ﺔﻴﻠﻛﻟا ﺔﻴدﺎﺼﺘﻗﻻا تراﻴﻐﺘﻤﻟا ضﻌﺒو دوﻘﻨﻟا...

)م٢٠١٣(يونيو ) هـ١٤٣٤(، رجب )٢٠(، العدد )١٠(السلسلة العلمية لجمعية االقتصاد السعودية، المجلد

)٣(

الكلية النقود وبعض المتغيرات االقتصادية كمية السببية بين العالقة

السعودية العربية المملكة في

الرحمن اليوسف عبدبنت نورة جامعة الملك سعود ، كلية إدارة األعمال ،قسم االقتصاد

ملخص

النقود كمية لهذه الدراسة، في دراسة اتجاه العالقة السببية بين يتمثل الهدف الرئيسمحلي وسعر الفائدة، الناتج ال إجماليوديناميكية النشاط االقتصادي الكلي، مثل

في المملكة العربية السعودية، في الفترة من المستوى العام لألسعاروسعر الصرف و وتستخدم الدراسة منهج الحدود للتكامل المشترك، استنادا على . ٢٠١٣إلى ١٩٧١

Autoregressive Distributed اطئات الزمنية الموزعةذاتي للمتبنموذج االنحدار ال

lag Model ARDL ، والذي طور من قبل(Pesaran and Shin, 1999) (Pesaran

et. al., 2001) ، وبعد التأكد من وجود عالقة طويلة األجل، تم استخدام سببية VEC (VECM) جرانجر في نموذج متجه تصحيح الخطأ متعدد المتغيرات

Multivariate System Error Correction Model لمعرفة اتجاه العالقة السببية بين .المتغيرات

قة السببية بين كمية النقود وبعض المتغيرات االقتصادية الكلية في المملكةاليوسف، نورة، العال

)٤(

الناتج إجماليوقد كشفت نتائج اختبار الحدود أن هناك عالقة طويلة األجل بين النقود كمية تالنقود وسعر الفائدة وسعر الصرف، وذلك حينما كان كميةالحقيقي، و

في معادالت يمثل كل منها الحقيقيالناتج أجمالي والمستوى العام لألسعار و لنقود كمتغير تابع كمية اوأفادت نتائج العالقة طويلة األجل ل. المتغير التابع

بمعنوية مما يتفق مع نظرية دورة . وسعر الفائدة وسعر الصرف الحقيقي الناتجإجمالي

.النقديةو الكينزيةنماذج االقتصاد الكلي الرئيسة مثل األعمال الحقيقية أكثر من الحقيقي الناتجإجمالي واتضح من اختبار اتجاه العالقة السببية بين المتغيرات أن

النقود بمنهج جرنجر في االجل القصير، وقد كشفت نتائج نموذج كمية يسبب خارجيا أن سعر الفائدة يمثل متغيرا القصير، األجل فيمتجه تصحيح الخطأ،

من النقود كميةوأن اتجاه العالقة السببية بين المستوى العام لألسعار و .قياسيا النقود، وكميةهناك عالقة أحادية االتجاه بين سعر الصرف وأن ،االتجاهثنائية

كما أن هناك . في األجل القصير المستوى العام لألسعاروكذلك سعر الصرف و وبالتالي إذا كان الهدف الرئيستأثير لسعر الصرف على المتغيرات األخرى،

المستوى العام للحكومة هو المحافظة على ارتفاع معدل النمو االقتصادي وكبح األجل فيينبغي أن تركز الحكومة على تغيير السياسات الهيكلية ف، رلألسعانظرا ألن أي سياسات نقدية توسعية من المحتمل ان يكون التأثير عال .الطويل على المتغيرات االسمية مثل المستوى العام لألسعار أو أسعار الصرف بدال نسبيا

في دولة يتعرض اقتصادها لتأثيرات خارجية مثل ،من إجمالي الناتج الحقيقي .اسعار النفط


)٥(

The Causal Relationship Between the Quantity of Money and Some Macroeconomic Variables in the Kingdom of Saudi Arabia=

Abstract

The main objective of this study is to investigate the direction of the causal relationship between money and dynamics of the macroeconomic activity, such as GDP, interest rates, exchange rates and prices in the Kingdom of Saudi Arabia in the period from 1971 to 2013. The methodology used is the Bounds co-integration tests based on Autoregressive Distributed Lag Model, ARDL which was developed by Pesaran and Shin, 1999 (Pesaran et. al., 2001). After confirming the existence of a long-term relationship, Granger causality was used in the Multivariate Model Vector Error Correction (VECM), to see the direction of the causal relationship between the variablesK The Bounds test revealed that there exists a long-run relation among real output, money supply, interest rate and exchange rate when the M2, price and GDP variables were the dependent variable. The short-run causality found evidence of bidirectional causality between money and prices and a unidirectional causality running from price and money to real output was found. A unidirectional causality running from exchange rate to money and to prices was found. The exchange rate was found to be independent of changes in money. The causality was found from output, to money, which follows the real business cycle theory (RBC theory), more than, the key macroeconomic model such as Keynesian and monetary school of thinking. Therefore if the main objective of the government is to maintain a high rate of economic growth and curb inflation, government should therefore concentrate on long-run structural policy changes. Because any expansionary monetary policies are likely to cause relatively high impact on nominal variables, such as prices or exchange rates rather than the total real output. In an economy that is exposed to the effect of external factors, such as oil prices. Key words: Saudi Arabia, Macroeconomic variables, ARDL, Granger causalityK JEL Classifications: E41, E52, C22.


)٦(

= :مقدمة.١

النقود اهم القضايا األكثر إثارة كمية الناتج الحقيقي و إجماليتشكل العالقة بين نه على أعلى الرغم ،(Caporale, 1994) للجدل في االقتصاد الكلي التطبيقي

فينقض أو التأييد تحت البحث التطبيقي الدائم لالمستوى النظري تبقى دائما قابلة لوقد أتاحت التطورات المنهجية األخيرة في االقتصاد .االقتصاد القياسي الكلي

القياسي للسالسل الزمنية أدوات ديناميكية ليتم تطبيقها على هذه المفاهيم لكشف قتصاد والتي قد تكون موجودة بين مجموعة من مؤشرات اال ،العالقات السببية

هذه التطورات المنهجية هدفت لتوضيح أن على الرغم من و . ةجماليالكلي اإلنها أيضا سهلت كثيرا من سلوك إوسيلة أكثر فعالية في النمذجة االقتصادية، ف

الذي هيالبدوتوفير اإلطار ،ا اختبار الفرضيات المناسبة لعالقات ضمنية نظريوأحد ،يمكن من خالله استخالص اآلثار المترتبة على السياسات االقتصادية

النقود ومتغيرات كمية لتلك العالقة االقتصادية هي العالقة السببية بين األمثلةالكلي، إلى االقتصادالتفاعل بين متغيرات الترابط و ويحدد .االقتصاد الكلي األخرى

وتتأكد . و مسار النمو المطلوب من قبل الحكومةحد كبير، اتجاهات االقتصاد نحأهمية هذه المتغيرات في االقتصاد الكلي، عند تحليل األداء االقتصادي لدولة

تهدف هذه الدراسة إلى تحليل اتجاه العالقة السببية الديناميكية، بين حيث . معينةالناتج الحقيقي إجماليملكة العربية السعودية، متغيرات االقتصاد الكلي في الم

ال مقابل سلة ـوسعر صرف الري لألسعارالمستوى العام النقود وسعر الفائدة و كمية و تسعى هذه الدراسة أيضا لمعرفة أي من هذه النظريات أكثر حيث .من العمالت


)٧(

األمر الذي يجعل هذه الدراسة تثير تساؤلين . انسجاما مع االقتصاد السعوديتساهم في إحداث تغيرات في المملكةفي مية النقودكأولهما، هل عملية : أساسينوثانيهما، ما اآلثار أو العكس المستوى العام لألسعارالناتج الحقيقي و إجمالي

المستوى العام الناتج الحقيقي و اجماليالنقود، و كمية المترتبة على هذه العالقة بين . المملكة، فيما يتعلق بإدارة السياسة النقدية في لألسعار

الباحثةوحسب علم ،عو ندرة األبحاث التي تناولت هذا الموضوتتميز هذه الدراسة بوالتي استخدمت ثالث متغيرات ، (Aljarrah, 1996)يوجد دراسة واحدة فقط هنإف

هذه الدراسة الفترة تتضمن بينما ،)١٩٩٣-١٩٦٥( سنويةالربع للفترة الزمنيةتعرض االقتصاد السعودي للكثير من حيث ٢٠١٣-١٩٧١الزمنية من عام

ارتفاع غير ثمو ،١٩٩٨في عام النفط ألسعارالتغيرات من انخفاض شديد مؤدية الى الى نهاية فترة الدراسة ٢٠٠٣ابتدأ من عام في اسعار النفط مسبوق

المالية في األزمةلتداعيات االقتصاد السعودي تعرضكذلك و نمو اقتصادي مرتفع ستجد في التحليل أ واستخدام ما ،الزمنيةهمية دراسة الفترة كد أيؤ ل ،٢٠٠٩عام

كاملة سببية جرنجر على السالسل المتو القياسي من تطورات في التكامل المشترك .تكامال مشتركا

النقود كمية وبالتالي فإن الهدف من هذه الدراسة هو اختبار العالقة الديناميكية بين اختبار وذلك باستخدام في المملكة العربية السعودية، ومؤشرات االقتصاد الكلي

اختبار عالقة السببية و العالقة في األجل الطويل الحدود للتكامل المشترك وتقدير


)٨(

المبني على اختبارات التكامل المشترك متعدد ) VEC(نجر في نموذج جر ل . المتغيرات

حيث . على سياسة سعر الصرف الثابت استندت السياسة النقدية في المملكة،ال مع الدوالر ـتتدخل مؤسسة النقد العربي السعودي، لضمان ثبات سعر صرف الري

األمريكي، بااللتزام بسعر فائدة مقارب لسعر الفائدة األمريكي، سعر الفائدة على كأحد والذي يستخدم ،)Eurodollar Deposit) Rate الودائع بالدوالر واليورو

يرات التي قد تؤثر على متغيرات االقتصاد الكلي األخرى في المملكة العربية المتغالسعودية، والتي تشمل إجمالي الناتج الحقيقي، وكمية النقود، والمستوى العام

0Fال،ـلألسعار، وسعر صرف الري

بوحدة حقوق السحب الخاصة لصندوق النقد ١1Fالدولي

٢SDR)( IMF’s Special Drawing Right . يتمثل مصدر البيانات في و

تم اختيار كمية النقود احد أدوات السياسة النقدية والتي عن طريقها يمكن رفع السيولة في )١(

االقتصاد، سعر الفائدة اداة أخرى في السياسة النقدية تؤدي الى التحكم في سعر الصرف والتأثير على التضخم، سعر الصرف من االدوات التي تؤثر على الصادرات والواردات و كمية

