نوع المستند : مقالات سیاسیة واقتصادیة
المؤلف
استاذة محاضرة في العلوم الاقتصادية جامعة البليدة 2، الجزائر
المستخلص
المقدمة:
تفسر النظریة الاقتصادیة العلاقة بین عرض النقود وسعر الصرف عن طریق نظریة تعادل القوة الشرائیة، والتی تقضی بأن زیادة عرض النقود یؤدی إلى ارتفاع المستوى العام للأسعار، وبالتالی انخفاض سعر صرف عملة هذه الدولة، کما یترتب على فائض میزان المدفوعات تراکم احتیاطی الصرف، والذی یؤثر بدوره على العرض النقدی وذلک فی ظل الاقتصاد المفتوح. وعلى هذا الأساس تسعى الجزائر إلى تطبیق سیاسة صرف تتوافق مع أهداف السیاسة النقدیة، وذلک من حیث استقرار الأسعار فی إطار سیاسة استهداف التضخم، وفی ظل الانفتاح على العالم الخارجی، أصبح توازن میزان المدفوعات مرآة عاکسة لتوازن الاقتصاد الوطنی.
وقد شهد الاقتصاد الجزائری تغیرات هامة، حیث أصبح یشجع الاستثمار الأجنبی المباشر، ویشجع القطاع الخاص بأن یکون رائدا فی الاقتصاد الوطنی، وفی ظل الحقبة التی تمیزت بارتفاع المدیونیة الخارجیة، والتی صاحبها التحول من نظام الصرف الثابت إلى المعوم المدار، ثم الطفرة النفطیة والتی سمحت بتسدید الدیون الخارجیة وتراکم احتیاطات الصرف الأجنبی، أصبح من الضروری معرفة أثر سعر صرف الدینار الجزائری على الکتلة النقدیة المعروضة.
إشکالیة البحث:
على ضوء العرض المقدم نطرح الإشکالیة التالیة:
هل هناک علاقة سببیة بین سعر الصرف الرسمی وعرض النقود فی الاقتصاد الجزائری؟
وقد تم تجزئة إشکالیة البحث إلى أسئلة فرعیة نوجزها فیما یلی:
- ما مدى تأثیر میزان المدفوعات على عرض النقود فی الجزائر؟
- هل یؤثر عرض النقود على معدلات التضخم فی الجزائر؟
- ما هی طبیعة العلاقة بین سعر الصرف ومعدلات التضخم فی الجزائر؟
أولا: تطورات سعر الصرف الإسمی والکتلة النقدیة فی الجزائر
1- تطور سعر الصرف الإسمی للدینار الجزائری
یشیر سعر الصرف الإسمی أو الرسمی إلى سعر الصرف المحدد فی سوق الصرف، ویتم حسابه کمتوسط سنوی استنادا إلى المتوسطات الشهریة (وحدات الدینار الجزائری مقابل الدولار الأمریکی).
شهد سعر الصرف الإسمی للدینار الجزائری أمام الدولار الأمریکی تطورات هامة خلال فترة التسعینات، وقد اعتمدنا فی دراستنا على الدولار الأمریکی على الرغم من أن الاتحاد الأوروبی یعتبر الشریک الأول للجزائر من حیث التصدیر والاستیراد، بسبب طول فترة الدراسة حیث أنه لم یتم التعامل بالأورو خلال التسعینات، کما أن الدولار الأمریکی العملة التی تقوم علیها الصادرات الجزائریة، باعتبار هذه الأخیرة تعتمد على قطاع المحروقات والمسعر بالدولار.
وفی ما یلی نوضح تطور سعر صرف الدینار أمام الدولار خلال الفترة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة سنة 2014.
الشکل رقم 1: تطور سعر الصرف الإسمی للدینار أمام الدولار للفترة 1990-2014
المصدر: إعداد الباحثة بالاعتماد على معطیات وزارة المالیة (أنظر الملحق رقم01)
یتبین من الشکل رقم (1) أن الدینار الجزائری قد عرف تخفیضات متتالیة خلال الفترة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة سنة 2002، وذلک وفق الاتفاقیات مع صندوق النقد الدولی، وذلک من أجل تقریب قیمة الدینار من قیمته الحقیقیة، وتصحیح وضع الاقتصاد الجزائری، ثم شهد تحسنا أمام الدولار خلال الفترة الممتدة من سنة 2003 إلى غایة سنة 2008، باستثناء سنة 2005، وذلک حسب ما یوضحه الجدول الموالی:
الجدول رقم 1: تطور تغیرات سعر صرف الدینار أمام الدولار للفترة 1990- 2016
السنة |
1990 |
1991 |
1992 |
1993 |
1994 |
1995 |
1996 |
1997 |
1998 |
%التغیر |
- |
45.57 |
22.91 |
6.91 |
50.17 |
35.97 |
14.85 |
5.40 |
1.78 |
السنة |
1999 |
2000 |
2001 |
2002 |
2003 |
2004 |
2005 |
2006 |
2007 |
%التغیر |
13.34 |
13.05 |
2.66 |
3.13 |
-2.9 |
-6.85 |
1.8 |
-0.98 |
-4.51 |
السنة |
2008 |
2009 |
2010 |
2011 |
2012 |
2013 |
2014 |
2015 |
2016 |
%التغیر |
-6.89 |
12.48 |
2.3 |
-1.97 |
6.44 |
2.35 |
1.48 |
24.67 |
8.96 |
المصدر: إعداد الباحثة بالاعتماد على معطیات وزارة المالیة (أنظر الملحق رقم 01)
یتبین من الجدول تحسن سعر صرف الدینار بـــــ 2.9 % و 6.85 % أمام الدولار الأمریکی سنتی 2003 و2004 على التوالی، أین شهد الدولار انخفاضا أمام الأورو قدر بـ 9.96 % سنة 20041. وبعد سلسلة من تحسنات سعر صرف الدینار أمام الدولار الأمریکی، عاد إلى الارتفاع سنة 2009 بنسبة 12.48 %، وبنسبة 2.3 % سنة 2010. ثم توالت الارتفاعات إلى أن وصلت لذروتها سنة 2015 بنسبة 24.67% (یعنی انخفاض قیمة الدینار أمام الدولار).
