Zarqa Journal for Research and Studes n Humantes Volume 17, No 1, 2017 Determnants of Jordanan Trade Balance: An ARDL Aroach Dr. Khaled Mohammed Al-Sawae Assstant Professor of Economcs Faculty of Economcs and Admnstratve Scences.Zarqa Unversty ksawae@zu.edu.jo Receved 4/2/2016 Acceted 14/6/2016 Abstract Ths study examnes the short-term and long-term relaton between trade balance, the ncome, the money suly and the real effectve exchange rate of the Jordanan economy by usng the Bounds Testng Aroach (BTA) and Error Correcton Model (ECM) n the framework of ARDL to verfy the exstence of a stable relatonsh n the long run between the trade balance and ts determnants n the erod 1976-2013. The results of the (BTA) show that the money suly and the ncome lay a strong role n determnng the behavor of the trade balance, and the exchange rate mroves the trade balance. Key words: determnants of the trade balance, the current account, real effectve exchange rate, money suly, ARDL, bound test aroach (BTA). 831
مجلة الزرقاء للبحوث والدراسات اإلنسانية المجلد السابع عشر العدد االول 1027 ملخص محددات الميزان التجاري األردني: نموذج االنحدار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة د. خالد محمد السواعي أستاذ االقتصاد المساعد كلية االقتصاد والعلوم اإلدارية قسم االقتصاد جامعة الزرقاء تبحث هذه الد ارسة العالقتين تاريخ استالم البحث 2102/2/4 ksawae@zu.edu.jo تاريخ قبول البحث 2102/2/04 قصيرة المدى وطويلة المدى بين المي ازن التجاري والدخل وعرض النقد وسعر الصرف الحقيقي الفع ال لحالة االقتصاد األردني باستخدام منهجية اختبار الحدود Aroach) (Bounds Testng الختبار التكامل المشترك ونموذج تصحيح الخطأ Error Model) )Correcton إطار نموذج االنحدار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة (ARDL) للتحقق من وجود عالقة توازنية المدى الطويل بين المي ازن التجاري ومحدداته خالل الفترة مقدمة.3162-6791 وأشارت نتيجة اختبار الحدود إلى وجود عالقة طويلة المدى بين توازنية المتغي ارت. وتوصلت النتائج إلى أن عرض النقد والدخل يلعبان دو ار قويا تحديد سلوك المي ازن التجاري كما يساعد سعر الصرف تحسين المي ازن التجاري. الكلمات المفتاحية: محددات المي ازن التجاري الحساب الجاري سعر الصرف الحقيقي الفع ال عرض النقد نموذج االنحدار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة منهجية اختبار الحدود. التجارة الخارجية مرآة تقيس مستوى التطور االقتصادي السياسات االقتصادية وبالتالي عاكسة للوضع االقتصادي للدولة وهي هي لها وتعد باروميتر مؤش ار على قياس سالمة مستوى األداء االقتصادي الكلي فأصبح أي تغيير سياسة سعر الصرف لتحسين القدرة التنافسية الخارجية االقتصادي الصرف يعتقد إذ النقطة الكثيرون المحورية أن انخفاض جهود اإلصالح القيمة االسمية لسعر سيؤدي إلى تحويل اإلنفاق وزيادة إنتاج السلع والخدمات وزيادة الصاد ارت وتحسين الحسابات التجارية. وقد يأتي تخض قيمة العملة بنتائج عكسية ألن الصاد ارت والمستوردات حساسة نسبيا لسعر الصرف خصوصا الدول النامية عندما تكون مرونة أسعارها )أي المستوردات والصاد ارت( منخفضة بما ه الكفاية فقد يزداد المي ازن التجاري سوءا. ويعاني العديد من الدول النامية -واألردن منها- ا عجز تجاريا مزمنا أحدث خلال كبي ار االقتصاد يحتاج إلى مواصلة البحث العوامل التحتية المسببة بعض الدول له و ظل الشريكة والتعرف إليها خاصة اقتصاد ضعيف البنية ارتفاع أسعار المدخالت والحواجز هذا فإن وبالتالي له التجارية العجز مثير للقلق من وهو يعني خروج كميات كبيرة من العملة خارج الدولة وهو ما دفع بقيمة األردني الدينار لالنخفاض عام 6711. وقد جاءت هذه الد ارسة لتحديد المحددات لعجز المي ازن التجاري مضيفة لبنة إلى الد ارسات هذا المجال. 1-1- مشكلة البحث يعاني العديد من الدول النامية -واألردن منها- من عجز تجاري مزمن وهذا الخلل المزمن المي ازن التجاري يحدث خلال كبي ار االقتصاد وهو يعد من أكبر اإلشكاالت االقتصادية لألردن لهذا ال بد من مواصلة البحث العوامل المسببة لهذا العجز التجاري والتعرف إليها. ولكون االقتصاد األردني اقتصادا ريعيا فإن هذه الد ارسة تحاول اإلجابة عن الفرضيات التالية: أ- ما هي العوامل المؤثرة عجز المي ازن التجاري هل هي مالية أم نقدية ب- هل باإلمكان اتخاذ سياسة تحد من هذا العجز 2-1- أهمية الد ارسة تأتي أهمية هذا البحث من توره أدوات معرة لفهم العوامل المؤثرة المي ازن التجاري وكذلك تحديد النقاط التي ال تعمل بشكل أفضل االقتصادي لبذل المزيد من الجهد واتخاذ تدابير جديدة لزيادة النمو التي سوف تأتي من خالل تصدير أكثر واستي ارد أقل وبالتالي تقليل العجز التجاري هذه الدولة ويقتصر هذا البحث على المي ازن التجاري السلعي األردن خالل الفترة 3162-6791. 3-1- أهداف الد ارسة تهدف هذه الد ارسة إلى التي تؤثر العوامل الرئيسية تقدير المي ازن التجاري األردني وتحديدها باستخدام نموذج ARDL للتكامل المشترك ونموذج تصحيح الخطأ )ECM( لتحديد ما إذا كان هناك دليل على العالقة بين المي ازن التجاري وسعر الصرف ظل منهج المرونة المدى الطويل والمدى القصير. كما تحاول اختبار مدى 831