ومستوى الدخل، التضخم من مؤشرات االقتصاد الكلي التي قد تسبب اتخاذ الدولة سياسات النقود وتم االكتفاء بهذه المتغيرات ولم يتم تضمين االنفاق . نقدية او مالية لخفض مستوى األسعار

الحكومي والضريبة الرتباط االنفاق الحكومي بالسيولة النقدية المتوفرة من عرض النقود ولعدم . ضريبة في االقتصاد السعوديوجود

تحدد يومي�ا من قبل صندوق النقد الدولي على SDRإن قيمة وحدة حقوق السحب الخاصة ) ٢(الدوالر األمريكي، المارك األلماني، الين، الفرنك الفرنسي، : (أساس سلة مكونة من عمالت وهي

الدوالر (ن من أربع عمالت وبعد بدء استخدام اليورو أصبحت السلة تتكو ) الجنيه اإلسترليني


)٩(

من صندوق النقد International financial Statistics اإلحصاءات المالية الدوليةولقد تم إدراج سعر الصرف في . ارير مؤسسة النقد العربي سعوديالدولي وتق

التحليل بسبب التفاعالت الديناميكية من هذه المتغيرات مع قطاع التجارة الخارجية، من واردات المملكة هي من الواليات المتحدة، في % 13.21 ما نسبتهن فقط أحيث مختلفة من الواردات بعمالت% 85.76، والنسبة الباقية والتي تعادل ٢٠١٢عام

غير ىمن الصادرات لدول أخر % 76.58كذلك يتقلب سعر الصرف معها، و .الواليات المتحدة

للمدارس الفكرية في اإلطار النظريبمراجعة ستقوم الدراسة في المبحث الثاني، المبحثيليه .ذات الصلةباإلضافة لمراجعة الدراسات السابقة االقتصاد الكلي،

. في المبحث الرابعالتحليلية الثالث، النموذج ومنهجية االقتصاد القياسي، ثم النتائج دد تصحيح الخطأ متعمتجه اختبار باستخدام سببية جرنجرويليه المبحث الخامس،

.ويشمل الخاتمة السادس حثالمب وأخيرا ،المتغيرات :اإلطار النظري. ٢

، المستوى العام لألسعارالناتج الحقيقي و اجماليالنقود و كميةتعد العالقة بين . التي أثارت جدال بين المدارس الفكرية في االقتصاد إحدى الموضوعات الهامة،

والتي بدورها افترضت نظريات مختلفة حول العالقات بين متغيرات االقتصاد المستوى العام لألسعارولقد أوضحت المدرسة الكالسيكية أن أي تغير في . الكلي

وتحدد أوزانا لهذه العمالت في السلة تعكس أهمية ) األمريكي، الين، اليورو، الجنيه اإلسترليني

.واللایر ظل مرتبطا بالدوالر. العمالت في التجارة والتمويل الدوليين


)١٠(

ون، ــالكنزي) ١ا ــــــــــوتبعهدي، ـــــــــرض النقـرات في العـاس نتيجة للتغيــــــــهو في األسنظرية دورة ) ٥الكنزيون الجدد، وأخيرا ) ٤الكالسيكيون الجدد، ) ٣ن، النقديو ) ٢

2F٣.األعمال النقدية3Fالكنزيون يعتقد

ن إالقصير، وخصوصا خالل فترات الركود، ف األجل فيأنه ٤). اإلنفاق الكلي في االقتصاد(يتأثر بشدة بالطلب الكلي جمالي الناتج الحقيقيإ

بدال . ويرى كينز، أن الطلب الكلي ال يساوي بالضرورة القدرة اإلنتاجية لالقتصادالمستوى مما يؤثر على اإلنتاج والعمالة، و من ذلك، يتأثر بمجموعة من العوامل

ن األحيان أن قرارات ويقول خبراء االقتصاد الكينزي في كثير م .العام لألسعارالقطاع الخاص تؤد إلى نتائج غير فعالة لالقتصاد الكلي والتي تتطلب استجابات السياسات النشطة من قبل القطاع العام، والسيما إجراءات السياسة النقدية من قبل

لقد اعتمدت الدول .اجراءات السياسة المالية من قبل الحكومةو البنك المركزي مة على االقتصاد الكينزي خالل الجزء األخير من فترة الكساد الصناعية المتقد

العظيم وبعد الحرب العالمية الثانية، خالل التوسع االقتصادي بعد الحرب

في منتصف الثمانينات ظهرت نظرية النمو الداخلية والتي تعتقد ان النمو االقتصادي هو في )٣(

تحمل نظرية النمو الذاتي أ ن االستثمار في المال . المقام األول نتيجة لقوى داخلية وخارجيةالبشري واالبتكار والمعرفة من العوامل الهامة في النمو االقتصادي ويركز ايضا على نظرية العوامل الخارجية االيجابية واالثار الغير مباشر لالقتصاد على المعرفة والتي سوف تؤدي الى

نظرية النمو الداخلية تحمل في المقام األول ان معدل النمو في االجل . التنمية االقتصادية .ويرالطويل لالقتصاد يعتمد على تدابير السياسة العامة على سبيل المثال االعانات للبحث والتط

(4) Keynes, John Maynard (2007) [1936]. The General Theory of Employment, Interest and Money. Basingstoke, Hampshire: Palgrave Macmillan. ISBN 0-230-00476-8.

http://www.hetwebsite.org/het/essays/keynes/keynescont.htm

http://www.hetwebsite.org/het/essays/keynes/keynescont.htm

http://en.wikipedia.org/wiki/International_Standard_Book_Number

http://en.wikipedia.org/wiki/Special:BookSources/0-230-00476-8


)١١(

خسر بعض النفوذ في أعقاب الصدمة النفطية وما نتج ولكنه، )١٩٧٣-١٩٤٥(مة وقد تسبب ظهور األز . تضخمي في السبعينات الميالديةالعنها من الركود

4F٥.د الفكر الكينزييتجدالى ٢٠٠٨المالية العالمية في عام للسياسات معارضين واأصبحو المدرسة الكنزيةن بقيادة فريدمان النقديو تحدى ". النظرية النقدية"سياسة االقتصاد الكلي البديلة المعروفة باسم كما تبنوا. الكينزية

اتباع يؤيدون ماال أنهالفيدرالي، لوجود نظام االحتياطي معارضتهم على الرغم منل يفضت على الفلسفة السياسية لفريدمان حيث تقوم النقود، كميةسياسة توسعية في

ن النقديو ويعتقد .نظام اقتصاد السوق الحر مع الحد األدنى من التدخل الحكوميفي الحقيقيالناتج إجماليالنقود له تأثيرات كبيرة على كميةأن االختالف في

وعالوة على ذلك، 5F٦.في االجل الطويل مستوى العام لألسعارالو ،االجل القصيرأن هناك أي إمكانية اتجاه العالقة السببية العكسي، (Fischer S., 1962) بين

كما دعم . النقود وبين متغيرات االقتصاد الكلي األخرىكمية تفاعال متبادال بين

(Friedman and Schwartz, 1963) إنه على الرغم من أن : هذه الحجة بقولهالنقود في النشاط االقتصادي هو الغالب، فهناك إمكانية بأن يكون كمية تأثير

ولكن اذا استمر التوسع ، االجل القصيرالتأثير في االتجاه اآلخر على األقل في كمية الجدد على حيادية نفيتوافقون هم والكالسيكيو ، األجل الطويلالنقدي في

(Heterodox Economics)ظهور ما يسمى ) ٥(

(6) Edward Nelson, "Friedman’s Monetary Economics in Practice," Finance and Economics Discussion Series, Divisions of Research & Statistics and Monetary Affairs, Federal Reserve Board, April 13, 2011


)١٢(

سعر الفائدةارتفاع على تأثيرهحيث أن التوسع النقدي سوف يتوقف ،النقودالمستوى " الذي سيعود الىالحقيقي ج الناتإجمالي بدال من المستوى العام لألسعارو

6F٧.التوقعات التضخمية بشكل كامليتم تكييف بمجرد أن " الطبيعي Sargent) ,(Lucas, 1981) ,(Barro, 1976)ادة ــــــدد بقيـــــــن الجــا الكالسيكييــام

and Wallace, 1974)7F

إجمالي الناتج قاموا بتحليل تأثير السياسة النقدية على ٨مثل القصير والطويل األجل، ليس على أساس المستوى العام لألسعارو الحقيقياستنادا ".غير متوقع"أو " متوقع"، ولكن على ما إذا كان التوسع النقدي فريدمان

كفاءة "وفرضية والتوازن ”Rational expectation“" العقالنيةالتوقعات "إلى مفهوم من شأنه أن الذي الوحيد هو متوقع الأن التوسع النقدي غير والتي تقول، "السوق

النقود كمية ؛ ولكن الزيادة المتوقعة فيالحقيقي الناتج إجمالي يؤدي إلى زيادة في سيكونمنحنى العرض فأن ، أي وفقا لهم، بسبب التضخم ايتوقف تأثيرهسوف

. (Muth, 1961)الطويلالقصير و ين األجلفي رأسيا استخدام التحليل حاولوا مثل النهج الكالسيكي الجديد، 8F٩،أما أتباع كينز الجدد

انن تختلفولكن المدرستا. "العقالنيةالتوقعات "اتفقوا مع و االقتصادي الكلي الكينزي (7) Hayes, M.G. (2008). The Economics of Keynes: A new guide to the General Theory. Edward Elgar Publishing. pp. 2, 3, 31. (8) Mankiw, N. Gregory (2013)” Macroeconomics” Palgrave Macmillan 8th edition. Lucas, Robert (1981). Studies in Business-Cycle Theory. MIT Press. Sargent, Thomas J. and Wallace,N. (1974). Rational Expectations and the Economic theory policy. (9) N. Gregory Mankiw and David Romer, eds., (1991), New Keynesian Economics. Vol. 1: Imperfect competition and sticky prices, MIT Press


)١٣(

د مجموعة متنوعة من إخفاقات جدفي هذا التحليل حيث يفترض الكينزيون التحديد األجور حيث أن تأثير كاملة في السعر و الغير السوق، وأن هناك المنافسة

، واخفاقات السوق األخرى الموجودة في النماذج غير مرنهاألسعار واألجور ولذلك، . ةقيق العمالة الكاملالكينزية الجديدة، يعني أن االقتصاد قد يفشل في تح

باستخدام (د أن استقرار االقتصاد الكلي من قبل الحكومة يجادل أتباع كينز الجديمكن أن ) باستخدام السياسة النقدية(زي ــأو عن طريق البنك المرك) السياسة المالية

ة ـــة النقديــون الجدد أن الصدمــويعتقد الكينزي. أكثر كفاءةاد ــاقتصإلى ؤدي ــيمن خالل التغيرات في ام لألسعارـــتوى العـــالمسادي و ــاط االقتصــاإليجابية تزيد النش

.(Mankiw and Romer, 1991) ة سعر الفائدأحدث RBC( Real Business Cycle( الحقيقية األعمالدورة نظرية ظهرت

ال يمكن أن التوسع النقدي حيث تفترض أن ، "الكالسيكية اتاالنقسام" ـلتجسيد ان RBCعمال الحقيقية اتباع دورة األويعتقد .الحقيقيالناتج إجمالي ؤثر علىي

