نوع المستند : مقالات سیاسیة واقتصادیة
المؤلف
کليه السياسه والاقتصاد جامعه بنى سويف
المستخلص
الكلمات الرئيسية
الموضوعات الرئيسية
مقدمة:
یناقش البحث محددات الاستثمار على البورصة المصریة (2003- 2017)، لمعرفة المتغیرات التی تؤثر فی الظاهرة، وحجم وقوة واتجاه هذه المتغیرات.. وفیما یلی خطوات النمذجة:
توصیف النموذج:
المتغیر التابع:Depended variable
یعتبر أداء البورصة المصریة هو المتغیر التابع (y) فی النموذج المقترح باستخدام أحد المؤشرات التالیة، والتی تعتبر بمثابة متغیرات تابعة فرعیة تتأثر بکل من السیاسات المالیة والنقدیة خلال الفترة الزمنیة المذکورة:
− نسبة التغیر فی مؤشرCASE30/EGX30 y1
− نسبة التغیر فی القیمة الکلیة للسهم (بالجنیه المصری) y2
− نسبة التغیر فی القیمة السوقیة الإجمالیة (بالجنیه المصری) y3
− نسبة التغیر فی حجم التداول (عدد الأسهم) y4
نسبة التغیر فی مؤشر CASE30/EGX30 change y1
وتشیر إلى المتغیر التابع الفرعی الأول ویرمز لها (y1) وتم حسابها بحساب الفرق بین کل قیمتین متتالیتین من قیم المؤشر ثم قسمة ذلک الفرق على القیمة السابقة والضرب فی (100) وترتب على ذلک فقد missedأحد سنوات عینة الدراسة وهی السنة الأولى؛ لتصبح عدد المشاهدات (14) مشاهدة بدلاً من (15) مشاهدة فی شکل بیانات سنویة.
وتم اتباع نفس الإجراء، عند الحصول على قیم باقی المتغیرات التابعة الفرعیة المستخدمة للتعبیر عن البورصة المصریة خلال فترة الدراسة، وهی:
− نسبة التغیر فی القیمة الکلیة للسهم (بالجنیه المصری) y2
− نسبة التغیر فی القیمة السوقیة الإجمالیة (بالجنیه المصری) y3
− نسبة التغیر فی حجم التداول (عدد الأسهم) y4
کما تجدر الإشارة إلى أن المتغیر التابع الفرعی الأخیر (y4) قد لا یعبر تعبیرًا حقیقیًّا عن التأثیرات التی تحدث فی البورصة نتیجة عملیات التجزئة التی قد تتم على بعض الأسهم خلال فترة الدراسة بما یوحی أنه حدث تغیر فی حجم التداول، على عکس الحقیقة.
المتغیرات المستقلة::Independed variables
وتتمثل فی کل من متغیرات السیاستین النقدیة والمالیة، وتشمل ما یلی:
أولاً: المتغیرات العامة: الناتج المحلی الإجمالی (GDP)، سعر الصرف (L.E to USD)
1) الناتج المحلی الإجمالی GDP):x1)
بالأسعار الجاریة والبیانات من البنک المرکزی المصری وتم تحویلها إلى الأسعار الثابتة بالقسمة على الأرقام القیاسیة لأسعار المستهلکین بالملیون جنیه.
2) سعر الصرف(L.E to USD):x2
سعر الفائدة الاسمی والبیانات من البنک المرکزی المصری، والأثر النهائی لسعر الصرف على البورصة مسألة تطبیقیة تختلف من مجتمع لآخر.
ثانیًا: متغیرات السیاسة النقدیة: معدل التضخم (I)، سعر الفائدة الاسمی (R)، السیولة المحلیة بالأسعار الثابتة (Real domestic liquidity).
1) معدل التضخم I):x3)
وقد تم حسابه بالتغیر النسبی فی مکمش الناتج المحلی الإجمالی GDP- Deflator تم الحصول على البیانات الخاصة بسعر الفائدة الاسمی من البنک المرکزی المصری.
2) سعر الفائدة الاسمی (R):x4
تم الحصول على بیاناته من تقاریر البنک المرکزی المصری، وتعتبر معادلة إیرفنج فیشرIrving Fisher من أدق المعادلات لإیجاد سعر الفائدة الحقیقی (Mishkin, 1997):
حیث: rr: سعر الفائدة الحقیقی، r: سعر الفائدة الاسمی، i: معدل التضخم.
3) السیولة المحلیة بالأسعار الثابتة (Real domestic liquidity) x5
مصدرها بالأسعار الجاریة هو تقاریر البنک المرکزی المصری، وتم الحصول على السیولة المحلیة بالأسعار الثابتة باستخدام الأرقام القیاسیة لأسعار المستهلکین بالملیون جنیه.
بزیادة السیولة المحلیة یزید حجم وقیمة التداول بالبورصة، وبناءًا علیه فمن المتوقع أن تکون إشارة هذا المتغیر موجبة للتعبیر عن تلک العلاقة الطردیة.
ثالثًا: متغیرات السیاسة المالیة: وأهمها متغیرین، هما:
1) عائدات الضرائب بالأسعار الثابتة:x6
مصدر بیانات عائدات الضرائب بالأسعار الثابتة هو تقاریر البنک المرکزی المصری. وأمکن الحصول على عائدات الضرائب بالأسعار الثابتة باستخدام الأرقام القیاسیة لأسعار المستهلکین بالملیون جنیه، ویعتبر الأثر النهائی لعائدات الضرائب على البورصة مسألة تطبیقیة تختلف من فترة زمنیة لأخرى ومن مجتمع لآخر.
2) إجمالی النفقات العامة بالأسعار الثابتة:x7
مصدر بیانات إجمالی النفقات العامة بالأسعار الجاریة هو تقاریر البنک المرکزی المصری. وأمکن الحصول على إجمالی النفقات العامة بالأسعار الثابتة باستخدام الأرقام القیاسیة لأسعار المستهلکین بالملیون جنیه.
ومن المتوقع أن یکون هناک تأثیر إیجابی لإجمالی النفقات العامة على البورصة؛ ومن المتوقع أن تکون إشارة هذا المتغیر موجبة للتعبیر عن تلک العلاقة الطردیة.
تقدیر النموذج:
سیتم اتباع طریقة الانحدار التدریجی للتعرف على أهم متغیرات السیاسة المالیة والنقدیة المؤثرة فی المتغیر محل الدراسة من الناحیة الإحصائیة فقط؛ وذلک فی ظل إجراء المقارنات بینه وبین الأسالیب الأخرى المستخدمة فی اختبار المتغیرات المفسرة، ثم اتباع أسلوب النمذجة من العام إلى الخاص للسماح لأکبر عدد من المتغیرات المستقلة بدخول النموذج ثم التخلص من المتغیرات المستقلة غیر الهامة تدریجیًّا، ثم محاولة علاج مشکلة الازدواج الخطی المتوقع ظهورها، من خلال تطبیق أسلوب انحدار ریدج Ridge Regression، وفیما یلی شرح مختصر للأسالیب الإحصائیة التی سیتم اتباعها:
1) أسلوب الانحدار التدریجیStepwise Regression :
ویعتمد على إدخال المتغیرات المستقلة إلى نموذج الانحدار المقترح بشکل متدرج.
2) أسلوب النمذجة من العام إلى الخاص: General-to-Specific Modeling approach (GSMA)
ویعتمد على السماح لجمیع المتغیرات المستقلة بالدخول للنموذج ثم یتم تدریجیًّا استبعاد بعضها بعد فحص إشارات الثوابت (المعلمات المقدرة) الخاصة بها وفحص مصفوفة الارتباط.
3) أسلوب انحدار ریدج:Ridge Regression
ویستخدم کبدیل لطریقة المربعات الصغرى العادیة (Ordinary Least Squares) عند وجود مشکلة الازدواج الخطی Multi Collinearity
بناء النموذج الإحصائی المقترح:
نظرًا لوجود عدة متغیرات تابعة فرعیة (y1, y2, y3, y4) فإن الأمر یتطلب بناء نموذج خاص بکل منها على حدة بهدف بحث تأثیر المتغیرات المستقلة (متغیرات السیاسة النقدیة والمالیة) على کل متغیر تابع فرعی على حدة.