محددات الميزان التجاري األردني: نموذج االنحذار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة مالءمة المنهج النقدي من خالل إضافة متغيري الدخل وعرض النقد النموذج. 4-1- مخطط البحث يستعرض هذه البحث بعد المقدمة نبذة عن الحساب الجاري األردني الجزء الثاني والخلة النظرية والد ارسات السابقة الجزء الثالث الجزء الخامس. والمنهجية القياسية والنتائج 2- الحساب الجاري األردني الجزء ال اربع والخالصة قبل اختبار حركية تقلبات الحساب الجاري األردن يتحتم تقديم لمحة عامة عن تطور مكونات الحساب الجاري ويبين الجدول )6( مكونات الحساب الجاري األردن خالل الفترة 3162-3111 حيث أظهر ت ازيد العجز خالل هذه الفترة وأظهر أن العنصر األهم الذي يفسر هذا العجز هو تجارة البضائع وهي أهم مصدر للتقلبات الحساب الجاري خالل الزمن. وازدادت صاد ارت األردن ومستورداته بشكل كبير منذ بدأت عملية التحرير االقتصادي والتجاري عام 6711 وتم التوسع استي ارد السلع أكثر الصاد ارت من مما أدى إلى زيادة كبيرة العجز التجاري كما يبينه الشكل )6( فبعد أن كان عجز األردن صغي ار عام دينار أردني( ارتفع إلى 6617( 6771 1192 مليون دينار عام 3116 مليون بمعدل نمو وسطي قدره 67.6 ثم ارتفع إلى 61967 مليون دينار عام 3162 بمعدل نمو وسطي قدره 66 خالل الفترة 3116 و 3162 وركزت اتفاقيات التجارة الحرة األردن واتفاقية منظمة التجارة العالمية على تحرير التجارة السلع فقط لذا سيكون هو الموضوع الرئيسي لهذه الورقة. مي ازن الدخل حتى عام 311.1( 3117 مي ازن الدخل يحقق عج از منذ عام 3161 مليون دينار( 663.1-( ثم بدأ مليون دينار( إلى أن وصل العجز عام 3162 ما مقداره 311.1 مليون دينار ويعكس هذا المي ازن ارتفاع صا العجز من دخل االستثما ارت )- 111.9 مليون دينار عام 3162( وتعويضات العاملين )331.2 مليون دينار عام 3162(. تجارة البضائع الصاد ارت المستوردات الميزان التجاري تجارة الخدمات الدخل من االستثمار ميزان الحساب الجاري جدول )1( مكونات الحساب الجاري )مليون دينار( 2013 6161.9 62911.2 1612.1-6316.9 311.1-3211.1-2010 1771.6 7162.7 1132.1-731.3 663.1-6221.2-2002 2117.9 1111.1 2661.2-619.1-321.6 6161.1-2000 6211.1 3111.2 6616.9-61.1-96.3 67.6 المصدر: البنك المركزي األردني www.cbj.gov.jo يتضح من الشكل )3( أن الحساب الجاري كان متقلبا خالل فترة الد ارسة حيث أوضح حجم العجز الحساب الجاري نسبة إلى الناتج المحلي اإلجمالي ووجود زيادة كبيرة حجم العجز الحساب الجاري كنسبة مئوية من الناتج المحلي اإلجمالي منذ عام 3111 وهذا يلفت االنتباه إلى أهميته كمحدد من محددات الحساب الجاري ويطرح الحجج الممكنة من جوانب السياسة والنظرية. شكل )2(: الحساب الجاري كنسبة من الناتج المحلي اإلجمالي شكل )1(: تدفقات التجارة والمي ازن التجاري األردني بالمليون دينار 2013-1791 16,000 16,000.12 12,000 الصادرات 8,000 12,000 8,000.08 4,000 4,000.04.00 -.04 -.08 0-4,000-8,000 المستوردات 0-4,000-8,000 -.12-12,000 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010-12,000 -.16 -.20 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 CA/GDP Exorts Imorts Trade Balance الميزان التجاري حين حققت تجارة الخدمات فائضا بعد عام )33 3119 مليون دينار( واستمرت تحقيقه إلى أن وصل إلى 6316.9 مليون دينار عام 3162 وحققت فائضا مستق ار تجارة الخدمات. أما الجزء الثالث من الحساب الجاري فهو حساب الدخل من االستثما ارت حيث اركم المقيم ون الخارج األصول األردنية خالل الزمن وحققوا فائضا 3- الد ارسات السابقة واإلطار النظري الكثير من الد ارسات اختبرت محددات المي ازن التجاري بأساليب مختلفة مثل د ارسة (2013) Shen Shawa and التي ركزت على تحليل المحددات الرئيسية المؤثرة المي ازن التجاري و السبب الرئيسي عجز المي ازن التجاري تن ازنيا باختبار أثر االستثمار
مجلة الزرقاء للبحوث والدراسات اإلنسانية المجلد السابع عشر العدد االول 1027 األجنبي المباشر وتطوير أرس المال البشري واإلنفاق على استهالكالقطاع العائلي واإلنفاق الحكومي والتضخم وتوفر الموارد الطبيعية وسعر الصرف الحقيقي والدخل األجنبي وتحرير التجارة. د ارسة وأكدت Alawn and Al-Maghareez (2013) العالقة طويلة األجل بين المي ازن التجاري األردني والتحويالت واجمالي الناتج المحلي الحقيقي واالستثمار األجنبي المباشر وسعر الصرف الحقيقي للفترة )3161-6711( وتوصال إلى أن جميع كان المتغي ارت الصرف الحقيقي.6776 كبير لها تأثير بسبب تثبيت المي ازن التجاري باستثناء سعر سعر الصرف االسمي منذ عام كذلك اختبر (2010) Mohammad المحددات طويلة المدى والمحددات قصيرة المدى للعجز التجاري لباكستان باستخدام منهجية تكامل جوهانسن ونموذج تصحيح الخطأ واستنتج أن الدخل األجنبي واالستثمار األجنبي المباشر واالستهالك المحلي إلى وسعر الصرف الحقيقي الفعا ل كان لها تأثير كبير العجز التجاري. وأشارت نتائجه واحدة. اختالل التوازن المدى القصير الذي يتم تعديله خالل سنة واختبر Btzs et al. (2008) الحساب الجاري لالقتصاد اليوناني باستخدام للتكامل المشترك ونموذج تصحيح الخطأ لبيانات العوامل المؤثرة مي ازن منهجية ربعية جوهانسن خالل الفترة 3111:11 6776:16- وبينت نتائج الد ارسة تدهور القدرة التنافسية المدى الطويل وأسهم نمو االئتمان القوي كمؤشر لتأثير التحرير المالي وانخفاض أسعار الفائدة ارتفاع عجز الحساب الجاري ولعبت أسعار النفط والشحن دو ار مهما على المدى القصير للحساب الجاري. (2008) Falk ودرس محددات المي ازن التجاري القتصاديات الدول الصناعية والناشئة باستخدام بيانات مقطعية زمنية (Panel data) للفترة 3119-6771 وبينت نتائج نموذج األثر الثابت سلبية تأثير حصة الفرد من الناتج المحلي اإلجمالي الحقيقي على المي ازن التجاري وأن تخض سعر الصرف الحقيقي يؤدي إلى تحسين المي ازن التجاري. والدول التي لديها عجز المي ازن التجاري و/ إيجابي صاف أو االستثمار األجنبي المباشر المي ازن التجاري تكون أقل حساسية لتحركات سعر الصرف الحقيقي الفعال. الحسابات واألوروبية كما قارنت د ارسة الجارية والمتغي ارت التي تؤثر Aurangzeb and Asf (2012) المناطق اآلسيوية وتم د ارسة ثالث دول أوروبية وأربع دول آسيوية للفترة 3161. 