ستجيبت كمية النقودن أ ينتج من الناتج الحقيقي اجماليالنقود و كمية االرتباط بين كون متغير داخلي يتأثر بالزيادة في ت يأ الناتج الحقيقي إجماليللتغيرات في

يعودفان ذلك االرتباط حسب هذه المدرسة. يؤثر فيهاوال ،الحقيقي جاتنإجمالي العلى النقود من يستجيب القطاع المصرفي لزيادة الطلب حيث. "لسببية العكسيةل'

القصير أو األجلعلى التوسع النقدي سواء وذلك ب، التعامالت التجارية اجل الكالسيكيون يعارض (متوقع أو غير ا متوقعكان سواء ، )النقديينيعارض (الطويل

رفع بل سي؛ الحقيقي الناتج إجمالي على تأثير ايجابي لن يكون له أي نه إف) الجدد


)١٤(

تمثل تقلبات الدورة االقتصادية إلى حد . المستوى العام لألسعارفقط أسعار الفائدة و استجابة فعالة تعتبرالحقيقية دورة األعمالأن تقلبات أي. الحقيقية كبير الصدمات

حيث تشمل هذه الصدمات (. للتغيرات الخارجية في بيئة اقتصادية حقيقية، الظروف البيئية، المستوى العام ألسعار الطاقة، التطورات التكنولوجيةاالبتكارات

ولذلك ينبغي أن تركز الحكومة ).في سوق العمل، واإلنفاق الحكومي والضرائبالطويل وان يكون التدخل من خالل األجلعلى على تغيير السياسات الهيكلية

السياسة المالية أو النقدية التقديرية مصممة لتخفيف التقلبات االقتصادية على رية دورة األعمال الحقيقية، يتم تحديد نمو ــــــــــفإنه في إطار نظ. القصير األجل

النقود كمية من نمو ة، وليســــــــــــــمن الصدمات الحقيقي الحقيقي الناتجإجمالي (Kydland and Prescott, 1982; Long and Plosser, 1983) .

، فقد تم دراسة العالقة على نطاق واسع من قبل لهذه اآلراء المتضاربةونتيجة الباحثين في البلدان المتقدمة والنامية على حد سواء على مدى فترات زمنية

، (Sims, 1972)من ابتداء ،دمت األدلة المتعارضة بشأن هذه المسألةمختلفة، وق حيث فتحت دراسته مجاال جديدا ونشطا للبحث عن العالقة السببية التجريبية بين

بالتطبيق ،نجرجر وذلك استنادا على سببية الناتج الحقيقي اجماليالنقود و كمية السببية أحادية االتجاه منالعالقة أنعلى ووجد أدلة ،على البيانات األمريكية

تم تطبيق سببية جرنجر قدول. مؤيدا للنقديين الناتج الحقيقي إجماليإلى النقودكمية سببية ثنائية إلى ل ـــــــــــحيث تم التوص (Barth and Bennett, 1974)على كندا

,Williams)في حين توصل .النقودة ـــــــــــكميو الناتج الحقيقي اليــــــــــإجمبين هاالتجا

Goodhart and Gowland, 1976) ، وبتطبيق طريقةSims على بيانات المملكة


)١٥(

الناتج إجماليالسببية من العالقة هباتجاSims نتيجة معاكسة لـإلى ،المتحدة . للنقود الحقيقي

استخدام اختبارات تحليلية ب (Masih and Masih, 1996a)قام ، أخرىوفي دراسات سعر و النقودكمية و الناتج الحقيقي إجماليالديناميكية بين جل تحديد العالقةأمن

ماليزيا (سيا آفي دول جنوب شرق ،وسعر الصرف المستوى العام لألسعارالفائدة و ومتجه تصحيح الخطأ بتحليل التكامل المشترك ليوهانسون باالستعانة ،)وتايالند

سببية جرنجر بين اختبارجل أمن ،االستجابة اتوتحليل التباين ودالة نبض )بالتحديد ,𝑀1( كمية النقودن أ ىلإشارت النتائج ولقد أ .متغيرات االقتصاد الكلي

المتغيرات األخرى متضمنة كذلك ، و كمتغير للسياسة النقدية لعب دورا قياديات، كما المستوى العام لألسعارو سعر الصرفو سعر الفائدةو الحقيقيإجمالي الناتج جل تأسيس عالقة التوازن أالقصير من األجلالتكيف الداخلي في أنها تعمل على

. الطويل األجلفي العالقة بين متغيرات االقتصاد لتحليل (Masih and Masih, 1996b)دراسة هدفوت

.إندونيسيانفس الطريقة كما في دراستهم األولى ولكن بالتطبيق على ةمتبع ،الكليمن حيث االعتماد على القطاع اإلندونيسيفي االقتصاد ان هناك اختالفا و

كمية يقود إجمالي الناتج الحقيقين أإلى وتوصلت ،الزراعي والصادرات البترولية كمية النقودمتضمنة ،جميع المتغيرات األخرى أنو وهو متغير خارجي النقود

متسقة معات داخلية و متغير ،المستوى العام لألسعاروسعر الفائدة وسعر الصرف و


)١٦(

عن بذلك مختلفة و Real Business Cycle (RBC)عمال الحقيقية نظرية دورة األ .ماذج نظريات الكنزيين والنقديينن

النقود كمية السببية بين العالقة اتجاه فحصب (Erjavec, and Cota, 2003)وقام المستوى العام سعر الفائدة و إجمالي الناتج الحقيقيومتغيرات االقتصاد الكلي مثل

وتم تطبيق . وسعر الصرف، مستخدمين بيانات سنوية لالقتصاد الكرواتي لألسعاراالستجابة لتحديد اتاالنحدار الذاتي وتطبيق تحليل التباين ودالة نبض هنموذج متج

ن سعر الفائدة وسعر الصرف متغيرات أإلى شارت النتائج أو . السببيةالعالقة هاتجاكمستقبل أيضا حيث تلعب دورا قياديا للمتغيرات األخرى وتعمل ،خارجية قياسيا

كما بينت . الطويل األجلعالقة التوازن في على بذلكمؤثرة ،للصدمات الخارجية .على األقل في األجل القصير ةمحايد كمية النقودن أعالقات السببية اتجاه ال

كمية النقودالسببية بين اتجاه العالقة (Muhd Zulkhibri, 2007) اختبرت دراسة مستخدمة نموذج متجه االنحدار الذاتي ،في ماليزيا المستوى العام لألسعارالناتج و و

، (Tode and Yamamoto, 1995)باستخدام سببية جرنجر المطورة من قبل اجمالي الناتج و 𝑀2,𝑀3 كل من بين هسببية ثنائية االتجاإلى شارت النتائج أو

عالقة إن هناك كما ،مع نظرة الكنزيين والنقديين وتتسق هذه النتيجة. الحقيقيدلة تشير ن األفإ لذلكباإلضافة . إجمالي الناتج الحقيقيإلى ,𝑀1 منه سببية تتج

المستوى العام إلى النقود كمية تجري من هحادية االتجاأن هناك سببية أإلى النتائج تضيف تأييد أي أن. كس ذلكععلى دلة أولكن ليس هناك أي ،لألسعاربالتطبيق ،(Jiranyakul, 2009)وفي دراسة . ن التضخم ظاهرة نقديةأ لىإتحليلي

كمية و الحقيقي الناتج اجمالي و المستوى العام لألسعار، تم اختبار على تايالند


)١٧(

بين األجلن هناك عالقة طويلة أإلى وتم التوصل ، 𝑀1,𝑀2,𝑀3مبني على ، النقود𝑀3 ن نجاح السياسة النقدية أ، و المستوى العام لألسعارو الحقيقي الناتجاجمالي و

. جل تقدير النمو والتحكم في التضخمأمن 𝑀1,𝑀3يعتمد على المستوى العام لألسعارو كمية النقودالعالقة بين (Rami, 2010)وتختبر دراسة

على بيانات سنوية ةمستخدمة اختبار سببية جرنجر الثنائي ،الحقيقي الناتجاجمالي و كما اهتمت بتحديد عدد المتباطئات المناسب مستخدمة المعايير لدولة الهند،

ؤثر على ت كمية النقودن أيدت النتائج بقوة نظرة النقديين من حيث أو .المعروفةولكن كل هذا يتأثر بعدد . الحقيقي الناتجاجمالي و المستوى العام لألسعار

الناتج اجمالي و كمية النقودن أ (Maitra, 2011) ووجدت دراسة .المتباطئاتالقصير األجلفي كمية النقودن أو ا مشترك في سنغافورة متكاملة تكامال الحقيقي

Yadav)وجاء من ضمن نتائج دراسة .الحقيقي الناتج إجمالي ارتفاعإلى ؤدي ت

and Lagesh, 2011) المستوى العام لألسعارن هناك سببية باتجاه واحد من أ األجلما أالقصير في الهند األجلفي الحقيقي الناتج إجماليإلى وسعر الفائدة

كمية النقودمثل خرى عتمد على العوامل األي المستوى العام لألسعارالطويل فسعر الصرف يعتمد وكذلك .الصرف وسعر الفائدة وسعرالحقيقي الناتج لي ااجمو

. المستوى العام لألسعاروسعر الفائدة و الحقيقي الناتج اجمالي و كمية النقودعلى (Hossain, 2011) المشترك التى وردت بدراسة أوضحت نتائج اختبارات التكامل

ن هناك سببية أو ، الناتج الحقيقي اجماليو كمية النقود ه يوجد تكامل مشترك بيننأ ,Shams) واختبرت دراسة .القصير بين المتغيرين في بنغالديش األجلثنائية في

http://sgo.sagepub.com/content/4/1/2158244014525419.full.print#ref-28









)١٨(

المستوى العام لألسعار و الناتج الحقيقي اجماليسببية جرنجر بين النقود و (2012اجمالي بين النقود و هن هناك عالقة ثنائية االتجاإلى أ، وتوصلت في بنغالدش

السببية العالقة ن أتضح اكما ،عتبر متغير مؤثرت كمية النقودن أو الحقيقي الناتج دراسة واهتمت .مؤيدة للنقديين، المستوى العام لألسعارإلى كمية النقودمن هتتج

(Bilquees, et. al., 2012) التفاعل الديناميكي بين متغيرات االقتصاد الكلي مثل بالناتج إجمالي ومستوى سعر الصرفو المستوى العام لألسعارو كمية النقود

وجود عالقة طويلة إلى شارت النتائج أو .لبيانات ربع سنوية في باكستان ،الحقيقيالسببية فهي تؤيد اتجاه العالقة اختباراتما نتائج أ ،مستقرة بين المتغيرات األجل

،كمية النقودالقصير عن عدم حيادية األجلقل في ين والنقديين على األينظرة الكنز ، وكذلك بين سعر الفائدة المستوى العام لألسعارو كمية النقودن هناك سببية بين أو مستوى إلى النقودكمية حادية من أسببية في حين توجد، المستوى العام لألسعارو