وباستبعاد نموذج المتغیر التابع الفرعی الأخیر (y4) لأنه قد لا یعبر تعبیرًا حقیقیًّا عن التأثیرات التی تحدث فی البورصة وذلک نتیجة عملیات التجزئة التی قد تتم على بعض الأسهم خلال فترة الدراسة کما سبق ذکره، ویمکن توصیف النماذج الثلاثة التالیة:
Where:
|
البواقی (عناصر الخطأ العشوائیة) وتمثل تأثیر العوامل الأخرى المؤثرة فی المتغیرات التابعة ولم تظهر صراحة عند بناء النموذج.
الفروض العدمیة hypotheses Null
التی ستکون محل للاختبارات الإحصائیة المختلفة، وفقًا لطبیعة کل فرض:
لا یوجد تأثیر جوهری لأدوات السیاسة النقدیة على البورصة المصریة خلال فترة الدراسة، ویندرج تحت هذا الفرض الفروض العدمیة الفرعیة التالیة:
لا یوجد تأثیر جوهری لأدوات السیاسة المالیة على البورصة خلال فترة الدراسة، ویندرج تحت هذا الفرض الفروض العدمیة الفرعیة التالیة:
نتائج تطبیق النموذج الإحصائی:
یعرض الباحث فیما یلی نتائج تطبیق النماذج المقترحة:
أولاً: نتائج نموذج y1 (نسبة التغیر فی مؤشر Change CASE30/EGX30)
نقطة البدایة هی فحص قیم معاملات الارتباط Correlations الخطی البسیط لبیرسون بین أزواج المتغیرات، والواردة فی جدول رقم (1) التالی:
جدول رقم (1)
مصفوفة الارتباط البسیطة بین أزواج المتغیرات فی نموذج y1
|
|
Y1 |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
|
|
EGX30 change % |
Real GDP |
Exchange rate |
Inflation rate |
Real interest Rate |
Real domestic liquidity |
Real tax revenues |
Real total expenditure |
exchange % |
Pearson Correlation |
1 |
-.394 |
-.060 |
-.252 |
.333 |
-.191 |
.779(**) |
-.367 |
|
Sig)2-tailed) |
.163 |
.838 |
.384 |
.245 |
.514 |
.001 |
.196 |
|
|
N |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
|
Real GDP |
Pearson Correlation |
1 |
.116 |
-.239 |
.184 |
.558(*) |
-.047 |
.981(**) |
|
|
Sig. )2-tailed) |
|
.681 |
.391 |
.512 |
.031 |
.868 |
.000 |
|
|
N |
|
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
|
Exchange rate )L.E to USD( |
Pearson Correlation |
|
1 |
.673(**) |
-.315 |
-.473 |
-.215 |
.241 |
|
|
Sig. )2-tailed) |
|
|
.006 |
.252 |
.075 |
.441 |
.387 |
|
|
N |
|
|
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
|
Inflation rate ( December % ) |
Pearson Correlation |
|
|
1 |
-.746(**) |
-.493 |
-.456 |
-.127 |
|
|
Sig. )2-tailed) |
|
|
|
.001 |
.062 |
.087 |
.653 |
|
|
N |
|
|
|
15 |
15 |
15 |
15 |
|
Real interest rate (annually%) |
Pearson Correlation |
|
|
|
1 |
.388 |
.709(**) |
.098 |
|
|
Sig. )2-tailed) |
|
|
|
|
.153 |
.003 |
.728 |
|
|
N |
|
|
|
|
15 |
15 |
15 |
|
Realdomestic liquidity |
Pearson Correlation |
|
|
|
|
1 |
.112 |
.435 |
|
|
Sig. )2-tailed) |
|
|
|
|
|
.692 |
.105 |
|
|
N |
|
|
|
|
|
15 |
15 |
|
Realtax revenues |
Pearson Correlation |
|
|
|
|
|
1 |
-.129 |
|
|
Sig. )2-tailed) |
|
|
|
|
|
|
.647 |
|
|
N |
|
|
|
|
|
|
15 |
|
Realtotal expenditure |
Pearson Correlation |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
Sig. )2-tailed) |
|
|
|
|
|
|
|
** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
* Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
ویتضح من فحص مصفوفة الارتباطات السابقة ما یلی:
وجود علاقة ارتباط طردیة قویة بین المتغیر التابع y1 ومتغیر السیاسة المالیة x6 حیث وصلت قیمة معامل الارتباط بینهما إلى 0.779 وثبتت معنویة العلاقة عند مستوى معنویة (0.01) وهذا یشیر إلى أولویة دخول المتغیر x6 إلى النموذج المقدر.
وجود علاقة ارتباط معنویة قویة جدًّا بین المتغیر المستقل x1 (الناتج المحلی الإجمالی الحقیقی)، مع متغیر السیاسة المالیة x7 (إجمالی النفقات العامة الحقیقیة)، حیث اقتربت قیمة معامل الارتباط من الواحد الصحیح (0.981) وثبتت معنویتها الإحصائیة عند مستوى معنویة (0.01) مما یشیر بصورة واضحة إلى إمکانیة حدوث مشکلة ازدواج خطی عند دخولهما معًا فی نموذج الانحدار المقدر، وتفادیًا لذلک یلزم استبعاد أحدهما من النموذج.
باقی الارتباطات بعضها ضعیف (قیمتها أقل من 0.5) والبعض الآخر متوسط ویمکن المعالجة من خلال تطبیق أسلوب Ridge Regression
نتائج تطبیق أسلوب الانحدار التدریجی على نموذج (y1)
أظهرت نتائج التطبیق أن هناک متغیر مستقل وحید فقط تم السماح له بدخول النموذج هو متغیر السیاسة المالیة x6 ویمثل عائدات الضرائب الحقیقیة، ولم یسمح لباقی المتغیرات بدخول النموذج کما یتضح من النتائج التالیة:
Variables Entered/ Removed a
Model |
Variables Entered |
Variables Removed |
Method |
1 |
Real tax revenues |
|
Stepwise Criteria: probability-of- F-to-enter <= .050, Probability-of - F-to- remove>= (100). |
a. Dependent Variable: EGX30 change %
Model Summary
Model |
R |
R Square |
Adjusted R Square |
Std. Error of the Estimate |
1 |
.779a |
.608 |
.575 |
47.52711 |
a. Predictors: (Constant), real tax revenues
ANOVA b
Model |
Sum of Squares |
df |
Mean Square |
F |
Sig. |
|
1 |
Regression |
41965.048 |
1 |
41965.048 |
18.578 |
.001a |
|
Residual |
27105.915 |
12 |
2258.826 |
|
|
|
Total |
69070.964 |
13 |
|
|
|
Coefficients a
Model |
Unstandardized Coefficients |
Standardized Coefficients |
t |
Sig. |
|
B |
St d. Error |
Beta |
|||
1 (Constant) Real tax revenues |
-40.044 2.557 |
22.361 .593 |
.779 |
-1.791 4.310 |
.099 .001 |
a. Dependent Variable: EGX30 change %
Excluded variables b
Model |
Beta In |
t |
Sig. |
Partial Correlation |
Collinearity Statistics |
Tolerance |
|||||
1 Real GDP Exchange rate ( L.E to USD ) inflation rate ( December % ) Real interest rate( annually %) Real domestic liquidity Real total expenditure |
-.293a a .069 a .114 a -.210 -.127a -.279a |
-1.731 .364 .550 -.925 -.684 -1.632 |
.111 .723 .593 .375 .508 .131 |
-.463 .109 .164 -.269 -.202 -.442 |
.981 .973 .805 .640 .993 .986 |
b. Dependent Variable: EGX30 change%
وتوضح النتائج السابقة نموذج الانحدار المقدر وفقًا لطریقة الانحدار التدریجی هو النموذج البسیط الذی یحتوی على متغیر مستقل واحد ویأخذ الشکل التالی:
S.E. (22.361) (0.089), t (-1,791) (4.310), R2= 0,608 Fc = 18,578
ویتضح من النتائج ارتفاع معنویة معامل الانحدار المقدر، حیث یتضح من فحص قیمة الاحتمال المقابل لإحصاء (t) للمعلمات المقدرة، أن قیمة (Sig.) تقل عن مستوى المعنویة المحدد (0.05)، ویشیر ذلک إلى ثبوت المعنویة وفقًا لاختیار (t).
