مفعول السياسة المالية على النمو الا قتصادي: مقارنة بين المغرب و تونس و مصر د. 1 ا براهيم منصوري ملخص البحث: اهتم الاقتصاديون اهتماما كبيرا با شكالية النمو الاقتصادي. وترجع الدراسات الكلاسيكية مسلسل النمو ا لى عاملي العمل والرا سمال. ا لا ا ن الا بحاث الحديثة بينت ا ن تفاوت النمو الاقتصادي عبر البلدان مرده ا لى عوامل ا ضافية. وتسير هذه الورقة في نفس الاتجاه محاولة تحليل مفعول السياسة المالية على النمو الاقتصادي على المديين القصير والطويل في حالات المغرب وتونس ومصر ودلك باستعمال التحليل الحديث للسلاسل الزمنية. بعد استعراض ا هم الا دبيات النظرية والقياسية المتعلقة بمفعول السياسة المالية على النمو الاقتصادي بنينا نموذجا قياسيا يرمي تقديره ا لى تحديد مدى تا ثير الاستثمار في القطاعين العام والخاص والا نفاق العام الجاري وقوة العمل على النمو الاقتصادي في البلدان الثلاثة. بالا ضافة ا لى المفعول الا يجابي لتراكم الرا سمال وقوة العمل تبين نتاي جنا القياسية بالاعتماد على نماذج تغيير الخطا ا ن الاستثمار العام له مفعول تشجيعي على النمو الاقتصادي في المغرب وتونس ومصر. ا لا ا ن الاستثمار العام لا يو ثر ا يجابيا على النمو الاقتصادي في مصر وتونس ا لا على المدى الطويل بينما يلاحظ تا ثيره على المديين القصير والطويل في الحالة المغربية. وتبين نتاي جنا القياسية ا ن الاستثمار العام يكمل عوض ا ن يزيح تراكم الرا سمال الخاص وانه يطابق قواعد النجاعة والمردودية المتبعة في القطاع الخاص وا ن وساي ل تمويله لا تعرقل ا نشطة الفاعلين الاقتصاديين بمن فيهم المستثمرون الخواص. ا ما فيما يخص الاستهلاك العام الجاري فيلاحظ ا نه يو ثر سلبيا على النمو الاقتصادي في البلدان الثلاثة مع ملاحظة التا ثير على المديين القصير والطويل في المغرب والمفعول على المدى القصير فقط في الحالة المصرية. ويرجح ا ن يكون هذا الا ثر السلبي ناجما عن طغيان عوامل مثل علاقة الا حلال بين الاستهلاك العام والاستهلاك الخاص وتضخيم الفواتير المتعلقة بنفقات تسيير القطاع العام والرشوة وهروب الرساميل ا لى الخارج على مفعول الطلب على السلع والخدمات الناجم عن ارتفاع الاستهلاك العام الجاري. 1 مدير مجموعة البحوث الاقتصادية والمالية كلية الحقوق جامعة القاضي عياض مراكش المغرب. 88
نستخلص من هذه الدراسة ا ن صناع القرار الاقتصادي والسياسي في البلدان الثلاثة لا يجب ا ن يعتمدوا على تقليص نفقات الاستثمار العام من ا جل تقويم موازنة القطاع العام لا ن هذه النفقات لها مفعول ا يجابي على النمو الاقتصادي. ا ن التقويم المالي يجب ا ن ينبني على تقليص النفقات التبذيرية بما فيها قسط هام من نفقات الاستهلاك العام التي تعرقل النمو الاقتصادي في المغرب وتونس ومصر. وينبغي ا ن تتركز جهود الاستثمار العام في البنية التحتية المادية والاجتماعية التي تكمل الاستثمار الخاص عوض ا ن تزيحه. ا لا ا ن التقويم المالي في البلدان الثلاثة عامة اعتمد ا ساسا على تقليص النفقات الاستثمارية. ا ن صناع القرار الاقتصادي والسياسي في المغرب وتونس ومصر با تباعهم لهذه السياسة اللاناجعة سيعرقلون لا محالة مسلسل النمو الاقتصادي لبلدانهم. مقدمة عامة: اهتم الاقتصاديون اهتماما كبيرا با شكالية النمو الاقتصادي. وترجع الدراسات الكلاسيكية مسلسل النمو ا لى عاملي العمل والرا سمال. ا لا ا ن بزوغ نظرية النمو الداخلي المنشا ) endogenous (growth theory دفع بالاختصاصيين ا لى التساو ل حول ا همية عوامل ا خرى في تفسير ظاهرة النمو الاقتصادي, وبصفة خاصة فا ن الا نفاق العام متغير هام يمكن ا ن يفسر تغيرات الدخل القومي في البلدان المتقدمة كما في تلك الساي رة في طريق النمو(ا نظر مثلا Sala- Barro, 1990 ; Barro and.(i-martin, 1995 ; Aschauer and Lächler ; 1998 وتسعى هذه الورقة ا لى استكشاف ا ثر الا نفاق العام على النمو الاقتصادي في المغرب وتونس ومصر بتركيز البحث على مفعول الا نفاق العام الاستثماري بالمقارنة مع ا ثر تراكم الرا سمال في القطاع الخاص. وبالا ضافة ا لى هاجس توفر البيانات تم اختيار البلدان الثلاثة نظرا لانخراطها في برامج واسعة للتكيف المالي مما نجم عنه انخفاض حاد في الا نفاق العام الاستثماري كنسبة من الناتج المحلي الا جمالي. ا ذا كان الاستثمار العام ينعش النمو الاقتصادي على المدى الطويل فا ن تكيفا ماليا منحرفا ضد هذا النوع من الا نفاق سيكون له لا محالة ا ثر مكلف على النمو الاقتصادي وبالتالي على مستوى عيش