6711- وبينت نتائج االنحدار أن جميع المتغي ارت كان لها تأثير كبير باكستان والدخل الحسابات الجارية لجميع الدول باستثناء التضخم بنغالديش. ووجدت عالقة طويلة األجل لجميع المتغي ارت وعالقة سببية ثنائية االتجاه لبعض متغي ارت الدول اآلسيوية حين وجدت عالقة سببية أحادية االتجاه للمنطقة األوروبية لعدد قليل من المتغي ارت. واختبر (2010) al. Walullah, et العالقتين قصيرة األجل وطويلة األجل بين المي ازن التجاري وسعر الصرف الحقيقي والدخل وعرض النقد لباكستان وأظهرت النتائج أن انخفاض سعر الصرف يرتبط بشكل إيجابي مع المي ازن التجاري المدى الطويل والقصير إال أن تأثيره ضعيف حين لعب عرض النقد والدخل أدوا ار مهمة تحديد سلوك المي ازن التجاري. كما بحث (2014) Asf محددات المي ازن التجاري لباكستان والهند من حيث تأثير الناتج المحلي اإلجمالي واالستثمار األجنبي المباشر وسعر الصرف والتحويالت على المي ازن التجاري مستخدما بيانات السالسل الزمنية للفترة 3161-6716 وأظهرت نتائج االنحدار أن الناتج المحلي اإلجمالي للهند وباكستان له تأثير إيجابي كبير المي ازن التجاري وكان لالستثمار األجنبي المباشر تأثير سلبي كبير المي ازن التجاري لباكستان وأثر إيجابي كبير المي ازن التجاري للهند وكان لسعر الصرف تأثير سلبي كبير المي ازن التجاري كل من الهند وباكستان وتأثير سلبي كبير للتحويالت المالية لباكستان وأثر إيجابي كبير المي ازن التجاري الهند. وأظهرت نتيجة سببية غ ارينجر وجود عالقة سببية ثنائية االتجاه النموذج الهندي وعالقة سببية أحادية االتجاه النموذج الباكستاني. ودرس (2011) al. Irhan et محددات المي ازن التجاري التركي باستخدام اختبار الحدود الذي يعتمد على منهجية ARDL لفحص عالقة التكامل المشترك بين المتغي ارت وأشارت النتائج إلى أن سعر الصرف الحقيقي يحسن المي ازن التجاري بطريقة قوية وكبيرة وأن الدخل الحقيقي المحلي يؤثر سلبا المي ازن التجاري أما زيادة دخل األجانب الحقيقي فهو يحسنه. ومع تذبذب سعر صرف العملة الصينية درس al. Wang et (2014) العالقة بين سعر الصرف وأسعار األسهم واألثر الناتج المي ازن التجاري وبينوا أن ارتفاع قيمة العملة الصينية تدفع أسعار األسهم لألعلى ومن ناحية أخرى كان لالستهالك تأثير كبير على المي ازن التجاري وأصبح السبب الرئيسي للفائض. وبحث (2013) Kennedy محددات المي ازن التجاري كينيا المدى الطويل والمدى القصير باستخدام منهجية جوهانسن للتكامل المشترك ونموذج تصحيح الخطأ )ECM( للفترة 3163-6712. وأشارت نتائجه إلى أن معامالت المي ازن التجاري ترتبط بشكل إيجابي مع عجز الموازنة واالستثمار األجنبي المباشر وأسعار الصرف. كما أظهرت النتائج أن االستثمار األجنبي المباشر له تأثير إيجابي 848
محددات الميزان التجاري األردني: نموذج االنحذار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة المي ازن التجاري. أظهرت كما الحقيقي يحسن المي ازن التجاري بطريقة قوية وكبيرة. أن تخض سعر الصرف هذا استع ارض لعدد من الد ارسات السابقة التي اختبرت محددات المي ازن التجاري وجاءت هذه الد ارسة كمحاولة لتقييم منهج المرونة ومنهج االستيعاب والمنهج النقدي على المي ازن التجاري األردني مستخدمة نموذج االنحدار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة. -1-3 األساس النظري التقليدية لمي ازن المدفوعات من الناحية النظرية تقول وجهة النظر إن تخض قيمة العملة االسمية يحسن المي ازن التجاري وهذا هو أساس منهج التوازن الساكن والجزئي لمي ازن المدفوعات الذي ي عرف العملة أثر ينتج عنه بمنهج المرونة وجوهره أن بين اإلخالل تخض قيمة االستهالك واإلنتاج ويوفر هذا النموذج آليه لتحسين المي ازن التجاري بتخض قيمة أسعار الصرف وهذا ما أشار إليه شرط مارشال- التأثير اإليجابي حيث من ليرنر لتخض قيمة العملة المي ازن التجاري وأن تتجاوز القيمة المطلقة لمجموع مرونات الطلب على الصاد ارت وعلى المستوردات قيمة الواحد الصحيح. فإذا كان سعر الصرف أعلى من نقطة التوازن فائض عرض للنقد األجنبي سيحدث وعندما يكون أقل من نقطة التوازن سيحصل فائض طلب على النقد األجنبي. وبالتالي مارشال- أصبح شرط ليرنر حجة لمؤيدي تخض قيمة العملة كوسيلة لتحقيق االستق ارر سوق الصرف األجنبي الجهة المقابلة االستيعاب ولتحسين المي ازن التجاري. و برز منهج مختلف لمي ازن المدفوعات ع رف بمنهج حيث يفترض أن أي تحسن المي ازن التجاري يتطلب زيادة اإلي اردات المحلية على النفقات اإلجمالية ويحلل اآلثار المباشرة لتغي ارت سعر الصرف التجاري. 