إن انخفاض قیمة الدینار سنة 2015 جاء نتیجة سیاق دولی غیر ملائم أصاب کل العملات الأخرى، لاسیما عملات البلدان الناشئة والمصدرة للمواد الأولیة. ویرجع السبب الأصلی لهذه التقلبات فی قیمة الدینار الجزائری إلى العناصر المتظافرة التالیة(2):
باعتبار أن الشریک التجاری للجزائر هو الاتحاد الأوروبی، بحیث تتم التعاملات معه بالأورو، والصادرات الجزائریة التی تعتمد على قطاع المحروقات والتی تتم بالدولار، وعلیه یؤدی ارتفاع سعر صرف الدولار أمام الأورو (أی انخفاض قیمة الدولار أمام الأورو) إلى التأثیر السلبی على الدینار، وعلى قیمة الواردات التی سترتفع تباعا.
2- تطور الکتلة النقدیة
تتکون الکتلة النقدیة ((M 2 من وسائل الدفع مطلقة السیولة والمتمثلة فی النقود الائتمانیة (النقود القانونیة) والودائع تحت الطلب، بالإضافة إلى الودائع لأجل، هذه الأخیرة تتسم بقلة سیولتها، ویتولد عنها فوائد. أما مقابلات الکتلة النقدیة فتتکون من الموجودات الخارجیة وقروض للدولة وقروض للاقتصاد.
2-1: مکونات الکتلة النقدیة
السنوات |
نقود قانونیة |
% المساهمة فی M2 |
ودائع تحت الطلب |
% المساهمة فی M2 |
النقود M1 |
% المساهمة فی M2 |
أشباه النقود |
% المساهمة فی M2 |
1990 |
134.95 |
39.34 |
135.14 |
39.39 |
270 |
78.71 |
72.92 |
21.25 |
1991 |
157.2 |
37.85 |
167.8 |
40.40 |
325 |
78.26 |
90.27 |
21.73 |
1992 |
184.8 |
35.82 |
184.9 |
35.84 |
369.7 |
71.66 |
146.2 |
28.33 |
1993 |
211.3 |
33.67 |
235.6 |
37.55 |
446.9 |
71.22 |
180.5 |
28.76 |
1994 |
223.0 |
30.82 |
252.8 |
34.94 |
475.8 |
65.76 |
247.7 |
34.23 |
1995 |
249.8 |
31.24 |
269.3 |
33.68 |
519.1 |
64.92 |
280.5 |
35.08 |
1996 |
290.9 |
31.79 |
298.2 |
32.58 |
589.1 |
64.37 |
325.96 |
35.62 |
1997 |
337.6 |
31.21 |
412.6 |
30.88 |
671.6 |
62.09 |
409.95 |
37.9 |
1998 |
390.4 |
15.63 |
436.0 |
36.26 |
826.4 |
51.89 |
766.1 |
48.10 |
1999 |
440.0 |
12.70 |
465.2 |
37.88 |
905.2 |
50.58 |
884.2 |
49.41 |
2000 |
484.5 |
10.11 |
563.7 |
41.71 |
1048.2 |
51.82 |
974.4 |
48.17 |
2001 |
577.2 |
19.13 |
661.3 |
30.94 |
1238.5 |
50.07 |
1235.0 |
49.92 |
2002 |
664.7 |
15.15 |
751.6 |
33.66 |
1416.4 |
48.81 |
1485.2 |
51.18 |
2003 |
781.4 |
17.55 |
849.0 |
31.04 |
1630.4 |
48.59 |
1724.0 |
51.38 |
2004 |
874.3 |
11.88 |
1286.2 |
47.4 |
2160.6 |
59.28 |
1577.5 |
43.28 |
2005 |
921.0 |
5.34 |
1501.7 |
52.93 |
2422.7 |
58.27 |
1724.2 |
41.47 |
2006 |
1081.4 |
17.41 |
2086.2 |
46.79 |
3167.6 |
64.20 |
1766.1 |
35.79 |
2007 |
1284.5 |
18.78 |
2949.1 |
51.84 |
4233.6 |
70.62 |
1761.0 |
29.37 |
2008 |
1540.0 |
19.89 |
3424.9 |
51.48 |
4964.9 |
71.37 |
1991.0 |
28.62 |
2009 |
1829.4 |
18.79 |
3120.4 |
50.21 |
4949.8 |
69 |
2228.9 |
31 |
2010 |
2098.6 |
14.71 |
3657.8 |
54.8 |
5756.4 |
69.51 |
2524.3 |
30.48 |
2011 |
2571.5 |
22.53 |
4570.2 |
49.38 |
7141.7 |
71.91 |
2787.5 |
28.07 |
2012 |
2952.3 |
14.80 |
4729.2 |
54.93 |
7681.5 |
69.73 |
3333.6 |
30.26 |
2013 |
3204.0 |
8.52 |
5045.8 |
60.56 |
8249.8 |
69.08 |
3691.7 |
30.91 |
2014 |
3658.9 |
14.19 |
5921.3 |
55.92 |
9580.2 |
70.11 |
4083.7 |
29.88 |
2015 |
4108.1 |
- |
5153.1 |
- |
9261.1 |
- |
4443.4 |
- |
2016 |
4497.2 |
- |
4909.8 |
- |
9407.0 |
- |
4409.3 |
- |
2-1-1: النقود الائتمانیة: تتشکل النقود الائتمانیة من الأوراق النقدیة المتداولة الصادرة عن بنک الجزائر، والنقود المساعدة الصادرة عن نفس هذه المؤسسة لفائدة الخزینة.
حسب الجدول رقم (3) فإن النقود القانونیة عرفت ارتفاعا هاما خلال فترة الدراسة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة سنة 2016، حیث ارتفعت من 134.95 ملیار دینار سنة 1990 إلى 4497.2 ملیار دینار سنة 2016.