المواطنين في البلدان الثلاثة. بينما تنحصر ا غلب الدراسات في تحليل ا ثر الرا سمال والعمل على النمو الاقتصادي فا ن ورقتنا هذه تحاول تمديد مجال البحث بتفكيك الرا سمال ا لى قسميه العام والخاص وا دماج الاستهلاك العام الجاري في نموذج قياسي كمتغير يمكن ا ن يفسر جزي يا تقلبات الناتج المحلي الا جمالي الحقيقي في البلدان الثلاثة. وتنقسم الورقة ا لى ثلاثة ا قسام. يقدم القسم الا ول عرضا نقديا للا دبيات الاقتصادية المتعلقة بالموضوع. ا ما القسم الثاني فيتناول الا طار المفاهيمي والمنهجي لبحثنا. ويقدم القسم الثالث نتاي جنا القياسية بينما يقوم القسم الرابع بصياغة مقترحات للسياسة الاقتصادية في البلدان الثلاثة بناء على نتاي جنا القياسية ويختم موضوع البحث. 89
ن ا الملتقى العلمي الدولي الثاني 14 و 15 نوفمبر 2005 1. استعراض نقدي للا دبيات الاقتصادية حول مفعول السياسة المالية على النمو الاقتصادي بالا ضافة ا لى مخزون الرا سمال الخاص والعمل فا ن بنية الا نف اق العام من شا نها ا ن تو ثر على فرص التنمية الاقتصادية والاجتماعية al, 2002.(Gupta et (ا نظر مثلا ورغم هذه الملاحظة الهامة فا ن ا غلب الدراسات التحليلية والقياسية تميل في ا كثر الا حيان ا لى التركيز على ا ثر الا نفاق العام المجمع Rodrigùez, 1994 (Boussetta, 1995 ; (ا نظر مثلا ا و رصيد الموازنة العامة الذي يعتبر بنفسه قياسا لمتغيرات مالية مجمعة (ا نظر 1997 al,.( Boussetta, 1995 ; Eken et ترى الدراسات الحديثة ا ن المكونات المختلفة للا نفاق العام ليس لها نفس الا ثر على الاقتصاد. ا لا ا ن هذه الدراسات تركز غالبا على ا ثر الرا سمال العام على الاستثمار الخاص والنمو الاقتصادي مغفلة بذلك دراسة مفعول مكونات ا خرى للا نفاق العام خاصة الاستهلاك العام الجاري ) and Blejer Khan, 1984 ; Khan and Reinhart, 1990 ; Greene and Wellanueva, 1991 ; Haque Lächler, 1998.(and Montiel, 1994 ; Islam and Wetzel, 1994 ; Aschauer and يرى (1990) Reinhart Khan and ا ن في دراستهما القياسية حول مجموعة من البلدان الساي رة في طريق النمو ا ن الا نفاق العام الاستثماري يو ثر ا يجابيا على النمو الاقتصادي على المدى الطويل. وفي حالة باكستان بين (1994) Montiel Haque and نفقات الاستثمار العام لها مفعول تشجيعي على الاستثمار الخاص والنمو الاقتصادي. ا ما في حالة المكسيك فقد بين Aschauer and Lächler الاستثمار العام له تا ثير سلبي على الاستهلاك الخاص والنمو الاقتصادي. وفي دراستهما (1998) ا ن حول مجموعة من البلدان النامية يرى (1996) Herrera Dessus and ا ن الا نفاق العام الاستثماري هو بمثابة قاطرة للتنمية الاقتصادية. ا ذا كان التحليل القياسي لمفعول الا نفاق العام الاستثماري على النمو الاقتصادي ذا ا همية قصوى فا ن ا ثر الا نفاق العام الاستهلاكي الذي يمكن من تقدير حجم تبذير الموارد في القطاع العام يستدعي تمحيصا خاصا. وانطلاقا من هذه الملاحظة فا ن ورقتنا البحثية هذه ترمي ا لى تسليط مزيد من الضوء على مفعول بنية الا نفاق العام على النمو الاقتصادي في المغرب وتونس ومصر. ا ن الخاصية الا هم لدراستنا تتمثل في كونها تحاول ا ن ترى كيف تو ثر بنية النفقات العمومية على النمو الاقتصادي على المدى الطويل. ا ن الاستثمار والاستهلاك في القطاع العام يشكلان الا نفاق العام المجمع وبالتالي فيمكن ا ن يكون لهما مفعول طلب effect) (demand على الا نتاج الكلي. ا لا ا ن ا ثرهما يبقى غامضا وذلك نظرا لما يلي: يمكن للاستهلاك العام الجاري ا ن يسرع عملية النمو الاقتصادي ا ذا كان مفعولها الطلبي يرفع من مستوى الا نتاج الكلي. ا لا ا نه في محيط يتسم بارتفاع الاستهلاك العام فا ن المبالغة في الفوترة (over-invoicing) والارتشاء وهروب الرساميل وتقلص الاستهلاك الخاص التي يمكن ا ن تنجم عن 90
