أثر مؤشرات الأداء المالي لبورصة الأوراق المالية على معدلات النمو الاقتصادي المصري خلال الفترة (1991-2017)

مقدمـــة

    تعمل بورصة الأوراق المالیة على زیادة الاستثمارات من خلال تعبئة المدخرات المحلیة والأجنبیة وتنویع الأصول المالیة المتاحة للاستثمار والتخصیص الأمثل للموارد وتحفیز التقدم التکنولوچی للمشروعات والشرکات، وتضمن إمکانیة استرداد الاستثمار فی أی لحظة ، نتیجة لذلک فقد أصبح هناک اتجاه داعم للدور الذی یمکن أن تُسهم به بورصة الأوراق المالیةفی دفع نمو الاستثمارات الوطنیة ، إذا توافرت لها السُبل الممکنة التی تحقق لها الکفاءة والفاعلیة ، وبالتبعیة تحقیق معدلات نمو اقتصادی إیجابیة تعمل على تلبیة احتیاجات أفراد المجتمع ورفع مستوى معیشتهم ، وسوف یتناول هذا البحث الدور الاقتصادی المنتظر من بورصة الأوراق المالیة فی مصر فی تحقیق النمو الاقتصادی ، من خلال إظهار العلاقة السببیة بین أهم مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة کمتغیرات تفسیریة على معدلات النمو الاقتصادی کمتغیر تابع .

أولاً- مشکلة البحث :

    یثیر موضوع البحث جدلاً یتعلق باستمراریة بورصة الأوارق المالیة المصریة بکفاءة وفاعلیة فی ظل اتجاه الاقتصاد المصری إلى تطبیق برامج صندوق النقد والبنک الدولیین ، وما یتضمنها من سیاسات التحریر الاقتصادی وبخاصة المالیة منها ، بالإضافة إلى الجدل المثار حول قدرة الآلیات الوطنیة على معالجة المشکلات وأوجه القصور وعدم الاستقرار التی تنجم عن التحریر المالی الداخلی والخارجی للأسواق المالیة .

ثانیًا- أهمیة البحث :

    یتسم موضوع البحث، بأهمیة واضحة على المستوى النظری و العملی ، فأهمیته النظریة تعود إلى أهمیة بورصة الأوراق المالیة کإحدى الأدوات الهامة فی تحقیق التنمیة الاقتصادیة ، من خلال حشد الموارد المحلیة والأجنبیة من خلال أدوات مالیة متنوعة الأشکال والآجال والمخاطر ، وتخصیصها لمشاریع وبرامج استثماریة منتجة ومربحة ، فهی تسهم فی تحقیق النمو الاقتصادی من خلال توزیع المخاطر ، وتحسین إدارة الشرکات بتحقیق الانضباط فی الأسواق ، وتسهیل عملیة إتمام الصفقات من خلال تحسین الخدمات المالیة المقدّمة .

    فقد ارتبط اندماج الأسواق المالیة لأغلب الدول النامیة ومنها مصر فی الأسواق المالیة العالمیة بتطبیق برامج صندوق النقد والبنک الدولیین ، والتی کانت لها انعکاسات اقتصادیة واجتماعیة سلبیة على معظم الدول نتیجة لتفاقم أزمة دیونها الخارجیة ، واضطرارها لطلب إعادة جدولتها طبقًا لشروط سداد نادی باریس (دیون حکومیة) ، ونادی لندن (دیون المصارف التجاریة) ، وهی الشروط التی رُبطت إما بشکل مباشر أو غیر مباشر بین حریة انسیاب رؤوس الأموال عبر حدودها والانفتاح على أسواق المال العالمیة من ناحیة ، وبین إعادة الجدولة والحصول على القروض الجدیدة من ناحیة أخرى ، أما الأهمیة العملیة للموضوع فترجع بالأساس إلى ما شهدته الدول النامیة وتحدیدًا مصر فی الثلاثة عقود الأخیرة بدایةً من العقد الأخیر من القرن20 وحتى القرن21 من تحولات اقتصادیة عالمیة کبیرة کانت لها انعکاسات سلبیة فی معظم الأحیان على النظم المالیة لتلک الدول ، ولم تکن بورصة الأوراق المالیة المصریة بعیدة عن التأثر بهذه التحولات .

ثالثًا – أهداف البحث :

    یهدف البحث إلى معرفة أهم مؤشرات الأداء لبورصة الأوراق المالیة ومدى تأثیرها على معدلات النمو الاقتصادی المصری فی ظل تغیرات البیئة الاقتصادیة العالمیة ، بالإضافة إلى استخلاص النتائج ووضع بعض التوصیات التی من شأنها أن تساعد کل المعنیین والمشارکین فی البورصة على تنشیطها وتطویرها .

رابعًا- فروض البحث :

    یقوم البحث على فرض أساسی سوف یتم اختباره ، ویتلخص فی أن مؤشرات أداء بورصة الأوراق المالیة تمارس تأثیرًا إیجابیًا على زیادة معدلات النمو الاقتصادی المصری .

خامسًا- الإطار النظری للبحث :

1-     الدراسات السابقة :

‌أ-       أظهرت دراسة (توملینسون ، 2007)(Tomlinson , 2007) أهم الأدوار التی یمکن أن تُسهم بها الأسواق والمؤسسات المالیة فی توفیر المعلومات بتکالیف منخفضة من قِبل الوسطاء المالیین ،وتخفیف حدة التفاوت فی المعلومات بین المدخرین والمستثمرین ، ومراقبة الشرکات وتحسین إدارتها ، وإبرام الصفقات بتکالیف ومخاطر منخفضة ، وتسهیلتبادل المنتجات، کما عرضت الدراسة أیضًا أهم النتائج التی یمکن أن تُفضی إلیها الأحجام الصغیرة للأسواق المالیة على النحو التالی: -

(1)              قلة عدد المشارکین فی الأسواق المالیة الصغیرة یجعلها أقل قدرة على المنافسة، مما سیؤدی إلى ارتفاع أسعار أوراقها المالیة وقلة الطلب علیها ، وبالتالی قلة الحصول على التمویل .

(2)              البنیة التحتیة والتنظیمیة للأسواق المالیة الصغیرة أعلى تکلفة وأقل جودة وکفاءة لتحقیق وفورات الحجم ، مما یجعل من الصعوبة توفیر بعض الخدمات المالیة التی یحتاج إلیها العملاء .

(3)              الأسواق المالیة الصغیرة أقل استقرارًا وقدرة على تنویع محافظها الاستثماریة و تحمل مخاطرها التشغیلیة من الأسواق المالیة الکبیرة ، نتیجة محدودیة المنتجات وقلة العملاء و نقص المهارات والقدرات اللازمة لتلبیة احتیاجات الخدمات المالیة الحدیثة و ضیق النطاق الجغرافی لها .

‌ب-    أظهرت دراسة (لیڤین ، 1996) (Levine , 1996) وجود علاقة إیجابیة بین التنمیة المالیة والنمو الاقتصادی ، فالنظام المالی یتأثر بالعدید من التطورات المتمثلة فی التقدم التکنولوجی فی الاتصالات والمعلومات الذی من شأنه یخفّض من تکالیف المعاملات ویؤثر على الترتیبات والاتفاقات المالیة ، التغیرات الهیکلیة المرتبطة بمؤسسات النظام المالی ، النمو الاقتصادی الذی یؤثر على نوعیة الخدمات المالیة ویُغیر من استعداد المدخرین والمستثمرین لدفع التکالیف المرتبطة بالمشارکة فی النظام المالی (تکالیف الحصول على المعلومات وعقد الصفقات) ، السیاسات النقدیة والمالیة لها تأثیر على الضرائب المفروضة على الوسطاء المالیین وبالتالی على توفیر الخدمات المالیة ، النظم القانونیة التی تؤثر فی النظم المالیة ، وأخیرًا ولیس آخرًا ، التغیرات السیاسیة التی تؤثر بشکل قاطع فی عملیة التنمیة المالیة .