2-1-2: الودائع تحت الطلب: تتکون الودائع تحت الطلب من الودائع الجاریة لدى البنوک التجاریة، الودائع الجاریة لدى مراکز البرید وصنادیق الإدخار وودائع الأموال الخاصة فی الخزینة.
2-1-3: الودائع لأجل: وهی العنصر الثالث من مکونات الکتلة النقدیة، وتسمى کذلک " شبه النقود "، وتتسم بقلة سیولتها إذا ما قورنت بالنقود الائتمانیة والودائع تحت الطلب. وهی عبارة عن ودائع مجمدة لفترة محددة وتعطی فائدة، ویمکن إدراج العناصر المشکلة للودائع لأجل ضمن صنفین هما، الودائع لأجل لدى البنوک والودائع لدى الصندوق الوطنی للتوفیر والاحتیاط (CNEP).
والجدول الموالی یبین تطور مکونات الکتلة النقدیة M2 للفترة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة سنة 2016.
الجدول رقم 3: تطور مکونات الکتلة النقدیة (M2) للفترة 1990- 2016 الوحدة: ملیار دینار جزائری
Source :bulletin statistique de la banque d’Algérie, hors série , juin 2006, pp:48- 49.
- تقاریر بنک الجزائر، 2008، 2010، 2014.- النشرة الإحصائیة الثلاثیة، سبتمبر 2017، بنک الجزائر، ص 11.
– نسب المساهمة فی M2 من حساب الباحثة
2-2: تطور الکتلة النقدیة ومقابلاتها
تطورت الکتلة النقدیة خلال الفترة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة سنة 2014 حسب الشکل رقم (2) الموضح أدناه:
الشکل رقم 2: تطور قیمة الکتلة النقدیة M 2)(للفترة 1990- 2014
المصدر: من إعداد الباحثة بالاعتماد على معطیات بنک الجزائر(أنظر الملحق رقم 01)
من أجل شرح الشکل الوارد أعلاه سیتم تقسیم فترة الدراسة إلى مرحلتین، تفصل بینهما بدایة تکوین احتیاطی الصرف سنة 2000، حیث یتم فی کل مرحلة دراسة تطور نمو الکتلة النقدیة بالمفهوم الواسع M 2ومعدل السیولة الذی یمثل نسبة الکتلة النقدیة بالمفهوم الواسع إلى الناتج المحلی الإجمالی( )، ثم دراسة تطور مقابلات الکتلة النقدیة والمتمثلة فی الموجودات الخارجیة الصافیة، والقروض للدولة والقروض للاقتصاد، ونسبة تغطیتها للکتلة النقدیة.
2-2-1: الفترة 1990- 1999
أ- تطور الکتلة النقدیة ومعدل السیولة
عرفت الکتلة النقدیة خلال الفترة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة 1993 سیاسة نقدیة توسعیة، وبالأخص خلال الفترة 1992- 1993 حیث کانت تهدف إلى تمویل عجوزات المیزانیة الضخمة، واحتیاجات الائتمان لدى المؤسسات العامة.وقد ارتفع نمو الکتلة النقدیة من 11.30 % سنة 1990 إلى 24.23 % سنة 1992، ورغم انخفاض نمو الکتلة النقدیة إلى 21.16 % سنة 1993، إلا أن السیولة ارتفعت من 48 % سنة 1992 إلى 52.73 % سنة 1993.
وفی سنة 1994 تراجع معدل نمو الکتلة النقدیة إلى 15.31 %، وهذا راجع إلى تطبیق سیاسة نقدیة انکماشیة، تم فرضها من طرف صندوق النقد الدولی فی إطار برنامج التثبیت الهیکلی، مما ساهم فی تخفیض السیولة إلى 48.64 %.
ثم تنامت الکتلة النقدیة سنة 1998 بنسبة 47.24 % مقارنة بسنة 1997 بسبب تنقید موارد إعادة جدولة الدیون الخارجیة مع نادی باریس ولندن، بالإضافة إلى اللجوء إلى الموارد المتاحة من صندوق النقد الدولی والاقتراض من السوق المصرفیة بإصدار سندات الخزینة العامة، وقد وافق هذا الارتفاع نمو فی السیولة بـــــــ 44.62% مقارنة بسنة 1997، حیث ارتفعت السیولة من 38.90 % سنة 1997 إلى 56.26 % سنة 1998 فی ظل تراجع نمو الناتج المحلی الإجمالی.
وفی سنة 1999 تراجع معدل نمو الکتلة النقدیة إلى 12.36 %، فی وضع تمیز بتراجع احتیاطی الصرف الأجنبی من 6.84 ملیار دولار سنة 1998 إلى 4.4 ملیار دولار، وذلک امتدادا لأزمة انخفاض أسعار البترول سنة 1998. وفی نفس الوقت إتباع سیاسة تقشف صارمة، تمثلت فی تخفیض عجز المیزانیة، تجمید أجور العمال، تخفیض العملة، وتقلیص حجم الإنفاق العام بالحد من تمویل الاستثمارات العمومیة المنتجة(3)، مما أدى إلى تخفیض السیولة بمعدل قدر بــــــ 2.10 %، حیث انخفض إلى 55.08% مقابل 56.26% سنة 1998.
ب- تطور مقابلات الکتلة النقدیة
یمکن التطرق إلى تطور مقابلات الکتلة النقدیة ونسبة التغطیة للفترة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة 1999، من خلال الجدول الآتی:
الجدول رقم 4: تطور مقابلات الکتلة النقدیة ونسبة التغطیة للفترة 1990-1999
الوحدة: ملیار دینار جزائری
السنة |
1990 |
1991 |
1992 |
1993 |
1994 |
1995 |
1996 |
1997 |
1998 |
1999 |
م.خ.ص* |
6.53 |
24.3 |
22.7 |
19.7 |
60.4 |
26.3 |
134 |
350 |
281 |
170 |
التغطیة% |
1.9 |
5.84 |
4.38 |
3.12 |
8.34 |
3.28 |
14.63 |
32.39 |
17.62 |
9.47 |
قروض للدولة |
167 |
159 |
227 |
528 |
469 |
402 |
281 |
424 |
723 |
848 |
التغطیة% |
48.7 |
38.28 |
43.98 |
84.12 |
64.75 |
50.22 |
30.65 |
39.17 |
45.41 |
47.38 |
قروض للاقتصاد |
247 |
326 |
412 |
220 |
306 |
566 |
777 |
741 |
906 |
1151 |
التغطیة% |
72 |
78.46 |
79.92 |
35.10 |
42.27 |
70.74 |
84.89 |
68.54 |
56.9 |
64.31 |
Source:bulletin statistique de la banque d’Algérie, hors série, juin 2006,op.cit, p p:31-49
- نسب التغطیة من حساب الباحثة *م.خ.ص: الموجودات الخارجیة الصافیة
وقد شکلت القروض الداخلیة سواء للدولة أو للاقتصاد الغطاء الأساسی للکتلة النقدیة خلال هذه المرحلة.