استفحال الاستهلاك العام الجاري من شا نها ا ن تو دي ا لى تدهور الا نتاج الكلي (ا نظر Mansouri,.(2004a, 2004b, Mansouri et al, 2005 منذ كينز (1936 (Keynes, يمكن ا ن يكون للا نفاق العام الاستثماري مفعول تشجيعي على الاستثمار الخاص وا ن يسرع وثيرة النمو الاقتصادي على المدى الطويل وذلك نظرا لا ثاره المضاعفة effects).(multiplier ا لا ا ن صياغة فرضيات جديدة تقودنا ا لى التشكيك في الا ثر الا يجابي للاستثمار العام على النمو الاقتصادي: ا ن فرضية الا ثر الا يجابي للاستثمار العام تستوجب ا ن يكون الرا سمال العام والرا سمال الخاص بديلين كاملين substitutes).(perfect ا ذا استوفي هذا الشرط فا ن ا ي ارتفاع في الاستثمار العام سيكون له نفس الا ثر على النمو الاقتصادي بالمقارنة مع ارتفاع الاستثمار الخاص. يجب ا ن يمتثل الا نفاق العام الاستثماري لشروط النجاعة والمردودية ) and efficiency (profitability الساي دة في القطاع الخاص. ا ن القطاع العام وهو يدخل غمار الاستثمار يجب ا ن يتوقع الا ثر الذي يمكن ا ن يكون له على الاستثمار الخاص بالارتباط مع طرق التمويل. وبالفعل فا ن مفعول الاستثمار العام على النمو الاقتصادي يتوقف على الوساي ل المستعملة لتمويله. فا ذا تم تمويل الاستثمار ضراي ب مرتفعة فا ن المردود الصافي لذلك الاستثمار ربما يكون ضعيفا الناجمة عن الضراي ب على الاقتصاد بصفة عامة. الدين فا ن ضراي ب اليوم سيتم تا جيلها ا لى ا جل غير مسمى. متوقعة الخاص. العام عن طريق نظرا لا ثر التشوهات ا ما ا ذا تم تمويل الاستثمار العام عن طريق وا ذا كانت جبايات المستقبل من طرف المستهلكين الخواص فمن شا نها ا ن تعرقل تراكم الرا سمال في القطاع ففي الحلة التي تكون فيها الضراي ب متوقعة يحتمل ا ن يتجه المستثمرون الخواص 1 ا لى نشاطات استثمارية ذات مردودية اجتماعية ضعيفة وذلك من ا جل تجنب ا داء الضراي ب. يجب على الاستثمار العام ا ن يو ثر ا يجابيا على معدل نمو الا نتاجية وبالتالي على معدل النمو الاقتصادي. فبما ا ن الاستثمار العام في البنيات التحتية يكمل نشاط الاستثمار الخاص فا ن دور ا ي ارتفاع في مستوى الاستثمار الخاص لا ينحصر فقط في جلب المزيد من الرساميل الخاصة وبالتالي ا سراع وثيرة تراكم الرا سمال الخاص بل يمكن ا ن يجعل من الاستثمار الخاص نشاطا - حسب تقديرات (1995) Suthiwart-Narueput Devarajen, Squire and فا ن التكلفة الحدية للجبايات التشوهية taxation) (distortionary في البلدان الصناعية تصل إلى ما بين 32 و 47 بالماي ة في الولايات المتحدة الا مريكية و 120 بالماي ة في السويد. أما (1998) Lächler Aschauer and فقدرا أن تكون التكلفة الحدية للموارد المالية أآثر ارتفاعا في البلدان النامية. ففي حالة المكسيك مثلا يرى Lächler(1998) Aschauer and أن الخسارة التي يتحملها الاقتصاد تفوق 0.50 وحدة نقدية لكل ارتفاع في الضراي ب بوحدة نقدية. 1 91
ا كثر ا نتاجية. ا ن هذا الا ثر الا يجابي من المحتمل ا ن يغيب في بيي ة تتسم بوجود علاقة تعارضية 2 لا تكاملية بين الاستثمارين العام والخاص. ا ذا كان فالاستثمار العام يمكن ا ن يقلص الا نتاجية الكلية الا نفاق العام في الرا سمال يتم دون الامتثال لقواعد الرشادة الساي دة في القطاع الخاص. وللتوضيح ا كثر فا ن ا ية وحدة نقدية ا ضافية يتم ا نفاقها من طرف القطاع العام لن يسعها اقتناء نفس كمية السلع الاستثمارية وبنفس الجودة بالمقارنة مع نفس الوحدة النقدية التي يتم ا نفاقها من طرف القطاع الخاص. نظرا لغموض العلاقة بين مكونات الا نفاق العام والنمو الاقتصادي فا ن الا شكالية المتعلقة بمحددات النمو الاقتصادي لا يمكن تحليلها ا لا باتباع منهجية تجريبية قياسية. التالي من البحث. وهذا ما يوضحه القسم 2. الا طار المفاهيمي والمنهجي يبدا تحليلنا يمكن كتابتها هكذا: لمفعول السياسة المالية على النمو الاقتصادي من استعراض دالة الا نتاج التقليدية التي Y t = f(k t, L t) (1) t الزمن. والتي يمثل فيها K الناتج المحلي الا جمالي و Y مخزون الرا سمال و L حجم العمل و (G) طبقا للنظرية الجديدة للنمو الداخلي المنشا يمكن ا دماج الا نفاق العام المجمع في المعادلة (1) كمتغير مفسر للنمو الاقتصادي. وبذلك نحصل على المعادلة التالية: Y t = g(k t, L t, G t ) (2) بما ا ن الاستثمار العام (Ig) ينتمي ا لى الا نفاق العام المجمع (G) وا لى الاستثمار المحلي الكلي (I) فمن المشروع طرح Ig من G فيكون المكون الري يسي المتبقي من G هو الاستهلاك العام - 2 يعتقد (1994) Easterly أن حصة الرأسمال الخاص في الدخل تنخفض آلما ارتفع لرأسمال العام إذا آانت مرونة الا حلال substitution) (elasticity of بين مكوني الرأسمال تفوق 1. إن أي تقلص في حصة الرأسمال العام سيو دي إلى انخفاض في حصة الرأسمال الخاص في الدخل القومي لكل معدل محدد لمردودية الاستثمار. فمعدل مردودية الاستثمار الخاص يتقلص آلما ارتفعت قيمة أنواع من الرأسمال العام تشكل بداي ل آاملة للرأسمال الخاص. آما تجب الا شارة إلى أن الرأسمال العام يمكن أن يو ثر سلبا على الاستثمار الخاص آنتيجة لمفعول الا زاحة effect) (crowding-out الذي يمر عبر السوق المالية وخاصة إذا آان معدل الفاي دة لا يعبر بما فيه الكفاية عن تكلفة الموارد (بسبب القمع المالي repression) financial )أو نظام توزيع حصص القروض مثلا ). 92