‌ج-      أبرزت دراسة (باتریک وثورستن ، 2007) (Patrick & Thorsten , 2007) أهم أولویات السیاسات الاقتصادیة اللازمة لتحسین کفاءة وفعالیة القطاعات المالیة فی الدول النامیة ، وتتمثل فیما یلی : -

(1)                النمو الاقتصادی یعمل على تخفیض کبیر ومتواصل فی مستوى الفقر من خلالتحسین فرص وصول الأسر ذات الدخل المنخفض وأصحاب المشاریع الصغیرة للخدمات المالیة الأساسیة .

(2)                استقرار الاقتصاد الکلی ، التأکد من تنفیذ العقود ، وتوافر المعلومات ووضوحها وشمولها ودقتها .

(3)                إمکانیات أکبر لإدارة المخاطر ، والمزید من شفافیة الأسعار ، وتحسین تسویق الأوراق المالیة .

‌د-     أشارت دراسة (نندینی وکاثی ، 2008) (Nandini and Kathy , 2008) إلى مدى تأثیر تحریر بورصة الأوراق المالیة على زیادة تنوع مصادر التمویل وسهولة حرکة رؤوس الأموال ، بالإضافة إلى نمو القطاع الصناعی وخصوصًا الأکثر اعتمادًا على استیراد احتیاجاته من الخارج ، و یرجع هذا النمو إلى التوسع فی حجم الشرکات القائمة بشکل أکبر من دخول شرکات جدیدة قد تواجه قیودًا بعد التحریر .

‌ه-  خلُصت دراسة (فری ، 1997) (Fry , 1997) إلى أن بورصات الأوراق المالیة للدول النامیة تساهم بدور غیر مؤثر فی عملیة الوساطة المالیة ، وأغلب المعاملات تتم بغرض المضاربة التی تستند إلى تحقیق الأرباح السریعة ، مما أدى إلى إعاقة تحقیق التنمیة الاقتصادیة فی تلک الدول .

‌و-    بیّنت دراسة (جیرت وکامبل وکریستن ، 2003) (Geert , Campbell & Christian , 2003) أن تحریر بورصة الأوراق المالیة من قیود التعامل والسماح لها بالتعامل فی الأوراق المالیة المحلیة والأجنبیة ، وبالتزامن مع تطبیق إصلاحات فی السیاسات الاقتصادیة الکلیة قد یؤدی إلى زیادة فی متوسط نصیب الفرد من الدخل الحقیقی بمقدار1٪ سنویًا خلال خمس سنوات ، وترجع هذه الزیادة جزئیًا إلى انخفاض تکلفة الحصول على رؤوس الأموال ، وزیادة إنتاجیة عوامل الإنتاج .

‌ز-    خلصت دراسة (مهتدی وأجارول ، 2001) (Mohtadi & Agarwal , 2001)إلى أن تنمیة بورصة الأوراق المالیة تؤثر إیجابیًا على النمو الاقتصادی من خلال عینة مکونة من 21 بلدًا منهم أربع دول من أفریقیا (مصر، نیجیریا ، جنوب أفریقیا ، زیمبابوی ) خلال الفترة (1977-1997) ، وقد بیّنت الدراسة أن معدل دوران الأسهم کأحد المؤشرات الدالة على سیولة السوق قد تکون مضلّلة فی البلدان النامیة وخصوصًا الأفریقیة منها ، حیث إن تلک البورصات تتمیز بتقلبات کبیرة فی أسعار أوراقها المالیة .

‌ح-   خلصت دراسة (هنری ، 2003) (Henry, 2003) إلى أن تحریر بورصة الأوراق المالیة سوف ینعکس على انخفاض تکلفة الحصول على رؤوس الأموال وازدهار الاستثمار وزیادة إنتاجیة عوامل الإنتاج .

‌ط-    أشارت دراسة للبنک الدولی (1999/2000)(World Development Report 1999/2000) إلى أهمیة تنمیة أسواق الأوراق المالیة کمصادر بدیلة للتمویل ، رغم أن استثمارات الحافظة الأجنبیة لا توفر نفس الفرص التی یوفرها الاستثمار الأجنبی المباشر ، إلا أن فتح سوق الأوراق المالیة أمام المشارکة الأجنبیة سوف یزید من سیولة وعمق تلک الأسواق ، ویعود بالفائدة على القطاعین المالی والإنتاجی .

‌ی-   أظهرت دراسة (یارتی ، 2006) (Yartey , 2006)أن الشرکات المدرجة فی بورصة الأوراق المالیة بالدول النامیة أکثر استخدامًا للتمویل الخارجی عن مصادر التمویل الذاتیة ، وأکثر إصدارًا للأسهم الجدیدة لتمویل توسعاتها الاستثماریة فی عناصر الأصول المختلفة وذلک لزیادة الطلب علیها ، وبالتالی انخفضت تکلفتها وارتفعت أسعارها مقارنة بمصادر التمویل الأخرى کالاقتراض مثلاً .   

‌ک-   خلصت دراسة (فیلر ، هانوسک ، و کامبوس ، 1999) (Filer , Hanousek & Campos , 1999) المرتبطة بمعرفة العلاقة بین أسواق الأسهم والنمو الاقتصادی من خلال عینة مکونة من 69 دولةً عبر العالم خلال الفترة (1985-1997) ، إلى ما یلی:

(1)     یوجد أثر لزیادة نشاط أسواق الأسهم على النمو الاقتصادی فی أسواق الدول الأکثر تقدمًا نتیجة لکفاءة تلک الأسواق ، فمعدلات النمو فی أسعار الأسهم قد انعکس على نمو الأرباح و زیادة قیمة رأس المال السوقی وبالتالی إلى حدوث النمو الاقتصادی .

(2)     لا یوجد أثر لزیادة نشاط أسواق الأسهم على النمو الاقتصادی بالنسبة لأسواق الدول الأقل نموًا بسبب افتقارها إلى إطار مؤسسی سلیم (الفساد المفرط ، التدخل الحکومی) ، الأمر الذی أدى إلى إضعاف قدرة تلک الأسواق على أداء وظیفتها التنمویة بکفاءة .

2-    متغیرات الدراسة (التجربة المصریة) :

سوف یتم عرص أهم مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة المصریة ، بالإضافة إلى عرض المتغیر المتمثل فی النمو الاقتصادی ، فی محاولة لمعرفة العلاقة السببیة بینهم جمیعًا ، وتتمثل المتغیرات فی التالی : -

‌أ-      مؤشر عدد الشرکات المدرجة فی البورصة : یقیس هذا المؤشر الحجم النسبی للسوق الثانوی (البورصة) ^([i]) ، حیث یؤدی ارتفاع عدد الشرکات المدرجة فی البورصة والتی یتم تأسیسها محلیًا وتکون أسهمها مدرجة فی بورصة الأوراق المالیة فی البلد المعنی فی نهایة السنة إلى زیادة اتساع حجم السوق ، بمعنى أن تکون المشارکة العامة فیها واسعة ، ویرد إلیها عدد کبیر من أوامر البیع والشراء بشکل یحقق الاستقرار لأسعار الأوراق المالیة المتداولة فیها ، ویتضح من بیانات الجدول رقم (1) اتجاه هذا المؤشر نحو الانخفاض بنسبة 59,8٪ خلال الأعوام (1991-2017) ، وهذا ربما یعکس وجود مشاکل قد تواجه الشرکات القائمة أو الجدیدة .^([ii])

الجدول رقم (1)

التغیر السنوی فی بعض مؤشرات أداء بورصة الأوراق المالیة والنمو الاقتصادی

لجمهوریة مصر العربیة خلال الأعوام (1991- 2017)

المصدر : من إعداد الباحث استنادًا إلى المراجع التالیة :

- Cairo & Alexandria Stock Exchange  (CASE) , CASE Year book 2006 (Cairo , Egypt : CASE , 2006) , p.44 .