کما بلغت قیمته (2.557) ویعنی ذلک أنه إذا زادت حصیلة الضرائب بوحدة واحدة (ملیون جنیه) فإن ذلک یؤدی لزیادة فی المؤشر بنسبة 2.557% مع ثبات العوامل الأخرى، ویتفق ذلک مع التوقعات الاقتصادیة التی ترى أن زیادة الحصیلة الضریبیة یمکن إعادة استثمارها بشراء أسهم بالبورصة، أما فیما یتعلق بالمقدار الثابت فإن عدم معنویته، قد ترجع إلى أن الدالة فی الأجل الطویل قد لا یوجد بها مقطع؛ ومن ثم لا یعتد بإشارته السالبة.
ثبوت معنویة النموذج ککل وفقًا لاختبار (f)، عند مستوى معنویة (5%)، کما وصلت قیمة معامل التحدیث للنموذج إلى (0.608) تقریبًا، ویشیر ذلک ارتفاع القدرة التفسیریة للنموذج، حیث یفسر المتغیر المستقل x6 حوالی 60.8% من التغیرات التی تحدث فی المتغیر التابع.
یعاب على أسلوب الانحدار التدریجی قیامه باستبعاد بعض المتغیرات المستقلة الهامة، المتوقع أن یکون لها تأثیر على المتغیر التابع، مستندًا فی ذلک إلى معاییر إحصائیة معینة، رغم أهمیة هذه المتغیرات من الناحیة الاقتصادیة ولتلافی ذلک یمکن اللجوء إلى:
أسلوب النمذجة من العام إلى الخاص:
بفحص مصفوفة معاملات الارتباط الواردة فی جدول رقم (1) وفحص قیم وإشارات معلمات نموذج الانحدار المتعدد بعد إدخال کافة المتغیرات المستقلة فی النموذج کما هو موضح فی جدول (2) وفی ضوء المعاییر الاقتصادیة والإحصائیة والاقتصاد قیاسیة المعروفة، أمکن تحدید المتغیر المستقل الممکن استبعاده، وهذا المتغیر هو x1 الذی یمثل الناتج المحلی الحقیقی، حیث تبین من الفحص أن وجود هذا المتغیر فی النموذج یؤدی إلى اختلاف قیم وإشارات المعلمات المقدرة عن التوقعات الاقتصادیة کما یؤدی لارتفاع قیم معاملات تضخم التباین بصورة کبیرة کما یتضح من جدول رقم (3)
جدول رقم (2)
معلمات الانحدارRegression Coefficients فی حالة عدم استبعاد أی من المتغیرات المستقلة
من نموذج (y1) عند قیم متعددة لمعلمةRidge Regression
Ridge |
|
|
|
|
|
|
|
Parameter |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
0.0 |
-0.00172565 |
8.2564 |
-6.62479 |
-93.9512 |
0.052761 |
2.58014 |
0.257788 |
0.01 |
-0.000743793 |
7.68314 |
-5.26685 |
-78.9836 |
0.0384458 |
2.62876 |
0.0345245 |
0.02 |
-0.000542973 |
7.05762 |
-4.62818 |
-69.0674 |
0.0330312 |
2.58993 |
-0.00653145 |
0.03 |
-0.000453307 |
6.51524 |
-4.16306 |
-60.9992 |
0.0292683 |
2.54298 |
-0.0224558 |
0.04 |
-0.000401196 |
6.04928 |
-3.79407 |
-54.1714 |
0.0262761 |
2.4959 |
-0.0303165 |
0.05 |
-0.0003665 |
5.64657 |
-3.49086 |
-48.2812 |
0.0237683 |
2.45044 |
-0.0346837 |
0.06 |
-0.000341403 |
5.29561 |
-3.23656 |
-43.1337 |
0.0216076 |
2.40706 |
-0.0372744 |
0.07 |
-0.000322213 |
4.98718 |
-3.02021 |
-38.5901 |
0.0197134 |
2.36578 |
-0.0388667 |
0.08 |
-0.000306946 |
4.71403 |
-2.8341 |
-34.5468 |
0.0180327 |
2.32653 |
-0.0398581 |
0.09 |
-0.000294433 |
4.47041 |
-2.67252 |
-30.9238 |
0.0165273 |
2.28916 |
-0.04047 |
0.1 |
-0.000283937 |
4.25172 |
-2.53116 |
-27.6582 |
0.0151692 |
2.25354 |
-0.0408329 |
وتمثل قیم الصف الأول من جدول (2) معلمات الانحدار Regression Coefficients لتقدیرات المربعات الصغرى العادیة (OLS)، عندما تکون عند معلمة انحدارRidge(k=0)
جدول رقم (3)
قیم عوامل تضخم التباین فی حالة عدم استبعاد أی من المتغیرات المستقلة
من نموذج (y1) بطریقة المربعات الصغرى عندما (k=0)
Model Results for Ridge Parameter= 0.0
|
|
Variance |
|
|
Inflation |
Parameter |
Estimate |
Factor |
CONSTANT |
18.05 |
|
X1 |
-0.00172565 |
107.846 |
X2 |
8.2564 |
4.07492 |
X3 |
-6.62479 |
5.80326 |
X4 |
-93.9512 |
3.61815 |
X5 |
0.052761 |
3.78241 |
X6 |
2.58014 |
2.12296 |
X7 |
0.257788 |
95.0199 |
نتائج تطبیق أسلوب Ridge Regression على نموذج (y1)
بعد التحقق من أن المتغیر الواجب حذفه من التحلیل هو x1 یتم تطبیق أسلوب Ridge Regression على النحو التالی:
تحدید القیمة المناسبة لمعلمة انحدار Ridge أو ثابت التحیز(K)
للوصول إلى قیمة جیدة لمعلمة انحدار Ridge تم استخدام البرنامج الجاهز STAT GRAPHICS فی الحصول على شکل Ridge Trace الذی یوضح العلاقة بین قیم المعلمات المعیاریة للمتغیرات المتوقع تأثیرها على y1 والقیم المختلفة لمعلمة انحدار Ridge ویظهر الشکل رقم (1) Ridge Trace لنموذج y1 ویتبین منه أن أنسب قیمة لمعلمة انحدار Ridge هی (k=0.02) وذلک لأنها أقل قیمة تبدأ بعدها المعلمات المعیاریة فی الاستقرار وقد تم اختیار هذه القیمة بعد إجراء عدة مقارنات بینها وبین القیم السابقة واللاحقة.