الجاري.(Cg) وطبقا لهذا التحليل تتمثل المهمة الموالية في قياس Ig على شكل مخزون stock) (in ثم طرحه من K لنحصل في النهاية على المكونين العام (Kg) والخاص (Kp) لمخزون الرا سمال (K). وبذلك نحصل على دالة الا نتاج التالية: Y t = g(kg t, Kp t, L t, G t ) (3) بما ا ننا لا نتوفر على معطيات دقيقة عن مخزون الرا سمال في ا غلب الدول النامية فقد قمنا بتقدير مخزون الرا سمال في القطاعين الخاص والعام بنسبتي الاستثمار العام والاستثمار الخاص ig) و (ip ا لى الناتج المحلي الا جمالي. هذا وقد استعملت نسبة الاستثمار ا لى الناتج المحلي الا جمالي كمتغير تقديري لمخزون الرا سمال من طرف دراسات عديدة (ا نظر مثلا al, Balasubramanyam et.(1996 ; Barro, 1999 ; Kahpaiboon, 2004 ومن ا جل الا خذ بعين الاعتبار لخصوصيات الاقتصاديات قيد الدرس افترضنا ا ن دورات الجفاف cycles) (drought تو ثر ا يضا على النمو الاقتصادي خاصة في حالتي المغرب وتونس ا لى حد ما. وقد تم تقدير هذا العامل باستعمال مقلوب مردودية الحبوب للهكتار كمتغير تقديري للجفاف.(DR) وتبدو هذه المنهجية ناجعة وذلك نظرا لا ن ا نتاج الحبوب نشاط فلاحي ري يسي ويكون عادة متركزا في المناطق البورية مما يجعله هشا ا مام التقلبات المناخية خاصة في المغرب وا لى حد ما في تونس. وعليه فباستعمال التحليل الحديث للسلاسل الزمنية يكون النموذج الذي سيجري تقديره في حالة كل بلد من البلدان الثلاثة يمكن كتابته على الشكل التالي: Log(Y t ) = a 0 + a 1.ig t + a 2.ip t + a 3.Log(L t ) + a 4.cg t + a 5.Log(DR t ) + η t (4) (?) (+) (+) (?) (-) cg ويرمز متغيرا عشواي ي في المعادلة في النموذج ا لى (4) نسبة الاستهلاك العام الجاري من الناتج الداخلي الا جمالي ويمثل η ذي متوسط معدم وتباين تام ا ما المتغيرات الا خرى فهي مطابقة لما حددناه سابقا. (4) تم قياس المتغيرY بالناتج المحلي الا جمالي بالا سعار الثابتة ا ي الناتج المحلي الا جمالي بالا سعار الجارية مقسوما على مخفض الناتج المحلي الخام. ا ما المتغير L فقد جرى تقديره بحجم قوة العمل في الاقتصاديات الثلاثة. وقد تم بناء السلاسل الزمنية المتعلقة بكل متغير بالرجوع ا لى بيانات خامة للبنك الدولي 2002) CD-ROM, (World Development Indicators, صندوق النقد العربي (التقرير العربي الموحد.(2004 وبيانات هذا وقد قمنا باستعمال نفس مصادر البيانات 93
حتى نتمكن من الحصول على معطيات قابلة للمقارنة عبر البلدان الثلاثة. التي بنيناها الفترات الممتدة من 1970 ا لى التونسية ومن 1975 ا لى 2002 بالنسبة لمصر. 2002 في حالة المغرب ومن وتغطي السلاسل الزمنية 1972 ا لى 2002 في الحالة ا ما التقديرات والاختبارات التي ا جريناها فقد اعتمدت على التحليل الحديث للسلاسل الزمنية ا ي اختبارات الجدر الوحدوي tests) (unit root واختبارات الارتباط المشترك ونماذج تصحيح والطويل الخطا (cointegration tests) (error correction models).(short and long run causality tests) واختبارات السببية على المديين القصير ويرجع السبب من وراء استخدام التقنيات الكمية الحديثة ا لى ا ن المتغيرات الماكروقتصادية تكون في ا غلب الا حيان غير مستقرة (nonstationary) وا ن هذه التقنيات تمكن من عزل الا ثار على المدى القصير عن مثيلاتها على المدى الطويل (ا نظر Granger and Newbold, 1974 ; Dickey and Fuller, 1981 ; Johansen, 1988, 1991 ;.(Johansen and Jusilius, 1990 ; Engle and Granger, 1991 ; Gonzalo, 1994.3 اختبار العلاقة بين السياسة المالية والنمو الاقتصادي في المغرب وتونس ومصر: النتاي ج القياسية بادي ذي بدء نقوم في ما يلي با جراء اختبار الجدر الوحدوي على متغيرات النموذج (4). وتبين نتاي ج اختباراتنا في الجداول (1) و( 2 ) و( 3 ) ما يلي: في الحالة المغربية يبدو ا ن المتغيرات cg و ip و ig و Log(Y) غير مستقرة في مستوياتها levels) (nonstationary in بينما يبدو المتغيران Log(L) و Log(DR) مستقرين نسبيا. في الحالة التونسية تبدو المتغيرات ip وig و Log(DR) مستقرة نسبيا الا خرى غير مستقرة ا ي مدمجة بترتيب (1 1.(integrated of order بينما تبقى المتغيرات ا ما في حالة مصر فالمتغير ig المتغيرات الا خرى غير مستقرة. وحده هو الذي يبدو مستقرا نسبيا بينما تبين الاختبارات ا ن 94