- Standard & Poor's Financial Services , Emerging Stock Markets Factbook (New York : Standard & Poor's LLC , 2000) , p.211 .

- The World Bank , African Development Indicators 2008/09 (Washington , D. C. : WB , 2008/09) , p.30 .

- The World Bank  , World Development Indicators 1991-2017, Online at : http://data.albankaldawli.org

‌ب-   نسبة إجمالی قیمة رأس المال السوقی إلى الناتج المحلی الإجمالی :من خلال هذه النسبة یمکن کذلک قیاس وتقییم حجم السوق و معدل نموه ، ویتضح من بیانات الجدول رقم (1) أن هذه النسبة قد تزایدت بشکل إیجابی بمقدار 12,6 نقطة مئویة خلال الأعوام (1991-2017)^([iii]) ، مما یعنی أن الحجم النسبی للبورصة کبیر وعمیق نتیجة إقبال المستثمرین على الاستثمار فی الأوراق المالیة ، وربما یرجع ذلک إلى ارتفاع أسعار الأوراق المالیة نتیجة تزاید معدلات النمو الاقتصادی بمقدار 3,03 نقطة مئویة خلال نفس الأعوام أو تزاید عملیات المضاربة فی البورصة ، أو ربما یرجع ذلک إلى قیام الجهاز المصرفی بتوفیر تسهیلات ائتمانیة للمستثمرین ، فضلاً عن تسهیل الضمانات المطلوبة منهم مقابل تمویلهم . ^([iv])

‌ج-   معدل دوران الأسهم (نسبة إجمالی القیمة المتداولة للأوراق المالیة إلى إجمالی قیمة رأس المال السوقی^(*) ) : تعکس سیولة الأوراق المالیة المتداولة فی البورصة إمکانیة بیعها وشرائها بسهولة وفی وقت قصیر وبتکالیف منخفضة دون أن یؤدی ذلک إلى تغیر کبیر فی قیمتها السوقیة ، وتقاس درجة سیولة السوق ومعدل نموها و شکل توزیع رؤوس الأموال فی الاستخدامات الأکثر إنتاجیة من خلال هذا المؤشر ، وتعکس بیانات الجدول رقم (1) الارتفاع الإیجابی لهذا المؤشر بمقدار 24,5 نقطة مئویة خلال الأعوام (1991- 2017) . ^([v])

سادسًا- الإطار التطبیقی للبحث (نموذج البحث) :

1-     النموذج القیاسی المقترح :

    تبین من الدراسات الاقتصادیة السابق عرضها أنها رکزت على مجموعات من الدول النامیة والناشئة ، وأن بورصات الأوراق المالیة بها تؤثر على النمو الاقتصادی ، وبناء على ما سبق ، سوف یقوم الباحث بتطبیق نموذج قیاسی، وذلک على النحو المبین أدناه : -

‌أ- النطاق المکانی والزمانی : استخدام بیانات سنویة لأهم مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة لجمهوریة مصر العربیة خلال الفترة (1991-2017) .

‌ب-    الهدف الرئیسی للنموذج : قیاس العلاقة السببیة بین أهم مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة کمتغیرات تفسیریة من جانب ومدى تأثیرها على معدلات النمو الاقتصادی المصری کمتغیر تابع من جانب آخر فی الأجلین القصیر والطویل .

‌ج-   منهجیة البحث: ارتکزت منهجیة البحث على تقدیر نموذج تصحیح الخطأ الذی ینطوی على إمکانیة تقدیر العلاقة فی الأجل القصیر والطویل بین متغیرات النموذج من خلال اختبارالعلاقة السببیة لجرانجر، وتجزئة تباین خطأ التنبؤ وتقدیرات دوال استجابة النبضة، الأمر الذی یتطلب أولاً، التحقق من أن السلسلة الزمنیة المستخدمة لمتغیرات النموذج غیر ساکنة فی المستوى وساکنة فی الفرق، وتحدید رتبة تکامل کل متغیر على حده عن طریق اختبار مستوى جذر الوحدة، وثانیًا، التأکد من وجود علاقة توازنیة بین متغیرات النموذج من خلال تطبیق اختبار التکامل المشترک بین متغیرات النموذج .

‌د-     فروض النموذج :

یتمثل شکل الفرض العدمی (H₀)  والفرض البدیل (H₁) لهذا النموذج فیما یلی :

-    الفرض العدمی (H₀) : مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة لا تُسبّب النمو الاقتصادی .

-    الفرض البدیل (H₁) : مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة تُسبّب النمو الاقتصادی .

‌ه-  بیانات النموذج المقترح :

    تمکن الباحث من الحصول على بیانات متسقة لجمهوریة مصر العلربیة یوضحها الجدول رقم (1) خلال الفترة (1991-2017) ، وسوف ینصب الترکیز فی هذا النموذج المقترح على إدراج ثلاثة مؤشرات قیادیة - وهی الأکثر استخدامًا وشیوعًا - تقیس الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة کمتغیرات تفسیریة وتأثیرها على معدلات النمو الاقتصادی (Y) کمتغیر تابع یمثل أحد أهم المؤشرات المبدئیة التی یستخدمها المستثمرون فی اتخاذ قراراتهم الاستثماریة ، فقد کان السبب وراء ظهور مجموعة الاقتصادات الناشئة هو مقدرتها على تحقیق معدلات نمو اقتصادی مرتفعة والمحافظة علیها فترة طویلة نسبیًا ، وتتمثل تلک المؤشرات فیما یلی :-

(1)     مؤشر نسبة قیمة رأس المال السوقی إلى الناتج المحلی الإجمالی (X₁) .

(2)     مؤشر نسبة القیمة المتداولة للأوراق المالیة إلى قیمة رأس المال السوقی (معدل دوران الأسهم) (X₂) .

(3)     مؤشر عدد الشرکات المسجلة فی البورصة(X₃) .

    کما سیتم تجمیع کافة المشاهدات لإنشاء ما یطلق علیه بیانات السلسلة الزمنیة المتوازنة                   (Balanced PanelData) التی یتم تعدیلها بأسلوب دینامیکی (Dynamic Panel Data)، وإجراء تحلیل انحدار تجمیعی (PooledRegression) یمکننا من التغلب على مشکلة قلة عدد درجات الحریة ، کما یضمن عدم وجود مشکلة الازدواج الخطی بین المتغیرات، ویعطی تقدیرات أکثر کفاءة (أقل تباینًا) وأقل تحیزًا ، مما یمکننا من الحصول على نتائج أکثر تعمیمًا .

‌و-    القیاس الاقتصادی ( إجراء اختبارات النموذج ) و تفریغ النتائج الإحصائیة التجریبیة :

سوف یتم إجراء کافة الاختبارات والتقدیرات باستخدام حزمة من برامج الاقتصاد القیاسی وهی               (E. Views 10) على النحو التالی :

(1)    اختبارات جذر الوحدة (The Unit Root Tests) :

    تتسم البیانات الاقتصادیة – غالبًا- بأن خصائصها (متوسطاتها وتباینها وتغایرها) تتغیر عبر الزمن بشکل یؤثر فی درجة سکون سلاسلها الزمنیة ، لذا یعتبر تحدید درجة سکونها مهمًا ؛ لأن غیاب صفة السکون قد یجعل نماذج الانحدار المقدرة زائفة ، ویتسبب فی وجود مشاکل فی التحلیل والاستدلال القیاسی ( فارتفاع قیمة معامل التحدید (R²) والمعنویة الإحصائیة قد یقترن بوجود ظروف معینة تؤثر على المتغیرات لتجعلها تتغیر باتجاه واحد مع انعدام العلاقة السببیة الحقیقیة فیما بین تلک المتغیرات) ، لذلک لابد من إخضاع کل متغیر على حدة لاختبارات جذر الوحدة ، ورغم تعدد اختبارات جذر الوحدة ، إلا أننا سوف نستخدماختبار (دکی – فولر) الموسع (ADF)(Augmented Diky-Fuller)^([vi]) لاختبار استقرار السلاسل الزمنیة ودرجة تکاملها ، و لتجاوز حدوث مشکلة الارتباط الذاتی فی بواقی الانحدار (Residuals) الذی یمکن أن یُصحّح بإضافة عدد مناسب من حدود الفرق المبطأة .