ن إلى أ أيضا وتشير النتائج . وسعر الفائدة والعكس غير صحيح الناتج الحقيقيحسب سعر الفائدة وسعر الصرف، يسبب و الحقيقي الناتج اجمالي و كمية النقود

مما يشير . الطويل األجلالقصير وكذلك األجلفي المستوى العام لألسعارجرنجر ن هناك عوامل هيكلية تقوم بدور في التأثير إن التضخم ليس ظاهرة نقدية بل أإلى .في باكستان المستوى العام لألسعارعلى

األجلتأثير العالقة طويلة بقياس (Musa and Asare, 2013) وقامت دراسةوتم للسياسات النقدية والمالية على النمو االقتصادي في نيجيريا، األجلوقصيرة وتختبر دراسة .كمية النقودن االقتصاد النيجيري محدد غالبا بأإلى التوصل

(Ajilore and Ikhide, 2013) أفريقياتضخم في جنوب المستهدفة للالسياسة النقدية





)١٩(

King) وقام كل من .وكذلك في سياق سياسة الصدمات المتوقعة وغير المتوقعة

and Watson, 1997) و(Grauwe and Polan, 2005) بطرح الكثير من النقاشكمية و الناتج الحقيقي إجمالي حول القضايا النظرية التي تقوم عليها العالقة بين

.النقودونتيجة الستعراض االدبيات السابقة، نجد انه تم دراسة العالقة على نطاق واسع

من ا عددان من قبل الباحثين، وقدمت األدلة المتعارضة بشأن هذه المسألة، حيث إجمالي الناتج الحقيقيالنقود الى كميةن هناك سببية احادية من تؤيد أ الدراسات

كميةاو متغيرات االقتصادي الكلي األخرى، وبعض منها تؤيد السببية الثنائية بين إجمالي الناتج الحقيقي وعدد آخر يؤيد السببية من . إجمالي الناتج الحقيقي النقود و

كمية معظم الدراسات تؤيد ان هناك سببية ثنائية بين االسعار و كما أن .الى النقود .النقود

:منهجية االقتصاد القياسيالنموذج و .٣ ،النقودكمية عالقة أعاله، يتم اختبار التي تمت استعراضها دبيات األإلى ستنادا ا :التي بنيت على الدالة الموسعة التالية ،متغيرات لالقتصاد الكلي أربعو

Mt = f(Y, Pt, Rt, Et) (1) وهناك ٢٠١٣-١٩٧١واعتمدت الدراسة على بيانات السالسل الزمنية السنوية

، الناتج ))M(النقود ( يسماإل كمية النقود وهي ة في التحليل خمسة متغيرات مدرجبوحدة /تقاس باللایر) E(االسمي سعر الصرفو )Y(الحقيقي جماليالمحلي اإل

، )P(المستوى العام لألسعار، )E(حقوق السحب الخاصة لصندوق النقد الدولي تم تحويل جميع المتغيرات . (R) وسعر الفائدة االسمي على الودائع بالدوالر اليورو


)٢٠(

الناتج إجماليعن لوغاريتمات نموذج يعبرالوبالتالي، فإن . اللوغاريتماتإلى بالمعنى النقودكمية بوصفها دالة من اللوغاريتمات من مفهوم )LY( الحقيقيالمستوى العام ولوغاريتمات (LR) سعر الفائدةولوغاريتمات ،)LM2( الموسع ). LE(، ولوغاريتمات سعر الصرف )LP( لألسعار

lnMt2 = β0 + β1lnYt, +β2lnPt + β3lnRt + β4lnEt + ut (2)

هذه الدراسة على تحليل التكامل المشترك متعدد فيمنهجية البحث تعتمد لتحليل ،تصحيح الخطأ المشتقة من نموذج متجهنجر جر واختبار سببية ،المتغيرات

. المملكةوالمتغيرات االقتصادية الكلية في كمية النقودالعالقة السببية بين ه جااتتعتمد النقود ومتغيرات االقتصاد الكلي، كمية العالقة السببية بين اتجاه لفهمو

,Masiah and Masiah)دراسات اسة على نموذج النمو النقدي في هذه الدر منهجية

1996a) و(Masiah and Masiah, 1996b) .والتي تم تطبيقها على دول آسيا .ديكي اختباراختبار السكون باستخدام أساليب جذر وحدة مثل ب يبدأ التحليلحيث ، يليها اختبار التكامل المشترك متعدد بيرون - ، وطريقة فيليبالموسع فولر

ذا كانت متكاملة من نفس إواعتمادا على نتيجة اختبارات السكون .المتغيرات and ,(Johansen, 1988)التي طورها الدرجة تجري اختبارات التكامل المشترك

(Johansen and Juselius, 1990) ، ذا كانت متكاملة من درجة مختلفة ا وI(0), I

Pesaran and Shin, 1999; Pesaran المشترك للتكامل لحدودا منهج يستخدم (1)

et. al., 2001)( الزمنية للمتباطئاتي الذات االنحدار نموذج على استنادا


)٢١(

اختبار وجود تكامل مشترك بين المتغيرات يتم تطبيق إثباتوبعد . ARDLالموزعة .السببية بين المتغيرات العالقة لتحديد اتجاه VECM 9F١٠ سببية جرانجر في نموذج

متساوية يتطلب درجة تكامل ه البأن ARDL طريقةو أ الحدود منهجويتميز درجة التكاملالمتغيرات مختلفة في ذا كانتإيمكن تطبيق االختبار ف للمتغيرات،

)1( Iأو I (0) .أظهر ذلك، على عالوة (Pesaran and Shin, 1999) أن استنتاجات استخالص ويمكن ،فائقة االتساق هي ARDL على تستندالتي التقديرات دليال فقط يوفر ال األسلوب هذا كما أن. الطويل األجل معامالت على صحيحة

امالتمع يوفر أيضا ولكن الطويل األجلعالقة التكامل المشترك على وجود على ومشكلة واقيباالرتباط الذاتي في ال مشكلة يحلوكذلك .األجلالعالقة طويلة

التأكد من ARDLالخطوة األولى من تقدير تتطلب .الداخلية المفسرةالمتغيرات ن عالقة بين متغيرات السالسل الزمنية التي تكو ،طويلة األجلوجود عالقة

على فرضية العدم Fيتم اختبار هذا أوال، وذلك باستخدام اختبار حيث . التوازن ثم ،والتي تساوي الصفر لمعامالت متباطئات المتغيرات في المستوى المشتركة

عن يختلف متباطئة المتغير التابع والذيفرضية العدم لعلى tباستخدام اختبار .الصفر

مجموعتين من القيم الحرجة لهذا الغرض (Pesaran et. al., 2001) ولقد وضعذا كان النموذج يحتوي على عدد المتغيرات المفسرة، وما إوهى ) K( ـالمناسبة ل

عدد من المعادالت التي تكون كل واحدة منها نموذج تصحيح الخطأ المتعارف المقصود) ١٠(

.عليه


)٢٢(

أن جميع المتغيرات ساكنة في األولىمجموعة وتفترض ال. زمني همتج أو/ قاطع ووهذا يوفر ،الفروقفي ساكنة خرى أنهااألمجموعة ، في حين تفترض الالمستوى

,I(0)حدود تغطي جميع التصنيفات المحتملة للمتغيرات المستخدمة في الدراسة من

I(1) . إذا كانت القيمة المحسوبة فF- تقع فوق الحد األعلى ، يتم رفض فرضية اذا، و األجلنه يوجد تكامل مشترك، مما يدل على وجود عالقة طويلة أأي العدم أي ل من الحد األدنى، ال يمكن رفض فرضية العدم القيمة المحسوبة أق -F كانت

بين األجلوهذا يعني أنه ال يوجد عالقة طويلة . يوجد تكامل مشترك نه الأليكون طبق على المتغيرات الخمسة باستخدام كل متغير نوت .المتغيرات في النموذج

لكل معادلة، األجلهو التابع والمتغيرات األخرى مفسرة لكشف وجود العالقة طويلة ,/F(Mهي المتغير التابع Mن أال باعتبار ـــــــويرمز لها على سبيل المث Y, P, R, E)

,/F(Yثم يتم اختبار العالقة M, P, R, E) ثمF(P/, M, Y, R, E) ثمF(R/

, M, Y, P, E) ثمF(E/, M, Y, P, R) . عدد مبتدئين بتحديد، ARDLالعالقة باستخدام على تقدير وتنطوي الخطوة التالية

أو Akaikeأكيكا عدد المتباطئاتعلى أساس معيار اختيار مثلاأل المتباطئاتأو / و AICالمناسبة التي يقررها عدد المتباطئاتعلى أساس و ) AIC( شوارزSBC .معادلة تقدير يتم ثمARDL الطويل من األجلللحصول على معامالت

:التالية األجلالمقترح بالعالقة طويلة المتغيرات المدرجة في النموذجlnMt = β0 + β1lnYt + β2lnPt − β3lnRt + β4lnEt + ut (3)


)٢٣(

من أجل ARDL للعالقة المقدرة باستخدامتقدير نموذج تصحيح الخطأ يتم أخيرا، ARDLمتغيرات بين الطويل األجلعلى التكيفسرعة اتخاذ القرار وتحديد

، لتقدير األجليتم االستفادة من البواقي المقدرة في العالقة طويلة حيث .األساسية Error نموذج تصحيح الخطأباستخدام األجلة قصيرة ــــالديناميكي العالقة

Correction Model (ECM) .يتم االعتماد على طريقة حيث Hendry إلىمن عام .The LSE General to Specific Approach (GETS) (Campos, J محدد

Ericsson, N. and Hendry, D. 2005) نموذج يتضمن التي تبدأ باستخدام والغير معنوية iعدد كبير من المتباطئات ويتم تقديره ثم التخلص من المتباطئات

ا حذف متباطئة، همع التأكد من خلو النموذج من االرتباط الذاتي في كل مرة يتم في Parsimonious Equationذج بأقل عدد من المتباطئات يتم تقدير النمو بالتالي، و

العالقةبعد تقدير . ECMالخطأ حد متباطئة جنب معإلى جنبا والتي تستخدم :يتم تقدير النموذج التالي Hendryباتباع طريقة

∆lnMt = α0 + �π11∆lnMt−i

n

i=1

+ �π12∆lnYt−i

n

i=1

+ �π13∆lnPt−i

n

i=1

+ �π14∆lnRt−i

n

i=1

�π15∆lnEt−i

n

i=1

+ µ1ECMt−1 + vt

ECMt−1 = lnMt−1 − β0 − β1lnYt−1 − β2lnPt−1 + β3lnRt−1 −β4lnEt−1 (4)


)٢٤(

tttttلفرق األول، وا عن ∆ ، يعبرفي النماذج المذكورة أعاله ERPYM هي ,,,,

حيث يقدر النموذج خمس مرات ،في الدراسة ةمتغيرات االقتصاد الكلي المحدد خمسةحد المتغيرات الأفي كل مرة يكون )عدد المتغيرات المتضمنة في النموذج(

