary at the first difference. In addition, the long and short run equilibrium relationship between these variables were studied along with the causality test of the variables. The Tests showed that the governmental expenditure has positive impact in the short run and negative effect on the governmental demand for the gross domestic product (GDP) for the long run. That means the growth decays as the governmental demand increases due to the inflexibility of production system because the productive activities are stopped and the oil revenues compensate the shortage in the domestic demands. The rest of the variables had no effect on the gross domestic product. الكلمات المفتاحية : مكونات الطلب الكلي النمو االقتصادي نموذج توزيع االبطاء (ARDL) استق ارر جذر الوحدة Roots) (Stationary Unit التكامل المشترك (Cointegration) سببية ك ارنجرCausality Granger العالقة التوازنية طويلة االمد بين الطلب الحكومي الطلب الخاص صافي قيمة الصاد ارت والناتج (GDP) 01

أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... المقدمة تعد مكونات الطلب الكلي مؤشر مهم يشير الى مجموع الطلب على السلع والخدمات النهائية في االقتصاد ويقاس بواسطة مجموع االنفاق الكلي من قبل المجتمع على السلع والخدمات ان االهتمام بمكونات الطلب الكلي قد يوفر معلومات مهمة ومفيدة لفهم اداء النمو االقتصادي في المدى القصير والطويل فالنمو االقتصادي. يمثل الزيادة في الناتج الحقيقي. وهو ما يعني زيادة في قيمة السلع والخدمات المنتجة في االقتصاد. فمعدل النمو االقتصادي يقيس نسبة الزيادة السنوية في الناتج الحقيقي ان زيادة الطلب الكلي ترمي الى تحفيز النمو االقتصادي في االقتصادات المتقدمة واستحثاثه نحو الزيادة حسب ما تشير اليه االدبيات االقتصادية السيما نماذج االقتصاد الكلي بوجود عالقة بين الزيادة في مكونات الطلب الكلي ونمو الناتج ولكن قد ال تكون هذه الزيادة حكما مطلقا في االقتصادات الريعية كما هو الحال في االقتصاد الع ارقي ولغرض الوقوف على اختبار هذه العالقة وتحليلها تم اختيار هذا الموضوع. مشكلة الدراسة تتمحور مشكلة الد ارسة في إمكانية اإلجابة عن: هل استطاعت مكونات الطلب الكلي من مجا ارة او مواكبة النمو في االقتصاد الع ارقي الريعي فرضية الدراسة ضعف العالقة بين تأثير مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في الع ارق للمدة )41020991(. أهداف الدراسة أ. تحليل مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في الع ارق للمدة) 41020991 ( ب. ايجاد العالقة التوازنية طويلة وقصيرة االجل بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في الع ارق للمدة) 0991 )4102 الحدود الزمانية والمكانية للدراسة الد ارسة تغطي المدة الزمنية )41020991( لبيان اثر النمو المحفز من مكون أو أكثر من مكونات الطلب الكلي في الناتج وايجاد العالقات السببية بين المتغي ارت االقتصادية واستكشاف اتجاه تلك العالقات في االقتصاد الع ارقي منهجية الدراسة إن األسلوب الذي انتهجه الباحث في التحليل يعتمد على االسلوب الكمي الذي تستخدم فيه األساليب اإلحصائية في بناء النماذج القياسية لمكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي واختبارها ال سيما وان هنالك عالقة سببية بين متغي ارت الطلب الكلي و النمو االقتصادي. هيكلية الدراسة للتحقق واختبار الفرضية والوصول للهدف قسمت الد ارسة الى لمكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي. اما يتناول الثاني والمحور الثالث يناقش اهم النتائج التي توصلت اليها الد ارسة. الجانب االول يناقش محاور ثالثة التطبيقي باستخدام نموذج توزيع االبطاء المعالجة المفاهيمية (ARDL) الدراسات السابقة تناولت العديد من الد ارسات التطبيقية السابقة تحديد العالقة بين مكون من مكونات الطلب الكلي وهو االنفاق الحكومي وبين الناتج الحقيقي على المدى القصير والطويل وفي بلدان مختلفة نذكر منها: 01

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... 0. ركز al( (Biswal) )Biswal et واخرون عام )0991( على اختبار وتفحص العالقة بين الدخل القومي واالنفاق الحكومي في كندا للمدة من )09990991( في االجل القصير والطويل توصلت هذه الد ارسة الى وجود عالقة بين المتغيرين فقط في االمد الطويل. 4. توصل kargianni( (Stalla Kara Gianni, (0999 )stalla في عام )0999( الى التحقق من صحة قانون فاجنر في دول االتحاد االوربي )09( للمدة )09910929( والعالقة بين االنفاق والدخل القومي على المدى الطويل باستخدام ثالثة من اساليب االقتصاد القياسي االكثر تقدما من نماذج اختبار االستق اررية والتكامل المشترك ونموذج تصحيح الخطأ وباعتماد ست دوال بديلة وكانت نتائج الد ارسة غامضة اي عدم التوصل الى نتائج واضحة. 3.بين Othman(, alhakami )عام (p019022,4114 )Ali )4114( في د ارسة له على االقتصاد السعودي مدى العالقة السببية بين االنفاق الحكومي والناتج المحلي االجمالي في المملكة العربية السعودية للمدة )09990999( اعتمدت في الد ارسة على التقنيات الحديثة في تحليل السالسل الزمنية الختبار الخصائص االحصائية لمتغي ارت الد ارسة وتوصل في نتائجه بوجود عالقة سببية احادية االتجاه من الناتج المحلي االجمالي الى االنفاق الحكومي خالل تلك المدة مما يعني ان االنفاق الحكومي يعتمد على الناتج المحلي االجمالي وبما يؤيد قانون فاجنر حيث ان زيادة الناتج المحلي االجمالي تسبب زيادة االنفاق الحكومي. 2. نظر Fairs( (Alfairs, (p32,4114 A( F. عام )4114( في طبيعة العالقة بين االنفاق الحكومي والنمو االقتصادي القتصاد دول مجلس التعاون الخليجي للمدة )09990991( مستندا على منهجية التكامل المشترك متعدد المتغي ارت وكانت من نتائج د ارسته ان الدخل القومي عامل ذو اهمية في زيادة دور الحكومة في تحفيز واستحثاث النمو ووجود عالقة في االمد الطويل بين الدخل القومي واالنفاق الحكومي بالنسبة لكل بلدان دول مجلس التعاون الخليجي. 9. تعرض Quijand(, Jodylyn.M.Quijno )عام (4119 )Jodylyn M. )4119( في د ارسته باستخدام اختبار سببية ج ارنجر والتكامل المشترك واسلوب تصحيح الخطأ) Ecm ( لبيان مدى العالقة الطويلة االمد بين االنفاق الحكومي والنمو االقتصادي في الفلبين للمدة )41120911( وتوصل في النتائج الى ان التغي ارت خالل المدى القصير في الناتج الحقيقي لها اثار ايجابية كبيرة على زيادة االنفاق الحكومي في الفلبين. 9.استهدف Tang( Ergun )عام Dogan, (4119 )Ergum Dogan, )4119( في هذ الد ارسة تحديد اتجاه السببية بين الناتج الحقيقي واالنفاق الحكومي عن طريق فحص فرضية فاجنر ولخمسة بلدان )تايلند ماليزيا سنغافورة الفلبين اندونيسيا( لمدة اربعة عقود ماضية وتوصلت الد ارسة في النتائج الختبا ارت ج ارنجر السببية بعدم وجود عالقة سببية تتجه من الدخل الحقيقي للفرد باتجاه االنفاق الحكومي لكل فرد عدا الفلبين اي بمعنى ان االنفاق الحكومي ال يؤدي دو ار بار از في تحفيز النمو االقتصادي في البلدان الخمسة )باستثناء الفلبين(. 9. تناول sideris(, Sideris )عام (p911942,4119 )Dimitrios )4119( في هذه الد ارسة العالقة بين االنفاق الحكومي والناتج الحقيقي في اليونان للمدة )01330931( واسفرت النتائج عن وجود عالقة بين الناتج الحقيقي والنمو يتوافق مع افت ارض فاجنر..1 اختبر al( Bernardino )واخرون Akitoby, 4119,p911942) )Bernardin Akitoby, et عام )4119( العالقة بين االنفاق الحكومي والناتج المحلي االجمالي في االمدين القصير والطويل لبلدان نامية في )90( بلدا اسفرت النتائج عن وجود ادلة تظهر اتجاه زيادة االنفاق الحكومي عبر الزمن ويعني ذلك وجود عالقة طويلة االجل بين متغي ارت الناتج المحلي االجمالي والنمو وفقا لقانون فاجنر. 01