یتضمن اختبار (دکی – فولر) الموسع (ADF) تقدیر معادلة الانحدار الآتیة :                                         

Y_t = β₀ + β₁ t + β₂ Y_t-1 + β₃ ∑  DY_t-i  + e _t ……..…………...……... (1)

حیث تشیر الرموز التالیة إلى : -

Y_t: القیم الفعلیة للمتغیر Y.   

Y_t-i: المتغیر Y  ذو فترة إبطاء لسنة واحدة .

β₀: متجه الحد الثابت .   

 t : المتجه الزمنی للمتغیر .    

   i: طول الفجوة الزمنیة( i = 0 ,1 ,…, K)  .

K : فترات الإبطاء أو التأخیر المثلى التی تضمن عدم وجود ارتباط ذاتی بین البواقی ( حد الخطأ ) .

e _t : الخطأ العشوائی (البواقی) بمتوسط عشوائی یساوی الصفر وتباین ثابت .

    ویتماختبارفرضالعدم(H₀ : b₁ = 0) الذی یفترض أن مستوى المتغیر Y_t غیر ساکن( بمعنى أن السلسلة الزمنیة لهذا المتغیر تحتوی على جذر الوحدة ، ویعنی ذلک أیضًا أن متوسط وتباین وتغایر هذا المتغیر غیر مستقلین عن الزمن) ، فإذاکانتالقیمةالمطلقةلإحصائیةt المحسوبة أکبر من القیمة المطلقةلإحصائیة t(تاو) الحرجة ،یتمرفضفرضالعدم، وقبولالفرضالبدیل (H1 : b1 < 1) عندئذ یکونالمتغیرمحلالاختبارساکنًافیمستواه ،ممایعنیخلوالسلسلةالزمنیة لهذاالمتغیرمنجذر الوحدة، وفیهذهالحالةیُقالإنالسلسلة الزمنیةمتکاملةمنالرتبةصفر In (0) ، أما إذا کانت القیمة المطلقةلإحصائیةt المحسوبة أقل من القیمة المطلقةلإحصائیة tالحرجة ،یتمقبول فرضیة العدم القائلة بأن المتغیر محل الاختبار غیر ساکن فی مستواه ، وبالتالی لا یمکن استخدام مستوى المتغیرات فی الانحدار⁽*⁾ ، وفی هذه الحالة نکرر تطبیق اختبار(ADF) لاختبار سکونالمتغیرفیالفروق الأولی (First Difference)لقیمه.

     فإذاتمرفضفرضالعدم فإن المتغیر (Y_t) یکون ساکنًافی الفروق الأولىأومتکاملامنالرتبةالأولی In (1)  ، أما إذا کانت الفروق الأولىلقیمالمتغیرتحتوی علىجذر الوحدة ، فسوفنکرر تطبیق اختبار(ADF)لاختبارسکون المتغیرفیالفروقالثانیة (Second Difference)لقیمه ،وإذا کان غیر ساکن نکرر الاختبار للفرق من درجة أعلى وهکذا .

    أظهرت نتائج اختبار(ADF) لسکون السلاسل الزمنیة للمتغیرات محل الدراسة الموضحة فی الجدول رقم (2) أن السلاسل الزمنیة للمتغیرات الأربعة غیر ساکنة (أو غیرمستقرة) عند المستوى ، مما یعنی وجود جذر الوحدة لهذه المتغیرات، وعلیه سوف یتم قبول فرضیة العدم، فی حین تشیر النتائج أیضًا إلى خلو متغیرات السلاسل الزمنیة من جذر الوحدة عند فروقها الأولى أی أنها ساکنة ، عندئذ یکون کل متغیر على حده یعتبر متکامل من الدرجة الأولى ((In (1)، وعلیه سوف یتم رفض فرض العدم عند مستوى معنویة قدره 1٪ ، وهذه النتائج تنسجم مع النظریة القیاسیة التی تفترض أن أغلب المتغیرات الاقتصادیة الکلیة تکون غیر ساکنة فی المستوى ، ولکنها تصبح ساکنة فی فروقها الأولى ، مع العلم بأن احتمالیة کون السلاسل الزمنیة محلالدراسةغیرساکنة لایستدعیبالضرورةانحدارًامقدرًازائفًاإذاماتمتعت تلک السلاسل بخاصیةالتکاملالمشترک .  

الجدول رقم (2)

نتائج اختبار جذر الوحدة لسکون السلاسل الزمنیة باستخدام اختبار (دکی– فولر) الموسع

    المصدر : من إعداد الباحث استنادًا إلى نتائج (مخرجات ) برنامج (E. Views 10)المرتبطة بتشغیل بیانات (مدخلات) الجدول رقم (1) .

(2) اختبار التکامل المشترک (Co-integration) متعدد المتغیرات :

    یرکز هذا الاختبار على تحلیلالسلاسل الزمنیة غیر الساکنةفی مستویاتها ، من خلال إمکانیة تولید مزیج خطی یتصف بالسکون من السلاسل الزمنیة غیر الساکنة ، والتی یمکن اعتبارها متکاملة من نفس الرتبة (أی أن بیانات بعض المتغیرات قد تتسم بعدم الاستقرار أو بالتذبذب العشوائی إذا ما أخذ کل منها على حدة ، ولکنها تکون مستقرة کمجموع بمرور الوقت) ، وبالتالی یمکن استخدام مستوى المتغیرات فی الانحدار ، ولا یکون الانحدار فی هذه الحالة زائفًا ، کمایمکناستخدامالتکامل المشترک لاختباروجودالتوازنطویلالأجلبینالسلاسلالزمنیةغیر الساکنة فیمستویاتهاعلىالرغممنوجوداختلالفی الأجلالقصیر .

    منأهماختباراتالتکاملالمشترکمتعددالمتغیراتاختبار (جوهانسن- جوسلیوس) (J-J)  (Johansen and Juselius)^(*) الذییستخدمطریقةالإمکانات العظمى ذاتالمعلوماتالکاملة (FIML)التی تعالجکلالمتغیراتفیالنموذجکمتغیراتداخلیة.

     ولبیانهذاالاختباریتمتقدیر معادلة الانحداررقم (2)باستخدام نموذجتصحیحالخطأذیالمتجه (VECM)- المتغیرات التی تحقق التکامل المشترک تعکس علاقة توازنیة طویلة الأجل ، وعلیه ینبغی أن تحظى بتمثیل نموذج تصحیحالخطأذوالمتجه لاختبار و تقدیر العلاقة فی الأجلین القصیر والطویل بین متغیرات النموذج ، أما إذا کانت تلک المتغیرات لا تحقق التکامل المشترک ، فإنها سوف لا تحظى بتمثیل نموذج تصحیح الخطأ ذی المتجه ، عندئذ یتم تقدیر نموذج الانحدار الذاتی ذو المتجه (VAR) - وذلک على النحو التالی:  

DY_t = β₀ + β₁ t + β₃ ∑   G_i DY_t-i  + P Y_t-p + e _t ………….…..…. (2)

حیث تشیر الرموز التالیة إلى : -

Y_t : القیم الفعلیة للمتغیر المراد اختبار سکون سلسلته الزمنیة .