لكل معادلة من اختبار وجود التكامل المشترك هو المتغير التابع بحث يمكن H0: β1فرضية العدم مبنيا على المعادالت الخمس، = β2 = β3 = β4 = 0 ،

tواختبار F الحدود باستخدام اختباروالتي تعني انه ال يوجد عالقة طويلة االجل H0: µ1ن ألفرضية العدم = تحديد العالقات والتأكد من وجود تكامل وعند. 0

سببية عالقة الباستخدام األجلمشترك يمكن تحديد اتجاه العالقة قصير وطويل ) ٤(باستخدام معادلة . المتغيرات متعدد الخطأ تصحيح متجه المبنية على نجرجر ل

جرنجر - وقد لوحظ من قبل انجل. نجرجر لسببية عالقة اليتم تنفيذ اختبار االنحدار هنجر في الفروق األولى من خالل متجإجراء اختبار سببية جر ) 1988(

عن لذلك،. وجود التكامل المشتركظل سوف يكون مضلال في ،)VAR(الذاتي السببية ولكن أيضا العالقة يتحدد ليس فقط اتجاه ECM طريق إضافة متباطئة

األجلوذلك بتأكيد سببية . الطويل األجلالقصير و األجل يمكن أن يفرق بين سببية ARDLالمتضمن في نموذج ECMشارة السالب لمعامل متباطئة إالطويل من قبل

.(Banerjee et. al, 1998) وان تكون ذات داللة إحصائية :النتائج التحليلية.٤

المشترك التعرف على خصائص المتغيرات التكامل اختبارات تطبيق يتطلبثم إجراء اختبارات جذر الوحدة على المتغيرات الختبار .المستخدمة في الدراسة


)٢٥(

الموسع واختبار فولر ديكي اختبار: هى اختبارينالسكون، حيث سيتم استخدام .وبيرون فيليب

متغيرات الدراسة باللوغاريتمات: ١الشكل

8

9

10

11

12

13

14

15

1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

LM2

12.0

12.5

13.0

13.5

14.0

14.5

1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

LY

3.2

3.6

4.0

4.4

4.8

5.2

1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

LP

-2

-1

0

1

2

3

1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

LR

1.2

1.3

1.4

1.5

1.6

1.7

1.8

1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

LE


)٢٦(

10F١١اختبارات جذر الوحدة بقاطع ومتجه زمني: ١الجدول

اختبار فيليب وبيرون اختبار ديكي فيلر الموسع األولى الفروق المستوى األولىالفروق المستوى المتغيرات

٢,١٥٣٩٧٤ - (0) ٣,٩٢٧١٤٩ -**(1) ٣,٥٧٧٣٦٢-**(4) - LYt ٣,٢٢٧٧٧٢- *(0) ٥,٤٧٠١٧٤-**(8) ٣,٢٤٧١٨٠ -*(4) -٣,٧٠١٨١٤ (0)** Lpt ٣,٩١٢٥٨٨-**(1) ٣٠,٠٨٤٨٦ (2)**- LRt ٣,٥٢٠٦٧١ -*(1) ٦,١١٣٥٨٤-*(1) ١,٠١١٠٧٨ (6) -٣,٩٥٦٣٧٨ (0) ** LEt ٣,٢٢٥٣٤٤-*(1) ٤,١٢٧٩١٠-**(0) ٢,١٣٥٦٨٠ (0) -٢,١٣٥٦٨٠(0) **

*،**،*** j على التوالي % ١٠، %٥، %١ تشير الى رفض فرضية العدم بوجود جذر الوحدة عند. Aالقيم الحرجة من(MacKinnon, 1996) one-sided p-values

أن بعض السالسل الزمنية، المتضمنة في الدراسة، غير السابقيتضح من الجدول ما أ (,LY, LR, LE, 𝐿𝑀2)ولى فقط ساكنه في المستوى، ولكن ساكنه في الفروق األ

اختالف درجة تكامل مما يدل على ،في المستوى ساكنفإنه 𝐿𝑃 المتغيربين المتغيرات األجلوالختبار وجود العالقة طويلة ،ونتيجة لذلك. المتغيرات

نموذج االنحدار الذاتي ستخدم منهج الحدود للتكامل المشترك استنادا على ي على اختبار في الخطوة األولى لالختبار ويتم االعتماد . للمتباطئات الزمنية الموزعة

).٢(والذي تتضح نتائجه في الجدول Fإحصاءباستخدام ، Wald Testدوال

تم اختبار معنوية القاطع والمتجه الزمني بالبدء بتقدير معادلة ديكي فيلر الموسع وظهرت ١١)(

.معنوية القاطع والمتجه لذا تم االختبار على اساس وجود القاطع والمتجه


)٢٧(

بين المتغيرات األجلنتائج اختبار وجود العالقة طويلة : )٢( الجدولالمشترك باستخدام نموذج االنحدار الذاتي للمتباطئات الزمنية الموزعة للتكامل

)منهج الحدود(تصحيح معامل النتيجة

الخطأ األجلطويلة العالقة Fحصاء إ

M2/Y,E, P, R ***8.2067 *** 0.248- مشترك تكامل Y/M2,E,P,R ** 7.4221 *0.170- تكامل مشترك

P/M2,Y,E,R **8.5111 **0.350- مشترك تكامل R/M2,Y,E,P 1.2930 0.106- مشترك تكامل يوجد ال E/M2,Y,P,R 3.4949 0.159- يوجد تكامل مشترك ال

***،**،* j حيث يتم على التوالي % ١٠، %٥، %١ تشير الى رفض فرضية العدم بوجود جذر الوحدة عند، 4.3906 %95و % 90والتي تختلف حسب وجود قاطع أ و متجة فتكون مع القيم الحرجة Fمقارنة قيم

4.4919، 3.8048 فقط هومتج 3.7911، 4.4427 قاطع فقطوتكون عند وجود عند وجود قاطع ومتجة 5.1157(Pesaran, et. al., 1996) الختبار التكامل المشترك وكذلك قيمةt لمعامل تصحيح الخطأ وذلك حسب وجود القاطع

.tفي العالقة طويلة االجل باستخدام اختبار والمتجهالقاطع وجود في العالقة طويلة االجل والذي تم اختبار

اختبار الحدود للتكامل المشترك لمتغيرات االقتصاد الكلي )٢(يبين الجدول المتغيرات يعتمد على بين وجود التكامل المشترك أن كر أعاله المختارة، كما ذ

نه ال يوجد تكامل فإعندما يتم رفض فرضية العدم ، t تباروكذلك اخ Fقيمة في متباطئات األمثل لل طولالوتم تحديد ،2متباطئات بقيمة وتم استخدام . مشترك

وجود التكامل إلى نتائج االختبارات وتشير . بمعيار شوارز ARDLنموذج اجماليو المستوى العام لألسعاروكذلك ،المتغير التابع M2عندما يكون ،المشترك


)٢٨(

المتغير هما سعر الصرف وسعر الفائدة يوجد عندما يكون ولكن ال، الحقيقيالناتج المستوى العام النقود و كمية بناء على نتائج التكامل المشترك لنموذج و .التابع

، )٣(في الجدول األجليتم تقدير العالقة طويلة الحقيقي الناتج اجماليو لألسعار المستوى العام لألسعارو الناتج المحلي إجماليمعنوية إلى النتائج حيث تشير

المتغير التابع، مما يتوافق مع هى M2وسعر الصرف، وسعر الفائدة عندما تكون المستوى العام ماأ .النقودكمية يؤثر على الحقيقي الناتجإجمالي ن أنزيين الك

إجمالي ، كما يتأثروسعر الفائدة وسعر الصرف M2 النقودكمية ب فتتأثر لألسعار .النقود وسعر الفائدةكمية ب الحقيقي لناتجا

األجلتقدير معامالت العالقة طويلة : )٣(الجدول lY lnP lnM2 المتغيرات المفسرة

0.278*** 0.265*** lnM2 0.061 1.949*** lnY

-0.712 0.783** lnP -0.148** -0.052 *** -0.164*** lnR

1,104 0.688*** -1.665*** lnE القاطع ***15.744- ***11.602

زمني همتج ***0.045 ***0.020- *،**، ***j تم تحديد و على التوالي% 10، %5، %1تشير الى رفض فرضية العدم بوجود جذر الوحدة عند

.في العالقة طويلة األجل ناء على معنوية القاطع أو المتجهاو قاطع ب وجود متجه


)٢٩(

يمثل كل منالطويل عندما األجلعالقة ل الطبيعة الدقيقة )٣(الجدول رقم يبرز ويمكن .المتغير التابعالحقيقي الناتج اجمالي و المستوى العام لألسعارالنقود و

في معادلة الناتج الحقيقي إجماليمعامل أوال،: االستدالالت التالية استخالصفي ارتفاعأي نأإلى ذلك شير وي ،داللة إحصائية وذوموجب 1.94 كمية النقود

وكذلك ،النقودكمية ارتفاع في يقابله الطويل األجل فيالناتج الحقيقي إجماليخالل فترة المملكةفي معنوية وسعر الفائدة وسعر الصرف المستوى العام لألسعار

ي أفكلما ارتفع عدد الرياالت مقابل العمالت األخرى ، ما سعر الصرفأ. الدراسةكمية عالقته عكسية في معادلة أي رتفعالنقود تكمية ال فان ـتناقصت قيمة الري

ارتفاع في نأ أي ،النقود كمية عكسية مع عالقتهسعر الفائدة ويتبن أن. النقوديتطلب المستوى العام لألسعارتزايد كما أن .النقوديقلل من كمية سعر الفائدةفي معادلة يتضح ثانيا، . النقود للحفاظ على التبادالت النقديةكمية زيادة في

بما موجب ومعنوي،النقود لكميةالطويل األجلمعامل نأ المستوى العام لألسعارارتفاع المستوى العام إلى ؤدي ت M2كمية النقودأي زيادة في أندعم فرضية ي

في (Freidman, 1956)مما يتوافق مع . المملكةل في ـالطوي األجل في لألسعارعلى المستوى العام لألسعارر في تغيإلى النقود يؤدي كميةير في تغمقولته ال

فهو سلبيسعار الفائدة الطويل المقدر أل األجلمعامل ما أ .الطويل األجلإلى ؤدي تأن أي زيادة في سعر الفائدة في االقتصاد مما يدل على ،منخفضو

سعر الفائدة هو تكلفة الفرصة نإحيث ،المستوى العام لألسعارانخفاض في في ارتفاع يأف ،د بدال من األصول المدرة للفوائدالثروة في شكل نقو لحفظ البديلة


)٣٠(

معامل سعر ويظهر . كأرصدةالمحتفظ بها سعر الفائدة يقلل من كمية النقود العمالت المدفوعة طلبا علىي زيادة في عدد الرياالت أن أي أ ،موجبالصرف ،، نتيجة الرتفاع سعر الوارداتالمستوى العام لألسعارزيادة إلى يؤدي األخرى