2010) al., (Krugman et األسعار النسبية والدخل وأثرها المي ازن نهاية الخمسينات ظهرت وجهة النظر النقدية لمي ازن المدفوعات التي تتعلق بالمنهج النقدي الذي يعتبر أن مي ازن المدفوعات هو األساس ظاهرة نقدية. ويتم تحليل سلوك مي ازن المدفوعات من وجهة نظر العرض والطلب على النقود وبعبارة أخرى عندما يكون الطلب على النقود أكبر مما يعرضه البنك المركزي سيحدث فائض طلب على النقود عن طريق تدفقات األموال من الخارج و هذه الحالة يتحسن المي ازن التجاري. ومن ناحية أخرى عندما يعرض البنك المركزي نقودا أكثر مما هو مطلوب يتم التخلص من فائض عرض النقود بالسماح للنقود بالتدفق إلى دول أخرى وسيؤدي الى تفاقم حالة المي ازن التجاري. (Krugman et al., 2010) وعلى ضوء وجهات النظر السالفة الذكر اعتمدت هذه الد ارسة نموذجا يتضمن وجهات النظر الثالث لتحليل المي ازن التجاري األردني اعتمادا على نموذج الثالث السابقة. Duasa (2007) 4- المنهجية القياسية والنتائج الذي يتضمن وجهات النظر تستخدم هذه الد ارسة إطار نموذج االنحدار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة (ARDL) الذي وضعه Pesaran and Shn (1995) و( 1996 ) al. Pesaran et و( 1997 ) Pesaran لتحديد مقدار العالقة السببية بين المتغي ارت واتجاهها. وهذه المنهجية ال تحتاج إلى اختبا ارت مسبقة للمتغي ارت مما يعني أن فحص وجود عالقة بين المتغي ارت المستويات يتم بغض النظر ما إذا كان جميع المتغي ارت المستقلة (0)I أو (1)I أو خليطا من االثنين معا. أوال : يتم تقدير نموذج تصحيح الخطأ المشروط (Pesaran et ln( X / M ) ln( X / M ) ln REER 1 t t 1 0 1 2 ln( X / M ) t 1 ln( GDP) ln( M 2) 3 t 0 ln( REER) t 1 4 t 1 t 0 و ln REER ln( GDP) t (2001 al., كما يلي: t 0 ln( M 2) t (1) حيث ) M ln( X / ln(gdp) و 2) ln(m هي: والدخل المي ازن التجاري وعرض النقد الموسع و وسعر الصرف الحقيقي الفع ال بصيغة اللوغاريتم الطبيعي على التوالي و Δ الفرق األول و طول فترة اإلبطاء األمثل. يستخدم اختبار F الختبار وجود عالقة طويلة المدى بين المتغي ارت للفرضية األساسية لعدم التكامل المشترك بين المتغي ارت كما المعادلة )6( الفرضية البديلة التالية: H : = = = = 0 0 1 2 3 4 1 0 مقابل H : وبما أن توزيع 1 2 3 4 اختبار F غير معياري ألنه يعتمد على عدد المتغي ارت التفسيرية وعلى أنها (0)I أو) I(1 وما إذا كان النموذج يحتوي على حد ثابت و/ أو على اتجاه زمني. ونظ ار لصغر حجم العينة نسبيا هذه الد ارسة 21- مشاهدة- Narayan(2004) استخدام اختبار ووالد الممكن فمن لعينات صغيرة الحجم تقع استخدام القيم الحرجة ل و 11 أو 21 بين Wald test ويشمل االختبار مقاربة حدود القيمة الحرجة اعتمادا على ما إذا كانت المتغي ارت (0)I أو (1)I أو خليطا من االثنين معا. وتم إنشاء مجموعتين من القيم الحرجة األولى لسلسلة (1)I واألخرى لسلسلة (0)I. وتشير القيم الحرجة لسلسلة (1)I إلى الحدود العليا حين تشير القيم الحرجة للسلسلة (0)I إلى القيم الحرجة األدنى. واذا تجاوزت إحصائية F القيم الحرجة العليا لها يمكننا االستنتاج بوجود دليل على وجود عالقة طويل المدى بين المتغي ارت بغض النظر عن رتبة التكامل بين المتغي ارت. واذا كانت إحصائية االختبار أقل من القيمة الحرجة العليا ال يمكننا رفض الفرضية
مجلة الزرقاء للبحوث والدراسات اإلنسانية المجلد السابع عشر العدد االول 1027 األساسية )عدم التكامل المشترك( واذا وقعت بين الحدين ال نستطيع إج ارء االستدالل دون األساسية. معرفة رتبة تكامل المتغي ارت التفسيرية فإذا وجد دليل على العالقة طويل المدى )التكامل المشترك( بين المتغي ارت يتم تقدير نموذج المدى الطويل التالي: ln( X / M ) 843 t ln( X / M ) ln( REER) ln( M 2) 1 1 t 1 t 1 t 1 t t 1 0 0 0 ln( GDP) (2) ويتم اختيار رتبة االبطاء نموذج ARDL حسب معيار Akake (AIC) أو معيار( SBC ) Schwarz Bayesan crteron قبل أن يتم تقدير النموذج المحدد بطريقة المربعات الصغرى العادية. وأوصى Pesaran and Shn (1999) للبيانات السنوية اختيار فترتي ابطاء بحد أقصى لهذا سيتم تحديد طول فترة االبطاء األقل حسب المعيار.SBC ويمكن استخالص مواصفات ARDL لحركيات المدى القصير عن طريق بناء نموذج تصحيح الخطأ error correcton model ln( X / M ) ln( X / M ) t 2 2 1 ln( M 2) 2 0 t t ECT ln( REER) 2 0 t 1 t t (ECM) التالي: ln( GDP) 2 0 t (3) حيث إن ECT t1 (4) حد تصحيح الخطأ الذي يعر ف بما يلي: ln( X / M ) ln( REER) ln( GDP) ln( M 2) 1 1 1 1 t t 0 0 1 t 0 t جميع معامالت معادلة المدى القصير هي معامالت تتعلق بحركيات المدى القصير لتقارب النموذج لحالة التوازن وتمثل ψ سرعة التكيف. باإلضافة إلى ذلك سنأخذ بعين االعتبار تحليل مكونات التباين Imulse ودالة االستجابة Varance Decomostons (VDC) Resonse Functons (IRF) للحصول على مزيد من االستدالالت وهما بمثابة أدوات لتقييم التفاعالت الحركية وقوة العالقات السببية بين المتغي ارت النظام. وتشير النسب المئوية لمكونات التباين إلى خطأ توقعات التباين لمتغير تعزى إلى الصدمات الخاصة به وصدمات المتغي ارت األخرى وبالتالي نستطيع قياس األهمية النسبية لتقلبات سعر الصرف الحقيقي الفع ال والدخل وعرض النقد تقلبات متغير المي ازن التجاري. باإلضافة إلى ذلك تتبع دالة االستجابة اتجاه استجابة المتغي ر لصدمة انح ارف معياري واحد لمتغير آخر وهذا يعني أننا نستطيع مالحظة اتجاه تغي ر المي ازن التجاري وحجم هذا التغير واستم ارره سعر والدخل وعرض النقود. 