β₀: متجه الحد الثابت .      

t : المتجه الزمنی للمتغیر .

∑    G_iDY_t-i : یشیر إلى مکون (VAR) باستخدام قیم الفروق الأولى .

P Y_t-p : یشیر إلى مکون تصحیح الخطأ باستخدام القیم الأصلیة للمتغیرات .

Y_t-i : المتغیر Y  ذو فترة إبطاء لسنة واحدة .

p : فترات الإبطاء أو التأخیر المثلى التی تضمن عدم وجود ارتباط ذاتی بین البواقی ( حد الخطأ ) .

 i: طول الفجوة الزمنیة(i = 1 , 2 , ........ , p-1) .  

e _t : حد الخطأ العشوائی .

    حیث تشیر P إلى مصفوفة المعاملات التی تمثل آثار المتغیرات فی الأجل الطویل ( nxn)،  و یُشار لرتبة المصفوفة بالرمز r (تحدد عدد المتجهات المتکاملة r من خلال رتبة المصفوفة Π) ، ویتطلب وجود التکامل المشترک بین السلاسل الزمنیة أن لا تکون المصفوفة Π ذات رتبة کاملة (n < r 0<) ، إذ إن هذه المصفوفة تتکون من مصفوفتین هما : a ، βۤ ( أی أن : βۤ  a = P ) . حیث تمثل β مصفوفة متجهات التکامل المشترک (nxr) ، وهی تقیس العلاقة بین متغیرات المتجه فی الأجل الطویل ، التی یفترض أنها متکاملة من الرتبة الأولى ، أی (1) In ( ولهذا یتم استخدام قیم الفروق الأولى لهذه المتغیرات فی نموذج VAR ) ، بینما تمثل βۤ المصفوفة المدورة المناظرة للمصفوفة (rxn) ، فی حین تمثل a مصفوفة معاملات حد تصحیح الخطأ (nxr) ، وهی تقیس علاقة التکیف من الأجل القصیر إلى الأجل الطویل .

    یمکناختبارعماإذاکانهناکتکاملمشترک فریدبین متغیراتالدراسةمن عدمهوإیجادعددمتجهاتالتکاملالمشترکالمعنویةإحصائیًا(r) باستخداماختبارین مختلفینلنسبة الإمکان (LR)   (Likelihood Ratio)و یستخدمان فی تحدید عدد متجهات التکامل المشترک ، وهما على النحو التالی : -

- اختبار الإثر ( مجموع عناصر قطر المصفوفة )(l _Trace) ((Trace Test ، حیث یختبر فرضیة العدم القائلة بأن عدد متجهات التکامل المشترک الفریدة یقل عن أو یساوی العدد (q) مقابل الفرضیة البدیلة بوجود   (q= r)  ویحسب بالصیغة الموضحة بالمعادلة رقم (3) على النحو التالی :

l _Trace  (r) = - T S    In (1- l _i ) ……. .……..………………. (3)

- اختبارالقیم الذاتیةالعظمى(l _Max)  (Maximum Eigenvalues Test) ، حیث یختبر فرضیة العدم القائلة بأن هناک متجه للتکامل المشترک (r) مقابل الفرضیة البدیلة بوجود متجه للتکامل المشترک (r+1) ، ویحسب بالصیغة الموضحة بالمعادلة رقم (4) على النحو التالی :

l _Max  (r , r +1) = - T  In (1- l _{r +1}) ………...………….……. (4)

حیث تشیر l إلى القیم الذاتیةالعظمی المقدرة من P .

الجدول رقم (3):نتائج اختبار (جوهانسن- جوسلیوس) للتکامل المشترک متعدد المتغیرات

  المصدر : من إعداد الباحث استنادًا إلى نتائج (مخرجات) برنامج (E. Views 10)المرتبطة بتشغیل بیانات (مدخلات) الجدول رقم (1) .

    یتماختبارفرضیةالعدمالقائلةبعدموجودتکاملمشترکبینالمتغیرات (صفر=r) بواسطةمقارنةقیم إحصائیات الاختبارالمحسوبةبقیمإحصائیاتالاختبارالجدولیةعندمستویمعنویةمعین ، فإذاکانت قیمة إحصائیات الاختبارالمحسوبةأکبرمنقیمةإحصائیات الاختبارالجدولیةیتمرفضفرضیةالعدم ، وقبول الفرضیةالبدیلة القائلةبوجود تکامل مشترک واحد وفرید بین متغیرات النموذج(1=r)، أی أن عدد معادلات التکامل المشترک هی معادلة واحدة ، مما یدل على وجودعلاقةتوازنیةطویلةالأجلبینهذه المتغیرات، وعلیه فإن متغیرات النموذج سوف تحظى بتمثیل نموذج تصحیح الخطأ لتقدیر الآثار قصیرة وطویلة الأجل بین معدل النمو الاقتصادی ومحدداته ، فقد دلّت نتائج اختبار (جوهانسن- جوسلیوس) للتکامل المشترک متعدد المتغیرات فی الجدول رقم (3) المبنی على اختبار الإثر ، واختبار القیم الذاتیة العظمى أن القیمة المحسوبة لإحصائیة الاختبارین المستخدمین کانتأکبر من القیمة الحرجة لإحصائیتیهما ، وبذلک یتم رفض فرضیةالعدم، وقبول الفرضیةالبدیلة عند مستوى معنویة قدره 5٪ ، وهذایعنیأنالسلاسل الزمنیةللمتغیرات محل الاختبار لهاعلاقة توازنیة فی الأجلالطویل (أی أن الأخطاء سوف لن تتوسع فی الأجل الطویل) ، وسوف تُحقق التکامل المشترک فیما بینها ، وبالتالی سوف تحظى بتمثیل نموذج تصحیح الخطأذو المتجه باستخدام طریقة الخطوتین لأنجل وجرانجر والذی یأخد فی الاعتبار التفاعل الحرکی فی الأجل القصیر والطویل لمتغیرات البحث .

(3)   اختبارات العلاقة السببیة لجرانجر (Granger Causality Test) ^([viii]) : 

    یقوم منهج أنجل وجرانجر على مرحلتین ، المرحلة الأولى تقوم على تقدیر نموذج العلاقة التوازنیة على الأجل الطویل ویسمى نموذج الانحدار الذاتی ذی المتجه (VAR) الذی یقوم بتفسیر المتغیر التابع بالقیم الماضیة له والقیم السابقة للمتغیرات الأخرى المستخدمة فی النموذج ، وبسببإدخالالمتغیراتباستخدامالقیمالسابقة لهاو بتباطؤ زمنی ،فإنمعاملاتهذه المتغیراتلن تکونمعنویةإحصائیًا،لذلکیتمالاعتمادعلى اختبار(F)للمعادلةککللتحدیدقبولالنتائج،کذلکمنالصعبتفسیروتحلیلمعاملاتالمتغیرات المستخدمة ، ممایوجباستخدام اختبار السببیة لجرانجر على الفوارق الأولى للمتغیرات ذات الصلة (مما یتطلبتحدیدالفجواتالزمنیة الملائمةلتقدیرنموذجالسببیة فی المعادلتین) ، والمرحلة الثانیة تقوم على تقدیر نموذج تصحیح الخطأ لیعکس العلاقة أو التذبذب قصیر الأجل حول اتجاه العلاقة فی الأجل الطویل ، ویتم تقدیر هذا النموذج القصیر الأجل بإدخال البواقی المقدرة فی انحدار الأجل الطویل کمتغیر مستقل مبطأ لفترة واحدة ، یتم ذلک من خلال اختبار تجزئة تباین خطأ التنبؤ (VDCs) ، وتقدیرات دوال استجابة النبضة (IRFs) لتوضیح العلاقة السببیة واتجاهها فی الأجل القصیر للمتغیرات محل البحث .