ن إف أجمالي الناتج الحقيقيفي معادلة ، وثالثا .وهذا ما يسمى بالتضخم المستورد تؤثر علىلنقود ن كمية اأأي الحقيقي الناتج إجمالي يجابية مع إالنقود كمية عالقة سعر يشير و .يؤثر عليها الحقيقي الناتجإجمالي كما أن الحقيقي الناتج إجمالي الناتجإجمالي ن أي ارتفاع في سعر الفائدة ينعكس سلبيا على أإلى سالب الالفائدة الناتجإجمالي يؤثر على الأي محايدا ليكونسعر الصرف ، وجاءالحقيقي .الحقيقي

Multivariateتصحيح الخطأ متعدد المتغيرات متجهباستخدام سببية جرنجر .٥Granger Causality Test Based on (VECM)

ولكن ال يحدد اتجاه تلك األجلن وجود التكامل المشترك يعني وجود عالقة طويلة إستخدم للكشف عن اتجاه العالقة يولذلك، فإن نموذج متجه تصحيح الخطأ . العالقةلسالسل مشترك بين اأنه إذا كان هناك تكامل (Granger, 1988)أوضح .السببية :، فإن نموذج متجه تصحيح الخطأ يمكن أن يكتب كالتاليالزمنية

∆yt = C1 + ∑ π1i∆yt−i + ∑ πj1∆xt−jqj=1 +μ1ECMi−1 + ε1t

pi=1

∆xt = C2 + ∑ π2i∆xt−i + ∑ π2j∆yt−j + qj=1 µ2ECMi−1 + ϵ2t

pi=1

,π1iعدد المتباطئات، p,qالفروق، إلى ∆ حيث تشير π1j, π2i, π2j, معامالت

,ϵ1t و األجلطويلة العالقةمشتق من حد الخطأ ECMيتم تقديرها، ϵ2t المتغيرفإن المتغير التابع ،في كل من المعادلتين. العشوائي الخالي من االرتباط الذاتي


)٣١(

بمستوي تصحيح الخطأ من أيضا يتأثر ليس فقط بالمتباطئات في النموذج ولكن ن كل متغير تابع يتجاوب للصدمة أتشير المعنوية المشتركة و . الفترة السابقة

األجلالسببية طويلة اتجاه العالقة مكن اختبار يو . للبيئة العشوائية األجلقصيرة تشير . μ1,μ2 والتي هي معامل تصحيح الخطأ ،بالنظر لمعنوية سرعة التكيف

ر التابع ـــــــالتي تشتق مباشرة من المتغي لـــــاألجالعالقة التوازنية طويلة إلى المعنوية (Yoo, 2006) . نتائج اختبار سببية جرنجر للنموذج )٤(ويعرض الجدول رقم ،

،سالبة ومعنوية ,μ1ذا كانتفإ. المتباطئات عدداالختبارات المستخدمة في تحديد X ، مما يعني أن Yإلى Xمن األجلوجود عالقة سببية طويلة إلى فإن هذا يشير

شير يسالبة ومعنوية، فهذا μ1,μ2 المعامالن كانما اذا أ. األجلنحو توازن Yيدفع كمتغيرات Xt∆و Yt∆المتباطئات تظهر من ناحية أخرى، . سببية ثنائية االتجاهإلى

بين األجلقصيرة (Cause and Effect)عالقة مسبب ومؤثر إلى مفسرة مشيرة هذا يعني ، فإن Yt∆معنويا في انحدار Xt∆معامل ظهراذا . السلسلتين الزمنيتين

حصل على معادلة ن العالقةتصحيح الخطأ من حد ذا تم حذف فإ. Yتسبب Xن أ . سببية جرنجر التقليدية

الطويل، يتم تطبيق األجلالختبار سببية جرنجر في ) ١٩٨٨(باتباع جرنجر جل أمن ) ١( العالقةفي األجلولى تقدير العالقة طويلة عملية ذات خطوتين، األ

الخطوة الثانية هي تقدير نموذج . تصحيح الخطأ في النظامحد الحصول على يأخذ . الخطأ في النظام حد تصحيحجرنجر بالمتغيرات في الفروق األولى متضمنا


)٣٢(

والذي VEC Multivariate Systems متعدد المتغيرات متجهنموذج الدراسة نظام :يتبع الشكل التالي

⎣⎢⎢⎢⎡∆𝑙𝑛𝑀𝑡∆𝑙𝑛𝑌𝑡∆𝑙𝑛𝑃𝑡∆𝑙𝑛𝑅𝑡∆𝑙𝑛𝐸𝑡 ⎦

⎥⎥⎥⎤

=

⎣⎢⎢⎢⎡𝐶1𝐶2𝐶3𝐶4𝐶5⎦⎥⎥⎥⎤

+

⎣⎢⎢⎢⎡𝜋11.1 𝜋12.1 𝜋13.1𝜋14.1 𝜋15.1𝜋21.1 𝜋22.1 𝜋23.1𝜋24.1𝜋25.1𝜋31.1 𝜋32.1 𝜋33.1𝜋34.1 𝜋35.1𝜋41.1 𝜋42.1 𝜋43.1 𝜋44.1 𝜋45.1𝜋151.1 𝜋52.1 𝜋53.1 𝜋54.1𝜋55.1⎦

⎥⎥⎥⎤

⎣⎢⎢⎢⎡∆𝑙𝑛𝑀𝑡−1∆𝑙𝑛𝑌𝑡−1∆𝑙𝑛𝑃𝑡−1∆𝑙𝑛𝑅𝑡−1∆𝑙𝐸𝑡−1 ⎦

⎥⎥⎥⎤

+ ⋯

+

⎣⎢⎢⎢⎡𝜋11.𝑘 𝜋12.𝑘 𝜋13.𝑘 𝜋14.𝑘𝜋15.𝑘𝜋21.𝑘 𝜋22.𝑘 𝜋23.𝑘 𝜋24.𝑘 𝜋25.𝑘𝜋31.𝑘 𝜋32.𝑘 𝜋33.𝑘𝜋34.𝑘 𝜋35.𝑘𝜋41.𝑘𝜋42.𝑘 𝜋43.𝑘𝜋44.𝑘 𝜋45.𝑘𝜋51.𝑘𝜋52.𝑘 𝜋53.𝑘𝜋54.𝑘𝜋55.𝑘 ⎦

⎥⎥⎥⎤

⎣⎢⎢⎢⎡∆𝑙𝑛𝑀𝑡−𝑘∆𝑙𝑛𝑌𝑡−𝑘∆𝑙𝑛𝑃𝑡−𝑘∆𝑙𝑛𝑅𝑡−𝑘∆𝑙𝑛𝐸𝑡−𝑘 ⎦

⎥⎥⎥⎤

+ ⋯

⎣⎢⎢⎢⎡µ1µ2µ3µ4µ5⎦⎥⎥⎥⎤𝐸𝐶𝑀𝑡−1 +

⎣⎢⎢⎢⎡𝜀1𝑡𝜀2𝑡𝜀3𝑡𝜀4𝑡𝜀5𝑡⎦

⎥⎥⎥⎤ (5)

نموذج جرنجر حساس وحيث أن الختبار سببية جرنجر، )٥( العالقةتستخدم ساس الحد األدنى ألذا يستخدم عدد المتباطئات على ،للغاية لعدد المتباطئات

Akaike Information Criterion (AIC), Schwarz Informationللمعايير الثالثة

Criterion (SIC) and Hannan–Quinn Information Criterion (HIC) ، ويتم Wald Test او اختبار والد Fباستخدام اختبار األجلسببية قصيرة الاختبار

,Masih and Masih) رـــولقد فس .للفروق األولى π التــالختبار معنوية المعام

ن المتغير التابع يتفاعل فقط للصدمات أب األجلقصيرة سببية جرنجر (1996حيث تدل معامالت ECMt-1أن مصدر آخر محتمل للسببية هو و ، األجلقصيرة

على مدى سرعة التخلص من االنحراف عن التوازن والذي يمثل الخطأتصحيح حد باحصاء األجلالسببية طويلة العالقة اتجاه يتم اختبارو . الطويل األجلفي العالقة

t و باختبار والد لمعنوية المعامالت أµ لمتابطئةECM . وتشيرعدم معنوية أي من


)٣٣(

ولكن عدم معنوية أي من . األجلغياب العالقة طويلة إلى مصطلحات الخطأ للنظرية، ايعني خرق ، وهذا الاألجلفروقات المتغيرات يعكس فقط العالقة قصيرة

األجلبل تصف العالقة طويلة األجلتصف العالقة قصيرة عادة الن النظرية أل ,in (Sabohri, and Sulaiman (Masih and Masih, 1996) .و حالة التوازنأ

حيث M2,Y,P,E,R السببية بيناتجاه العالقة في هذه الدراسة يتم اختبار (2013العالقة السببية بين كل متغير كمتغير تابع اتجاه يتم استخدام خطوتين لدراسة

.والمتغيرات األخرى كمتغيرات مفسرة األجلوجود سببية في إلى مما يشير ، سالبة ECMt-1ج معامالت حد الخطأ ئنتا

لجميع المعادالت القصير األجلفي ثنائية ونتائج اختبار والد تشير لسببية . الطويل، M2و المستوى العام لألسعار، و M2و الحقيقي الناتجإجمالي بين المتغيرات

جرنجر حسب يسبب الناتج الحقيقي إجماليإلى أن χ2 احصاءويشير %. 1عند أما ،الناتج الحقيقي إجمالي جرنجرحسب ولكن سعر الفائدة اليسبب ، سعر الفائدة

M2 يسبب ،المستوى العام لألسعارو المستوى العام لألسعارجرنجر حسب فتسبب سعر سببية فردية بين و ، النقود أي هناك سببية ثنائية بينهماكمية حسب جرنجر

مما ،المستوى العام لألسعاروسعر الصرف و ،%5 النقود عندكمية و الصرف األجلفي المستوى العام لألسعارهمية سعر الصرف في التأثير على أإلى يشير

.القصير


)٣٤(

تصحيح الخطأ متجهباستخدام نموذج سببية جرنجر اختبار نتائج :)٤(ل جدو

)VECM(11F١٢ المتغيرات

�∆𝑙𝑛𝑀2𝑡−𝑗

𝑝

𝑗=1

�∆𝑙𝑛𝑌𝑡−𝑗

𝑝

𝑗=1

�∆𝑙𝑛𝑃𝑡−𝑗

𝑝

𝑗=1

�∆𝑙𝑛𝑅𝑡−𝑗

𝑝

𝑗=1

�∆𝑙𝑛𝐸𝑡−𝑗

𝑝

𝑗=1

𝐸𝐶𝑀𝑡−1 tإحصاء

∆𝑙𝑀2𝑡 - 9.467*** 11.887***

0.647 3.454* 2.2135**

∆𝑙𝑛𝑌𝑡 4.042 - 2.430 0161 0.092 -2.791** ∆𝑙𝑛𝑃𝑡 7.211** 1.531 - 3.200 7.402** -3.722** ∆𝑙𝑛𝑅𝑡 0.764 2.826 1.215 - 1.154 -2.025* ∆𝑙𝑛𝐸𝑡 0.507 5.695* 2.673 0.408 - -3.510***