شکل رقم (1)
RidgeTrace لنموذج y1
ویؤید ذلک ما ورد فی جدول رقم (4) التالی والذی یعرض قیم عوامل تضخم التباین (VIF's) عند القیم المختلفة لمعلمة Ridge لنموذج y1 ویظهر أیضًا من فحص (VIF's) عند القیم المختلفة لمعلمة Ridge الواردة بالجدول أن (VIF's) قد أخذت فی التناقص بشکل ملحوظ فی البدایة، ثم تناقصت ببطء بعد ذلک بدءًا من (k=0.02)
جدول رقم (4)
قیم عوامل تضخم التباین (VIF's) المقابلة لقیم معلمة Ridge عند تقدیر نموذج (y1)
Ridge |
|
|
|
|
|
|
|
|
Parameter |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
R-Squared |
0.0 |
107.846 |
4.07492 |
5.80326 |
3.61815 |
3.78241 |
2.12296 |
95.0199 |
78.16 |
0.01 |
12.0877 |
3.41734 |
4.48377 |
3.12235 |
2.59998 |
1.85614 |
10.9467 |
75.61 |
0.02 |
4.57644 |
2.94086 |
3.80816 |
2.76239 |
2.31154 |
1.74408 |
4.31408 |
74.09 |
0.03 |
2.50261 |
2.57288 |
3.30206 |
2.47702 |
2.11205 |
1.65039 |
2.46143 |
72.83 |
0.04 |
1.64158 |
2.28141 |
2.9038 |
2.24469 |
1.95176 |
1.56684 |
1.67947 |
71.72 |
0.05 |
1.19973 |
2.04585 |
2.58243 |
2.05174 |
1.81673 |
1.49104 |
1.27013 |
70.71 |
0.06 |
0.941056 |
1.85222 |
2.31828 |
1.88885 |
1.70019 |
1.42174 |
1.02517 |
69.78 |
0.07 |
0.775289 |
1.69069 |
2.09787 |
1.74942 |
1.59803 |
1.35805 |
0.864544 |
68.92 |
0.08 |
0.661786 |
1.55421 |
1.91159 |
1.62867 |
1.50744 |
1.29931 |
0.751985 |
68.11 |
0.09 |
0.580028 |
1.43757 |
1.75239 |
1.52303 |
1.42637 |
1.24494 |
0.669045 |
67.35 |
0.1 |
0.51873 |
1.33689 |
1.61501 |
1.42978 |
1.35328 |
1.19449 |
0.605485 |
66.63 |
ویمثل الصف الأول من الجدول عوامل تضخم التباین لتقدیرات المربعات الصغرى العادیة (OLS) عند (k=0) وبفحصها نجدها تزید عن (5) مما یدل على تأثر التقدیرات بالازدواج الخطی، وتعتبر قیمة (k=0.02) أقل قیمة تبدأ بعدها عوامل تضخم التباین فی التناقص ببطء، کما تقل جمیع قیم (VIF's) عند تلک القیمة عن (5)، مما یشیر إلى عدم تأثر التقدیرات بوجود الازدواج الخطی، وفیما یلی نتائج تطبیق أسلوب Ridge Regression على نموذج (y1)
Model Results for Ridge Parameter = 0.02
|
Ridge Regression - Y1 Dependent variable: Y1 Independent variables: X2, X3, X4, X5, X6, X7 Number of complete cases: 14 |
Residual Analysis
R-Squared = 72.967 percent R-Squared (adjusted for d.f.) = 49.7959 percent Standard Error of Est. = 49.1193 Mean absolute error = 26.4503 Durbin-Watson statistic = 2.83148 Lag 1 residual autocorrelation = -0.500322 |
|
ویلاحظ على النتائج ما یلی:
یلاحظ خلو النتائج من مشکلة الازدواج الخطی من فحص قیم عوامل تضخم التباین (VIF's) المقابلة لقیم معلمة Ridge حیث تقل جمیع القیم لکل المتغیرات المستقلة عن (5).
ثانیًا: نتائج نموذج y2 (التغیر فی القیمة الکلیة للأسهم)
فی البدایة یتم فحص معاملات الارتباط الخطی البسیط لبیرسون بین أزواج متغیرات النموذج، الواردة فی جدول رقم (5)
جدول رقم (5)
مصفوفة الارتباطات البسیطة بین أزواج المتغیرات فی نموذج y2Correlations
|
Y2 |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
|
|
total value ( L.E ) Change |
Real GDP |
Exchange rate( L.E to USD) |
inflation rate( December %) |
Real interest rate( annually %) |
Real domestic liquidity |
Real tax revenues |
Real total expenditure |
|
totalvalue ( L.E ) Change |
PearsonCorrelation |
1 |
-.323 |
-.127 |
-.295 |
.653(*) |
-.067 |
(**) 712 |
-.314 |
|
Sig. (2- |
|
.260 |
.665 |
.306 |
.011 |
.819 |
.004 |
.275 |
tailed) |
|
||||||||
|
N |
|
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
Real GDP |
Pearson |
|
1 |
.116 |
-.239 |
.184 |
.558(*) |
-.047 |
.981(**) |
|
Correlation |
|
|||||||
|
Sig. (2- |
|
|
.681 |
.391 |
.512 |
.031 |
.868 |
.000 |
tailed) |
|
||||||||
|
N |
|
|
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
Exchangerate ( |
Pearson |
|
|
1 |
.673(** |
-.315 |
-.473 |
-.215 |
.241 |
L.E to USD ) |
Correlation |
|
) |
||||||
|
Sig. (2- |
|
|
|
.006 |
.252 |
.075 |
.441 |
.387 |
tailed) |
|
||||||||
|
N |
|
|
|
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
inflationrate ( |
Pearson |
|
|
|
1 |
-.746(**) |
-.493 |
-.456 |
-.127 |
December % ) |
Correlation |
|
|||||||
|
Sig. (2- |
|
|
|
|
.001 |
.062 |
.087 |
.653 |
tailed) |
|
||||||||
|
N |
|
|
|
|
15 |
15 |
15 |
15 |
Realinterestrate( annually %) |
PearsonCorrelation |
|
|
|
|
1 |
.388 |
.709(** ) |
.098 |
|
Sig. (2- |
|
|
|
|
|
.153 |
.003 |
.728 |
tailed) |
|
||||||||
|
N |
|
|
|
|
|
15 |
15 |
15 |
Realdomestic |
Pearson |
|
|
|
|
|
1 |
.112 |
.435 |
liquidity |
Correlation |
|
|||||||
|
Sig. (2- |
|
|
|
|
|
|
.692 |
.105 |
tailed) |
|
||||||||
|
N |
|
|
|
|
|
|
15 |
15 |
Realtax |
Pearson |
|
|
|
|
|
|
1 |
-.129 |
revenues |
Correlation |
|
|||||||
|
Sig. (2- |
|
|
|
|
|
|
|
.647 |
tailed) |
|
||||||||
|
N |
|
|
|
|
|
|
|
15 |
Realtotal |
Pearson |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
expenditure |
Correlation |
|
|||||||
|
Sig. (2- |
|
|
|
|
|
|
|
|
tailed) |
|
* Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
ویتضح من فحص مصفوفة الارتباطات السابقة ما یلی:
باقی الارتباطات بعضها ضعیف (قیمتها أقل من 0.5) والبعض الآخر متوسط ویمکن معالجته من خلال تطبیق أسلوب Ridge Regression
نتائج تطبیق أسلوب الانحدار التدریجی على نموذج (y2)
أظهرت نتائج التطبیق أن هناک متغیر مستقل وحید فقط تم السماح له بدخول النموذج وهو متغیر السیاسة المالیة x6 ویمثل عائدات الضرائب الحقیقیة، ولم یسمح لباقی المتغیرات بدخول النموذج کما یتضح من النتائج التالی:
Variables Entered/ Removed a
Model |
Variables Entered |
Variables Removed |
Method |
1 |
Real tax revenues |
|
Stepwise Criteria: probability-of- F-to-enter <= .050, Probability-of - F-to- remove>= (100). |
Dependent Variable: total value ( L.E ) Change a.