    سوف یقوم الباحث باستخدام اختبار السببیة لجرانجر الذی یعتمد على نتائج نموذج (VAR) ، کما یوضحه الجدول رقم (4) ، ویتمثل شکل الفرض العدمی (H₀) والفرض البدیل (H₁) لهذا الاختبار فی التالی : -

-        الفرض العدمی (H₀) : مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة لا تُسبّب النمو الاقتصادی .

(H₀) : B1 = B2 = B3 = 0 .

-        الفرض البدیل (H₁) : مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة تُسبّب النمو الاقتصادی .

(H₁) : B1 ≠ B2 ≠ B3 ≠ 0 .

تعتمد اختبارات جرانجر السببیة على تقدیر معادلتین من معادلات الانحدار الأساسیة ، وهما على النحو الآتی :-

X_t = α₀ + ∑  a_j X_t-j + ∑   b_j Y_t-j + ε _t …………...………….... (5)                    

Y_t = β₀ + ∑  c_j X_t-j + ∑  d_j Y_t-j + η _t ………………………… (6)                 

حیث تشیر الرموز التالیة إلى : -

X : مؤشرات أداء بورصة الأوراق المالیة .        Y : معدلات النمو الاقتصادی .

X_t  , Y_t : القیم الفعلیة لأحدث فترة زمنیة .

X_t-j  , Y_t-j : القیم الفعلیة للفترة التی تسبق أحدث فترة  j من الفترات .

a , b , c , d : معالم المیل للمتغیر (X) و (Y) .       β₀,α₀ : الحد الثابت المشترک .

M : فترات الإبطاء المثلى التی تضمن عدم وجود ارتباط ذاتی بین البواقی (حد الخطأ) .

 j : طول الفجوة الزمنیة . ( j = 0 , 1 , …, K) .      , η _t  ε _t: الخطأ العشوائی (البواقی) .

    یتماستخدامالمعادلة رقم (5) إذاکان الموضوع هوقیاسأثر الزیادة فی معدلات النمو الاقتصادی (کمتغیر مستقل)على قیم مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة (کمتغیر تابع)، بینما یتم استخدام المعادلة رقم (6) إذا کانالموضوعهوقیاسأثر زیادة قیم مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة (کمتغیرات مستقلة)على معدلات النمو الاقتصادی (کمتغیر تابع)، وتتضمن اختبارات جرانجر السببیة نماذج المتباطئات الموزعة (إذا کان النموذج یتضمن قیمًا متباطئة وحالیة من المتغیر المستقل والتابع) ، کما یستخدم لاختبار اتجاه العلاقة السببیة للمتغیرات الاقتصادیة ، ولکن لا نعرف أیًا منهما یسبب التغیر فی الآخر .

    الجدول رقم (4)

نموذج الانحدار الذاتی ذو المتجه (VAR) بشأن مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة ومعدل النمو الاقتصادی فی جمهوریة مصر العربیة خلال الأعوام (1991 -2017)

المصدر : من إعداد الباحث استنادًا إلى نتائج (مخرجات ) برنامج (E. Views 10) المرتبطة بتشغیل بیانات (مدخلات) الجدول رقم (1) .

      یستخدم (F. Test) لمعرفة مدى تأثیر المتغیرات المستقلة کوحدة واحدة على المتغیر التابع ، ونقبل أو نرفض وجود علاقة انحداریة بین المتغیر التابع والمتغیرات المستقلة من خلال الاستعانة بقیمة الاحتمال  P-Value (Sig.) المرافقة لإحصائیة (F. Test) والتی کلما اقتربت من الصفر دلّ ذلک على معنویة العلاقة ، بمعنى وجود علاقة انحداریة بین المتغیر التابع والمتغیرات المستقلة، وعلیه فقد أظهرت نتائج الجدول رقم (5) أن التغیرات فی المتغیر (X₁) تساعد فی تفسیر التغیرات فی المتغیر (Y) ، فنجد أن قیمة الاحتمالP-Value (Sig.) قد بلغت 0,043 أی أقل من 0,05 وهی القیمة المرافقة لإحصائیة (F. Test) والتی بلغت 4,549 ،  مما یدل ذلک على معنویة العلاقة ، وعلیه نرفض فرض العدم، فی حین نجد أن قیمة الاحتمالP-Value (Sig.) لباقی متغیرات العلاقات السببیة غیر معنویة.

الجدول رقم (5)

اختبار العلاقة السببیة لجرانجر بشأن مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة والنمو الاقتصادی فی جمهوریة مصر العربیة خلال الأعوام (1991 -2017)

  ملاحظات : قد تم – بعدتجاربمبدئیة–اختیارفترةالإبطاءالمساویةللواحدالصحیحلأنها کانتمتسقةمعجودةالنموذجالمستخدم  أثناء إجراء اختبار العلاقة السببیة لجرانجر . 

^(*) یُرفض فرض العدم عند مستوى دلالة قدره 1٪  . 

^(**) یُرفض فرض العدم عند مستوى دلالة قدره 5٪  .     

^(***) یُرفض فرض العدم عند مستوى دلالة قدره 15٪  . 

المصدر : من إعداد الباحث استنادًا إلى نتائج (مخرجات ) برنامج (E. Views 10) المرتبطة بتشغیل بیانات (مدخلات) الجدول رقم (1) .  

(4)   اختبار تجزئة تباین خطأ التنبؤ (VDCs)کأحد اختبارات التحلیل الدینامیکی :

    تقوم الدراسة بتوظیف اختبار تجزئة تباین خطأ التنبؤ بناءً على نتائج نموذج تصحیح الأخطاء ذی المتجه (VECM) ، وذلک للتأکد من تأثیر کافة المتغیرات الداخلة فی النموذج کل على حدة لاختبار مصادر التغیر فی المتغیر التابع .

الجدول رقم (6)

تحلیل تباین خطأ التنبؤ للنمو الاقتصادی الناتج من صدمات النمو الاقتصادی ذاته والمتغیرات المستقلة فی جمهوریة مصر العربیة خلال عشر سنوات مستقبلیة

                                                                             (نسبة مئویة)

           المصدر : من إعداد الباحث استنادًا إلى نتائج (مخرجات) الجدول رقم (4)  .

    یوضح الجدول رقم (6) نتائج تجزئة تباین خطأ التنبؤ (VDCs) للنمو الاقتصادی (Y) لفترة عشر سنوات مستقبلیة والناتجة من صدمات النمو الاقتصادی ذاته والمتغیرات المستقلة الأخرى ، إذ یوضح الجدول إسهام التقلبات فی کل متغیر من متغیرات النموذج ، بما فی ذلک التقلبات فی النمو الاقتصادی ذاته فی تفسیر تلک التقلبات ، ولقد دلت نتائج هذا الاختبار على ما یلی :

(‌أ)     یمثل العمود الثانی فی الجدول رقم (6) الخطأ المعیاری للتنبؤ بالمتغیر التابع (Y) لفترة عشر سنوات مستقبلیة ، حیث بلغ هذا الخطأ فی فترة تنبؤ لسنة واحدة مستقبلیة 1,26٪ ، ثم یزداد بمرور الزمن لیصل إلى نسبة 5,96٪ فی فترة تنبؤ لعشر سنوات مستقبلیة ، وترجع تلک الزیادة إلى أنها تشمل آثار عدم التأکد أو الیقین للتنبؤ للفترات الزمنیة السابقة للمتغیرات المستقلة فی النموذج .