.9 استخدم Dipendra( )Sinha. أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... (4119 )4119((sinha, باستخدام االساليب القياسية الحديثة لتحديد العالقة بين االنفاق الحكومي والناتج للفرد في تايلند اسفرت هذه النتائج عن عدم وجود سببية في كال االتجاهين )GDP( واالنفاق الحكومي ووضح اختبار )ARDL( للتكامل المشترك وجود ادلة ضعيفة للعالقة بين المتغي ارت المدروسة في االمد الطويل.01 استكشف Rahul( )Satish verma, (p9990,4101 stish )عام verma, )4101( العالقة بين االنفاق الحكومي والناتجالمحلي االجمالي في الهند للمدة )(09910911( واظهرت النتائج عن وجود عالقة بين نمو الناتج المحلي االجمالي ونمو االنفاق الحكوميخالل االمد الطويل في فترة ما قبل وما بعد االصالحات. 00. في د ارسة (BarbosaFilho, 4112) عن نموذج الطلب المحفز عندما يكون االنفاق ال أرسمالي واالستهالكي محدد للنمو وتوزيع الدخل.تحلل الد ارسة االثار المترتبة على البدائل النظرية لتحديد الدخل )الطلب الفعال( والتوزيع )التفاوت االجتماعي(. 430) (solow, 0999, p وتوصلت الدر اسة الى النتائج الرئيسةاالتية : أ. الطلب المحفز للنمو يعتمد بشكل حاسم على شدة تأثير معجل الدخل على االستثمار وعلى استم اررية الطلب الفعال بالنسبة للتغي ارت في توزيع الدخل وعلى االستجابة في التوزيع للتغي ارت في الطلب الفعال. ب. في حالة وجود صدمة للطلب المحفز للنمو وتوزيع الدخل فالتقارب قد ينطوي على حالة االستق ارر واالستفادة من القد ارت االنتاجية وحصة العمل من الدخل. ج. ان انعكاس الصدمات الخارجية على الطلب الفعال وتأثيرها على النمو و التوزيع ربما يختلف بحسب طبيعة المصدر )التغير في االنفاق ال أرسمالي واالستهالكي(..04 ركز I( )Ogbagu Matthew I. & Ekpenyong Udom على اثر االنفاق الحكومي على النمو االقتصادي في نيجيريا تناولت الد ارسة اثر االنفاق العام على النمو االقتصادي وقياس اثار االنفاق الحكومي الجاري واالنفاق االستثماري على النمو االقتصادي في االمدين القصير والطويل. باستعمال بيانات من 41020991 لتقدير العالقة وباستخدام نموذج توزيع االبطاء )ARDL( او طريقة )اختبار )Pound العادة التكامل.وجد ان االنفاق الحكومي الجاري يكون له اثر ايجابي باألمد الطويل على )GDP( وكان اثر االنفاق ال أرسمالي في االمد القصير سلبي ويختفي هذا االثر في االمد الطويل كما ان اختبار السببية Moto( )TODA YAMA اوضح لنا احادية االتجاه من الناتج المحلي االجمالي الى االنفاق الحكومي )فرضية فاجنر( وفي ختام الد ارسة اوصت بانه على السياسات ان تكون موجهة نحو التطبيق الكامل للمشروع ال أرسمالي والذي يكون مقيدا بالمي ازنية (p441 (Matthew, 4109,. 03. بادر Nwabueze Joy chioma بد ارسة في 4119 تحليل االنحدار للتحقق من العالقة السببية بين الناتج المحلي االجمالي واالنفاق االستهالكي االسري في نيجيريا باستخدام بيانات من 41190992 ومن الد ارسة تم الحصول على قيمة )111902( تمثل معامل االنحدار مما يدل على ان الزيادة في الناتج المحلي االجمالي لها تأثيرقليل جدا على االنفاق االستهالكي الشخصي ومعامل التفسير ضعيف جدا )11139( ويعني االستهالكي الشخصي النيجيري. ان الناتج يتاثرب 3193 فقط عبر االنفاق من نتائج الد ارسة زيادة االنفاق على الموارد البشرية واعطائها االولوية ويعد الناتج المحلي االجمالي مؤشر للنمو االقتصادي وتحتاج الحكومة الى زيادة االستثمار في المخزون وان االنفاق المحلي وزيادة االنتاجية وتنويع االقتصاد كلها 09

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... تؤدي الى زيادة االنفاق على االستهالك والحد من البطالة والزيادة في قوة العمل وزيادة الصاد ارت واالقالل من االستي اردات الكبيرة. وبهذه االج ارءات يمكن لالقتصاد النمو وتحسين مستوى المعيشة وتؤدي الى زيادة النمو االقتصادي ومن نتائج الد ارسة هي: ان زيادةGDP ليس بالضرورة يؤدي الى زيادة في االنفاق االستهالكي ومن الد ارسة اظهرت المعلمات انه ال يوجد داللة احصائية قوية بين الناتج المحلي االجمالي واالنفاق االستهالكي في نيجيريا (4119.(chioma, 02. تركز الد ارسة التي قام )الغالبي االجمالي في الع ارق للمدة )41010999( في االمدين الطويل والقصير 4100 ص 9149 (على تحليل العالقة بين االنفاق الحكومي والناتج المحلي واختبرت النظرية االقتصادية المفسرة للعالقة بين متغي ارت الد ارسة حيث ان النظرية الكينزية ترى ان السببية الموجبة تتجه من االنفاق الحكومي الى الناتج المحلي االجمالي في حين في ظل فرضية فاجنر تتجه السببية من الناتج المحلي االجمالي الى االنفاق الحكومي وتم استخدم االساليب القياسية مثل اختبار استق ارر السلسلة الزمنية والتكامل المشترك بطريقة انجل ك ارنجر ونموذج تصحيح الخطا وسببية ك ارنجر وكانت نتائج تلك االختبا ارت ان المتغي ارت االقتصادية في الد ارسة تتسمان بخاصية جذور الوحدة وبعالقة تكاملية مشتركة كما توضح النتائج ايضا وجود عالقة سببية طويلة وقصيرة االمد تتجه من الناتج المحلي االجمالي باتجاه االنفاق الحكومي مؤيدة بذلك لفرض فاجنر. يتضح من الد ارسات السابقة اشكالية العالقة الجدلية بين مكون واحد من مكونات الطلب الكلي والناتج تارة تكون السببية من االنفاق الحكومي الى الناتج المحلي االجمالي وتارة اخرى من الناتج المحلي االجمالي باتجاه االنفاق الحكومي واحيانا تكون السببية بكال االتجاهين. في ظل االعتقاد السائد بان االنفاق الحكومي يؤدي دوا رئيسا في النشاط االقتصادي السيما وان الحكومة تملك قطاع النفط الذي يؤثر بدوره على االقتصاد القومي من خالل متغير االنفاق. اوال. المعالجة المفاهيمية لمكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي تتمثل مكونات الطلب في االقتصاد الع ارقي من االنفاق االستهالكي واالستثماري الخاص واالنفاق االستهالكي واالستثماري الحكومي ومتغير صافي قيمة الصاد ارت وسيتم في هذه الد ارسة عن توصيف لمكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في االقتصاد الع ارق للمدة )41020991(. 1. مفهوم مكونات الطلب الكلي مكون الطلب الحكومي بشقيه االستهالكي واالستثماري ومتغير صافي قيمة الصاد ارت )p499, )Miller, 4100. أ.الطلب الخاص The Private Demand يعد مكون الطلب الخاص أحد البنود الرئيسة لمكونات الطلب الكلي فالتغي ارت التي قد تحدث فيه تؤدي إلى إحداث آثار ملموسة على مستوى النشاط االقتصادي. ويتكون من: 0 (.الطلب االستهالكي الخاص The Private Consumption Demand يشكل االستهالك المكون الرئيسي في الطلب الخاص وان عدم تقدير موثوق لالنفاق يؤدي الى حصول اخطاء خطيرة في التوقعات االقتصادية على مستوى الطلب الكلي. ومن ثم على عملية صنع الق ارر ويعد الدخل من أهم العوامل كان االقتصادي االلماني المعروف ادولف فاجنر اول من الحظ وشخص العالقة في عام )0194( وصاغ قانون اسماه قانون التوسع المستمر للنشاط االقتصادي (p04.0990 (Bird.R.M, المقصود بالطلب الحكومي )بشقيه االنفاق االستهالكي واالستثماري الحكومي( اما الطلب الخاص فنقصد به مجموع االنفاق االستهالكي واالستثماري الخاص فضال عن صافي قيمة الصاد ارت اينما وردت في الد ارسة القياسية. 41

أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... في تحديد االستهالك الكلي في أي مجتمع بمعنى إذا ارتفع الدخل الكلي سيرتفع تبعا لذلك الطلب الكلي وربما في االجل الطويل فقط )ابد جمان 0991 ص 11 ( والعوامل المؤثرة في االستهالك الخاص فضال عن الدخل تغير مستوى األسعار سعر الفائدة وهنالك عوامل اخرى عدد اف ارد العائلة وتركيبها العمري وحجم الثروة كما ان االذواق تؤدي دو ار في الطلب االستهالكي وتؤثر فيه اما سلبا او ايجابيا )p499,.)miller, 4100.)4 الطلب االستثماري الخاص. Demand The Private Investment يعد االستثمار المحرك الديناميكي في تحديد مستوى النشاط االقتصادي الكلى ويؤدي التغير في االستثمار إلى تغي ارت مضاعفة في الدخل القومي والتوظف )ابد جمان 0991 ص 11 (. ويحدد االستثمار النمو االقتصادي وتسارعه ذلك ان اتجاه النمو يرتبط بتكوين أرس المال ارتباطا وثيقا لهذا يعد االستثمار العنصر الحاسم في مكونات الطلب الكلي. وهنالك محددات لالستثمار. منها سعر الفائدة )أبدجمان 0991 ص 11 ( والمحدد االخر هو الكفاية الحدية لالستثمار والتوقعات ومستوى التكاليف )االجور...( وتعرف الكفاية الحدية لالستثمار أو الكفاية الحدية" ل أرس المال" )MEC( بانها معدل العائد الصافي المتوقع من إضافة وحدة استثمار جديدة مما يعني انها نسبة مئوية تعبر عن العالقة ما بين اإلي ارد الذي يحققه المشروع نتيجة قيامه وبين التكاليف التي يتحملها ذلك المشروع المتمثل بسعر الفائدة. ب. الطلب الحكومي The Government Demand يمثل اإلنفاق الحكومي بشقيه االستهالكي واالستثماري احد مكونات الطلب الكلي وتبرز أهميته في رسم السياسات االقتصادية والمالية ألي دولة ويتكون من:.)0 الطلب االستهالكي الحكومي Demand. The Government Consumption يعد اإلنفاق االستهالكي الحكومي على السلع والخدمات المكون الرئيس الثالث للطلب الكلي ويتمثل في إنفاق الحكومة على السلع والخدمات النهائية حيث يقوم القطاع العام في أي اقتصاد بإنتاج كميات كبيرة من السلع والخدمات سواء كان سلع انتاجية ملموسة )المدارس المستشفيات والطرق( أو خدمات )خدمات القضاء واألمن العام( وغيرها وبالمقابل تقوم الحكومة بش ارء أنواعا عديدة ومختلفة من السلع تعد استثمار طويل االجل وتولد تيا ار من المنافع عبر الزمن وهناك مشتريات حكومية أخرى تتمثل في السلع االستهالكية والتي تستخدم خالل الفترة الجارية كب ارمج التغذية في المدارس وخدمات الشرطة أو ش ارء خدمات إنتاجية مقابل دفع أجور ومرتبات)ستانليك 0994 ص 049042(. )4. الطلب االستثماري الحكومي.. Demand The Government Investment يعد االنفاق االستثماري كأحد مكونات الطلب العام ويعرف على انه " االموال التي تنفق على السلع ال أرسمالية او السلع المستخدمة في انتاج رؤوس االموال والسلع و الخدمات ويمكن ان يشمل االنفاق االستثماري المشتريات مثل اال ارضي واآلالت ومدخالت االنتاج او في البنية التحتية وقد يسمى تكوين ارس المال (p499,4100 (miller,. ج. الصاد ارت والطلب على االستي اردات )صافي قيمة الصاد ارت(. يعد صافي قيمة الصاد ارت مصدر من مصادر الطلب الكلي )التجميعي( يأتي من العالم الخارجي. فعندما يكون االقتصاد مفتوحا سيتعرض لتدفقات خارجية وهذه التدفقات ستؤثر على الدخل واإلنتاج( 4100,p301.(miller, ويمثل صافي قيمة الصاد ارت الفرق بين قيمة الصاد ارت وقيمة االستي اردات ويعتمد على عوامل عديدة منها السياسات التجارية المتمثلة في التعريفة الجمركية نظام الحصص واألسعار والدخول وسياسة التمويل الخارجي ومستوى الفعاليات االقتصادية... الخ( 4100,p301.(miller, 40

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... ان الفرق بين قيمة الصاد ارت وقيمة االستي اردات قد يكون موجبا أو سالبا أو صف ار فعندما يكون صافي الصاد ارت موجب فإن الدولة تصدر سلعا وخدمات قيمتها اكثر من قيمة ما تستورده من السلع والخدمات وهذا يعني أن صافي قيمة الصاد ارت الموجب يضاف إلى الطلب التجميعي أما عندما يقوم المجتمع باستي ارد سلع وخدمات قيمتها أكثر من قيمة ما يصدر فإن قيمة صافي الصاد ارت تكون سالبة وهذا يعني تخفيض صافي الصاد ارت من الطلب التجميعي. أما عندما تتساوى قيمة الصاد ارت وقيمة االستي اردات فإن صافي الصاد ارت لن يكون له تأثير على الطلب التجميعي 0919 ص 329321 (. 2.النمو االقتصادي )االدريسي هو زيادة في الناتج الحقيقي. ويعني زيادة في قيمة السلع والخدمات المنتجة في االقتصاد. فمعدل النمو االقتصادي يقيس نسبة الزيادة السنوية في الناتج الحقيقي وان اهم مؤشر للعرض الكلي هو الناتج المحلي االجمالي (pettinger, 4109, p4) رغم ان العديد من االقتصاديين يبدي عدم موافقته على اعتبار الناتج المحلي االجمالي مؤش ار للنشاط االقتصادي ويعدون الناتج المحلي االجمالي مقياس ضعيف لقياس النشاط واصبح المؤشر االن اقل انعكاسا لألشياء التي تحدث اذن يجب ان يكون هناك نموذج جديد للنمو أ. الناتج المحلي االجمالي يعرف الناتج المحلي االجمالي( GDP ) : بأنهالقيمة السوقية )باألسعار الجارية( لجميع السلع والخدمات النهائية المنتجة في دولة ما وخالل فترة زمنية معينة (p092099,4100 (miller, ويعزي االهتمام الكبير بقياس الناتج الى كونه مؤش ار هاما لألداء االقتصادي ورفاهية المجتمع. لذلك اصبحت د ارسة تقدير وتوزيع الناتج المحلي االجمالي تحتل مرك از بار از في الد ارسات التطبيقية بالنسبة لجميع الدول خاصة في حالة توافر االحصائيات الدقيقة عن مختلف الفعاليات االقتصادية. ب. طرق قياس الناتج المحلي االجمالي )GDP(. يتم قياس الناتج المحلي االجمالي بثالث طرق هي. 4100 091 019 طريقة الناتج الصافي طريقة االنفاق طريقة الدخل ولمعرفة المزيد التفاصيل عن النمو انظر:)خليل 0992 ص 941942 ( و )أبدجمان 0999 ص(. لالطالع على تفاصيل المقالة على ال اربط االتيForum@Davos World Economic والمنشور على Daghir colleagues academy لمزيد من التفاصيل ارجع :)ابدجمان 0999 ص 39 ()خليل 0992 ص 013 ( رغم ان العديد من االقتصادين ضعيف لقياس النشاط. يبدي عدم موافقته على اعتبار الناتج االقتصادي باعتباره مؤشر للنشاط االقتصادي ويعدون انالناتج مقياس يقول االقتصاديون في دافوسeconomists GDP a poor measure of progress, say Davos ثالثة من االقتصاديين واالكاديميين الكبار في ملتقى دافوسLagarde Christine رئيسة IMF و Joseph Stieglitz الحائز على جائزة نوبل في االقتصاد وGrikBrynjolfsson االستاذ في MIT يرون ان GDP هو وسيلة سيئة لتقييم صحة االقتصاد ال أرسمالي. ويؤكدون ان العالم بدخوله الثورة الصناعية ال اربعة قد تغير لذلك يجب ان تتغير طريقتنا في قياس التطور. GDP وGDPهو تخمين لمجموع السلع والخدمات المنتجة ولكن عندما وضعه Simon Kuznetsحذر بأنه ليس مقياس مناسب لقياس التنمية االقتصادية وال يقيس مدى النجاح الذي نقوم به ومن الممكن ان يذهب GDP في االتجاه المعاكس من الرفاهية. وقد اصبح المؤشر االن اقل انعكاسا لألشياء التي تحدث اذن يجب ان يكون هناك نموذج جديد للنمو لمزيد من االطالع ارجع تفاصيل المقالة على ال اربط االتيDavos @ World Economic Forum والمنشور على Daghir colleagues academy لمزيد من التفاصيل ارجع 4100 091 019 44