1-4- البيانات 6791 الصرف الحقيقي الف ع ال جميع السالسل هذه الد ارسة هي بيانات سنوية تمتد من عام 3162 إلى للمي ازن التجاري وسعر الصرف الحقيقي الفع ال والدخل وعرض النقد أخذت من موقع البنك المركزي األردني ومن موقع صندوق النقد الدولي. وعادة ما يتم قياس المي ازن التجاري بالفرق بين قيمة إجمالي الصاد ارت وقيمة المستوردات اإلجمالية و هذه الد ارسة تم قياس المي ازن التجاري كنسبة قيمة الصاد ارت )X( على قيمة المستوردات )M( أو نسبة X إلى M )أي X( / M أو عكسها وهي مستخدمة على نطاق واسع العديد من الد ارسات التجريبية لعالقة المي ازن التجاري- سعر الصرف مثل د ارسة Bahman- Lal and Lownger و Oskooee and Brooks (1999) (2001) و( 2003 ) Onafowora وهذه النسبة هي األفضل ألنها ليست حساسة لوحدات القياس كاللوغاريتم ويمكنها تفسير المي ازن التجاري االسمي أو الحقيقي. أما بالنسبة لسعر الصرف فهو سعر الصرف الحقيقي الفع ال )زيادة سعر الصرف الحقيقي الفع ال تمثل انخفاض قيمة الدينار األردني(. واستخدم الناتج المحلي اإلجمالي )GDP( كبديل للدخل وM2 لعرض النقد وجميع المتغي ارت هي بصيغة اللوغاريتم الطبيعي. 2-4- النتائج قبل اختبار التكامل المشترك يتم تحديد درجة التكامل لكل متغير باستخدام اختبار ديكي-فولر الموسع Augmented (ADF) Dckey-Fuller وتم اختيار شكل النموذج حسب منهجية (1990) Sosvlla-Rvero Doldado, Jenknson and )انظر الجدول 3(. وعلى الرغم من أن منهجية ARDL ال تتطلب اختبار المتغي ارت إال أن اختبار جذر الوحدة يوضح ما إذا كان نموذج ARDL ينبغي أن يستخدم أم ال. وبينت النتائج الجدول )3( أن هناك خليطا من (1)I و (0)I للمتغي ارت التفسيرية وبالتالي يمكننا تطبيق ARDL ألنها ال تحتاج أن تكون المتغي ارت متكاملة الدرجة نفسها ويمكن تطبيقها إذا كانت المتغي ارت هي جميعها (0)I أو (1)I أو مزيجا منهما كما توفر أسلوبا لتقييم اآلثار قصيرة األجل وطويلة األجل لمتغير على آخر بشكل مت ازمن ويفصل اآلثار القصيرة والطويلة األجل. حين تشترط منهجية جوهانس أن تكون جميع المتغي ارت من الرتبة نفسها وهذا ما ال ينطبق على هذه البيانات وبالتالي ستكون منهجية ARDL هي األنسب ألن المتغي ارت مختلفة الرتبة كما هو مبين الجدول )3( أدناه. الخطوة التالية بعد تقدير المعادلة )6( )النتائج الملحق( يتم د ارسة العالقات على المدى الطويل بين المتغي ارت وكما اقترح (1999) Shn Pesaran and و( 2004 ) Narayan للمشاهدات السنوية أن ال تزيد فت ارت اإلبطاء عن فترتين كأقصى طول لفترة االبطاء تقدير نموذج ARDL للفترة من 3162-6791 وباستخدام معيار شوارتز )SBC( لتحديد العدد األمثل لإلبطاء نموذج تصحيح الخطأ المشروط لضمان عدم وجود ارتباط متسلسل
محددات الميزان التجاري األردني: نموذج االنحذار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة تبين بأن طول فترة االبطاء التي تخفض SBC هي فترة واحدة. أما ما يتعلق باختبار التكامل المشترك فقد تم استخدام اختبار ووالد ويبين الجدول )2( أن إحصائية F المحسوبة )2.612( وهي معنوية عند مستوى معنوية 6 التكامل المشترك ال يمكن وهذا يعني أن الفرضية األساسية لعدم قبولها حتى عند مستوى معنوية وبالتالي يوجد عالقة تكامل المشترك بين المتغي ارت. المي ازن التجاري المتغي ارت 61 الجدول )2(: اختبار جذر الوحدة النموذج إحصائية ADF ln(x/m) عدد فترات اإلبطاء اختبار ديكي- فولر الموسع للمستويات Level دون حد ثابت ودون اتجاه تشير النتائج التي تعرضها المعادلة أدناه لنموذج المدى الطويل إلى أن المتغي ارت المؤثرة المي ازن التجاري هي سعر الصرف الحقيقي الفع ال والدخل )الناتج المحلي اإلجمالي( وعرض النقد. وتتفق إشارة الدخل وعرض النقد مع النظريات النقدية فإذا ازد الدخل بنسبة 6 يزداد عجز المي ازن التجاري المتوسط بنسبة 1.19 وقد نما الناتج المحلي اإلجمالي خالل الفترة 3162-3111 ارفقه 61.1 نمو بعجز المي ازن التجاري قدره نفسها وهذا ما يؤكده الشكل التالي: إحصائية االختبار إحصائية F 66.7 جدول )3( اختبار ووالد Wald Test للعالقة التكاملية القيمة 2.612 القيم الحرجة عند مستوى معنوية 2 2.87 درجات الحرية )1 31( بمعدل متوسط خالل الفترة االحتمالية 1.1362 6 6.291-25,000 3 1.662- ln(reer) سعر الصرف الحقيقي الفع ال دون حد ثابت ودون اتجاه 1.1193 1 9.49 61.161 كاي تربيع شكل) 3 (: اتجاهات الناتج المحلي اإلجمالي والمي ازن التجاري 20,000 15,000 6 3.113- الدخل ln(gdp) حد ثابت واتجاه الناتج المحلي اإلجمالي 10,000 5,000 - عرض 0 6**1.696 النقد ln(m2) حد ثابت واتجاه -5,000-10,000 * الواسع الحساب التجاري -15,000 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 GDP TB اختبار ديكي- فولر للفروق Frst dfference المي ازن التجاري سعر الصرف الحقيقي الفع ال الدخل عرض النقد الواسع ln(x/m) دون حد ثابت ودون اتجاه - 1**9.711 * ln(reer) دون حد ثابت ودون اتجاه - 6**2.766 * ln(gdp) حد ثابت ودون اتجاه - 1**1.613 * ln(m2) دون حد ثابت ودون اتجاه - 1**2.616 * مالحظة: تفترض فرضية العدم عدم سكون السالسل الزمنية أو تحتوي على جذر وحدة. ويستند رفض فرضية العدم على قيم (1996) MacKnnon الحرجة. وتم تحديد طول اإلبطاء وفقا لمعايير SC وهذا يت اروح بين إبطاء صفر و 7. وتشير * و** و*** على رفض فرضية العدم لعدم السكون عند مستوى معنوية 61 و 6 و 6 على التوالي. يؤثر مستوى اإلنتاج المحلي على مي ازن الحساب الجاري بطريقتين: أوال حسب منهج المرونة حيث ال تعتمد الصاد ارت على الناتج المحلي حين ترتبط المستوردات بإيجابية مع الناتج المحلي وبالتالي فإن زيادة الناتج المحلي تؤدي إلى زيادة المستوردات وهذا يكون له تأثير سلبي مي ازن الحساب الجاري أي يزيد من عجزه وتكون الدول مرتفعة الناتج أكثر عرضة لجذب تدفقات رؤوس األموال من الخارج والتي تميل إلى خلق عالقة إيجابية بين الناتج المحلي وحساب أرس المال وتكون عالقتها سلبية مع الحساب الجاري. ln( X / M ) 0.6093 0.0701ln( GDP) 0.5419 ln( REER) 1.2119 ln( M 2) t (2.044651) ** 2 R 0.84 F 58.27045* * * * *sg. at 5%, * * * sg. at 1% (-2.267224 )** (5.137997) *** وبالمثل تتسق إشارة متغير عرض النقد مع المنهج النقدي للمي ازن التجاري حيث تشير النظريات إلى أن زيادة الدخل المحلي ستزيد من الطلب على النقود وبالتالي ستزيد من المستوردات وتزيد من عجز المي ازن التجاري. كما أن زيادة عرض النقد المحلي تدهور المي ازن التجاري حيث سترتفع األسعار المحلية ويخفض األجانب ش ارء السلع األردنية. وعليه فإن زيادة عرض النقد بنسبة 6 ستزيد عجز الحساب التجاري بنسبة 6.36. 844
مجلة الزرقاء للبحوث والدراسات اإلنسانية المجلد السابع عشر العدد االول 1027 أما زيادة سعر الصرف الحقيقي الفع ال بنسبة 6 المتوسط فستحسن المي ازن التجاري بنسبة 1.61 وبالتالي فإن سعر الصرف الحقيقي الفع ال يؤثر مي ازن الحساب الجاري إيجابي بطرق بشكل مختلفة: فحسب منهج المرونة يبين نموذج مونديل فليمينغ أن الزيادة سعر الصرف الحقيقي الفع ال )أي تخض قيمة العملة( يكون له تأثير إيجابي على االقتصاد من خالل زيادة "القدرة التنافسية للتجارة الدولية" ومن المحتمل أن تزداد الصادر ات وتنخفض المستوردات وبالتالي تحسن مي ازن الحساب الجاري. ومع ذلك فإن التأثير الكلي المي ازن التجاري يعتمد على الحجم النسبي لالستي ارد والتصدير ومقدار المرونة. ويبين منهج االستيعاب أن انخفاض قيمة العملة قد يؤدي إلى التحول من اإلنفاق على السلع األجنبية إلى السلع المحلية من خالل تأثيرها المحلي وبالتالي تحسن مي ازن الحساب الجاري. معدالت التبادل التجاري واإلنتاج Indeendent varables الجدول )4(: نموذج تصحيح الخطأ للمي ازن التجاري المتغير التابع: ln(x/m) t Coeffcent a0 0.228464(3.376948)*** ln(x/m)t-1 0.002685(0.017725) lngdpt -1.050835(-1.605282) lngdpt-1-0.831800(-1.881151)* lnreert -1.007830(-3.698632)*** lnreert-1 0.925418(2.694713)** lnm2t 0.446168(1.230379) lnm2t-1 0.222311(0.723138) ECTt-1-0.706473(-2.636211)** WTO -0.097038(-2.525462)** Crss2007 0.402663(6.584294)*** االختبا ارت التشخيصية Breusch-Godfrey Seral Correlaton LM Test Godfrey Jarque-Bera normalty test 5.762 (No seral correlaton) 8.3648 (Homokedastcty) 11.06594 (not normal) R-square 0.59399 مالحظات: األرقام بين قوسين هي إحصائية t ** مستوى المعنوية عند 6. * مستوى المعنوية عند 61. ويعرض الجدول )1( نتائج نموذج تصحيح الخطأ للمي ازن التجاري. ومعظم المعامالت نموذج ECM معنوية. واإلشارة الموجبة لمعامل متغير الدخل تدعم أري كينز حول زيادة الدخل وتشجيع المواطنين على ش ارء المزيد من السلع المستوردة وبالتالي تفاقم المي ازن التجاري. ولكن هذا التأثير يمكن مالحظته فقط الفترة قصيرة المدى. وتم إج ارء عدد من االختبا ارت التشخيصية لنموذج تصحيح الخطأ ولم نجد أي دليل على تأثير االرتباط المتسلسل وعلى اختالف التباين heteroskedastcty وعلى عدم ثبات االنحدار الذاتي الشرطي ARCH حدود الخطأ إال أن النموذج لم يكن توزيعه طبيعيا. وتظهر معنوية حد تصحيح الخطأ )ECT( أن السببية هي اتجاه Heteroskedastcty Test: Breusch-Pagan- واحد على األقل. وابطاء حد الخطأ سالب اإلشارة ومعنوي عند مستوى 6 ويشير المعامل -1.9116 إلى أن معدل التقارب ECT t1 للوصول لحالة التوازن مرتفع. يتم حساب مكونات التباين وحالة االستجابة من تقدير نموذج االنحدار الذاتي وهما بمثابة أدوات لتقييم التفاعالت الحركية وقوة العالقات السببية بين المتغي ارت النظام. و محاكاة تحليل مكونات التباين ودالة االستجابة تجدر اإلشارة إلى أن الصدمات قد يكون ارتباطها مت ازمنا وهذا يعني أن أي صدمة متغير واحد قد تعمل من خالل عالقة مت ازمنة مع صدمات المتغي ارت األخرى واستجابة متغير لصدمة متغير آخر ال يمكن أن تكون ممثلة بشكل كاف لعدم إمكانية تحديد صدمات معزولة لمتغي ارت فردية لوجود ارتباط مت ازمن )1991.)Lutkeohl, لذلك سنستخدم عوامل Sms التي تعامد الصدمات كما اقترح Cholesky factorzaton (1980). وقد تكون نتائج تحليل التباين ودالة االستجابة حساسة لترتيب المتغي ارت إذا لم تكن ارتباطات حدود الخطأ المت ازمنة منخفضة. وترتيب المتغي ارت التي اقترحتها (1980) Sms تبدأ بأغلب المتغي ارت الخارجية النظام وتنتهي بأغلب المتغي ارت الداخلية. وللتأكد من خلو الجانب الحركي لمعادلة المي ازن التجاري من فواصل زمنية بينت األدلة رفض الفواصل الهيكلية المعادلة الحركية وأكدت نتائج اختبار CUSUM وCUSUM أدناه استق ارر معادلة المي ازن التجاري. تم عرض نتائج تحليل التباين ودالة االستجابة الجدول )6( والشكل )6( على التوالي. والشكل )6( ينشئ المسار الزمني للمتغي ارت التابعة VAR لصدمات كل المتغي ارت التفسيرية. فأي صدمة للمتغي ارت التفسيرية تجعل استجابات المتغير التابع تخمد إلى *** مستوى المعنوية عند 6.