2-2-2: الفترة 2000 – 2016
أ- تطور الکتلة النقدیة والسیولة
منذ سنة 2000 أصبحت الموجودات الخارجیة المحدد الرئیسی للتوسع النقدی فی الجزائر، حیث عرفت بدایة تکوین احتیاطی صرف بمنحى متزاید، باستثناء سنة 2009، ومنذ نهایة سنة 2005 تجاوزت الموجودات الخارجیة الصافیة الکتلة النقدیة، وقد ارتفع نمو الکتلة النقدیة إلى غایة سنة 2008. وقد مثلت سنة 2007 ذروة منذ سنة 2002 وإلى غایة سنة 2016.
ارتفع معدل نمو الکتلة النقدیة سنة 2001 إلى غایة سنة 2003، تماشیا مع برنامج الإنعاش الاقتصادی وزیادة الإنفاق العام، وقد سجلت معدلات السیولة خلال هذه الفترة ارتفاعا من 58.39 % إلى 65.47%.
وفی سنة 2004 انخفض معدل نمو الکتلة النقدیة إلى 8.62 %، فی المقابل انخفض معدل السیولة إلى 59.25 %، بعد أن سجل معدلا قدر بــــــ 65.12 % و65.47 % خلال سنتی 2002 و2003 على التوالی. وقد ساهم تخفیض معدل الکتلة النقدیة فی تخفیض معدل السیولة من أجل التحکم فی معدلات التضخم.
لقد تم تسجیل انخفاض تاریخی لنمو الکتلة النقدیة سنة 2009 بــــــــ 3.12 % مقارنة بسنة 2008، وذلک بسبب أثر الصدمة الخارجیة للأزمة المالیة العالمیة، وبالتالی تراجع الودائع تحت الطلب لدى المصارف والناتج عن التقلص القوی فی ودائع قطاع المحروقات، کما سجلت السیولة ارتفاعا فی النمو قدر بـــــ 13.73 % مقارنة بسنة 2008، حیث بلغت السیولة نسبة 63.27 % سنة 2008، وارتفعت إلى 71.96 % سنة 2009، وفی نفس الوقت تراجع نمو الناتج المحلی الإجمالی حیث سجل -9.33%، والذی یعود أساسا لانخفاض الطلب العالمی على المحروقات. فی المقابل ارتفعت القروض الموجهة للاقتصاد بنسبة 20.09 %.
وقد تم استئناف التوسع النقدی سنة 2010 بسبب توسع الموجودات الخارجیة الصافیة بنسبة 10.2 %، وقد ارتفع نمو الکتلة النقدیة بـــــــ 15.44 % مقارنة بسنة 2009، بسبب عملیات الدفع العالیة بعنوان ارتفاع المیزانیة الجاریة. مع الإشارة إلى أنه قد استهدف معدل التوسع سنة 2010 بنسبة تتراوح بین 8 % و9 % إلا أن المعدل المحقق قد فاق المعدل المستهدف.
وخلال سنة 2013، انخفض معدل نمو الکتلة النقدیة إلى 7.89 % مقارنة بسنة 2012، بسبب تراجع دور موارد قطاع المحروقات ضمن وسائل تدخل البنوک. وقد رافق تباطؤ التوسع النقدی خلال هذه السنة نمو معتبر للقروض الموجهة للاقتصاد فی ظرف یتمیز بنمو متواضع لصافی الموجودات الخارجیة ضمن الوضعیة النقدیة المجمعة بلغ 1.91 % مقارنة بسنة 2012 التی سجلت نموا قدر بــــــ 7.31 %، لکن رغم هذا تبقى الموجودات الصافیة الخارجیة ذات أهمیة کضمان لإصدار النقود. فی ظل تراجع نمو الناتج المحلی الإجمالی بـــــــ 72.24 % ارتفعت السیولة إلى 72.07% بمعدل نمو قارب الـ 5 %.
أما فی سنة 2014 فقد بلغ نمو الکتلة النقدیة 14.42%، بسبب استمرار الارتفاع القوی للقروض طویلة الأجل، باعتبارها أهم محدد للتوسع النقدی سنة 2014.
شهدت السیولة النقدیة خلال السداسی الأول من سنة 2015 استقرارا نسبیا رغم انخفاض الودائع المصرفیة تحت الطلب بــــــ 10.16 %، بسبب تراجع ودائع قطاع المحروقات بـــــــ 14.09 %.