ثانيا: أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... التحليل االحصائي لمكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق. يتناول االطار التطبيقي للد ارسة العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في الع ارق وتناولت العديد من الد ارسات التطبيقية موضوع العالقة بين مكون من مكونات االنفاق كاألنفاق الحكومي مع النمو االقتصادي (&Morris, 0993) شكل هذه العالقة. ولكن نتائج تلك الد ارسات لم تتفق هل هنالك اث ار ايجابيا أم اث ار سلبيا في النمو االقتصادي على وتغطي بيانات الد ارسة الحالية المدة الزمنية من العام )0991( الى العام )4102( وتم االعتماد على بيانات و ازرة التخطيط والجهاز المركزي لإلحصاء وبيانات البنك المركزي الع ارقي وذلك لضمان الحصول على سلسلة متسقة من البيانات مع م ارعاة اتساق البيانات في ضوء النظرية االقتصادية الكلية كما تقتصر التقدي ارت على البيانات السنوية للمتغي ارت االقتصادية االمر الذي اتبع في عدد من الد ارسات مثل د ارسة تاو سيانغان واخرون (p3,0999 (Xiangnan, ود ارسة ايغل واخرون (p21,0919 (Engle, ايمانا منها بان تفاعل المتغي ارت االقتصادية ال يعمل خالل ربع السنة. كما أرت د ارسة )تشار ين از واخرون( (0994 (charemza, ان استخدام البيانات الموسمية بتقدير النماذج طويلة االمد قد يزيد من عدم اتساق تقدير المعلومات طويلة االجل ومن المعلوم ان هذه التقدي ارت من المحتمل ان يشوبها بعض القصور الذي يحول دون تصويرها لحقيقة اداء النشاط االقتصادي الع ارقي في مجال النمو االقتصادي او مكونات الطلب على نحوا دقيق فمن الطبيعي ان سلسلة زمنية تغطي )49( عاما على االغلب انها تحوي بعض العيوب من ج ارء التغيي ارت في التعاريف وطرق القياس والتقدير ودرجة الشمول التي غالبا ما تتم عند سنة معينة غير مصحوبة بتعديل مناسب في بيانات االعوام السابقة )السيد 4109 ص 43 (. 1. النموذج القياسي المستخدم في التحليل لغرض التوصل الى هدف الد ارسة الحالية والتحقق من الفرضية وبافت ارض ثبات جميع العوامل االخرى التي تؤثر في مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي فقد تم االستعانة بالنظرية االقتصادية والد ارسات السابقة وخاصة الد ارسة التي قام بها كل من) I )Ogbagu Matthew I. & Ekpenyong Udom والتركيز على اثر االنفاق الحكومي الجاري واالنفاق االستثماري الحكومي )الطلب الحكومي( في النمو االقتصادي (p441.(matthew, 4109, كما جرى تطوير النموذج في الد ارسة المشار اليها اعاله بإضافة الطلب الخاص المتمثل )األنفاق االستهالكي واالستثماري الخاص( وصافي قيمة الصاد ارت لمعرفة اثرهما على الناتج المحلي االجمالي باعتباره مؤش ار يعبر عن النشاط االقتصادي الكلي. ان مرحلة التوصيف هي خطوة أساسية يبدأ بها االقتصاد القياسي عند محاولة د ارسة أي عالقة بين عدد من المتغي ارت مستعينا بالنظرية االقتصادية إليجاد عالقة دالية بين متغيرين أو أكثر لنحصل على األنموذج الذي يعبر عن ظاهرة اقتصادية معينة بصورة تطبيقية عن طريق تحويل تلك العالقة إلى معادالت رياضية باستعمال الرموز في تحديد نوع واتجاه العالقة بين المتغي ارت ان االنموذج المستخدم اخذ الصيغة االتية : يمكن تعريف متغي ارت االنموذج وان جميع المتغي ارت باألسعار الجارية وبالصيغة اللوغاريتمية وكما يأتي: :GDP تعبر عن الناتج المحلي االجمالي. :Gd يعبر عن مكون الطلب الحكومي )االنفاق االستهالكي الحكومي واالنفاق االستثماري الحكومي(. :Hd يعبر عن الطلب الخاص )ويشمل االنفاق االستهالكي الخاص واالنفاق االستثماري الخاص. 42

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... :Nx صافي قيمة الصاد ارت. :Ln تمثل اللوغاريتم. من المعادلة )0( يالحظ انه تم استخدام متغي ارت اضافية الى العالقة ما بين النمو االقتصادي واالنفاق الحكومي هذا السبب يعود الى ان االنفاق الحكومي ليس هو العامل الوحيد الذي يؤثر بالنمو االقتصادي وانما هنالك عوامل عديدة تم اختيار اثنين منها الطلب الخاص وصافي قيمة الصاد ارت. ان اختيار االنموذجARDL تحديدا يعود الى الم ازيا التي يتمتع بها االنموذج عن غيره من النماذج القياسية وكما يأتي: أ(. ان االنموذجARDL يمكن استخدامه بصرف النظر عن درجة التكامل بين المتغي ارت سواء كانت من الرتبة )1( او الرتبة )0( اي بصرف النظر عن االستق اررية )خلف p444 4119(. ب(. االنموذجARDLيأخذ عددا كافيا من فت ارت االبطاء الزمني للحصول على افضل مجموعة من البيانات من نموذج االطار العام( P309.(shrestha, 4119, ت(. يعطي االنموذجARDL افضل النتائج للمعالم في االجل الطويل واختبا ارت التشخيص يمكن االعتماد عليها بشكل كبير( P949.(shrestha, 4119, ث(. من الممكن الحصول من النموذج ARDL على نموذج تصحيح الخطأ عن طريق التحويل الخطي البسيط (p39444,0991 (Godfrey.G, حيث ان نموذج تصحيح الخطأ يساعد في قياس العالقة قصيرة االجل بين متغي ارت الد ارسة. ح(. يعد االنموذج ARDL مالئما مع النماذج التي تحتوي على مشاهدات قليلة لذلك يعد النموذج من اكثر النماذج المالئمة مع العينة المستخدمة في د ارستنا والبالغة 49 مشاهدة ممتدة من العام 41020991. بناءا على المعادلة التي اشرنا لها سابقا )0( سوف نقدر االنموذجARDL وفق الصيغة االتية:.(4) حيث ان: Δ: يشير الى الفرق االول الحد الثابت : معلمات االمد القصير : تشير للعالقة طويلة االمد i: اتجاه الزمن : حد الخطأ العشوائي. ولتطبيق اختبار التكامل المشترك باستخدام انموذج)( ARDL يستلزم بأربعة اج ارءات.وسيجري توضيحها في تحليل نتائج االختبار لتجنب التك ارر. 42

أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... 4. تحليل النتائج استخدم اختبار جذر ديكي فوللر المطور ADF)Augmented )الختبار Dicckey Fuller وجود جذر الوحدة او االستق اررية في جميع المتغي ارت التي تضمنتها المعادلة )0( اختبار ديكي فوللر يعتبر فرضية العدم بان المتغير المعني يحتوي على جذر الوحدة أي انه غير مستقر يقابل ذلك الفرضية البديلة التي تقضي ان المتغير ال يحتوي على جذر الوحدة أي انه مستقر. الصاد ارت يبين جدول )0( والناتج اختبار االستق اررية للمتغي ارت باألسعار الجارية المحلي االجمالي وتشير هذه االختبا ارت أيضا إلى أن مكون الطلب الحكومي والخاص هذه المتغي ارت غير مستقرة وصافي قيمة ولها جذر الوحدة عند المستوى ولكافة مستويات المعنوية بنسب %0 و %9 و %01 ولكنها مستقرة وبمعنوية عالية عند الفروق االولى لسالسلها الزمنية وكانت قيم ( ( المحسوبة ( )c اصغر من قيمتها الحرجة )الجد ولية ( عند المستوى سواء كان ذلك بوجود حد ثابت فقط او بوجود حد ثابت مع اتجاه عام او بدون حد ثابت واتجاه عام ولكافة مستويات المعنوية %0 و %9 و %01 مما يعني قبول )عدم أمكانية رفض( فرضية العدم = 1 : H1)( بوجود جذر الوحدة وعدم االستق اررية لهذه المتغي ارت عند المستوى. ولكن عند اخذ الفرق االول لها أصبحت السالسل مستقرة وبمعنوية عالية عند كافة المستويات سواء كان بحد ثابت فقط او حد ثابت مع اتجاه عام او بدون حد ثابت واتجاه عام وكانت قيم ( ( المحسوبة أعلى من قيمها الحرجة )الجد ولية. ) مما يعني رفضنا لفرضية العدم (H1) وقبولنا للفرضية البديلة التي تشير الى عدم وجود جذر الوحدة واستق اررية هذه المتغي ارت عند الفرق االول (p249,4119 (Nelesn, وهذا يعني أيضا ان المتغي ارت باألسعار الجارية بالصيغة اللوغاريتمية هي متكاملة من الدرجة االولى نفس الدرجة اي LnHd ~ و LnGDP ~ 0(0) و LnGd ~ 0(0) ( 0(0)Lnnx~0(0.والجدول )0( يوضح نتائج اختبار جذر الوحدة لمتغي ارت الد ارسة. يقول سيد حسين عن عدم استق ارر البيانات قال لي احد اساتذتي بان البيانات غير المستقرة تشبه شخص يمشي وهو ثمل يترنج (www.hossainacagemy) لمزيد من التفاصيل عن االستق اررية يرجى م ارجعة (p049,4119 (Nielsen, 42

جدول) 1 ( نتائج اختبار ديكيفولر الموسع لمكونات الطلب الكلي والناتج باألسعار الجارية بالصيغة اللوغاريتمية في االقتصاد الع ارقي للمدة )21121891( وباألسعار الجارية الحد الثابت الحد الثابت واتجاه عام بدون حد ثابت واتجاه عام pvalu قيمة (ADf) قيمة P valu قيمة (ADf) المتغير قيمة (ADF) المحسوبة القيمة الحرجة القيمة الحرجة عند قيمة P valu القيمة الحرجة القيمة الحرجة %5 عند %11 القيمة الحرجة %1 القيمة الحرجة %5 عند %11 الق ارر %1 %11 %5 %1 غير مستقرة عند المستوى 15888 15614 15858 25695 25181 1511 85261 85622 25264 55186 15821 25651 85121 85919 15155 LnGd 1511 مستقرة )1( 15619 15856 25668 65481 1511 85269 85659 25289 55861 1511 25651 85121 85919 65142 LnGd غير مستقرة عند المستوى 15858 15619 15855 25662 15849 15259 85228 85612 25882 25668 15145 25685 25881 85484 25491 Ln(GDP) 1511 مستقرة )1( 15619 15856 25668 25461 1511 85229 85622 25216 65169 1511 25689 25889 85452 55884 Ln(GDP) غير مستقرة عند المستوى 15124 15619 15855 25662 15898 15156 85228 85612 25882 85551 15185 25685 25881 85484 25659 lnnx 1511 مستقرة )1( 15619 15854 25642 25698 1511 85252 85682 25221 25511 1511 25622 85112 85468 25584 lnnx 15868 غير مستقرة عند 15619 15854 25642 15619 15812 85269 85659 25289 15189 15119 25622 85112 85468 25526 Ln Hd المستوى 15116 مستقرة )1( 15614 15859 25648 25265 1511 85252 85682 25221 95856 1511 25622 85112 85468 45192 Ln Hd المصدر: من أعداد الباحث باالعتماد على نتائج البرنامج اإلحصائي 9 )4109(Views و البيانات المعتمدة من قبل و ازرة التخطيط الع ارقية الملحق )0(.

ولتطبيق اختبار التكامل المشترك باستخدام نموذج )ARDL( يستلزم أربعة اج ارءات. أ. االج ارء االول. اختيار فت ارت االبطاء. الختيار فترة االبطاء المالئمة لكل االنموذج وذلك باستخدام لحين الحصول الى االنموذج الذي يحقق افضل المعايير أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... انحدار ذاتي لكل المتغي ارت ولفترة ابطاء واحدة تلو االخرى واختيار االنموذج (FPE,HQ,SC,AIC) فقد تم استعمال البرنامج االحصائي Eviwes9 وتم الحصول على نتائج التقدير االتية: كانت نتائج التقدير كما هي موضحة في الجدول )4( كما ياتي: Lag جدول )2( معايير اختيار فترة االبطاء المثلى النموذج( UECM ) HQ 09131019 09149299 02119102 SC 09194999 09111313 09199299 AIC 09133409 09110929 02199999 FPE 02919199 21109199 39191191 0 1 0 4 المصدر: من اعداد الباحث باستعمال البرنامج االحصائي الجاهز eviews9 يالحظ من النتائج اعاله ان فترة االبطاء المالئمة هي فترتان (Lag=4) حسب المعايير (FPE,AIC,SC,H (Q ولجميع المتغي ارت سوية. كما ان الشكلين اآلتيين يوضحان مدى مالئمة االنموذج المستخدم مع الد ارسة الحالية. شكل )2( يوضح مالئمة االنموذج المستخدم في الد ارسة الحالية 12 8 4 0 4 8 12 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 )4109(Views 9 CUSUM 5% Significance المصدر: من أعداد الباحث باالعتماد على نتائج البرنامج اإلحصائي 0 تمثل االرقام وعليها عالمة )( اقل القيم والتي تعتبر مؤش ار عن مالئمة فترة االبطاء. 41