محددات الميزان التجاري األردني: نموذج االنحذار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة الصفر وهذا يعني أن نظام المعادالت هو نظام مستقر كما تبدو اتجاهات استجابة متغير عجز المي ازن التجاري للصدمات النظام معقولة من الناحية النظرية معظم الحاالت. ويتفاعل المي ازن التجاري بشكل كبير صدمات الدخل كاستجابة سلبية على مدى السنوات الخمس األولى ثم ينحسر بعد ذلك ليقترب من الصفر وهذه النتيجة تتفق مع وجهة النظر الكينزية القائلة بأن الزيادة الدخل المحلي تشجع زيادة الطلب على السلع المستوردة وبالتالي تفاقم المي ازن التجاري. ويوضح الشكل أيضا أن المي ازن التجاري يستجيب إيجابا لصدمة عرض النقد لمدة 6 سنوات قبل أن يخمد إلى الصفر وهذا يؤكد وجهة النظر النقدية أن زيادة عرض النقود سوف تدهور المي ازن التجاري. أما بالنسبة لسعر الصرف وضح الشكل أن المي ازن التجاري األردني يستجيب بشكل ضعيف لصدمة سعر الصرف الحقيقي لألول 8 6 4 2 0-2 -4-6 -8 شكل )4(: اختبار استقرار معادلة المي ازن التجاري 2 سنوات. 2009 2010 2011 2012 2013 CUSUM 5% Sgnfcance إن تحليل التباين هو طريقة بديلة لدالة االستجابة لردة الفعل لد ارسة آثار الصدمات المتغي ارت التابعة. كم أن تحديد حجم تباين خطأ التوقعات ألي متغير نظام تفسره صدمة كل متغير تفسيري على سلسلة اآلفاق الزمنية. وعادة تفسر صدمات سلسلة معظم تباين الخطأ بالرغم من أن الصدمة سوف تؤثر أيضا متغي ارت أخرى النظام. ومن الجدول رقم )6( أدناه يثبت تحليل التباين الدور الكبير الذي يلعبه عرض النقد والناتج المحلي اإلجمالي وسعر الصرف الحقيقي الفع ال تقلبات المي ازن التجاري األردني. و أفق سنتين يعزى جزء من تباين خطأ توقعات المي ازن التجاري األردني إلى التغي ارت عرض النقد والدخل وسعر 3.377( و 1.171 و 1.161 المتغي ارت ازدت مرة أخرى أفق 6 الصرف الحقيقي الفع ال على التوالي(. والقوة التفسيرية لجميع سنوات ولكن النسبة المئوية لتباين توقعات المي ازن التجاري المفسرة بصدمة سعر الصرف الحقيقي هي أصغر من المفسر بصدمة المتغي ارت األخرى. ومع ذلك فإن جزءا من اختالفات المي ازن التجاري المفسرة بجميع المتغي ارت التفسيرية تزداد باستم ارر األفق البعيد. ومن الواضح األفق الطويل أن نسبة تباين توقعات المي ازن التجاري تفسر إلى حد كبير بصدمة عرض النقد.16.12.08.04.00 -.04 شكل )2(: شكل استجابة المي ازن التجاري للصدمات Resonse of LNTB to Cholesky One S.D. Innovatons 5 10 15 20 25 30 35 LNTB LNREER LNGDP LOG(M2/GDP) 2- الخالصة لها استعرضت هذه الد ارسة النظريات الرئيسية الثالث لمي ازن المدفوعات واختبرتها وهي نظريات منهج المرونة ومنهج االستيعاب )المرتبط بالنظرية الكينزية( والمنهج النقدي. حيث يركز منهج المرونة ومنهج االستيعاب على المي ازن التجاري بموارد معطلة )عمالة غير كاملة(. ويركز المنهج النقدي من ناحية أخرى على مي ازن المدفوعات بعمالة كاملة. ويؤكد المنهج النقدي على دور الطلب وعرض النقود االقتصاد وهذه الد ارسة هي محاولة لتقييم المناهج الرئيسية الثالثة وقت واحد نموذج حركي لمي ازن التجارة األردني. استخدم اختبار الحدود للتكامل المشترك ضمن إطار االنحدار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة للتحقق من وجود عالقة توازن طويلة المدى بين المي ازن التجاري والدخل وعرض النقد وأسعار الصرف. وقدمت النتائج دليال قويا على أن عرض النقد والدخل وسعر الصرف قوي دور تحديد العالقة طويلة المدى وكذلك سلوك المي ازن التجاري قصير المدى األردن وكان لسعر الصرف ومستوى الدخل تأثير المي ازن التجاري. وأن عملية تصحيح المي ازن التجاري صعبة ينبغي تصحيحها من خالل سياسات الدخل أو تحقيق النمو االقتصادي وهذا يقتضي تشجيع الصناعات المحلية واستجالب االستثما ارت األجنبية المباشرة تعمل على زيادة التشغيل وزيادة الدخول الصاد ارت جدول )2(: مكونات التباين of Forecast Varance Exlaned by nnovatons n لتوطين صناعات قوية األردن وهذا من شأنه زيادة وتحسين المي ازن التجاري نتيجة تقوية القاعدة اإلنتاجية باإلضافة إلى سياسة عرض نقد انكماشية لتخف الطلب على السلع األجنبية وبالرغم من أن نظام سعر الصرف يستطيع تحسين المي ازن التجاري إال أن تأثيره ضعيف السياسة النقدية. Horzon TB GDP REER M2 (a) Varance Decomostons of TB
مجلة الزرقاء للبحوث والدراسات اإلنسانية المجلد السابع عشر العدد االول 1027 1 100.0000 0.000 0.000 0.000 2 96.75120 0.898 0.050 2.299 5 86.14188 4.039 0.083 9.734 10 79.56704 6.383 0.101 13.947 15 77.84562 7.303 0.254 14.596 20 77.40943 7.768 0.423 14.398 (b) Varance Decomostons of REER 1 8.911267 6.751264 84.33747 0.000000 2 23.91033 8.348750 67.13039 0.610533 5 53.95644 11.23107 30.30218 4.510304 10 68.39674 12.69497 10.87389 8.034399 15 72.38098 13.20059 5.838273 8.580159 20 74.23226 13.53026 4.122553 8.114920 (c) Varance Decomostons of GDP 1 25.31467 74.68533 0.000000 0.000000 2 48.36054 49.63038 0.153279 1.855807 5 70.00985 27.14052 0.309621 2.540009 10 77.99059 20.49624 0.336134 1.177035 15 80.36142 18.62256 0.377899 0.638123 20 81.27824 17.75934 0.441075 0.521341 (d) Varance Decomostons of M2 1 3.176751 22.87311 0.290603 73.65953 2 12.60425 20.47888 0.178917 66.73796 5 30.02643 16.15315 0.399939 53.42048 10 37.52735 14.24491 0.943231 47.28451 15 38.83736 13.82905 1.361236 45.97235 20 38.92103 13.73773 1.598966 45.74227 2- Asf, Khola (2014), Determnants of Trade Balance: A Comarson between Pakstan and Inda, Busness Revew, 9(1): 33-46. 3- Aurangzeb and Khola Asf (2012). Determnants of current account defct: A comarson between الم ارجع 1- Alawn, Mohammad and Eman Al-Maghareez (2013), Factors Affectng trade balance: The Case Of Jordan, Far East Journal of Psychology and Busness,11(2): 31-36