ب- تطور مقابلات الکتلة النقدیة
یمکن التطرق إلى تطور مقابلات الکتلة النقدیة ونسبة التغطیة للفترة الممتدة من سنة 2000 إلى غایة 2016، من خلال الجدول الموالی:
الجدول رقم 5: تطور مقابلات الکتلة النقدیة ونسبة التغطیة للفترة 2000- 2016
الوحدة: ملیار دینار جزائری
السنة |
2000 |
2001 |
2002 |
2003 |
2004 |
2005 |
2006 |
2007 |
|
م.خ.ص* |
776 |
1311 |
1756 |
2343 |
3119 |
4179 |
5515 |
7416 |
|
التغطیة% |
38.36 |
53 |
60.50 |
69.82 |
85.6 |
100.52 |
111.78 |
123.7 |
|
قروض للدولة |
678 |
570 |
579 |
424 |
-21 |
-939.3 |
-1304 |
-2193 |
|
التغطیة% |
33.5 |
23.03 |
19.94 |
12.62 |
- |
- |
- |
- |
|
قروض للاقتصاد |
994 |
1079 |
1267 |
1380 |
1536 |
1778 |
1780 |
2205 |
|
التغطیة% |
49.13 |
43.60 |
43.65 |
41.13 |
42.12 |
42.77 |
36.07 |
36.78 |
|
السنة |
2008 |
2009 |
2010 |
2011 |
2012 |
2013 |
2014 |
2015 |
2016 |
م.خ.ص* |
10247 |
10886 |
11997 |
13923 |
14940 |
15225 |
15735 |
15375 |
12596 |
التغطیة% |
147.31 |
151.75 |
144.87 |
140.21 |
135 |
127.5 |
115.15 |
112.18 |
91.16 |
قروض للدولة |
-3627 |
-3489 |
-3393 |
-3407 |
-3334 |
-3235 |
-2015 |
567.5 |
2682 |
قروض للاقتصاد |
2616 |
3087 |
3268 |
3727 |
4288 |
5156 |
6505 |
7277 |
7910 |
التغطیة% |
37.60 |
44.37 |
39.46 |
37.53 |
38.74 |
43.17 |
47.60 |
53.1 |
57.25 |
Source :- bulletin statistique de la banque d’Algérie, hors série, juin 2006, op.cit, p 49
- Rapports annuels de la banque d’Algérie:2009, 2014.
- النشرة الإحصائیة الثلاثیة، سبتمبر 2017، بنک الجزائر، مرجع سابق، ص 10.
- نسب التغطیة من حساب الباحثة *م.خ.ص: الموجودات الخارجیة الصافیة
وخلال سنة 2010 ساهمت الظروف المالیة المواتیة فی الجزائر وقدرة مقاومة النظام المصرفی أمام الصدمات الخارجیة، فی زیادة دور قناة القرض فی تخصیص موارد الإدخار. إذ ارتفعت القروض الموزعة من طرف المصارف للمؤسسات والأسر، مباشرة أو عن طریق الاستثمار فی السندات المصدرة من طرف المؤسسات. وقد بلغت نسبة تغطیته للکتلة النقدیة حوالی 40 % سنة 2010.
وقد تمیزت سنة 2013 بنمو القروض الموجهة للاقتصاد بنسبة 20.20 % مقارنة بسنة 2012، مسجلا بذلک نسبة تغطیة للکتلة النقدیة بـــــــ 43.17 %.
أصبح یمثل الارتفاع القوی للقروض طویلة الأجل للسنة الثالثة على التوالی، أهم محدد للتوسع النقدی سنة 2014، فی الوقت الذی یشهد فیه صندوق ضبط الإیرادات اقتطاعات متتالیة.
بقیت القروض الموجهة للاقتصاد فی منحى متصاعد سنتی 2015 و2016 فی ظرف یتمیز بتقلص السیولة المصرفیة، ویمکن للبنوک اللجوء إلى بنک الجزائر من أجل إعادة التمویل من خلال إعادة الخصم.
الجدول رقم 6: تطور رصید صندوق ضبط الإیرادات للفترة 2000- 2014
الوحدة: ملیار دینار جزائری
السنة |
2000 |
2006 |
2007 |
2008 |
2009 |
الرصید |
232.1 |
2931.0 |
3215.5 |
4280.1 |
4316.5 |
السنة |
2010 |
2011 |
2012 |
2013 |
2014 |
الرصید |
4842.8 |
5381.7 |
5633.7 |
5563.5 |
4408.5 |
المصدر: تقریر متعلق بعرض مشروع قانون المالیة، وزارة المالیة، الجزائر، 2016.
یمثل فائض قیمة الجبایة البترولیة الناتج عن تجاوز هذه الأخیرة لتقدیرات قانون المالیة، أحد مصادر تمویل الصندوق، ویتبین من الجدول انخفاض إیرادات الصندوق ابتداءا من سنة 2012، وهو ما یوافق انخفاض ادخار الخزینة العمومیة.
ومن أهداف صندوق ضبط الإیرادات تمویل عجز المیزانیة العامة للدولة الناتج عن انخفاض إیرادات الجبایة البترولیة لمستوى أقل من تقدیرات قانون المالیة، بالإضافة إلى تخفیض المدیونیة العمومیة. وقد خسرت الجبایة البترولیة 33% من مستویاتها السابقة، ولم یستفد صندوق ضبط الموارد من أی ارتفاع جدید منذ جوان 2015، بل بالعکس سجل اقتطاع مبلغ 967 ملیار دینار عند هذا التاریخ، واتجاه نحو زیادة استدانة الدولة الذی بلغ 844 ملیار دینار نهایة جوان 2015 وهو ما یؤشر على نزول صندوق ضبط الموارد إلى أدنى مستویاته(5).
ثانیا: دراسة العلاقة السببیة بین سعر الصرف وعرض النقود
1-دراسة استقراریة السلاسل الزمنیة
یتم فی هذه المرحلة اختبار سکون السلاسل الزمنیة لجمیع المتغیرات، باستخدام اختبارات الجذر الأحادی. یلیها عرض للنتائج المتوصل إلیها تخص استقراریة السلاسل الزمنیة بواسطة الاختبارات (PP, ADF, DF).
1-1: نتائج اختبار DF و ADF لاستقرار السلاسل الزمنیة
تتبین النتائج من خلال الجدول الآتی:
الجدول رقم 7: نتائج اختبار DF و ADF لاستقرار السلاسل الزمنیة (عند مختلف المستویات)
المستوى المتغیر |
المستوى/ Level |
الفروق الأولى / 1st différ |
||||
CHA |
- |
-2.98 |
-2.58 |
|||
M2 |
- |
7.58 |
- |
-5.11 |
||
BP |
-1.75 |
-5.55 |
||||
INF |
-0,11 |
-4.97 |
||||
القیم
النسب |
القیم الحرجة فی المستوى |
القیم الحرجة عند الفروق الأولى |
||||
1 % |
-2,66 |
-3,76 |
-4,44 |
-2,66 |
-3,61 |
-4,46 |
5 % |
-1,95 |
-3,00 |
-3,63 |
-1,95 |
-2,93 |
-3,64 |
10 % |
-1,60 |
-2,64 |
-3,25 |
-1,60 |
-2,60 |
-3,26 |
المصـدر: من إعداد الباحثة، باستخدام برنامج 8 Eviews.