. المتغيرات بين سببية عالقةاتجاه يوجد ال انه العدم فرضيةلمعامل حد الخطأ tوكذلك قيم اختبار ..𝜒2 كاي مربع توزيع يتبع والذي Wald والد اختبار قيم هي الموجودة القيم

على% ١٠ ،%٥ ،%١ تعني رفض فرضية العدم عند***. **. * و . األولى لفروق مشغال ∆و .في النموذج . التوالي

من يالعشوائالمتغير خلوإلى تشير كلها النموذج تفحص واختبارا شوارز على عتماداا 2 هو المتباطئات عدد .طبيعي توزيع ويتوزع التباين واختالف الذاتي الرتباطا

باستخدام VECMجرنجر باستخدام نموذج تصحيح الخطأ تم أجرا اختبار سببية ) ١٢(

المعادالت بشكل منفصل يتم تقدير معادلة نموذج تصحيح الخطأ يتم تحديد عدد المتباطئات Stepwieباستخدام طريقة من عام الى محدد او يمكن استخدام برنامج أي فيوز باستخدام

Regression ثم يضاف حد الخطأECMt-1 ويتم استخدام اختبار والد معادلة المناسب لكللتحديد نتيجة سببية كل متغير على المتغير Fلمتباطئات كل متغير معا إليجاد قيمة احصاء

.التابع


)٣٥(

تصحيح الخطأ متجهباستخدام نموذج نتائج اختبار سببية جرنجر )٤(الجدول يقدمVECM وتشير إحصاءات . تم تحديدها باختبار شوارزوالتي ،)٢( مع متباطئة

ذا كانت إالمتغير التابع نجرجر حسب اختبار والد أن المتغيرات المستقلة تسبب الخطأ حد معامل معنوية باختبار األجل طويلة السببية العالقة تضمين يتم .معنوية

لحد الخطأt إحصاء من كل معنوية عدمتشير و (𝐸𝐶𝑀𝑡−1).واحدة بمتباطئة الى ان، VECMالخطأ تصحيح متجه نموذج في %5عند ، χ2 كاي أحصاءو

يعتبر المتضمنة في النموذج أي الكلي االقتصاد بمتغيرات يتأثر ال الفائدة سعر .Exogenous يتحدد من خارج النموذج متغير خارجي

:نأتدل على )٤(والنتائج من الجدول a. العام لألسعار بين المستوى القصيرة األجلثنائية االتجاه في هناك سببية

. (Aljarah, 1996)وهذا يتفق مع نتائج دراسة .النقودكمية و b. في األجل النقود كمية إلى الناتج الحقيقي إجمالي نم االتجاه حاديةأوسببية

يسبب الناتج الحقيقي إجمالي نأفي األعمال الحقيقية دورةوهذا يؤيد القصير .(Aljarah, 1996)ويؤيد نتائج النقودكمية ر في التغي

c. في االجل لألسعارمستوى العام من سعر الصرف للسببية العالقة ال تتحقق ،التجارة الدولية إجمالين نسبة التجارة الخارجية من أ نتيجة وهذا ،القصير

الواردات في إجماليمن % 86 بلغت ،التي ترد للمملكة بعمالت غير الدوالريسمى التضخم والذي ،العام لألسعارمستوى ال مما يؤثر على ،٢٠١٢عام

.المستورد


)٣٦(

d. وذلك نتيجة ؛الصرف سعر جرنجرحسب يسبب الحقيقي الناتج اجماليو .الحقيقي الناتجإجمالي ة المتضمنة في للتجارة الدولي

e. األجلفي المستوى العام لألسعارجرنجر النقود تسبب كمية سعر الصرف و المستوى العام لألسعارن أوهذا يدل على الطويل، األجلالقصير وكذلك في

نه لكبح إ، لذلك فهخرى تؤثر عليأليس ظاهرة نقدية فقط بل هناك عواما هيكلية يجب أن النقود بل كميةخفض فقط على يمكن االعتماد جماح التضخم ال

.القصير األجلاالهتمام لسعر الصرف في يوجه f. د أهمية تصحيح الخطأاستبعا ال يمكن 𝐸𝐶𝑀𝑡−1، أن عبء إلى الذي يشير

الطويل األجلتوازن إلى القصير لجلب النظام االجلالتعديل الذاتي في

وسعر الصرف مع كمية النقوديجب أن يؤخذ عن طريق للتحكم في التضخمو رفع قيمة أال بالدوالر ـمما يستلزم تغيير سياسة ربط الري، العمالت األخرى

.ال مقابل الدوالرـالريالنقود كما ذكر كمية على حقيقيالناتج ال إجمالي تأثيرستنتج من ذلك اهمية ي

المستوى العام النقود وسعر الصرف على كمية تأثير و ، في االجل القصير الكنزيينطأ للمتغيرات ماعدا سعر معنوية حد الخوكذلك ، في االجل القصير لألسعار

االجل الطويلتسبب المتغيرات االخرى في تغيير سعر الفائدة في حيث ال، الفائدة .ألنه متغير خارجي

:االقتصادية واآلثار المترتبة على السياسات الخاتمة. 6هذه الدراسة في التفاعالت الديناميكية بين متغيرات االقتصاد الكلي مثل تبحث

وسعر الفائدة وسعر ألسعارالمستوى العام لالناتج الحقيقي و إجماليو كمية النقود


)٣٧(

الحدود، وذلك باستخدام اختبار ٢٠١٣-١٩٧١خالل الفترة المملكةالصرف في ARDL باستخدام نموذج متجه تصحيح الخطألتكامل المشترك، وسببية جرنجر ل VECM وتشير نتائج اختبار . لتحليل العالقة بين المتغيراتARDL وجود إلى

كما. الطويل مستقرة بين متغيرات االقتصاد الكلي األجلعالقة التكامل المشترك ومتغيرات االقتصاد الكلي األخرى كمية النقودبين وجود عالقة عنالتحليل يكشف

المستوى العام وكذلك عندما يكون . النقود كميةعندما يكون المتغير التابع هو يوجد عالقة الطويل األجل في. هو المتغير التابع الحقيقيالناتج اجماليو لألسعار

المستوى العام لألسعارالنقود، ومن كمية و الحقيقي جالنات إجماليموجبة بين كمية ، وعالقة سالبة من سعر الفائدة وسعر الصرف علىيقيإلجمالي الناتج الحق

كمية النقودفان هناك عالقة موجبة بين المستوى العام لألسعاروفي معادلة . النقود، لألسعارلمستوى العام الفائدة لوعالقة سالبة من سعر ،العام لألسعار والمستوى

.ألسعارمستوى العام لللوعالقة موجبة من سعر الصرف ولكن تقدم رسائل واضحة التحليل هذا المترتبة علىالسياسات االقتصادية تتنوع

هذه الدراسة محاولة أولية في وضع تعتبرو . ةواالقتصادي ةمن وجهة النظر المنهجيعلى خمس مؤشرات لالقتصاد الكلي في إطار اهتطبيقفي قضية مثيرة للجدل

إجمال أهم النتائج على النحو ويمكن ،العربية السعودية المملكةعن نجرجر سببية :التالي

مرتبطة، يشير انها االستدالل على وجود التكامل المشترك بين هذه المتغيرات .١وهذا يعني أنه على الرغم . التوازن طويل األجل أو عالقةباتجاهات مشتركة


)٣٨(

من هذه التكامل المشترك بين المتغيرات سيكون هناك انحرافات أو بعد عن بناء على وجود يتالشىولكن هذا االنحراف سوف . التوازن في األجل القصير

. للتوازن هم معا مرة أخرىبوالتي من شأنها أن تدفع ،العالقة طويلة األجلمكانية كون العالقة بين إالتكامل المشترك يبعد وعالوة على ذلك، أن وجود

ما إ موجودة بين هذه المتغيرات نجرجر ويعني أن سببية . المتغيرات زائفهالتوازن وعالقة ،هذه النتيجة لوجود التكامل المشترك. ة االتجاهأو ثنائي ةأحادي

لدراسة نتائج السياسات مهم ،في االجل الطويل بين جميع هذه المتغيرات .القتصادية المختلفةا

معنى سببية بمع النقديين في االجل الطويل حيث تشير إلى أنه تتوافق النتائج .٢اما في . بين كمية النقود واجمالي الناتج في االتجاهينسببية ظهرتنجر جر

النقود كميةالى الناتج الحقيقي إجماليمن حاديأ اتجاهاألجل القصير فهناك هناك كذلك ،القصيروفي االجل ،وهذا يوافق نظرية دورة االعمال الحقيقية

هناك سببية و المستوى العام لألسعارالنقود و كميةبين االتجاهبية ثنائية بس . المستوى العام لألسعار الى من سعر الصرف االتجاهفي

تؤثر التغيرات في المستوى العام لألسعار على التغيرات باإلضافة إلى ذلك، .٣وكذلك تتسبب تغيرات . في كمية النقود، وتسبب التغيرات في سعر الصرف

كمية النقود في تغيرات في المستوى العام لألسعار بمستوى عال نسبيا على .القصير األجل

الناتج الحقيقي وعالوة على ذلك، فإن اتجاه العالقة السببية يمتد من إجمالي .٤عرضة إجمالي الناتج الحقيقي . إلى كمية النقود من دون أي ردود فعل


)٣٩(

12Fالنفطية الصادراتلتقلبات

نسبيا يعتبر الحقيقي الناتج إجمالي أنمما يعني ١٣ ما( األكثر خارجية المنشأ من جميع المتغيرات األخرى كونه الرائدالمتغير

المستوى العام ، وسعر الصرف، و النقود كميةبما في ذلك )عدا سعر الفائدةيتحملون وطأة التكيف بنسب مختلفة من أجل استيعاب الذين لألسعار

الناتج الحقيقي إجماليوبعبارة أخرى، فإنه يعني أن متغير . الصدمات النفطيةوعليه يمكن . خارجيةال صدماتلل األول المستقبل) في أكثر األحيان(هو

هو المهيمن على الناتج الحقيقي في كثير من األحيان إجماليأن استنتاجأكثر تفق أكثر مع نظرية دورة األعمال الحقيقية األخيرة وي مؤشرات االقتصاد

ولذلك ينبغي أن . النقديةالكينزية و مثل ة الرئيسنماذج االقتصاد الكلي من ان يكون الطويل، و األجلتركز الحكومة على تغيير السياسات الهيكلية على

التدخل من خالل السياسة المالية أو النقدية التقديرية مصمم لتخفيف التقلبات ي سياسات نقدية ه من المحتمل ألنظرا ألن .القصير األجل فياالقتصادية

نسبيا على المتغيرات االسمية مثل المستوى ن يكون التأثير عال أتوسعية بدال من إجمالي الناتج الحقيقي، في دولة ،أو أسعار الصرف ،العام لألسعار

.يتعرض اقتصادها لتأثيرات خارجية مثل اسعار النفط

من خالل استعراض الفترة الزمنية للدراسة ان جزء كبير من عدم االستقرار االقتصادي ) ١٣(

مما أدى . ١٩٩٩-١٩٩٧ثم ١٩٨٧-١٩٨٢الكلي نظرا النخفاض االيرادات النفطية من الفترة إلى عجز الموازنة وارتفاع الدين العام الى نسبة مرتفعه من أجمالي الناتج الحقيقي وانخفاض

. ١٩٨٦سعر الصرف االسمي في العام


)٤٠(

==

ª^∆r^àW=Ajilore, T.,.Ikhide, S.,I.(2013) “Monetary Policy Shocks, Output and

Prices in South Africa: A Test of Policy Irrelevance Proposition”The journal of developing areas.- Vol. 47. p. 363-386

AlJarrah, M. (1996)” Money, Income, and prices in Saudi Arabia A Cointegration and Causality Analysis” Pakistan Economic and Social Review Vol. 34 No.1 PP. 41-53.