الجدول رقم 1: اختبارات الجدر الوحدوي في الحالة المغربية قيمة ماكينون الحرجة (%5) -3.58-3.56-3.56-3.59-2.95-2.97 قيمة ماكينون الحرجة (%1) MacKinnon Critical value (1%) -4.32-4.28-4.28-4.35-3.64-3.68 ا حصاي ية t t-statistic -2.98-3.17-2.56-4.96-2.28-6.13 عدد المتا خرات Number of lags 1 (*) 1 (**) 1 (**) 1 (*) 1 (*) 0 (**) المتغير Variable Log(Y) ig ip Log(L) cg Log(DR) ملاحظات: تبين الا شارات (**) و (*) على التوالي ا ن الاتجاه الزمني trend) (linear والساكن (constant) معبران ا حصاي يا وا ن الساكن وحده معبر ا حصاي يا في معادلة Dickey-Fuller المزيدة.(Augmented Dickey Fuller) الجدول رقم 2: اختبارات الجدر الوحدوي في الحالة التونسية قيمة ماكينون الحرجة (%5) -2.96-3.57-2.97-2.96-2.96-3.58 قيمة ماكينون الحرجة (%1) MacKinnon Critical value (1%) -3.66-4.30-3.68-3.65-3.66-4.32 ا حصاي ية t t-statistic -2.10-3.70-4.54-2.31-2.37-4.47 عدد المتا خرات Number of lags 1 (*) 1 (**) 2 (*) 1 (*) 0 (*) 0 (**) المتغير Variable Log(Y) ig ip Log(L) cg Log(DR) ملاحظات: تبين الا شارات (**) و (*) على التوالي ا ن الاتجاه الزمني trend) (linear والساكن (constant) معبران ا حصاي يا وا ن الساكن وحده معبر ا حصاي يا في معادلة Dickey-Fuller المزيدة.(Augmented Dickey Fuller) 95
الجدول رقم 3: ختبارات الجدر الوحدوي في الحالة المصرية قيمة ماكينون الحرجة (%5) -3.58-3.59-2.97-2.97-3.58-3.59 قيمة ماكينون الحرجة (%1) MacKinnon Critical value (1%) -4.32-4.34-3.69-3.68-4.32-4.35 ا حصاي ية t t-statistic -3.40-4.20-2.54 1.72-2.85-2.40 عدد المتا خرات Number of lags 2 (***) 0 (***) 0 (**) 1 (**) 0 (***) 2 (***) المتغير Variable Log(Y) ig ip Log(DR) Log(L) cg ملاحظات: تبين الا شارات (***) (**) و (*) على التوالي ا ن الاتجاه الزمني trend) (linear والساكن (constant) معبران ا حصاي يا وا ن الساكن وحده معبر ا حصاي يا وا ن الاتجاه الزمني والساكن ميسا معبرين ا حصاي يا في معادلة Dickey-Fuller المزيدة Fuller).(Augmented Dickey الجدول رقم 4: اختبارات الارتباط المشترك (حالة المغرب) ترابط مشترك ) ) نعم لا لا لا (1%) (5%) نسبة الاحتمالية Likelihood Ratio قيمة Eigen 0.65 0.44 0.25 0.18 القيمة الحرجة 53.12 34.91 19.96 9.24 القيمة الحرجة 60.16 41.07 24.60 12.97 65.70 33.08 15.15 6.33 ملاحظات: ا دمج الساكن (constant) في معادلة الارتباط المشترك equation) (cointegration وفصل عن النموذج الانحداري الذاتي ) model.(vector auto-regressive (VAR) الجدول رقم 5: اختبارات الارتباط المشترك (حالة تونس) قيمة Eigen 0.44 0.24 0.18 نسبة الاحتمالية Likelihood Ratio 34.30 14.60 6.28 القيمة الحرجة (5%) 32.90 19.96 9.24 القيمة الحرجة (1%) 41.07 24.60 12.97 ترابط مشترك ) ) نعم لا لا ملاحظات: ا دمج الساكن (constant) في معادلة الارتباط المشترك equation) (cointegration وفصل عن النموذج الانحداري الذاتي ) model.(vector auto-regressive (VAR) 96
الجدول رقم 6: اختبارات الارتباط المشترك (حالة مصر) ) (1%) (5%) قيمة Eigen 0.79 0.54 0.38 0.35 0.19 نسبة الاحتمالية Likelihood Ratio 90.07 49.79 29.34 14.78 3.42 القيمة الحرجة 68.52 47.21 29.68 15.41 3.76 القيمة الحرجة 76.07 54.46 35.65 20.04 6.65 ترابط مشترك نعم نعم لا لا لا ) ملاحظات: ا دمج الساكن (constant) في معادلة الارتباط المشترك equation) (cointegration وفصل عن النموذج الانحداري الذاتي ) model.(vector auto-regressive (VAR) بناء على اختبارات الجدر الوحدوي التي ضمناها في الجداول (1) و( 2 ) و( 3 ) قمنا با جراء اختبارات الارتباط المشترك بين المتغيرات التي تبدو غير مستقرة. وتقدم الجداول (4) و( 5 ) و( 6 ) نتاي ج اختباراتنا في حالات المغرب وتونس ومصر. ويتبين من خلال نتاي جنا ا ن المتغيرات التي تبدو غير مستقرة تتميز في كل الحالات بارتباطها المشترك.(cointegration) ولهذا السبب ا جرينا تقديراتنا القياسية بالاعتماد على نماذج تصحيح الخطا models) (error correction والتي تقوم فيها القيم المتا خرة values) (lagged للمتغير المراد تفسيره مقام عنصر تغيير الخطا ) error.(correction term وفي هذه النماذج تم ا دماج المتغيرات التي تبدو غير مستقرة على شكل فروق ا ولى differences) (first وقيم متا خرة values) (lagged بينما ا دمجت المتغيرات المستقرة نسبيا 97