(1) و(4): بدون حد ثابت واتجاه عام -(2) و(5): بحد ثابت وبدون اتجاه عام -(3) و(6): بحد ثابت واتجاه عام.
بینت نتائج دراسة استقرار السلاسل الزمنیة (الجدول السابق) عند المستوى Level أن کل معاملاتها لها جذر الوحدة Unit Root عند مستوى معنویة 5%، أی جمیع المتغیرات غیر مستقرة فی المستوى Level عند معنویة 5%. وذلک مما دفعنا إلى إجراء الاختبار على الفروق الأولى. وبعد أخذ الفرق الأول للسلاسل الزمنیة أصبحت کلها تتصف بالسکون عند معنویة 5%، مع العلم أن معظم المتغیرات کان عدد التأخیرات بفترة زمنیة واحدة، وذلک بناء على أساس أصغر قیمة یأخذ بها المعاملAkaike و Schwarz.
1-2: نتائج اختبار Phillips-Perron(PP) لمتغیرات الدراسة
نقوم بواسطة هذا الاختبار تعدیل معلمی لتباین النموذج، إذ یأخذ فی الاعتبار وجود ارتباط ذاتی للأخطاء. أی دراسة استقراریة السلاسل الزمنیة مع معالجة مشکلة الارتباط الذاتی والتجانس للأخطاء. والجدول الموالی یبین نتائج الاختبار لاستقرار السلاسل الزمنیة عند مختلف المستویات (1%، 5%، 10%).
الجدول رقم 8: نتائج اختبار Phillips-Perron (PP) لاستقرار السلاسل الزمنیة
المستوى المتغیر |
المستوى/ Level |
الفروق الأولى / 1st différ |
||||
CHA |
- |
-2.76 |
-2.50 |
|||
M2 |
15.45 |
- |
- |
-4.67 |
||
BP |
-1.72 |
-5.81 |
||||
INF |
-1.30 |
-4.99 |
||||
القیم النسب |
القیم الحرجة فی المستوى |
القیم الحرجة عند الفروق الأولى |
||||
1 % |
-2,66 |
-3,73 |
-4,39 |
-2,66 |
-3,61 |
-4,41 |
5 % |
-1,95 |
-2,99 |
-3,61 |
-1,95 |
-2,93 |
-3,62 |
10 % |
-1,60 |
-2,63 |
-3,24 |
-1,60 |
-2,60 |
-3,24 |
المصـدر: من إعداد البـاحثة، باستخدام برنـامج 8 Eviews.
تشیر إلى عدم معنویة معامل الاتجاه العام أو الثابت.
(1) و(4): بدون حد ثابت واتجاه عام -(2) و(5): بحد ثابت وبدون اتجاه عام -(3) و(6): بحد ثابت واتجاه عام.
نستخلص من جدول نتائج دراسة استقرار السلاسل الزمنیة بواسطة اختبار Phillips-Perron أن جمیع متغیرات الدراسة غیر مستقرة فی المستوى Level عند درجة معنویة 5%، ثم قمنا بإجراء الاختبار على مستوى الفروق الأولى بالنسبة لباقی المتغیرات، وبینت النتائج فی هذا الشأن أن جمیع متغیرات النموذج مستقرة فی الفروق الأولى عند درجة معنویة 5%.کما تم تحدید درجة الإبطاء (عدد التأخیرات) بالاعتماد على القیم الحرجة لـ Newey-West Bandwidth بفترتین من الزمن ولجمیع متغیرات الدراسة.
2-اختبار العلاقة السببیة لغرانجر (Granger) بین متغیرات الدراسة
سنتعرض خلال هذه المرحلة إلى اختبار العلاقة السببیة بین سعر الصرف وباقی متغیرات الدراسة، وبین الکتلة النقدیة وباقی المتغیرات.
2-1: نتائج اختبار سببیة غرانجر بین سعر الصرف وباقی المتغیرات
سنقوم بإجراء اختبار السببیة باستخدام اختبار Granger بین سعر الصرف (CHA) والمتغیرات التالیة: (, INF ,M2، BP)، والجدول التالی یوضح نتائج الاختبار.
الجدول رقم 9: نتائج اختبار سببیة غرانجر بین سعر الصرف وباقی المتغیرات
الفرضیة العدمیة |
إحصائیة فیشر |
الاحتمال |
القرار |
D(M2) لا تتسبب فی D(CHA) D(CHA) لا تتسبب فی D(M2) |
0.09601 0.25200 |
0.9089 0.7801 |
عدم وجود سببیة عدم وجود سببیة |
TM2 لا تتسبب فی D(CHA) D(CHA) لا تتسبب فی TM2 |
3.35156 0.86240 |
0.0593 0.4398 |
وجود سببیة عدم وجود سببیة |
D(BP) لا تتسبب فی D(CHA) D(CHA) لا تتسبب فی D(BP) |
0.64076 0.11064 |
0.5392 0.8959 |
عدم وجود سببیة عدم وجود سببیة |
D(INF) لا تتسبب فی D(CHA) D(CHA) لا تتسبب فی D(INF) |
0.23640 2.74370 |
0.7920 0.0928 |
عدم وجود سببیة وجود سببیة |
المصـدر: من إعداد الباحثة، باستخدام برنامج 8 Eviews.