Bahmani-Oskooee, M. (1998), “Do Exchange Rates Follow a Random Walk Process in Middle Eastern Countries?”, Economics Letters, 58 (3): 339-344.

Banerjee, A., Dolado, J. and Mestre, R. (1998), “Error-correction Mechanism Tests for Cointegration in a Single-equation Framework”, Journal of Time Series Analysis, 19:267–283.

Barro, R. J. (1976). Rational Expectations and the Role of Monetary Policy, Journal of Monetary Economics, 2, 1-32

Barth, J. and J.Bannett.1974. “The Role of Money in the Canadian Economy: An Empirical Test.” Canadian Journal of Economics, 30(6)

Bilquees F., Mukhtar T., Sohail S.(2012). Dynamic causal interactions of money, prices, interest rate and output in Pakistan. Journal of Economic Cooperation & Development, 33(3), 37-64.

Boucher J., Flynn A.(1996). Breaks in money demand. Southern Economic Journal, 63, 496-506.

Brahmananda P. R., Nagaraju G.(2003). Quantity theory of money in the Indian empirical setting. The Indian Economic Journal, 50(1), 88-94.

Campos, J. Ericsson, N. and Hendry, D.(2005) “General-to-specific Modeling: An Overview and Selected Bibliography” Board of Governors of the Federal Reserve System International Finance Discussion Papers Number 838

http://www.econbiz.de/Search/Results?lookfor=%22Ajilore%2C+Taiwo.%22&type=Author&limit=20

http://www.econbiz.de/Search/Results?lookfor=%22Ajilore%2C+Taiwo.%22&type=Author&limit=20

http://www.econbiz.de/Search/Results?lookfor=%22The+journal+of+developing+areas.%22&type=PublishedIn&limit=20


)٤١(

Campos, J. Ericsson, N. and Hendry, D. (2005) “ General to Specific Modeling: An Overview and Selected Bibliography. International Finance Discussion Papers No. 838, Board of Governors of Federal Reserve Systems.

Caporale, T., E1994F, The role of real and monetary shocks in explaining business cycle fluctuations, Applied Economics 26, 831-836.

Dickey D. A., Fuller W. A.(1979). Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root. Journal of the American Statistical Association, 74, 427-431.

Edward Nelson, "Friedman’s Monetary Economics in Practice," Finance and Economics Discussion Series, Divisions of Research & Statistics and Monetary Affairs, Federal Reserve Board, April 13, 2011

Engle R. F., Granger C. W. J.(1987). Co-integration and error correction: Representation, estimation and testing. Econometrica, 55, 251-276.

Erjavec, N. and Cota, B. (2003). “ Macroeconomic Granger-Causal Dynamics in Croatia: Evidence based on a Vector Error-Correction Modelling Analysis. Working Paper UDK 336.741.281(497.5)

Fahlino, S., (2009). Causal Chain in Macroeconomic variables: Evidence from recent experience in Indonesian, International Journal of Finance and Economics, Issue 25(2009), 1450-2887.

Fischer S.(1962). Rules versus discretion in monetary policy.In Friedman B. M., Hahn F. H. (Eds.), Handbook in monetary economics (Vol. 2, pp. 1155-1184). Amsterdam, The Netherlands: North Holland.

Fisher, R. G., Seater, J. J. (1993) “ Long run neutrality and super neutrality in an ARIMA framework. The American Economic Review 83, 402-415.

Fisher, S. (1977). Long-term Contracts, Rational Expectations, and the Optimal Money Supply Rule, Journal of Political Economy, 85, 191-205.


)٤٢(

Friedman, M. (1956). The quantity theory of money – a restatement. In Studies in the Quantity Theory of Money, ed. M. Friedman, Chicago: University of Chicago Press.

Friedman B., Kuttner K.(1992). Money, income, prices, and interest rates. The American Economic Review, 82, 472-492.

Friedman M., Schwartz A. J.(1963). A monetary history of the United States, 1867–1960. Princeton, NJ: Princeton University Press for the National Bureau of Economic Research.

Ghazali, M. Amin, H., Muhammad, M., and=Samsu., S. (2008)” Linkage Between Money and prices: A causality Analysis for Malaysia.” International Business Research (IBR): Vol. 1. 4 . Canada center of Science and Education.

Granger C. W. J.(1969). Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods.Econometrica, 37, 424-438.

Granger, C. W. J.(1988) “Some Recent Developments in a Concept of Causality” Journal of Econometrics,39:199 J211.

Grauwe, P. and Polan, M., (2005)“Is inflation always and everywhere a monetary Phenomenon? Scandnafian Journal of Economics 107(2), 239-259.

Hayes, M.G. (2008). The Economics of Keynes: A new guide to the General Theory. Edward Elgar Publishing. pp. 2, 3, 31

Hossain M. A.(2011). Money-income causality in Bangladesh: An error correction approach. The Bangladesh Development Studies, 34(1), 39-58.

Jiranyakul K.(2009). Relationship among money, prices and aggregate output in Thailand. Empirical Economics Letters, 8, 1063-1071.

Johansen S.(1988). Statistical analysis and Cointegration vectors. Journal of Economic Dynamics & Control, 12, 231-254.

Johansen S., Juselius K.(1990). Maximum likelihood estimation and inference on co-integration with applications for the demand for money. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52, 169-210.

King, R. and Watson, M. (1997).“ Testing Long Run Neutrality, Federal Reserve Bank of Richmond Quarterly 83, 69-101.


)٤٣(

Kydland, F. E. and Prescott, E. C. (1982). Time to Build and Aggregate Fluctuations, Econometrica, 50(6), 1345-70,

Long, J. B. and Plosser, C. I. (1983). Real Business Cycles, Journal of Political Economy, 91, 39-69.

Lucas, R.E. (1975). An Equilibrium Model of the Business Cycle, Journal of Political Economy,83, 1113-1144.

Lucas, Robert (1981). Studies in Business-Cycle Theory. MIT Press MacKinnon J. G., Haug A. A., Michelis L.(1999). Numerical distribution

functions of likelihood ratio tests for cointegration. Journal of Applied Econometrics, 14, 563-577.

Maitra B.(2011). Anticipated money, unanticipated money and output variations in Singapore. Journal of Quantitative Economics, 9(1), 118-133.

Mankiw, N. Gregory(2013)” Macroeconomics” Palgrave Macmillan 8th edition.

Mankiw, N. G. and Romer, D., (1991), New Keynesian Economics. Vol. 1: Imperfect competition and sticky prices, MIT Press, ISBN 0-262-63133-4. Vol. 2: Coordination Failures and Real Rigidities. MIT Press, ISBN 978-0-262-63134-

Masih,A.M.M., and Masih, R.(1996a). Empirical Tests to Discern the Dynamic Causal Chain in Macroeconomic Activity: New Evidence from Thailand and Malaysia based on a Multivariate Cointegration/Vector Error-Correction Modeling Approach, Journal of Policy Modeling 18(5): 531-560.

Masih,A.M.M., and Masih,(1996b) a Macroeconomic activity dynamics and Granger causality: New evidence from a small developing economy based on a vector error-correction modeling analysis.” Economic Modeling, 13, . 3, July 1996, 407–426

MuhdZulkhibri, A., (2007)” Causality between money, output and prices in Malaysia: An Empirical Re-Examination.” Applied Econometrics and International development, Vol. 7(1), 1-19.

Musa, Y., and Asare, A.K.(2013)“ Long and short run Relationship analysis of monetary and fiscal policy on economic growth in

http://en.wikipedia.org/wiki/Special:BookSources/0262631334



http://www.sciencedirect.com/science/journal/02649993

http://www.sciencedirect.com/science/journal/02649993/13/3


)٤٤(

Nigeria.” Research Journal of Applied Sciences, Engineering and Technology 5(10): 3044-2051

Muth, J. (1961) “Rational Expectations and the Theory of Price Movements”: Econometrica, Vol. 29, No. 3 (Jul., 1961), pp. 315-335

Pesaran M. H., Shin Y.(1999). An autoregressive distributed lag modeling approach to Cointegration analysis. In Storm S. (Ed.), “Econometrics and economic theory in the 20th century”: The Ragnar Frish Centennial symposium (pp. 371-413). Cambridge, UK: Cambridge University Press.

Pesaran M. H., Shin Y., Smith R. J.(2001). Bound testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16, 289-326.

Phillips P. C. B., Perron P.(1988). Testing for unit root in time series regression. Biometrica, 75, 335-346.

Ramachandran M.(2004). Do broad money, output and prices count in India? Journal of Policy Modeling, 26, 982-1001.

Rami G.(2010). Causality between money, prices and output in India (1951-2005): A granger causality approach. Journal of Quantitative Economics, 8(2), 20-41.

Sabohri, B. n, and Sulaiman,J.(2013) “Environmental degradation, economic growth and energy consumption: Evidence of the environmental Kuznets curve in Malaysia” Energy Policy, in press.

Sargent, Thomas J. and Wallace, N. (1974). Rational Expectations and the Economic theory policy.

Shams N.(2012). Money, income, and prices in Bangladesh: A cointegration and causality analysis. Journal of Economics and Sustainable Development, 3(7), 82-88.

Sims, Christopher A (1972). Causality, “American Economic Association, vol. 62(4), pages 540-52, September.

Toda, H.Y. and Yamamoto, T. (1995). Statistical Inference in Vector Autoregression with Possibly Integrated Processes, Journal of Econometrics, 66, 225-250.


)٤٥(

Williams, W., C. Goodhart, and D.Gowland. 1976. “Money, Income and Causality: The U.K. Experience.” American Economic Review, June: 417 – 423.

Yadav I. S.Lagesh M. A.(2011). Macroeconomic relationship in India: ARDL evidence on Cointegration and causality. Journal of Quantitative Economics, 9(1), 156-168.

Yoo, Sh (2006). “The Causal relationship between electricity consumption and economic growth in the ASEAN countries , Energy policy, 34: 3573-3582.


)٤٦(

ﺔﻴﻠﻛﻟا ﺔﻴدﺎﺼﺘﻗﻻا تراﻴﻐﺘﻤﻟا ضﻌﺒو دوﻘﻨﻟا...

Documents

Transcript of ﺔﻴﻠﻛﻟا ﺔﻴدﺎﺼﺘﻗﻻا تراﻴﻐﺘﻤﻟا ضﻌﺒو دوﻘﻨﻟا...