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... 1.6 شكل )8( يوضح مالئمة االنموذج المستخدم في الد ارسة الحالية 1.2 0.8 0.4 0.0 0.4 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 CUSUM of Squares 5% Significance المصدر: من أعداد الباحث باالعتماد على نتائج البرنامج اإلحصائي 9 )4109(Views مالحظة: الخط االحمر يشير الى القيم الحرجة ولون الخط االزرق يشير الى منحنى البواقي وعندما يكون ضمن الحدود الحم ارء أي بمعنى ال توجد ارتباط تسلسلي بين البواقي في اختبار Cusum of Squares عند مستوى اقل من.%9 تقضي فرضية العدم القائلة بعدم وجود serial correlation بين البواقي تتمثل كاالتي: مقابل الفرضية البديلة: وجود serial correlation بين البواقي حيث ان 1 0 4 1 0 1 0 0 4 0 4 تمثل المعامالت. ويتبين من الجداول )3( و) 2 ( ان االنموذج المستخدم خالي من االرتباط الذاتي بين البواقي إذ تقضي فرضية العدم بعدم بوجود ارتباط تسلسلي بين البواقي اما الفرضية البديلة تقضي بوجود ارتباط ذاتي بين البواقي اذا كانت قيمة P value معنوية عند مستوى %9 لذلك تشير نتائج االختبار الى عدم معنوية قيمة Qstatices مما يعني اننا سنقبل فرضية العدم اي عدم وجود ارتباط ذاتي بين البواقي او حدود الخطأ. 41

أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... جدول )8( يوضح نتائج اختبار وجود االرتباط الذاتي للبواقي Date: 19/19/09 Time: 41:10 Sample: 0991 4102 Included observations: 42 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC QStat Prob.... 0 11342 11342 411944 11190.... 4 11199 11193 419299 11449.... 3 11199 11000 314401 11399.... 2 11319 11491 910919 11011.... 9 11003 11113 919991 11492.... 9 11192 11190 911140 11334.... 9 11192 11194 911324 11249.... 1 11049 11409 919109 11299.... 9 11019 11149 110991 11909.... 01 11009 11093 119299 11999.... 00 11194 11139 111999 11933.... 04 11123 11199 119999 11919 المصدر: من أعداد الباحث باالعتماد على نتائج البرنامج اإلحصائي 9 )4109(Views جدول )2( يوضح نتائج اختبار BreuschGodfrey Serial Correlation LM Test BreuschGodfrey Serial Correlation LM Test: Fstatistic 01099190 Prob. F(4 01) 113399 ObsRsquared 41939922 Prob. ChiSquare(4) 114929 المصدر: من أعداد الباحث باالعتماد على نتائج البرنامج اإلحصائي 9 )4109(Views ب. االج ارء الثاني يتمثل في تقدير أنموذج )ARDL( المعادلة )2( ولفترة ابطاء واحدة )Lah=0( لجميع المتغي ارت وبالتعويض في المعادلة المشارة اليها وباستعمال البرنامج االحصائي كانت نتائج التقدير كما موضحة في الجدول )9(. جدول )5( تقدي ارت نموذج ARDL للمؤش ارت االحصائية للعالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي المؤش ارت االحصائية F 011919 AIC 41990010 R4 11191 SC 3109939 11999 HQ 41131194 D.W 41419 Prop(fstatistic) 1111 المصدر: من اعداد الباحث باستعمال البرنامج االحصائي الجاهز eviews9 49

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... يبين الجدول )9( (AIC,Sc,HQ) نتائج تقدير االنموذج والحصول على المؤش ارت االحصائية والتي هي اصغر قيم لمؤش ارت ويبين مؤشر القوة التفسيرية ويساوي )11191( والتي توضح قدرة المتغي ارت المستقلة في تفسير )%19( من التغي ارت الحاصلة في المتغير التابع )الناتج المحلي االجمالي( وان نسبة )%02( تعود لمتغي ارت اخرى لم يتضمنها االنموذج كما ان الجدول )9( يوضح ان االنموذج معنوي والمرونات الجزئية للمدة القصيرة والطويلة االمد: كما يبين الجدول) 9 ( التكامل بين المتغي ارت جدول )6( يوضح صيغة التكامل المشترك والمرونات الجزئية في الفترة القصيرة والطويلة االجل Variable D(LNGd) D(LNHd) D(LNNX) D(LNNX(0)) CointEq(0) ARDL Cointegrating And Long Run Form Dependent Variable: LNGDP Selected Model: ARDL(0, 1, 0, 4) Coefficient 01492943 11329993 11191911 11139093 11992391 Date: 1/9/4109 Time: 43:04 Sample: 0991 4102 Included observations: 44 Cointegrating Form Std. Error 11491199 11094909 11133014 11149939 11021919 tstatistic 91099291 01999499 01149990 01243019 91219399 Prob. 111110 111939 111191 110999 111111 )CointEq = LNGDP (013242LNGOVD + 111110LNHOSED + 111009LNNX+ (211209 Variable LNGd LNHd LNNX C Coefficient 01324399 11111193 11100929 21120923 Long Run Coefficients Std. Error 11499994 11412902 11139999 31991222 tstatistic 21134499 11319491 11331319 01491999 Prob. 111113 119909 119291 114099 المصدر: من اعداد الباحث باستعمال البرنامج االحصائي الجاهز eviews9. يبين الجدول )9( ان معامل تصحيح الخطأ ]CoinEq(0)[ هو معنوي احصائي مع االشارة السالبة المتوقعة له وهذا يشير ضمنا الى وجود عالقة تكاملية بين المتغي ارت ان المعلمة ]CoinEq(0)[ هي تساوي( 1199239 ) والتي تعني ان االنح ارفات من النمو االقتصادي طويل االمد قد صحح بمعدل )11992( بين فترتين من الزمن وهذا يشير الحصول على تعديل النظام نحو التوازن طويل االمد بسرعة %9912 بالمئة اي ان التعديل سريع جدا نسبيا اي بمعنى وجود عالقة تكاملية بين المتغي ارت ضمن النموذج. وبعبارة اخرى ان مكونات الطلب الكلي لعبت دو ار مهما في تحفيز النمو في الع ارق خالل المدة )41020991( لهذا السبب فان فرضية العدم تعتبر غير مقبولة هنا وقبول الفرضية البديلة والتي تعني ان مكونات الطلب الكلي وخاصة الطلب الحكومي تعتبر عامل مهم في تعزيز النمو االقتصادي في الع ارقونستدل من نتائج التقدير ما يأتي : 21

أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... 0(. وجود اثر موجب ومعنوي لألنفاق الحكومي في االمد القصير حيث كانت قيمة المرونة الجزئية للطلب الحكومي )01492( مما يعني ان زيادة االنفاق الحكومي بنسبة %011 تودي الى زيادة الناتج المحلي االجمالي )GDP( بنسبة )%04912( وهذا يتوافق مع منطق النظرية الكينزية اذ ان زيادة الطلب الحكومي تؤدي الى زيادة الناتج المحلي االجمالي. 4(. وجود اثر سالب ومعنوي للطلب الحكومي على الناتج المحلي االجمالي )GDP( خالل االمد الطويل حيث بلغت المرونة الجزئية للطلب الحكومي )01324( وهذا يعني ان زيادة الطلب الحكومي بنسبة %011 تؤدي الى انخفاض الناتج المحلي االجمالي )GDP( بنسبة )%03214( وهذا يتعارض مع ما ذهبت اليه النظرية االقتصادية مما يعني ان النمو يضمحل نتيجة زيادة الطلب الحكومي بسبب ان الجهاز االنتاجي في االقتصاد الع ارقي غير مرن ومعطل بسبب توقف معظم النشاطات االنتاجية وان االي اردات النفطية تعوض النقص في اشباع الطلب المحلي. 3(. قلة االثر للمتغي ارت االخرى )الطلب الخاص وصافي قيمة الصاد ارت( المفسرة للناتج المحلي االجمالي في االمد القصير حيث كانت المعامالت موجبة ولكن غير معنوية كما تبين ايضا قلة اثرها في االمد الطويل ويعود ذلك لألسباب االتية : أ(. االقتصاد ريعي ويعتمد على الموارد النفطية كمصدر وحيد لرفد الناتج المحلي االجمالي.)GDP( ب(. عدم مرونة الجهاز االنتاجي في االقتصاد الع ارقي بل لتعطل هذا الجهاز. ج(. ضعف االستثمار وعدم تمكنه من خلق طاقات انتاجية جديدة. د(. ضعف السياسات االقتصادية المتبعة في خلق بيئة مناسبة تساعد في تنويع مصادر الدخل. ج. االج ارء الثالث تقضي فرضية العدم القائلة بعدم وجود تكامل مشترك )عالقة توازنية طويلة االجل( بين المتغي ارت والتي تتمثل باالتي: مقابل الفرضية البديلة: وجود تكامل مشترك بين المتغي ارت حيث ان 1 0 4 1 0 1 0 0 4 0 4 تمثل معامالت المتغي ارت المبطئة لفترة واحدة. والجدول )9( يوضح نتائج اختبار التكامل المشترك باستخدام اختبار WALD احصاءهF جدول )4( يوضح اختبار احصاءهWALD F لنموذج )ARDL( العالقة الدالية احصاءه F WALD PVALUE النتيجة FLGDP(LnGd,LNHd,lnnx) 91219311 1111 وجود تكامل مشترك القيمة الحرجة )الجدولية( الحصاءه F عند 4=K مستوى المعنوية قيمة الحد االدنى قيمة الحد االعلى 0(1) 0(0) 013 4194 3199 93 3143 2139 4193 3199 2119 03 2149 9190 المصدر: من اعداد الباحث باستعمال البرنامج االحصائي الجاهز eviews9 :3=k, تمثل عدد المتغي ارت التوضيحية في النموذج االصلي.قيمة F تم حسابها وفقا للمعادلة )0( 20