Model Summary
Model |
R |
R Square |
Adjusted R Square |
Std. Error of the Estimate |
1 |
.712a |
.507 |
.465 |
58.77536 |
Predictors: (Constant), Real tax revenues
ANOVAb
Model |
Sum of Squares |
df |
Mean Square |
F |
Sig. |
|
1 |
Regression |
42562.252 |
1 |
42562.252 |
12.321 |
.004a |
|
Residual |
41454.512 |
12 |
3454.543 |
|
|
|
Total |
84016.763 |
13 |
|
|
|
a. Predictors: (Constant), Real tax revenues
b. Dependent Variable: total value ( L.E ) Change
Coefficients a
Model |
Unstandardized Coefficients |
Standardized Coefficients |
t |
Sig. |
|
B |
Std. Error |
Beta |
|||
1 (Constant) Real tax revenues |
-44.600 2.575 |
27.653 .734 |
.712 |
-1.613 3.510 |
.133 .004 |
Excluded Variables (b)
Model |
|
Beta In |
t |
Sig. |
Partial Correlation |
Collinearity Statistics |
Tolerance |
||||||
1 |
Real GDP |
-.229(a) |
-1.134 |
.281 |
-.324 |
.981 |
|
Exchange rate ( L.E to USD ) |
-.011(a) |
-.051 |
.960 |
-.015 |
.973 |
|
Inflation rate ( December % ) |
.024(a) |
.103 |
.920 |
.031 |
.805 |
|
Real intrest rate( annually %) |
.353(a) |
1.457 |
.173 |
.402 |
.640 |
|
Real domestic liquidity |
-.009(a) |
-.041 |
.968 |
-.012 |
.993 |
|
Real total expenditure |
-.232(a) |
-1.152 |
.274 |
-.328 |
.986 |
a. Predictors: (Constant), Real tax revenues
b. Dependent Variable: total value ( L.E ) Change
وتوضح النتائج السابقة ما یلی:
1) نموذج الانحدار المقدر وفقًا لطریقة الانحدار التدریجی هو النموذج البسیط الذی یحتوی على متغیر مستقل واحد کالتالی:
S.E. (27.653) (0.734), t (-1,613) (3,510), R2 = 0,507 Fc = 12,321
ویتضح من النتائج ارتفاع معنویة معامل الانحدار المقدر، حیث یتضح من فحص قیمة الاحتمال المقابل لإحصاء (t) للمعلمات المقدرة، أن قیمة (Sig.) تقل عن مستوى المعنویة المحدد (0.05) ویشیر ذلک إلى ثبوت المعنویة وفقًا لاختبار (t).
کما بلغت قیمته (2.575) ویعنی ذلک أنه إذا زادت حصیلة الضرائب بوحدة واحدة (ملیون جنیه) زاد المتغیر التابع المؤشر 2.575% مع ثبات العوامل الأخرى. ویتفق ذلک مع التوقعات الاقتصادیة بأن زیادة الحصیلة الضریبیة قد تؤثر طردیًّا على البورصة.
1) عدم معنویة المقدار الثابت، ترجع کما یرى بعض الاقتصادیین إلى أن الدالة فی الأجل الطویل قد لا یوجد بها مقطع، ومن ثم لا یعتد بإشارته السالبة.
2) ثبوت معنویة النموذج ککل وفقًا لاختبار (f)، وذلک عند مستوى معنویة (5%)، کما وصلت قیمة معامل التحدید للنموذج إلى (0.507) تقریبًا، ویشیر ذلک إلى انخفاض القدرة التفسیریة للنموذج عن نموذج y1 السابق.
نتائج تطبیق أسلوب النمذجة من العام إلى الخاص:
بفحص مصفوفة معاملات الارتباط الواردة فی جدول رقم (5) وفحص قیم وإشارات نموذج الانحدار المتعدد المشتمل على کافة المتغیرات المستقلة الواردة فی جدول رقم (6) وفی ضوء المعاییر الاقتصادیة والإحصائیة، والاقتصاد قیاسیة المعروفة، أمکن تحدید المتغیر المستقل الممکن استبعاده، والمتغیر x1 یمثل الناتج المحلی الحقیقی، وتبین من الفحص أن وجود هذا المتغیر فی النموذج یؤدی إلى اختلاف قیم وإشارات المعلمات المقدرة عن التوقعات الاقتصادیة کما یؤدی لارتفاع قیم معاملات تضخم التباین بصورة کبیرة کما فی جدول رقم (7):
جدول رقم (6)
معلمات الانحدار Regression Coefficients فی حالة عدم استبعاد أی من المتغیرات المستقلة
من نموذج (y2) عند قیم متعددة لمعلمة Ridge Regression
Ridge |
|
|
|
|
|
|
|
Parameter |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
0.0 |
-0.000792098 |
-0.997244 |
4.89914 |
195.567 |
0.0111747 |
1.34448 |
0.0848422 |
0.01 |
-0.000421069 |
-0.520259 |
4.68509 |
189.242 |
0.00791471 |
1.39062 |
-0.00430999 |
0.02 |
-0.000348336 |
-0.203428 |
4.32028 |
182.798 |
0.00756575 |
1.3989 |
-0.0227108 |
0.03 |
-0.000317072 |
0.0407898 |
3.9839 |
177.039 |
0.00747754 |
1.40072 |
-0.0308894 |
0.04 |
-0.00029932 |
0.234486 |
3.68448 |
171.899 |
0.00740409 |
1.39981 |
-0.0355401 |
0.05 |
-0.000287565 |
0.390226 |
3.41839 |
167.279 |
0.00730101 |
1.39735 |
-0.0385172 |
0.06 |
-0.000278965 |
0.516514 |
3.18083 |
163.092 |
0.00716336 |
1.39387 |
-0.0405526 |
0.07 |
-0.000272221 |
0.619489 |
2.96748 |
159.27 |
0.00699564 |
1.38967 |
-0.0419987 |
0.08 |
-0.00026666 |
0.703738 |
2.77476 |
155.758 |
0.0068042 |
1.38495 |
-0.0430489 |
0.09 |
-0.0002619 |
0.772768 |
2.5997 |
152.512 |
0.00659505 |
1.37983 |
-0.0438197 |
0.1 |
-0.000257711 |
0.829309 |
2.43989 |
149.496 |
0.00637335 |
1.3744 |
-0.0443856 |
جدول رقم (7)
قیم عوامل تضخم التباین فی حالة عدم استبعاد أی من المتغیرات المستقلة
من نموذج (y2)بطریقة المربعات الصغرى
|
|
Variance |
|
|
Inflation |
Parameter |
Estimate |
Factor |
CONSTANT |
4.317 |
|
X1 |
-0.000792098 |
107.846 |
X2 |
-0.997244 |
4.07492 |
X3 |
4.89914 |
5.80326 |
X4 |
195.567 |
3.61815 |
X5 |
0.0111747 |
3.78241 |
X6 |
1.34448 |
2.12296 |
X7 |
0.0848422 |
95.0199 |
نتائج تطبیق أسلوب Ridge Regression على نموذج (y2)
بعد التحقق من أن المتغیر الواجب حذفه من التحلیل هو x1 یتم تطبیق أسلوب Ridge Regression على النحو التالی:
تقدیر قیمة مناسبة لمعلمة انحدار Ridgeأو ثابت التحیز (K)
للوصول إلى قیمة جیدة لمعلمة انحدار Ridge تم استخدام البرنامج الجاهز STAT GRAPHICS فی الحصول على شکل Ridge Trace الذی یوضح العلاقة بین قیم المعلمات المعیاریة للمتغیرات المتوقع تأثیرها على y2 والقیم المختلفة لمعلمة انحدار Ridge ویظهر الشکل رقم (2) Ridge Trace لنموذج y2 ویتبین منه أن أنسب قیمة لمعلمة انحدار Ridge هی (k=0.02) وذلک لأنها أقل قیمة تبدأ بعدها المعلمات المعیاریة فی الاستقرار وقد تم اختیار هذه القیمة بعد إجراء عدة مقارنات بینها وبین القیم السابقة واللاحقة.