حالة المغرب: Log(Y t ) = 0.76 + 0.77 ig t + 0.78ig t-1 + 0.44ip t-1 + 0.90Log(L t ) (2.26) (3.94) (6.07) (2.88) (8.71) - 0.84 cg t 0.32cg t-2 0.10Log(DR) 0.62Log(Y t-1 ) (-2.90) (-1.77) (-9.94) (-8.63) (5) R 2 = 0.92 ; adjusted R 2 = 0.87 ; F-statistic = 31.28 (prob. = 0.0000) ; Durbin- Watson Statistic = 2.27 ; White Heteroskedasticity Test : F-statistic = 0.60 (prob. = 0.83), number of obs. X R 2 = 11.57 ( prob. = 0.71) ; Residual Normality Test : Jarque-Bera = 1.04 (prob. = 0.60) ; Chow Forecast Test (for 2002) : F-statistic = 1.03 (prob. = 0.33), Log Likelihood Ratio = 1.47 ( prob. = 0.23). The t-statsitics are between parentheses..(current values) على شكل مستويات levels) (in وبقيمها الا نية نماذج تصحيح الخطا بالنسبة للبلدان الثلاثة كما في المعادلات (5) وعلى هذا الا ساس و (6) و (7) يمكن كتابة 3 الا تية : تونس: حالة Log(Y t ) = 0.82 + 1.15ig t + 0.24ip t + 1.42Log(L t-1 ) (2.97) (2.68) (1.96) (4.06) - 3.04 cg t 2.11cg t-1 0.68Log(Y t-1 ) 0.27Log(Y t-2 ) (-4.72) (-3.55) (-3.71) (-1.63) (6) R 2 = 0.74 ; adjusted R 2 = 0.65 ; F-statistic = 8.96 (prob. = 0.0000) ; Durbin- Watson Statistic = 1.84 ; White Heteroskedasticity Test : F-statistic = 1.55 (prob. = 0.20), number of obs. X R 2 = 15.76 ( prob. = 0.21) ; Residual Normality Test : Jarque-Bera = 1.51 (prob. = 0.47) ; Chow Forecast Test (for 2002) : F-statistic = 0.42 (prob. = 0.53), Log Likelihood Ratio = 0.59 ( prob. = 0.45). The t-statsitics are between parentheses. - 3 تم إسقاط آل المتغيرات التي يبدو أن تا ثيرها على الناتج المحلي الا جمالي الحقيقي ليس معبرا إحصاي يا. 98
حالة مصر: Log(Y t ) = 0.56ig t + 0.14 ip t + 0.10ip t-1 + 0.15Log(L t-1 ) (2.58) (1.76) (1.80) (2.58) - 0.46 cg t 0.27Log(Y t-2 ) + 0.17Log(Y t-3 ) (-2.25) (-2.03) (1.70) (7) R 2 = 0.78 ; adjusted R 2 = 0.72 ; F-statistic = 12.08 (prob. = 0.00001) ; Durbin-Watson Statistic = 1.90 ; White Heteroskedasticity Test : F-statistic = 5.96 (prob. = 0.13), number of obs. X R 2 = 24.57 ( prob. = 0.16) ; Residual Normality Test : Jarque-Bera = 1.40 (prob. = 0.50) ; Chow Forecast Test (for 2002) : F-statistic = 0.08 (prob. = 0.77), Log Likelihood Ratio = 0.12 ( prob. = 0.73). The t-statsitics are between parentheses. تبين نتاي جنا القياسية بالاعتماد على نماذج تصحيح الخطا (المعادلات 5 و 6 و 7) ا ن الرا سمال الخاص وحجم العمل يو ثران ا يجابيا على النمو الاقتصادي في البلدان الثلاثة وذلك طبقا لما تتوقعه دالة الا نتاج التقليدية. وتوضح اختباراتنا ا ن الرا سمال الخاص يو ثر على الناتج المحلي الا جمالي على المديين القصير والطويل في مصر بينما يتبين ا ن هذا الا ثر معبر ا حصاي يا على المدى الطويل فقط في الحالتين المغربية والتونسية. ويلاحظ ا ن ا ي ارتفاع في الاستثمار الخاص بنقطة مي وية من الناتج المحلي الا جمالي يو دي على المدى الطويل ا لى نمو الناتج المحلي الا جمالي الحقيقي ب %1 وا ( (%0.14 على المدى القصير) في مصر مقابل % 0.71 و %0.24 في المغرب وتونس على التوالي. ويو ثر حجم العمل على النمو الاقتصادي على المدى الطويل في كل من البلدان الثلاثة. وتشير تقديراتنا ا لى ا ن ا ي ارتفاع في حجم قوة العمل ب %1 ينجم عنه على المدى الطويل نمو الناتج المحلي الا جمالي الحقيقي ب %0.90 في المغرب مقابل %1.5 في تونس ومصر. تتمثل ا هم نتاي جنا القياسية في ا ن الا نفاق العام الاستثماري يو ثر ا يجابيا على النمو الاقتصادي على المديين القصير والطويل في المغرب والمدى الطويل في تونس ومصر. وتبين تقديراتنا في المعادلات (5) و (6) و (7) ا ن ا ي تحسن في الاستثمار العام بنقطة مي وية من الناتج النحلي الا جمالي ينجم عنه على المدى الطويل نمو الناتج المحلي الا جمالي الحقيقي بحوالي %1.26 في المغرب ) وا %0.77 على المدى القصير) مقابل %1.15 في تونس و %0.56 في مصر. وتبين هده النتاي ج ا ن الاستثمار العام يكمل عوض ا ن يزيح تراكم الرا سمال الخاص وانه يطابق قواعد النجاعة والمردودية 99