(‌ب)      تسهم التقلبات فی المتغیر التابع (Y) فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) ذاته بنسبة 100٪ فی الأجل القصیر (فترة تنبؤ لسنة واحدة مستقبلیة) ، ثم تتراجع إلى أدنى مستوى لها لتصل إلى نسبة 71,56٪ فی فترة تنبؤ لعشر سنوات مستقبلیة ، وعلیه ، فإن التقلبات فی المتغیر (Y) تسهم فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر التابع (Y) ذاته فی الأجل القصیر بشکل أکبر من الأجل الطویل .

(‌ج)       فی حین یحدث العکس تمامًا بالنسبة للمتغیر (X₁) ، إذ یسهم هذا المتغیر فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) بنسبة صفر٪ فی فترة تنبؤ لسنة واحدة مستقبلیة ، ثم تزداد هذه النسبة لتصل إلى نسبة 23,49٪ فی فترة تنبؤ لست سنوات مستقبلیة ، ثم تتراجع لتصل إلى نسبة 23,22٪ فی فترة تنبؤ لعشر سنوات مستقبلیة ، ورغم ذلک یمکن القول بأن التقلبات فی المتغیر (X₁) تسهم فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) فی الأجل الطویل بشکل أکبر من الأجل القصیر .

(‌د)         ومن جهة أخرى یسهم المتغیر (X₂) فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) بنسبة صفر٪ فی فترة تنبؤ لسنة واحدة مستقبلیة ، ثم تزداد إلى أعلى مستوى لها لتصل إلى نسبة 4,73٪ فی فترة تنبؤ لعشر سنوات مستقبلیة ، وعلیه ، فإن التقلبات فی المتغیر (X₂) تسهم فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) فی الأجل الطویل بشکل أکبر من الأجل القصیر .

(‌ه)      وأخیرًا یسهم المتغیر (X₃) فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) بنسبة صفر٪ فی فترة تنبؤ لسنة واحدة مستقبلیة ، ثم تزداد إلى أعلى مستوى لها لتصل إلى نسبة 0,86٪ فی فترة تنبؤ مستقبلیة تبلغ سنتین ، ثم تتراجع لتصل إلى نسبة 0,47٪ فی فترة تنبؤ لعشر سنوات مستقبلیة ، ورغم ذلک فإن التقلبات فی المتغیر (X₃) تسهم فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) فی الأجل الطویل بشکل أکبر من الأجل القصیر .

    ویتضح مما سبق أن المتغیر (X₁) من أکثر المتغیرات  الاقتصادیة المستقلة التی تسهم فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) فی الأجل الطویل بشکل أکبر من الأجل القصیر ، وهذا یتوافق مع نتائج الدراسات التطبیقیة السابقة ، وکذلک مع نتائج اختبار العلاقة السببیة لجرانجر فی الجدول رقم (5) والتی تعطی أهمیة کبیرة للمتغیر (X₁) کأحد مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة فی تقدیر دالة المتغیر التابع (Y) .

(5)   تقدیرات دوال استجابة النبضة (IRFs) کأحد اختبارات التحلیل الدینامیکی :

على الرغم من أن تحلیل تباین خطأ التنبؤ یفید فی تحدید الإسهام النسبی لکل متغیر من متغیرات النموذج فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) ، إلا أنه لا یوضح اتجاه العلاقة بین متغیرات النموذج المستقلة والمتغیر التابع ، ولذلک سوف یقوم الباحث بتقدیر دوال استجابة النبضة (IRFs) لکی یتم تحدید سلوک متغیرات النموذج الدینامیکی وتحدید اتجاه العلاقة ، والتی سوف یتم اشتقاقها من استخدام نموذج تصحیح الأخطاء ذی المتجه (VECM) .

الجدول رقم (7): تقدیرات استجابة النبضة للنمو الاقتصادی فی متغیرات النموذج واتجاه العلاقة والمستخرجة من نموذج تصحیح الأخطاء ذی المتجه فی جمهوریة مصر العربیة خلال     عشر سنوات مستقبلیة              (نسبة مئویة)

           المصدر : من إعداد الباحث استنادًا إلى نتائج (مخرجات) الجدول رقم (4)  .

    یوضح الجدول رقم (7) والشکل رقم (1) تقدیرات دوال استجابة النبضة للمتغیر التابع (Y) المشتق من نموذج تصحیح الأخطاء ذی المتجه لتغیر المتغیر التابع والمتغیرات المستقلة بنسبة 1٪ ، وتحدید اتجاه العلاقة السببیة ( بمعنى هل التأثیر بالزیادة أم بالنقصان ) على النحو التالی :

(‌أ)     بدایةً ، یؤدی التغیر فی المتغیر(Y) بنسبة 1٪ إلى استجابة المتغیر(Y) فی الاتجاه الموجب بنسبة 0,95٪ فی السنة الأولى ، لتصل إلى 0,24٪ فی السنة الرابعة ، ثم تتجه العلاقة فی الاتجاه السالب لتصل إلى – 0,009٪ فی السنة التاسعة  ، ثم تتغیر هذه النسبة بالزیادة فی الاتجاه الموجب حتى تصل إلى نسبة 0,13٪ فی السنة العاشرة .

(‌ب)      یؤدی التغیر فی المتغیر (X₁) بنسبة 1٪ إلى عدم استجابة المتغیر(Y) بنسبة صفر٪ فی السنة الأولى ، بینما یستجیب المتغیر(Y) بنسبة 0,77٪  فی السنة الثانیة ، ولکن العلاقة تصبح عکسیة فی السنة السادسة لتصل إلى نسبة – 0,14٪ ، ثم تتغیر هذه النسبة بالزیادة والنقصان فی الاتجاه السالب حتى تصل إلى نسبة – 0,01٪ فی السنة العاشرة .

(‌ج)      یؤدی التغیر فی المتغیر (X₂) بنسبة 1٪ إلى عدم استجابة المتغیر(Y) بنسبة صفر٪ فی السنة الأولى ، بینما یستجیب المتغیر(Y) بنسبة 0,29٪  فی السنة الثانیة ، ثم تتجه العلاقة فی الاتجاه السالب لتصل إلى نسبة – 0,08٪ فی السنة الرابعة ، ثم تتغیر هذه النسبة بالزیادة والنقصان فی الاتجاه الموجب والسالب حتى تصل إلى نسبة – 0,008٪ فی السنة العاشرة .

(‌د)         وأخیرًا ، یؤدی التغیر فی المتغیر (X₃) بنسبة 1٪ إلى عدم استجابة المتغیر(Y) بنسبة صفر٪ فی السنة الأولى ، بینما یستجیب المتغیر(Y) بنسبة 0,10٪  فی السنة الثانیة ، ثم تتجه العلاقة فی الاتجاه السالب لتصل إلى نسبة – 0,14٪ فی السنة الثالثة ، ثم یلاحظ عدم الاستقرار النسبی لاستجابة المتغیر(Y) عندما یتغیر المتغیر (X₃) بنسبة 1٪  ، حیث تتغیر هذه النسبة بالزیادة والنقصان فی الاتجاه الموجب والسالب حتى تصل إلى نسبة 0,14٪ فی السنة العاشرة ، وهذا یتوافق مع نتائج اختبار العلاقة السببیة لجرانجر فی الجدول رقم (5) .

الشکل رقم (1)

تقدیرات دوال استجابة النبضة للنمو الاقتصادی للتغیر بنسبة مئویة واحدة لکافة متغیرات النموذج  فی جمهوریة مصر العربیة خلال عشر سنوات مستقبلیة

            المصدر : من إعداد الباحث استنادًا إلى بیانات الجدول رقم (7) .