شکل رقم (2)
Ridge Traceلنموذج y2
ویؤید ذلک ما ورد فی جدول رقم (8) التالی:
جدول رقم (8)
قیم عوامل تضخم التباین (VIF's) المقابلة لقیم معلمة Ridge عند تقدیر نموذج y2
Ridge |
|
|
|
|
|
|
|
|
Parameter |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
R-Squared |
0.0 |
107.846 |
4.07492 |
5.80326 |
3.61815 |
3.78241 |
2.12296 |
95.0199 |
76.45 |
0.01 |
12.0877 |
3.41734 |
4.48377 |
3.12235 |
2.59998 |
1.85614 |
10.9467 |
75.42 |
0.02 |
4.57644 |
2.94086 |
3.80816 |
2.76239 |
2.31154 |
1.74408 |
4.31408 |
74.55 |
0.03 |
2.50261 |
2.57288 |
3.30206 |
2.47702 |
2.11205 |
1.65039 |
2.46143 |
73.75 |
0.04 |
1.64158 |
2.28141 |
2.9038 |
2.24469 |
1.95176 |
1.56684 |
1.67947 |
73.00 |
0.05 |
1.19973 |
2.04585 |
2.58243 |
2.05174 |
1.81673 |
1.49104 |
1.27013 |
72.29 |
0.06 |
0.941056 |
1.85222 |
2.31828 |
1.88885 |
1.70019 |
1.42174 |
1.02517 |
71.62 |
0.07 |
0.775289 |
1.69069 |
2.09787 |
1.74942 |
1.59803 |
1.35805 |
0.864544 |
70.97 |
0.08 |
0.661786 |
1.55421 |
1.91159 |
1.62867 |
1.50744 |
1.29931 |
0.751985 |
70.34 |
0.09 |
0.580028 |
1.43757 |
1.75239 |
1.52303 |
1.42637 |
1.24494 |
0.669045 |
69.74 |
0.1 |
0.51873 |
1.33689 |
1.61501 |
1.42978 |
1.35328 |
1.19449 |
0.605485 |
69.16 |
وتمثل القیم الواردة فی الصف الأول من الجدول قیم عوامل تضخم التباین لتقدیرات المربعات الصغرى العادیة (OLS)، وذلک عند (k=0) ویتضح من فحص هذه القیم أنها تزید عن (5)؛ مما یدل على تأثر التقدیرات بالازدواج الخطی. وتعتبر قیمة (k=0.02) هی أقل قیمة تبدأ بعدها عوامل تضخم التباین فی التناقص ببطء، کما جمیع قیم (VIF's) عند تلک القیمة تقل عن (5)، مما یشیر إلى عدم تأثر التقدیرات بوجود الازدواج الخطی.
وفیما یلی نتائج تطبیق أسلوب Ridge Regression على نموذج (y2)
Model Results for Ridge Parameter = 0.02
|
Ridge Regression - Y2 Dependent variable: Y2 Independent variables: X2, X3, X4, X5, X6, X7 Number of complete cases: 14 |
Residual Analysis
|
R-Squared= 74.1723 percent R-Squared (adjusted for d.f.)= 52.0343 percent Standard Error of Est= 53.7413 Mean absolute error= 29.9021 Durbin-Watson statistic = 2.12522 Lag 1 residual autocorrelation = -0.104872 |
ویضاف للنتائج السابقة ما یلی:
ثالثًا: نتائج نموذج y3 (نسبة التغیر فی القیمة السوقیة الإجمالیة)
نقطة البدء هی فحص معاملات الارتباط الخطی البسیط لبیرسون بین أزواج متغیرات النموذج، الواردة فی جدول رقم (9)
جدول رقم (9)
مصفوفة الارتباطات البسیطة بین أزواج المتغیرات فی نموذج y3Correlations
|
total Market Capitalization Change |
Real GDP |
Exchange rate ( L.E to USD ) |
inflation rate( December % ) |
Real interest rate( annually %) |
Real domestic liquidity |
Real tax revenues |
Real total expenditur e |
|
total Market Capitalization Change |
Pearson Correlation |
1 |
-.262 |
.236 |
-.166 |
.599(*) |
-.171 |
.584(*) |
-.209 |
|
Sig. (2-tailed) |
|
.365 |
.416 |
.570 |
.024 |
.560 |
.028 |
.473 |
|
N |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
14 |
RealGDP |
Pearson Correlation |
-.262 |
1 |
.116 |
-.239 |
.184 |
.558(*) |
-.047 |
.981(**) |
|
Sig. (2-tailed) |
.365 |
|
.681 |
.391 |
.512 |
.031 |
.868 |
.000 |
|
N |
14 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
Exchange rate ( L.E to USD ) |
Pearson Correlation |
.236 |
.116 |
1 |
.673(**) |
-.315 |
-.473 |
-.215 |
.241 |
|
Sig. (2-tailed) |
.416 |
.681 |
|
.006 |
.252 |
.075 |
.441 |
.387 |
|
N |
14 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
inflation rate ( December % ) |
Pearson Correlation |
-.166 |
-.239 |
.673(**) |
1 |
-.746(**) |
-.493 |
-.456 |
-.127 |
|
Sig. (2-tailed) |
.570 |
.391 |
.006 |
|
.001 |
.062 |
.087 |
.653 |
|
N |
14 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
Real interest rate( annually %) |
Pearson Correlation |
.599(*) |
.184 |
-.315 |
-.746(**) |
1 |
.388 |
.709(**) |
.098 |
|
Sig. (2-tailed) |
.024 |
.512 |
.252 |
.001 |
|
.153 |
.003 |
.728 |
|
N |
14 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
Real domestic liquidity |
Pearson Correlation |
-.171 |
.558(*) |
-.473 |
-.493 |
.388 |
1 |
.112 |
.435 |
|
Sig. (2-tailed) |
.560 |
.031 |
.075 |
.062 |
.153 |
|
.692 |
.105 |
|
N |
14 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
Real tax revenues |
Pearson Correlation |
.584(*) |
-.047 |
-.215 |
-.456 |
.709(**) |
.112 |
1 |
-.129 |
|
Sig. (2-tailed) |
.028 |
.868 |
.441 |
.087 |
.003 |
.692 |
|
.647 |
|
N |
14 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
Real total expenditure |
Pearson Correlation |
-.209 |
.981(**) |
.241 |
-.127 |
.098 |
.435 |
-.129 |
1 |
|
Sig. (2-tailed) |
.473 |
.000 |
.387 |
.653 |
.728 |
.105 |
.647 |
|
|
N |
14 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
* Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
ویتضح من فحص مصفوفة الارتباطات السابقة ما یلی:
1) وجود علاقة ارتباط معنویة متوسطة بین المتغیر التابع y3 وکل من متغیر السیاسة النقدیة x4 سعر الفائدة الحقیقی، ومتغیر السیاسة المالیة x6 عائدات الضرائب الحقیقیة.
2) وجود علاقة ارتباط معنویة قویة جدًّا بین المتغیر المستقل x1 الناتج المحلی الإجمالی الحقیقی، مع متغیر السیاسة المالیة x7 والذی یمثل إجمالی النفقات العامة الحقیقیة، حیث اقتربت قیمة معامل الارتباط من الواحد الصحیح (0.981) وثبتت معنویتها الإحصائیة عند مستوى معنویة (0.01) مما یشیر بصورة واضحة إلى وجود مشکلة ازدواج خطی عند دخولهما معًا فی نموذج الانحدار المقدر، وتفادیًا لتلک المشکلة یلزم استبعاد أحدهما.