المتبعة في القطاع الخاص وا ن وساي ل تمويله لا المستثمرون الخواص. تعرقل ا نشطة الفاعلين الاقتصاديين بمن فيهم ا ما في ما يخص الاستهلاك العام الجاري فتشير تقديراتنا ا لى ا نه يو ثر سلبا على النمو الاقتصادي على المديين القصير والطويل في المغرب وتونس وعلى المدى القصير فقط في مصر. وعليه فا ن ا ي ارتفاع في هذا النوع من الا نفاق العام بنقطة مي وية من الناتج المحلي الا جمالي يو دي على المدى القصير ا لى تدهور معدل نمو الناتج المحلي الا جمالي ب 0.84 نقطة مي وية في المغرب مقابل 3 نقطة مي وية في تونس و 0.46 نقطة مي وية في مصر. ا ما على المدى الطويل فتشير تقديراتنا ا لى ا ن ا ي تزايد للاستهلاك العام الجاري بنقطة مي وية من الناتج المحلي الا جمالي ينجم عنه انخفاض الناتج المحلي الا جمالي ب %0.52 في المغرب و %2.22 في المغرب. ويرجح ا ن يكون هذا الا ثر السلبي ناجما عن طغيان عوامل مثل علاقة الا حلال بين الاستهلاك العام والاستهلاك الخاص وتضخيم الفواتير المتعلقة بنفقات تسيير القطاع العام والرشوة وهروب الرساميل ا لى الخارج على مفعول الطلب على السلع والخدمات الناجم عن ارتفاع الاستهلاك العام الجاري. يبدو من خلال تقديراتنا ا ن دورات الجفاف لا تو ثر في النمو الاقتصادي ا لا في حالة المغرب الذي يو دي فيه انخفاض مردود الحبوب في الهكتار الواحد ب %50 (كما حدث سنة 1997 مثلا) ا لى تدهور معدل النمو الاقتصادي بحوالي 5 نقط مي وية. وتو كد هذه النتيجة القياسية مدى الارتباط القوي للنمو الاقتصادي في المغرب بالتساقطات المطرية. ا ما في تونس ومصر فيبدو ا ن هذا العامل لا يو ثر على النمو الاقتصادي ولذلك فقد ا سقطناه من نموذجي تصحيح الخطا (6) و (7). 4. مقترحات سياسة اقتصادية وملاحظات ختامية نستخلص من هذه الدراسة ا ن صناع القرار الاقتصادي والسياسي في البلدان الثلاثة لا يجب ا ن يعتمدوا على تقليص نفقات الاستثمار العام من ا جل تقويم موازنة القطاع العام لا ن هذه النفقات لها مفعول ا يجابي على النمو الاقتصادي. ا ن التقويم المالي يجب ا ن ينبني على تقليص النفقات التبذيرية بما فيها قسط هام من نفقات الاستهلاك العام التي تعرقل النمو الاقتصادي في المغرب وتونس ومصر. وينبغي ا ن تتركز جهود الاستثمار العام في البنية التحتية المادية والاجتماعية التي تكمل الاستثمار الخاص عوض ا ن تزيحه. ا لا ا ن التقويم المالي في البلدان الثلاثة عامة اعتمد ا ساسا على تقليص النفقات الاستثمارية ربما لا ن هذا النوع من النفقات يسهل النيل منه بينما يبقى تقليص الا نواع الا خرى من النفقات صعبا لا سباب سياسية واجتماعية. ا ن صناع القرار الاقتصادي والسياسي في 100
المغرب وتونس ومصر با تباعهم لهذه السياسة اللاناجعة لا رضاء مو سسات التمويل الدولية سيعرقلون لا محالة مسلسل النمو الاقتصادي لبلدانهم. المراجع Aschauer, David et Lächler, Ulrich. (1998). "Public Investment and Economic Growth in Mexico, Policy Research Working Paper N 1964, Banque Mondiale, août. Balasubramanyam, V.N., M.A. Salisu, and D. Sapsford. (1996). Foreign Direct Investment and Growth in EP and IS Countries, Economic Journal, 106 (434). Barro, Robert J. (1990). "Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth, Journal of Political Economy, Vol.98. Barro, R.J. (1999). Determinants of Economic Growth: A Cross-Country Empirical Study, MIT Press, Cambridge. Barro, Robert J. et Sala-i-Martin. (1995). Economic Growth, McGraw Hill, New York. Blejer, Mario I. et Khan Mohsin S. 1984. Government Policy and Private Investment in Developing Countries, IMF Staff papers, N 35, Fonds Monétaire International, mars. Boussetta, Mohamed. (1992). Financement Public et Soldes Budgétaires : Cas du Maroc, Thèse de Doctorat, Université Mohamed V, Faculté de Droit, Rabat. Boussetta, Mohamed. (1995). Efficacité de la Politique Budgétaire au Maroc, Annales Marocaines d Economie, 12. CODESRIA. (199). Econométrie des Données de Panel, Publication du CODESRIA, Dakar, Sénégal. Dessus, Sébstian et Herrera, Rémy. (1996). Le Rôle du Capital Public dans la Croissance Economique des Pays en Développement au cours des Années 80, Séries Documents Techniques, Programme de Recherche «Politiques Economiques et Croissance», OCDE. Dickey, D.A. et Fuller W.A. (1981). "Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root, Econometrica, 49. 101