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... د. االج ارء ال اربع من مقارنة القيمة المحتسبة الحصائه F في الجدول )9( مع القيم الحرجة )الجدولية( المناظرة والمحسوبة من قبل al.4110( )pesaran et في حالة وجود حد ثابت فقط نجد ان القيمة المحسوبة ل )91219311( F )اكبر من القيمة الجدولية( مما يعني رفض فرضية العدم وقبول الفرضية البديلة وبمستوى معنوية )%0 %419 %9 %01( مما يعني وجود تكامل مشترك بين متغي ارت الد ارسة الحالية. يتضح من اج ارء اختبار التكامل المشترك طبقا لمنهج ARDL للمتغي ارت بالرغم من عدم استق اررية جميع المتغي ارت عند المستوى او متكاملة من رتبة واحدة تبين وجود تكامل مشترك بينهما )عالقة توازنية( على المدى الطويل ولكن العالقة بين المتغي ارت ضعيفة وغير معنوية لبعضها )الطلب الخاص وصافي قيمة الصاد ارت( ويالحظ ذلك من معلمات االمد الطويل كما تمكننا من استخ ارج العالقات التوازنية قصيرة االمد من خالل استخدام انموذج (ARDL) عن طريق معامالت المتغي ارت المستقلة عند الفرق االول ولكنها لم تظهر معنوية في االمد القصير بين مكون الطلب الخاص وصافي قيمة الصاد ارت مع الناتج المحلي االجمالي. ثم نقوم باختبار سببية ك ارنجر بين مكونات الطلب الكلي مع Gdp وكما ياتي: 0.وجود عالقة سببية في الفترة الزمنية التباطئية االولى من الناتج المحلي االجمالي بأتجاه الطلب الخاص حيث كانت (9191113)f وهذا يعني ان زيادة الناتج المحلي االجمالي )GDP( تؤدي الى زيادة الطلب الخاص وهي تتفق مع فرضية ك ارنجر وهنالك عالقة سببية متجهه من الطلب الحكومي باتجاه الطلب الخاص حيث كانت قيمة (9103114)f وبمعنوية (11102) مما يعني ان زيادة الطلب الحكومي يكون سببا الى زيادة الطلب الخاص وهذا متوقع ويتوافق مع المنطق االقتصادي حيث ان االنفاق الحكومي يكون في معظمه اجور ورواتب ويعني ذلك زيادة مستوى الدخول للقطاع الخاص ومن ثم زيادة انفاقه. 4. لم تثبت ان هنالك سببية تتجه من الطلب الحكومي باتجاه الناتج المحلي االجمالي) GDP ( أي بمعنى اخر ليس هنالك سببية تتوافق مع الفرض الكينزي. 3. لم تثبت اختبا ارت السببية ان هنالك اتجاه سببيا من الناتج المحلي االجمالي) GDP (باتجاه الطلب الحكومي أي ليس هنالك سببية تتوافق مع فرضية فاجنر أي بمعنى ان زيادة الناتج المحلي االجمالي) GDP ( لم تكن سببا لزيادة االنفاق الحكومي والجدول )9( يبين نتائج اختبار السببية. 24

أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... جدول رقم )4( نتائج اختبار السببية بين الناتج ( GDP )ومتغي ارت الد ارسة االخرى اتجاه السببية الفرضية H1 :التوجد سببية عدد فت ارت التباطئ قيمة F المحسوبة pvalues 4193919 0 L ngdp Ln Gd مستوى المعنوية 11009 11419 112441 11100 11419 11102 11019 11243 11193 11419 11190 11039 0199419 1199191 9191113 0109249 9103114 4192191 1191412 314499 0134999 3194993 4144399 0 0 0 0 0 4 4 4 4 4 4 Ln Gd Ln GDP Ln GDP Ln Hd Ln Hd Ln GDP Ln Gd Ln Hd Ln Hd Ln Gd L ngdp Ln Gd Ln Gd Ln GDP Ln GDP Ln Hd Ln Hd Ln GDP Ln Gd Ln Hd Ln Hd Ln Gd الق ارر H1 قبول H1 قبول H1 قبول H1 رفض H1 قبول H1 رفض H1 قبول H1 قبول H1 قبول H1 قبول H1 قبول H1 قبول المصدر: من عمل الباحث باستخدام برنامج Eviews 9 لسنة 4109 باالعتماد على بيانات الملحق )0( ثالثا. النتائج التي توصلت لها الدراسة: 0. من اج ارء اختبار استق اررية السالسل الزمنية لمتغي ارت الد ارسة الحالية باستخدام اختبار جذر الوحدة ديكي فولر )ADF( تم التوصل الى عدم استق ارر جميع المتغي ارت عند المستوى (1)0 واتضح ان جميع المتغي ارت) GDP الطلب.4 الخاص الطلب الحكومي صافي قيمة الصاد ارت(باألسعار الجارية وبالصيغة اللوغارتمية مستقرة عند الفرق االول 0)0( وال توجد متغي ارت كاملة من الرتبة الثانية 0)4( ومن ثم يمكن تطبيق منهجية التكامل المشترك باستعمال انموذج. ARDL من اج ارء اختبار التكامل المشترك طبقا لمنهج ARDL المستوى او متكاملة من رتبة واحدة تبين وجود تكامل مشترك بينها )WALD TEST( كما معامالت المتغي ارت المستقلة. ان هنالك عالقات توازنية قصيرة االمد للمتغي ارت بالرغم من عدم استق اررية جميع المتغي ارت عند )عالقة توازنية( من خالل استخدام على المدى البعيد وحسب اختبار انموذج عن طريق (ARDL) 3. وجود اثر موجب ومعنوي من قبل االنفاق الحكومي في االمد القصير حيث كانت قيمة المرونة الجزئية لألنفاق الحكومي )01492( مما يعني ان زيادة االنفاق الحكومي بنسبة يتوافق مع منطق النظرية الكينزية اذ ان زيادة الطلب الحكومي تؤدي الى زيادة. GDP 2. وجود اثر سالب ومعنوي للطلب الحكومي على GDP %011 تودي الى زيادة الناتج بنسبة )%04912( خالل االمد الطويل وهذا حيث بلغت المرونة الجزئية للطلب الحكومي )01324( وهذا يعني ان زيادة الطلب الحكومي بنسبة %011 تؤدي الى انخفاض GDP بنسبة )%03214( وهذا يتعارض مع ما ذهبت اليه النظرية االقتصادية قلة 9. مما يعني ان النمو يضمحل نتيجة زيادة الطلب الحكومي بسبب ان الجهاز االنتاجي في االقتصاد الع ارقي غير مرن ومعطل بسبب توقف معظم النشاطات االنتاجية وان االي اردات النفطية تعوض النقص في اشباع الطلب المحلي عبر االستي اردات. األثر المتغي ارت االخرى )الطلب الخاص وصافي قيمة الصاد ارت( المفسرة للGDP في االمد القصير حيث كانت المعامالت رغم انها موجبة ولكنها غير معنوية وضعيفة التاثير على المتغير التابع )GDP( كما تبين ايضا قلة أثرها 22