3) باقی الارتباطات بعضها ضعیف (قیمتها أقل من 0.5) والبعض الآخر متوسط ویمکن معالجته من خلال تطبیق أسلوب Ridge Regression
نتائج تطبیق أسلوب الانحدار التدریجی على نموذج (y3):
أظهرت نتائج التطبیق أن هناک متغیر مستقل وحید فقط تم السماح له بدخول النموذج هو متغیر السیاسة النقدیة x4 سعر الفائدة الحقیقی، ولم یسمح لباقی المتغیرات بدخول النموذج کما یتضح من النتائج التالیة:
Model |
Variables Entered |
Variables Removed |
Method |
1 |
Real interest rate (annually %) |
|
Stepwise Criteria: probability-of- F-to-enter <= .050, Probability-of - F-to- remove>= (100). |
Model Summary
Model |
R |
R Square |
Adjusted R Square |
Std. Error of the Estimate |
1 |
.599a |
.359 |
.305 |
29.19584 |
a. Predictors: (Constant), Real interest rate ( annually %)
ANOVA b
Model |
Sum of Squares |
df |
Mean Square |
F |
Sig. |
|
1 |
Regression |
5724.049 |
1 |
5724.049 |
6.715 |
.024a |
|
Residual |
10228.762 |
12 |
852.397 |
|
|
|
Total |
15952.811 |
13 |
|
|
|
Coefficients a
Model |
Unstandardized Coefficients |
Standardized Coefficients |
t |
Sig. |
|
B |
Std. Error |
Beta |
|||
1 (Constant) |
20.479 |
7.915 |
|
2.587 |
.024 |
Real interest rate( annually%) |
68.814 |
26.555 |
.599 |
2.591 |
.024 |
Excluded Variablesb
Model |
Beta In |
t |
Sig. |
Partial Correlation |
CollinearityStatistics |
Tolerance |
|||||
1 Real GDP |
-.406a a .434 a .572 -.444a .351a -.322a |
-1.892
2.025
1.864
-2.006 1.243 -1.433 |
.085
.068
.089
.070 .240 .180 |
-.496
.521
.490
-.518 .351 -.397 |
.956
.924
.471
.870 .640 .970 |
Exchange rate ( L.E to |
|||||
USD ) |
|||||
Inflation rate ( |
|||||
December % ) |
|||||
Real domestic liquidity |
|||||
Real tax revenues |
|||||
Real total expenditure |
وتوضح النتائج السابقة ما یلی:
1) نموذج الانحدار المقدر وفقًا لطریقة الانحدار التدریجی هو نموذج الانحدار البسیط الذی یحتوی على متغیر مستقل واحد کالتالی:
S.E. (7.915) (26.555), t (2.587) (2.591), R2 = 0,359 Fc = 6.715
2) ویتضح من النتائج ارتفاع معنویة معامل الانحدار المقدر، حیث یتضح من فحص قیمة الاحتمال المقابل لإحصاء (t) للمعلمات المقدرة، أن قیمة (Sig.) تقل عن مستوى المعنویة المحدد (0.05)، ویشیر ذلک إلى ثبوت المعنویة وفقًا لاختیار (t).
کما بلغت قیمته (68.814) ویعنی ذلک أنه إذا زاد معدل الفائدة الحقیقی بوحدة واحدة زاد المتغیر التابع (68.814) مع ثبات العوامل الأخرى.
3) بلغت قیمة المقدار الثابت (20.479) وإشارته موجبة ومعنویة ومتفقة مع التوقعات الاقتصادیة، وهی تعنی نسبة التغیر فی القیمة السوقیة الإجمالیة (المتغیر التابع) عندما تکون قیمة المتغیر المستقل (سعر الفائدة الحقیقی یساوی صفر).
4) ثبوت معنویة النموذج ککل وفقًا لاختبار (f)، وذلک عند مستوى معنویة (5%)، کما وصلت قیمة معامل التحدید للنموذج إلى (0.359) تقریبًا، ویشیر ذلک إلى انخفاض القدرة التفسیریة للنموذج عن نموذج y2 السابق.
نتائج تطبیق أسلوب النمذجة من العام إلى الخاص:
بفحص مصفوفة معاملات الارتباط جدول رقم (9) وفحص قیم وإشارات نموذج الانحدار المتعدد المشتمل على کافة المتغیرات المستقلة جدول (10) وفی ضوء المعاییر الاقتصادیة والإحصائیة، والاقتصاد قیاسیة المعروفة، أمکن تحدید المتغیر المستقل الممکن استبعاده، وهو الناتج المحلی الحقیقی x1، فوجود هذا المتغیر فی النموذج یؤدی إلى اختلاف قیم وإشارات المعلمات المقدرة عن التوقعات الاقتصادیة کما یؤدی لارتفاع قیم معاملات تضخم التباین بصورة کبیرة کما یتضح من جدول رقم (11)
جدول رقم (10)
معلمات الانحدار Coefficients Regression فی حالة عدم استبعاد أی من المتغیرات المستقلة
من نموذج (y3) عند قیم متعددة لمعلمة Ridge Regression
Regression Coefficients
Ridge |
|
|
|
|
|
|
|
Parameter |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
0.0 |
-0.00140619 |
5.19796 |
-1.58231 |
66.8472 |
0.0235159 |
0.192373 |
0.257736 |
0.01 |
-0.000557344 |
5.19094 |
-0.843478 |
70.0841 |
0.0136189 |
0.297722 |
0.0608719 |
0.02 |
-0.000386709 |
5.03819 |
-0.645398 |
70.3323 |
0.0110319 |
0.321548 |
0.023073 |
0.03 |
-0.000311873 |
4.88311 |
-0.534835 |
70.061 |
0.00955223 |
0.333753 |
0.00755132 |
0.04 |
-0.000269036 |
4.73763 |
-0.459333 |
69.5748 |
0.00848568 |
0.341951 |
-0.00064163 |
0.05 |
-0.000240837 |
4.60297 |
-0.40315 |
68.9737 |
0.00763539 |
0.348198 |
-0.00555346 |
0.06 |
-0.000220595 |
4.47839 |
-0.359406 |
68.3052 |
0.00692084 |
0.353285 |
-0.00873022 |
0.07 |
-0.000205184 |
4.36281 |
-0.3244 |
67.5962 |
0.00630135 |
0.357581 |
-0.0108877 |
0.08 |
-0.000192941 |
4.25519 |
-0.29587 |
66.8637 |
0.00575336 |
0.361288 |
-0.0124015 |
0.09 |
-0.0001829 |
4.15461 |
-0.272314 |
66.1192 |
0.00526181 |
0.364527 |
-0.0134866 |
0.1 |
-0.000174459 |
4.06027 |
-0.252676 |
65.3704 |
0.00481639 |
0.367377 |
-0.0142746 |
جدول رقم (11)
قیم عوامل تضخم التباین فی حالة عدم استبعاد أی من المتغیرات المستقلة من نموذج (y3)
بطریقة المربعات الصغرى
|
|
Variance |
|
|
Inflation |
Parameter |
Estimate |
Factor |
CONSTANT |
26.5899 |
|
X1 |
-0.00140619 |
107.846 |
X2 |
5.19796 |
4.07492 |
X3 |
-1.58231 |
5.80326 |
X4 |
66.8472 |
3.61815 |
X5 |
0.0235159 |
3.78241 |
X6 |
0.192373 |
2.12296 |
X7 |
0.257736 |
95.0199 |
نتائج تطبیق أسلوب Ridge Regression على نموذج (y3)
بعد التحقق من أن المتغیر الواجب حذفه من التحلیل هو x1 یتم تطبیق أسلوب Ridge Regression على النحو التالی:
تقدیر قیمة مناسبة لمعلمة انحدار Ridge أو ثابت التحیز (K)
للوصول إلى قیمة جیدة لمعلمة انحدار Ridge تم استخدام البرنامج الجاهز STAT GRAPHICS للحصول على شکل Ridge Trace الذی یوضح العلاقة بین قیم المعلمات المعیاریة للمتغیرات المتوقع تأثیرها على y3 والقیم المختلفة لمعلمة انحدار Ridge ویظهر الشکل رقم (3) Ridge Trace لنموذج y3 ویتبین من الشکل أن أنسب قیمة لمعلمة انحدار Ridge هی (k=0.02) لأنها أقل قیمة تبدأ بعدها المعلمات المعیاریة فی الاستقرار وقد تم اختیار هذه القیمة بعد إجراء عدة مقارنات بینها وبین القیم السابقة واللاحقة.
شکل رقم (3)
Ridge Trace لنموذج (y3)
ویؤید ذلک ما ورد فی جدول رقم (12) ویعرض قیم عوامل تضخم التباین (VIF's) عند القیم المختلفة لمعلمة Ridge لنموذج y2 ویظهر أیضًا من فحص (VIF's) عند القیم المختلفة لمعلمة Ridge الواردة بالجدول أن (VIF's) قد أخذت فی التناقص بشکل ملحوظ فی البدایة، ثم تناقصت ببطء بعد ذلک بدءًا من (k=0.02).