محددات الميزان التجاري األردني: نموذج االنحذار الذاتي للفجوات الزمنية الموزعة Western Regonal Scence Assocaton, February 2001 n Palm Srngs, CA. 14- Mohammad, Sulaman (2010), Determnants of Balance Of Trade: Case Study of Pakstan, Euroean Journal of Scentfc Research, 41(1): 13-20. 15- Narayan, P.K. (2004). Reformulatng Crtcal Values for the Bounds F-statstcs Aroach to Contegraton: An Alcaton to the Toursm Demand Model for Fj, Dscusson Paers, Deartment of Economcs, Monash Unversty, Australa. 16- Onafowora, O. (2003). Exchange Rate and Trade Balance n East Asa: Is There a J- Curve?, Economc Bulletn, 5(18): 1-13. 17- Pesaran, H.M. (1997). The Role of Economc Theory n Modellng the Long-run, Economc Journal, 107: 178-191. 18- Pesaran, H.M. and Shn, Y. (1995). Autoregressve Dstrbuted Lag Modellng Aroach to Contegraton Analyss, DAE Workng Paer Seres No. 9514, Deartment of Aled Economcs, Unversty of Cambrdge. 19- Pesaran, H.M. and Shn, Y. (1999). Autoregressve Dstrbuted Lag Modellng Aroach to Contegraton Analyss, Chater 11, n Storm, S., Econometrcs and Economc Theory n the 20th. Century: The Ragnar Frsch Centennal Symosum, Cambrdge Unversty Press, Cambrdge.- Pesaran, H.M., Shn, Y. and Smth, R. (1996). Testng the Exstence of A Long-run Relatonsh, DAE Workng Paer Seres No. 9622, Deartment of Aled Economcs, Unversty of Cambrdge. 19- Pesaran, H.M., Shn, Y. and Smth, R.J. (2001). Bounds Testng Aroaches to the Analyss of Level Relatonshs, Journal of Aled Econometrcs, 16: 289-326. 20- Shawa, Moses Joseh and Yao Shen (2013). Analyss of the determnants of trade balance: Asa and Euroe, Unversal Journal of Management and Socal Scences, 2(12): 7-22. 4- Bahman-Oskooee, M. (2001), Nomnal and Real Effectve Exchange Rates of Mddle Eastern Countres and Ther Trade Performance, Aled Economcs, 33: 103-111. 5- Bahman-Oskooee, M. and Brooks, T.J. (1999). Blateral J-Curve Between US and Her Tradng Parters, Weltwrtschaftlches Archv, 135: 156-165. 6- Bahman-Oskooee, M.(1991). Is There a Longrun Relaton Between the Trade Balance and the Real Effectve Exchange Rate of LDCs?, Economc Letters, 403-407. 7- Duasa, Jarta (2007). Determnants of Malaysan Trade Balance An Ardl Bound Testng Aroach, Journal of Economc Cooeraton, 28(3): 21-40. 8- Falk, Martn. (2008). Determnants of the Trade Balance n Industralzed Countres, FIW Research Reort N 013 / Foregn Drect Investment. 9- Grgoros Btzs, John M. Paleologos and Chrstos Paazoglou (2008). The Determnants of the Greek Current Account Defct: The EMU Exerence, Journal of Internatonal and Global Economc Studes, 1(1): 105-122. 10- İrhan, H. Bayram ; Nur Dlbaz Alacahan; Levent Koar (2011). An Emrcal Model For The Turksh Trade Balance: New Evdence From ARDL Bounds Testng Analyses, Ekonometr ve İstatstk Say,14: 38 61. 11- Kennedy, Osoro (2013), Kenya's Foregn trade balance: An Emrcal nvestgaton, Euroean Scentfc Journal, 9(19): 1857 7881. 12- Krugman, Paul. Obstfeld, Maurce and Meltz, Marc (2014), Internatonal Economcs: Theory and Polcy, 10 edton, Pearson. 13- Lal, Anl K. and Lownger, Thomas C. (2001). J-Curve: Evdence from East Asa, manuscrt resented at the 40th. Annual Meetng of the
مجلة الزرقاء للبحوث والدراسات اإلنسانية المجلد السابع عشر العدد االول 1027 Contegraton Aroach, The Lahore Journal of Economcs, 15(1): 1-26. 22- Wang, Yaje ; Yannan Duan and Chao Wang (2014), Study on determnants of Chnese trade balance based on Bayesan VAR model, Journal of Chemcal and Pharmaceutcal Research, 6(5): 2042-2047. ملحق Case studyof Tanzana, Internatonal Journal of Busness and Economcs Research, 2(6): 134-141. 21- Walullah; Kakar, Mehmood Khan; Kakar, Rehmatullah; and Khan, Wakeel (2010). The Determnants of Pakstan Trade Balance; ARDL Deendent Varable: LNTB Method: Least Squares Date: 09/29/14 Tme: 11:09 Samle (adjusted): 1979 2013 Included observatons: 35 after adjustments Varable Coeffcent Std. Error t-statstc Prob. a0 1.936445 1.323391 1.463245 0.1589 LNTBt-1-0.091041 0.212103-0.429231 0.6723 LNREERt -0.972463 0.566460-1.716738 0.1015 LNREERt-1 0.577036 0.498215 1.158207 0.2604 LNREERt-2 0.367192 0.452915 0.810731 0.4271 LNGDPt 0.867209 1.014911 0.854468 0.4030 LNGDPt-1-0.923169 0.808290-1.142126 0.2669 LNGDPt-2-0.304286 0.748699-0.406420 0.6887 (LNM2/GDP)t 357.9537 231.3399 1.547307 0.1375 (LNM2/GDP)t-1 192.2350 266.8218 0.720462 0.4796 (LNM2/LNGDP)t-2 6.282463 5.293383 1.186852 0.2492 LNTBt-1-0.732596 0.260847-2.808532 0.0109 LNREERt-1-0.621388 0.330928-1.877710 0.0751 LNGDP t-1 0.089769 0.580768 0.154570 0.8787 LNM2 t-1-0.061652 0.570211-0.108121 0.9150 R-squared 0.602481 Mean deendent var 0.022715 Adjusted R-squared 0.324217 S.D. deendent var 0.146784 S.E. of regresson 0.120665 Akake nfo crteron -1.094072 Sum squared resd 0.291200 Schwarz crteron -0.427494 Log lkelhood 34.14626 Hannan-Qunn crter. -0.863970 F-statstc 2.165145 Durbn-Watson stat 1.967377 Prob(F-statstc) 0.055927