یمکن تفسیر نتائج الجدول إحصائیا واقتصادیا على النحو الموالی:
أ- التفسیر الإحصائی
یتبین من خلال الجدول رقم (9) ما یلی:
ب- التفسیر الاقتصادی
یتم تفسیر وجود العلاقة السببیة بین سعر الصرف وباقی المتغیرات على النحو التالی:
ب-1: أثر معدل نمو الکتلة النقدیة على سعر الصرف
یسبب معدل نمو الکتلة النقدیة سعر الصرف بعلاقة طردیة (ومع قیمة العملة بعلاقة عکسیة)، فخلال سنة 1998 ارتفع معدل نمو الکتلة النقدیة إلى 47.24%، صاحبه ارتفاع سعر صرف الدینار مقابل الدولار الواحد إلى 58.73 دینار. وخلال سنتی 2003 إلى 2004، انخفض معدل نمو الکتلة النقدیة من 15.62% إلى 8.62%، صاحبه انخفاض فی سعر الصرف من 77.36 إلى 72.06 دینار مقابل الدولار، أی أن تراجع معدل نمو الکتلة النقدیة سیؤدی إلى تحسن قیمة العملة الوطنیة. ونفس الشیء بالنسبة لسنة 2008، أدى تراجع معدل نمو الکتلة النقدیة إلى تراجع سعر صرف الدینار أمام الدولار الواحد، أی تحسن فی قیمة العملة.
ویعود ذلک إلى أن ارتفاع معدل نمو الکتلة النقدیة بدون مقابل فی زیادة الناتج المحلی الإجمالی یؤدی إلى وجود فائض فی عرض العملة، وهذا الفائض سیؤدی إلى انخفاض قیمة الدینار الجزائری، ففی فترة التسعینات کانت تغطیة زیادة عرض الکتلة النقدیة تتم عن طریق العجز الموازنی، ما فسر ارتفاع القروض الموجهة للدولة، صاحبها انخفاضات متتالیة للدینار الجزائری، ومنذ سنة 2000 ومع ارتفاع أسعار البترول وبدایة تکوین احتیاطات صرف هامة، أصبحت هذه الأخیرة المنبع الرئیسی للإصدار النقدی، وبالتالی أصبحت سببا فی نمو الکتلة النقدیة، وخصوصا بسبب نمو ودائع مؤسسة سوناطراک، لکن وبسبب فعالیة السیاسة النقدیة فی امتصاص الفائض من السیولة، فقد حافظ سعر صرف الدینار مقابل الدولار على نوع من الثبات.
ب-2: أثر سعر الصرف على التضخم
یؤثر ارتفاع سعر صرف الدینار الجزائری مقابل الدولار الواحد (أی انخفاض قیمة الدینار) على معدلات التضخم بالارتفاع لسببین، أولهما داخلی والآخر خارجی.
وإذا عدنا إلى فترة التخفیضات المتتالیة للدینار الجزائری خلال سنوات التسعینات، فقد عرفت هذه الفترة ارتفاعا کبیرا لمعدلات التضخم، حیث انتقل معدل التضخم من 15.43 % سنة 1990 إلى 27.52 % سنة 1992، وذلک بسبب ارتفاع سعر صرف الدینار مقابل الدولار من 12.2 دج/ الدولار إلى 21.83 دج/ الدولار خلال نفس الفترة، ثم تراجع معدل التضخم إلى 18.65 % سنة 1993 فی الوقت الذی تباطأ فیه معدل انخفاض الدینار إلى 6.91 % بعد أن سجل انخفاضا فی قیمة الدینار 22.91% سنة 1992، وخلال سنة 1994 أین انخفضت قیمة الدینار بنسبة 50.17%، ارتفع معدل التضخم مجددا إلى 25.48%، وابتداءا من سنة 2000، أدى بدایة تراکم احتیاطی الصرف إلى الاستغناء عن القروض للدولة ذات الطبیعة التضخمیة، وبهذا تم التمکن من کبح معدلات التضخم المرتفعة، وانخفاضها إلى المستوى المستهدف، وفی سنة 2015 ارتفع معدل التضخم متجاوزا بذلک المعدل المستهدف بسبب ارتفاع سعر صرف الدینار أمام الدولار، أی انخفاض قیمة الدینار الجزائری بنسبة 24.67 %، وقد أدى هذا إلى ارتفاع معدل التضخم من 2.92 % سنة 2014 إلى 4.78 % سنة 2015.
ویأتی هذا التفسیر مطابقا لأثر النفاذیة pass- through، وذلک فی فترة الدراسة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة سنة 2002. أما الفترة الممتدة من سنة 2003 إلى غایة سنة 2014 فقد تخللتها سنوات لم یکن لسعر الصرف الأثر المباشر أو البالغ على معدلات التضخم، والجدول الموالی یبین أثر سعر الصرف على التضخم فی الجزائر للفترة الممتدة من سنة 1990 إلى غایة سنة 2016.
الجدول رقم 10: أثر النفاذیة فی الجزائر للفترة 1990-2016
السنة |
1990 |
1991 |
1992 |
1993 |
1994 |
1995 |
1996 |
1997 |
1998 |
م.أ.إ |
21.16 |
26.64 |
35.08 |
42.28 |
54.54 |
70.79 |
84.03 |
88.82 |
93.26 |
أثر النفاذیة |
- |
0.56 |
1.38 |
2.97 |
0.57 |
0.82 |
1.25 |
1.05 |
2.8 |
السنة |
1999 |
2000 |
2001 |
2002 |
2003 |
2004 |
2005 |
2006 |
2007 |
م.أ.إ |
95.68 |
95.97 |
100 |
101.43 |
105.75 |
109.95 |
111.47 |
114.05 |
118.24 |
أثر النفاذیة |
0.19 |
0.023 |
1.57 |
0.45 |
-1.46 |
-0.57 |
0.76 |
-2.36 |
-0.81 |
السنة |
2008 |
2009 |
2010 |
2011 |
2012 |
2013 |
2014 |
2015 |
2016 |
م.أ.إ |
124 |
131.10 |
136.23 |
142.39 |
155.05 |
160.10 |
164.77 |
171.39 |
183.70 |
أثر النفاذیة |
-0.7 |
0.46 |
1.7 |
-2.29 |
1.38 |
1.38 |
1.97 |
0.16 |
0.80 |
Source:indice annuelle 1969-2014, office nationale des statistiques.
- النشرة الإحصائیة الثلاثیة، سبتمبر 2017، بنک الجزائر، مرجع سابق، ص 29.