جدول رقم (12)
قیم عوامل تضخم التباین (VIF's)
المقابلة لقیم معلمة Ridge عند تقدیر نموذج (y3)
Variance Inflation Factors
Ridge |
|
|
|
|
|
|
|
|
Parameter |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
X6 |
X7 |
R-Squared |
0.0 |
107.846 |
4.07492 |
5.80326 |
3.61815 |
3.78241 |
2.12296 |
95.0199 |
84.07 |
0.01 |
12.0877 |
3.41734 |
4.48377 |
3.12235 |
2.59998 |
1.85614 |
10.9467 |
79.43 |
0.02 |
4.57644 |
2.94086 |
3.80816 |
2.76239 |
2.31154 |
1.74408 |
4.31408 |
77.69 |
0.03 |
2.50261 |
2.57288 |
3.30206 |
2.47702 |
2.11205 |
1.65039 |
2.46143 |
76.40 |
0.04 |
1.64158 |
2.28141 |
2.9038 |
2.24469 |
1.95176 |
1.56684 |
1.67947 |
75.29 |
0.05 |
1.19973 |
2.04585 |
2.58243 |
2.05174 |
1.81673 |
1.49104 |
1.27013 |
74.27 |
0.06 |
0.941056 |
1.85222 |
2.31828 |
1.88885 |
1.70019 |
1.42174 |
1.02517 |
73.32 |
0.07 |
0.775289 |
1.69069 |
2.09787 |
1.74942 |
1.59803 |
1.35805 |
0.864544 |
72.43 |
0.08 |
0.661786 |
1.55421 |
1.91159 |
1.62867 |
1.50744 |
1.29931 |
0.751985 |
71.58 |
0.09 |
0.580028 |
1.43757 |
1.75239 |
1.52303 |
1.42637 |
1.24494 |
0.669045 |
70.76 |
0.1 |
0.51873 |
1.33689 |
1.61501 |
1.42978 |
1.35328 |
1.19449 |
0.605485 |
69.98 |
وتمثل القیم الواردة فی الصف الأول من الجدول قیم عوامل تضخم التباین لتقدیرات المربعات الصغرى العادیة (OLS) وذلک عند (k=0) ویتضح من فحص هذه القیم أنها تزید عن (5) مما یدل على تأثر التقدیرات بالازدواج الخطی، وتعتبر قیمة (k=0.02) هی أقل قیمة تبدأ بعدها عوامل تخضم التباین فی التناقص ببطء، کما تقل جمیع قیم (VIF's) عند تلک القیمة عن (5)، مما یشیر إلى عدم تأثر التقدیرات بوجود الازدواج الخطی.
وفیما یلی نتائج تطبیق أسلوب Ridge Regression على نموذج (y3)
Model Results for Ridge Parameter = 0.02
|
Ridge Regression - Y3 Dependent variable: Y3 Independent variables: X2, X3, X4, X5, X6, X7 Number of complete cases: 14 |
Residual Analysis
|
R-Squared = 75.2172 percent R-Squared (adjusted for d.f.) = 53.9748 percent Standard Error of Est. = 22.7025 Mean absolute error = 11.4971 Durbin-Watson statistic = 2.80146 Lag 1 residual autocorrelation = -0.411461 |
ویضاف للنتائج السابقة ما یلی:
1) خلو النتائج من مشکلة الازدواج الخطی، حیث تقل جمیع القیم لکل المتغیرات المستقلة عن (5).
2) ارتفاع قیمة معامل التحدید R2 لتصل إلى 75.2172% مما یعنی أن المتغیرات المستقلة تشرح أو تفسر 75.2172% من التغیرات التی تحدث فی المتغیر التابع y3 الذی یعبر عن نسبة التغیر فی القیمة السوقیة الإجمالیة.
3) الأثر الإیجابی للمتغیرات المستقلة (x5,x6, x2, x4) على البورصة المصریة، ویتضح ذلک من الإشارات الموجبة لمعاملات هذه المتغیرات، فعند زیادة نسبة التغیر فی سعر صرف الجنیه مقابل الدولار x2 بوحدة واحدة سیزید المتغیر التابع y3 بمقدار 4.95726، الذی یعبر عن نسبة التغیر فی القیمة السوقیة الإجمالیة، وعند زیادة معدل الفائدة الحقیقی x4 بوحدة واحدة سیزید المتغیر التابع y3 بمقدار 72.1978 وعند زیادة السیولة المحلیة بالأسعار الثابتة x5 بوحدة واحدة سیزید المتغیر التابع y3 بمقدار 0.00594705 وعند زیادة عائدات الضرائب بالأسعار الثابتة x6 بوحدة واحدة سیزید المتغیر التابع y3 بمقدار 0.37161.
4) الأثر السلبی للمتغیرات المستقلة (x7, x3) على البورصة المصریة، ویتضح ذلک من الإشارات السالبة لمعاملات هذه المتغیرات، فعند زیادة نسبة التضخم x3 بوحدة واحدة ستنخفض نسبة التغیر فی القیمة السوقیة الإجمالیة y3 بمقدار 0.271233، وعند زیادة إجمالی النفقات العامة بالأسعار الثابتة x7 بوحدة واحدة سینخفض المتغیر التابع y3 بمقدار 0.0636119 وقد تم تقدیم التبریر لتلک العلاقة العکسیة المتوقعة عند توصیف متغیرات النموذج المقترح.
نتائج الدراسة:
1) تسهم سوق الأوراق المالیة فی زیادة الاستثمار غیر المباشر وکذلک المباشر.
2) یعتبر سعر الصرف من أهم محددات القیمة السوقیة للأوراق المالیة.
3) زیادة حجم السیولة المحلیة تؤدی إلى زیادة الاستثمار فی الأوراق المالیة؛ ومن ثم زیادة الاستثمار فی الأوراق المالیة؛ فترتفع قیم وأسعار الأوراق المالیة فی البورصة.
4) زیادة أسعار الفائدة یشجع العملاء على زیادة الإیداع فی البنوک؛ حیث تنعدم المخاطرة بدلاً من الاستثمار فی سوق الأوراق المالیة؛ مما ینعکس سلبًا على سوق الأوراق المالیة.
5) لزیادة الناتج المحلی الإجمالی أثر إیجابی على قیم وأسعار الأوراق المالیة.
6) زیادة معدل التضخم یؤدی إلى انخفاض القوة الشرائیة للنقود؛ مما یؤدی إلى نقص المدخرات ونقص الأموال المتجهة إلى الاستثمار فی البورصة.
7) زیادة حجم العوائد الضریبیة له أثر إیجابی على قیم وعوائد أسعار الأوراق المالیة.
8) زیادة الإنفاق العام یزید السیولة لدى الأفراد والشرکات؛ فیزید التداول فی البورصة.
توصیات الدراسة:
المستخلص:
تحتل سوق الأوراق المالیة (البورصة) مکانة بارزة باعتبارها أحد قنوات تمویل النشاط الاقتصادی، ولدورها فی جذب المدخرات بالعملة المحلیة والأجنبیة، وتوجیه الراغبین إلى مجالات النشاط الاقتصادی المناسبة.
وتعتبر السیاستان المالیة والنقدیة أهم أدوات التحکم فی الاقتصاد القومی وتحقیق أهدافه؛ فلدیهما القدرة على توجیه المسار وعلاج الأزمات وتحفیز الادخار والاستثمار..
وتلعب السیاستان دورًا هامًا کمحددات للاستثمار فی تنشیط سوق الأوراق المالیة؛ حیث تتأثر البورصة بأداتی السیاسة المالیة الإیرادات والنفقات العامة.. وبأدوات السیاسة النقدیة: سعر الفائدة، سعر الصرف، معدل التضخم، ومعدلات السیولة..
فکان لا بد من دراسة أثر السیاستین المالیة والنقدیة، ومدى أهمیتهما فی تنشیط سوق الأوراق المالیة فی مصر وتشجیع المستثمرین وزیادة الاستثمارات المباشرة وغیر المباشرة.