    یتضح مما سبق أن التغیر فی المتغیرات (Y) ، (X₁) ، (X₂) ، (X₃)بنسبة 1٪ قد أدت إلى استجابة المتغیر(Y) بنسبة 0,95٪ ، صفر٪ ، صفر٪ ، صفر٪ فی السنة الأولى على التوالی ، بینما أدت إلى استجابة المتغیر(Y) بنسبة 0,24٪ ، 0,40٪ ، - 0,08٪، - 0,12٪ فی السنة الرابعة على التوالی ، مما یعنی أن المتغیر (X₁) من أکثر المتغیرات المستقلة التی تسهم فی تقدیرات دوال استجابة النبضة للمتغیر التابع (Y) فی الأجل الطویل بشکل أکبر من الأجل القصیر ، حیث بلغت 0,40٪ فی السنة الرابعة (فی الأجل الطویل) فی حین بلغت صفر٪ فی السنة الأولى (الأجل القصیر) .

‌ز-    تقییم النتائج الإحصائیة التجریبیة والتعلیق علیها :

فی ضوء ما سبق توصّل البحث إلى مجموعة من النتائج یمکن تلخیصها على النحو التالی :  

(1)       وجود علاقة سببیة أحادیة الاتجاه (شبه تبادلیة) تتجه من مؤشر نسبة قیمة رأس المال السوقی إلى الناتج المحلی الإجمالی (X₁) کأحد المتغیرات المستقلة إلى معدل النمو الاقتصادی کمتغیر تابع ، فتغیرات المؤشر (X₁) تساعد فی تفسیر تغیرات معدلات النمو الاقتصادی بنسبة کبیرة مقارنة بالمتغیرات المستقلة الأخرى ولیس العکس .

(2)       یعتبر مؤشر نسبة قیمة رأس المال السوقی إلى الناتج المحلی الإجمالی (X₁) کأحد المتغیرات المستقلة من أهم محددات معدلات النمو الاقتصادی (Y) فی الأجلین القصیر والطویل ، فنجد أن المتغیر (X₁) من أکثر المتغیرات المستقلة التی تسهم فی تفسیر التباین فی خطأ التنبؤ للمتغیر (Y) وکذلک فی تقدیر دوال استجابة النبضة للمتغیر التابع (Y) فی الأجل الطویل بشکل أکبر من الأجل القصیر .

(3)       محدودیة تأثیر مؤشرمعدل دوران الأسهم (X2) على إحداث النمو الاقتصادی (کمتغیر تابع) ، وهو ما یتفق مع نتائج العدید من الدراسات السابق عرضها والمتمثلة فی أنها :

-        لا تعطی أهمیة کبیرة لمؤشر معدل دوران الأسهم الدال على سیولة البورصة .

-        أظهرت أن معدل دوران الأسهم کأحد المؤشرات الدالة على سیولة السوق قد تکون مضلّلة فی بورصات البلدان النامیة ، حیث إن تلک البورصات تتمیز بتقلبات کبیرة فی أسعار أوراقها المالیة .

-        الاستثمار غیر المباشر فی محافظ الأوراق المالیة فی معظم الدول النامیة یتسم بعدم الیقین، والتقلب ، وعدم الاستقرار، ویکتنفه العدید من المحاذیر ، وأکثر حساسیة للاستقرار السیاسی والاقتصادی .

    ویرى الباحث أن انخفاض السیولة ربما یرجع إلى أسباب قد ترتبط بسلوک المستثمرین وعدم وعیهم الاستثماری ، الأمر الذی یتطلب نشر التوعیة الاستثماریة ، والتعریف بأسواق رأس المال عمومًا من قِبل الجهات المعنیة حتى نجعل تلک الأسواق تتمیز بالعمق والاتساع وعدم الضحالة .

(4)       محدودیة تأثیر مؤشر عدد الشرکات المسجلة فی البورصة (X₃) کأحد المتغیرات المستقلة المؤثرة على إحداث النمو الاقتصادی (کمتغیر تابع) ، الذی یرجع ربما إلى غیاب إطار مؤسسی سلیم .

‌ح-    أهم التوصیات :

(1)  یمکن لصانعی القرار الاقتصادی استخدام المتغیر (X₁) (نسبة إجمالی قیمة رأس المال السوقی إلى الناتج المحلی الإجمالی) فی التنبؤ والتأثیر على المتغیر (Y) (النمو الاقتصادی)، فالتغیرات فی معدلات النمو فی أسعار الأسهم، سوف تنعکس على نمو الأرباح وبالتالی سوف یؤدی ذلک إلى زیادة قیمة رأس المال السوقی وبالتالی إلى حدوث النمو الاقتصادی ، والعمل على تقویة کفاءة وفاعلیة فی المتغیر (X₂) (معدل دوران الأسهم) ، والمتغیر(X₃) (عدد الشرکات المسجلة فی البورصة) .

(2)  یستلزم تطبیق سیاساتتکفلتنمیة مؤشرات الأداء المالی لبورصة الأوراق المالیة عدة عوامل أهمها ^([ix]) :

(‌أ)     مؤسسات وطنیة تتمیز بسیادةحکمالقانون ، ووجود لوائح تنظیمیة داخلیة مرنة ، الاستجابة المناسبة لطلبیات العملاء ، الحدمنالفساد، تقلیل المخاطر المرتبطة بنزع الملکیة ، تنفیذالعقود من قِبل الحکومة ، الامر الذی من شأنه أن یزید الثقة فی الشرکات المسجلة بالبورصة، بحیث تنعکس هذه الثقة فی توجیه رؤوس الأموال من قِبل المستثمرین إلیها ، مما یزید من معدل دوران الأسهم، مما ینعکس بالإیجاب على قدرة البورصة على أداء وظیفتها التنمویة بکفاءة .

(‌ب)  تنمیةالمواردالبشریةمن خلال تقدیم برامج التدریب والتأهیل ، وتحسینالمؤشرات الاجتماعیة عمومًا فی الأجل الطویل ، بغرض زیادة قدرتها على التعامل مع الظروف المتطورة لسوق الأوراق المالیة .

(‌ج)  خلقبیئةمواتیة لسیاساتالاقتصاد الکلی من خلال خفض مستویاتالمدیونیةالخارجیةوالاستهلاک الحکومی، والحفاظ علىمستویاتملائمة للاحتیاطیات المالیةالدولیة ، العمل على تنویعالقاعدةالاقتصادیة من خلال الإصلاحات الهیکلیة (إعادة هیکلة وخصخصة المؤسسات العامة، وتوسیع نطاق نشاط القطاع الخاص ، وتعزیز الکفاءة الاقتصادیة والنمو الشامل)، وإصلاح القطاع المالی (لضمان المساءلة والاستقلال الکامل للمصارف المرکزیة، وتعمیق الأسواق المالیة، وإنشاء أو تعزیز المؤسسات المنوطة بالإشراف والرقابة على المصارف، وزیادة المنافسة فی القطاع المصرفی، تطبیق أصلح الممارسات الدولیة فی إدارة المصارف)، وتحریر التجارة (تعزیز القدرة التنافسیة للمنتجین المحلیین، وسرعة الاندماج فی الاقتصاد العالمی) وذلک للوصول إلى إنتاجیة عالیة للموارد الاقتصادیة .

(‌د)    یجب العمل على أن یکون الاستثمار فی بورصة الأوراق المالیة بمثابة وسیلة لتمویل التنمیة المستدامة الطویلة الأجل ولیس فقط وسیلة تمویلیة قصیرة الأجل تُقلّل من رغبة المستثمرین فی اتخاذ قراراتهم الاستثماریة طویلة الأجل ، وتُشجع بعضهم على السلوک الاستثماری المعتمد على المضاربة غیر الرشیدة .

(3)  وأخیرًا ولیس آخرًا، ینبغی توفیر سبل الإفصاح الحقیقی والکافی للمعلومات فی التوقیت الملائم بما یقف حائلاً أمام تأثیر الشائعات على تعاملات السوق ، وکذلک الحد من التقلبات السعریة الناجمة عن المضاربات غیر الرشیدة لبعض المشارکین فی تلک الأسواق .