Dormont, Brigitte. (1989). Introduction à l Econométrie des Données de Panel : Théories et Applications à des Echantillons d Entreprises, Editions du Centre de la Recherche Scientifique, Paris. Eken, Sean; Helbling, Thomas et Mazarei, Adnan. (1997). Fiscal Policy and Growth in the Middle-east and North Africa, IMF Working Paper N WP/97/101, Fonds Monétaire International. Granger, C.W.J. et Newbold P. (1974). Spurious Regression in Econometrics, Journal of Econometrics, N 2. Greene, Joshua et Wellanueva, Delano. (1991). Private Investment in Developing Countries, IMF Staff Papers, Vol. 38, N 1, mars. Gupta, Sanjeev; Clements, Benedict J.; Baldacci, Emanuele et Mulas-Granados Carlos. (2002). Expenditure Composition, Fiscal Adjustment and Growth in Low- Income Countries, IMF Working Paper 02/77, Fonds Monétaire Inrenational, Fiscal Affairs Department, Washington, D.C, avril. Haque, Nadeem Ul et Montiel, Peter J. (1994). «Pakistan : Fiscal Sustainability and Macroeconomic Policy», in Eastely, Williams, Carlos Alfredo Rodrigùez et Klaus Schmidt-Hebbel (eds.), Public Sector Deficits and Macroeconomic Performance, Oxford University Press. Islam, Roumeen et Deborah, Wetzl. (1994). «Ghana : Adjustment, Reform and Growth», in Eastely, Williams, Carlos Alfredo Rodrigùez et Klaus Schmidt-Hebbel (eds.), Public Sector Deficits and Macroeconomic Performance, Oxford University Press. Johansen, S. (1988). Statistical Analysis of Cointegration Vectors, Jouranl of Economics, Dynamics and Control, 12. Johansen, S. (1991). Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models, Econometrica, 59. Johansen, S. et and Juselius K. (1990). Maximum Mikelihood Estimation and Interferecne on Cointegration with Application to the Demand of Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol.52. Keynes, John Meynard. (1936). Théorie Générale de la Monnaie, de l Intérêt et de l Emploi, traduction de J. Largentaye, Petite Bibliothèque Payot, Paris, France. 102
Khan, Mohsin et Reinhart, C.M. (1990). Private Investment and Economic Growth in Developing Countries, World Development, Vol. 18, N 3. Kohpaiboon, Archanun. (2004). Foreign Trade Regime and FDI-Growth Nexus: A Case Study of Thailand, Working paper, Australian National University. Mansouri, Brahim. (2004a). Déséquilibres Financiers Publics, Investissement Privé et Croissance Economique au Maroc: Quels Enseignements pour la Lutte contre la Pauvreté? ; Conférence du Réseau de Chercheurs 'Analyse Economique et Développement', Marrakesch, Maroc, mars 2004, Agence Universitaire de la Francophonie (AUF): www.auf.org Mansouri, Brahim. (2004b). " Mansouri, Brahim. (2004). Politique Budgétaire, Gouvernance et Groupes d Intérêts au Maroc, in Abdelmajid Elcohen (éd.), Du Gouvernement à la Gouvernance: L Expérience Marocaine, La REMALD, Rabat, Morocco. Mansouri, Brahim. (2004c). Impact of Drought and Fiscal Policy on Private Consumption, Private Investment in Morocco: An Empirical Analysis, papier présenté au colloque international sur le thème Prospects of Arab Cooperation to Boost Savings and Investment ; Alexandrie (Egypte); 22-24 Juin 2004. Islamic Development Bank, and the Islamic Research and Training Institute (www.irti.org). Mansouri, Brahim (dir.). (2005). "Understanding Reforms: A Case Study of Morocco", GDN Research Project on 'Understanding Reforms', Third Draft, Global Development Developmlent (GDN): www.gdnet.org Rodrigùez, Carlos Alfredo. (1994). «Argentina : Fiscal Disequilibria Leading to Hyperinflation», in Eastely, Williams, Carlos Alfredo Rodrigùez et Klaus Schmidt- Hebbel (eds.), Public Sector Deficits and Macroeconomic Performance, Oxford University Press. 103