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... في االمد الطويل كون االقتصاد الع ارقي ريعي ويعتمد على الموارد النفطية بنسبة كبيرة وعدم مرونة الجهاز االنتاجي وضعف االستثما ارت وضعف السياسات االقتصادية المتبعة في خلق بيئة مناسبة تساعد في تنويع مصادر الدخل. الملحق )1( مكونات االنفاق الكلي والناتج المحلي االجمالي)باألسعار الجارية وبالصيغة اللوغاريتمية(في الع ارق للمدة )21121881( الناتج المحلي االجمالي )باألسعار الجارية وبالصيغة اللوغاريتمية( صافي قيمة الصاد ارت )باألسعار الجارية وبالصيغة اللوغاريتمية( الطلب الحكومي )باألسعار الجارية وبالصيغة اللوغاريتمية( 01193991 91340011999 02199393 00109939 11922209091 02199939 03119109 11929493119 02199919 02193492 91023909913 02139401 09199994 1129902149 09199124 09199094 91931199941 09130903 09199423 11942990414 0913149 01121199 02199491999 09190292 01192199 09140149991 09144999 09129211 09191114190 09193099 09110191 09131929112 09194919 09192992 02149991199 09119299 09192119 09191913924 09129219 09102099 09102292420 09199999 09129292 09144949214 09119494 41119999 09129199949 09109990 41191919 09194993409 09144129 4119904 09191994914 09141931 41191229 41124291119 09199493 01194409 00191012193 09191999 40113129 091994129 0919999 40133243 09121299999 09199139 40129904 41199941919 01111009 40191299 41193429929 01139392 40193301 41199999931 01104999 الطلب الخاص )باألسعار الجارية وبالصيغة السنوات اللوغاريتمية( 04119093919 0991 03192193449 0990 09194921440 0994 02191011143 0993 02190213399 0992 09111111909 0999 09191032993 0999 09199499399 0999 09112141149 0991 09191939002 0999 01119999949 4111 01142929913 4110 01124993999 4114 01199391490 4113 09119299319 4112 09122221399 4119 09199999919 4119 09190099910 4119 4111091399 4111 01119199992 4119 01102290309 4101 41129393324 4100 01121499191 4104 01199939991 4103 01199993934 4102 المصدر: من اعداد الباحث باعتماد على احصاءات و ازرة التخطيط الع ارقية والجهاز المركزي لإلحصاء لسنوات مختلفة للمدة )41020991(. المصادر العربية ابد جمان مايكل )0911( االقتصاد الكلى النظرية و السياسة ترجمة وتعريب د. محمد إب ارهيم منصور الرياض: دار المريخ للنشر والتوزيع. 22

أ.د. فارس كريم بريهي & م. م. حسن خلف راضي... 913 خليل سامي )0992( نظرية االقتصاد الكلي المفاهيم والنظريات االساسية الكويت. الدباغ أسامة بشير و عبدالجبار أثيل )4113( مقدمة في االقتصاد الكلى عمان: دار المناهج للنشر و التوزيع. االدريسي عبد السالم ياسين )0912( لسنة 0919 مطبعة جامعة البصرة. التحليل االقتصادي الكلي مقدمة في االقتصاد الكلى ترجمة عزيز محمد بو سدرة فتحي رقم االيداع في المكتبة الوطنية في بغداد بنغازي: جامعة قاريونس. ستانليك )0994( السيد زينب توفيق )4109( عدالة توزيع الدخل والنمو االقتصادي :الحالة المصرية نموذجا بحث منشور في مركز wagners law) د ارسات الوحدة العربية. الغالبي كريم سالم حسين )4100( االنفاق الحكومي واختبار قانون فاجنر تحليل قياسي بحث منشور الغري للعلوم االقتصادية واالدارية السنة الثامنة في الع ارق للمدة العدد الخامس :)41010999( والعشرون. عطية عبدالقادر محمد مقلد رمضان محمد )4119( النظرية االقتصادية الكلية جامعة اإلسكندرية: كلية التجارة قسم االقتصاد. عبدالسالم علي عطية بو سدرة فتحي )0919( االقتصاد الكلي بنغازي: دار الكتب الوطنية. و ازرة التخطيط الجهاز المركزي لإلحصاء المسح االجتماعي واالقتصادي لألسرة في الع ارق IHSES4104. المصادر االجنبية AlHakami, Ali Othman,(4114), time series Analysis of the Relationship between Government expend detour and GDP in the kingdom of Saudi Arabia J. king soud Unv. voi, 02, Admin. sa.(4). Akitoby, Bernardino et al (4111), pubic spending voracity, and wagners law in dev European journal of political economy 44. Dhawan, Biswal, B.,U and Lee, H.y.(0999). Testing Wagner versus Keynes using disaggregated public expenditure data for Canada Applied Econo,ics, 20. sideris,dimitrios, (4111), wagners law in I gth centry Greece: a co integration and causality analysis unv. compns, 220 01 ioannina Greece01. Dogan, Ergun, Tang, Tuck, (4111), Government expend and national Income: causality test for five south east Asian countries, international business and economics research journal v.2.n.i 12 Malaysia. AlFairs, A.F(4114), Pupil expenditure and economic Growth in the Gulf cooperatives council countries, Applied Economics, 22100110092. Mishkin, Frederic S,(4104),Macroeconomic policy and Practice, Columbia University, The Pearson Series in Economics, email at. Gerrard, W J & Godfrey, L G, (0991), "Diagnostic Checks for SingleEquationError Correction and Autoregressive Distributed Lag Models," TheManchester School of Economic & Social Studies, Blackwell Publishing, vol. 11(4). Heino Bohn Nielsen,(4112) NonStationary Time Series and Unit Root Tests. Jodylyn. M.Quijno, (4112), Causality and Deter minata of Government spending and Economic Growth: the Philippine experience 09114112, university of san to Tomas, manila, Philippine. Kenneth. J ARRow, B. Douglas Bernheim, martin s. Feldstein Daniel L. Mcfadden, James M.poterba, and Robert M.Solow,(0991), 011 years of the American economic review; the top 41 articles. 22

قياس العالقة بين مكونات الطلب الكلي والنمو االقتصادي في العراق للمدة )41020991(... shrestha, B. min,(4112) ARDL Modelling Approach to Testing the Financial Liberalization Hypothesis. Nwabueze Joy chioma,(4119) Causal relationship between gross domestic product and personal consumption expenditure of Nigeria. Matthew I,Ogbagu. & Udom I, Ekpenyong., Estimating The Impact The Components Of Public Expenditure On Economic Growth In Nigeria (A Bound Testing Approach). Engle, el al, (0919) ((Merging Short and long run Forecasts: An Application of Seasonal Cointegration to Monthly Electricity Sales Fore casting)) Journal of Econometrics, no. 21. Miller, Roger LeRoy,(4104),Economics Today, THE MACRO VIEW, Research Professor of Economics University of Texas Arlington, Sixteenth Edition, email at www.pearsoned.com/legal/permissions.htm. Solow, Robert M.,(0921), A Contribution to the Theory of Economic Growth, The Quarterly Journal of Economics, The MIT Press. verma, Satish, arora, Rahul, (4101) ; dose the indian economy support wagners law? an econometric analysis, Eurasian journal of business and economists, (Punjab), India. Gianni, stalla kara, el al, (0999), Testing wagners law for the European union Economies, the journal of Applied Business research. v.01 na. Sinha, Dipendra, (4111), Dose the wagners law hold for Thailand? a time series study, munich personal repec archive. no4211, posted (MPRA) 11. Xiangnan, Tao and K. Zestos, George, (0999), ((Sources of economic growth in Japan and korea; causality tests)) Journal of international economic studies,no.2 Pettinger, Tejvan,(4102) What effect do interest rates have on wages, September 1, labour markets, WWW.Economics Help. W.Wojciech, Charemza and Derek F. Deadman,(0994), New Direction in Econometric Practice (London: Edward Elgar). World Economic Forum @Davos والمنشور على Daghir colleagues academy. 21