م.أ.إ: مؤشر الأسعار عند الاستهلاک باعتماد سنة الأساس 2001=100
أثر النفاذیة: حسابات الباحثة بالإعتماد على العلاقة التالیة6:
حیث تمثل کل من: :نمو مؤشر الأسعار عند الإستهلاک
:نمو سعر الصرف الإسمی
وبأخذ القیم الموجبة خلال فترة الدراسة نجد أن متوسط أثر النفاذیة یساوی 1.11، أی انخفاض قیمة الدینار بنسبة 1 % یؤدی إلى ارتفاع التضخم بنسبة 1.11 %.
2-2: نتائج اختبار سببیة غرانجر بین الکتلة النقدیة وباقی المتغیرات
الجدول رقم 11: نتائج اختبار سببیة غرانجر بین حجم الکتلة النقدیة وباقی المتغیرات
الفرضیة العدمیة |
إحصائیة فیشر |
الاحتمال |
القرار |
D(INF) لا تتسبب فی D(M2) D(M2) لا تتسبب فی D(INF) |
0.80076 1.51376 |
0.4652 0.2483 |
عدم وجود سببیة عدم وجود سببیة |
D(BP) لا تتسبب فی D(M2) D(M2) لا تتسبب فی D(BP) |
7.48712 2.00383 |
0.0047 0.1654 |
وجود سببیة عدم وجود سببیة |
المصـدر: من إعداد الباحثة، باستخدام برنامج 8Eviews.
یتم تحلیل الجدول المبین أعلاه إحصائیا واقتصادیا على الشکل الموالی.
أ- التحلیل الإحصائی
یتبین من الجدول رقم 11 النتائج الإحصائیة التی تدل على رفض فرضیة العدم وقبول الفرضیة البدیلة بالنسبة للمتغیرات الآتی ذکرها:
ب- التحلیل الاقتصادی
هناک علاقة سببیة بین میزان المدفوعات والکتلة النقدیة، حیث یشکل المیزان التجاری الجزء الأهم من میزان المدفوعات، وتوجهاته تسیطر بشکل کبیر على رصید میزان المدفوعات، وباعتبار أن الصادرات الجزائریة خاضعة بنسبة تفوق 96 % لقطاع المحروقات، فإن اتجاه أسعار البترول تؤثر على قیمة الصادرات من جهة، وعلى الموجودات الخارجیة أو احتیاطی الصرف من جهة أخرى، وبما أن هذا الأخیر یعتبر المصدر الرئیسی للإصدار النقدی منذ سنة 2000، فإنه یمکننا اعتبار میزان المدفوعات هو المسئول الأساسی عن ارتفاع الکتلة النقدیة.
الخاتمة:
من خلال دراستنا للعلاقة بین سعر الصرف وعرض النقود وعلاقتهما السببیة بمیزان المدفوعات والتضخم توصلنا إلى النتائج التالیة:
- یؤثر میزان المدفوعات فی الکتلة النقدیة بعلاقة طردیة، حیث أن حدوث فائض فی میزان المدفوعات تزید من تراکم احتیاطی الصرف الأجنبی، هذا الأخیر یمثل الغطاء الرئیسی للإصدار النقدی، وبالتالی ترتفع الکتلة النقدیة؛
- غیاب العلاقة السببیة بین الکتلة النقدیة ومعدلات التضخم على المدى القصیر فی الجزائر؛ حیث أن السیاسة النقدیة فی الجزائر أثبتت نجاعتها من حیث امتصاص الفائض من السیولة عن طریق الأدوات غیر المباشرة المستحدثة لاسترجاع السیولة.
- تعتبر أسعار النفط المحدد الرئیسی للمیزان التجاری، نظرا لضعف الجهاز الإنتاجی خارج قطاع المحروقات، کما أن المیزان التجاری یتحکم فی اتجاه میزان امدفوعات؛
- أدى تراجع أسعار النفط بدایة سنة 2015 إلى انخفاض احتیاطی الصرف الأجنبی فی الجزائر بصورة مقلقة، وهو ما یبین هشاشة الاقتصاد الوطنی تجاه الصدمات الخارجیة، وقد وضعت الجزائر احتمالا قویا جدا یتضمن العودة إلى الاقتراض مجددا، وکل هذا سیساهم فی تراجع القرارات السیادیة ومن بینها قرارات السلطة النقدیة فی الجزائر؛
- لا یمکن استغلال سعر الصرف فی التحکم فی معدل نمو الکتلة النقدیة؛
- تؤثر تغیرات سعر الصرف فی الجزائر على معدل التضخم، لکن فی الوقت الراهن وعلى مدى عدة سنوات، عرفت قیمة الدینار عدة انخفاضات أمام الدولار، لذا فإن هذه الانخفاضات تؤثر على معدلات التضخم بالارتفاع؛
- تتحکم أسعار البترول وحجم احتیاطی الصرف الأجنبی فی نمو الکتلة النقدیة، وفی رصید میزان المدفوعات ونمو الناتج المحلی الإجمالی، لذا من غیر المجدی استعمال نظریة المرونات والاستمرار فی تخفیض قیمة الدینار بحجة زیادة الصادرات وتدعیم تنافسیة الانتاج الوطنی، لأن اقتصاد الجزائر اقتصاد ریعی، ویفتقد للاستراتیجیات التی تمکنه من تنویع الاقتصاد وبالتالی التنویع فی مجالات خلق الثروة، حیث أن تخفیض قیمة الدینار ستنعکس سلبا على المستوى المعیشی، وخصوصا الطبقة الکادحة.
- تؤدی زیادة الانفتاح التجاری للجزائر فی ظل تدنی أسعار المحروقات إلى خروج العملة الصعبة دون دخولها، کما أن تدنی قیمة العملة الوطنیة سیزید من تکلفة الاستیراد، والتی ستؤثر بدورها على أسعار السلع والخدمات بحیث أن أغلب مدخلات القطاع الإنتاجی والخدمی مستوردة.
وقد تم وضع جملة من الإقتراحات تتمثل فی ما یلی:
- ضرورة تنویع الاقتصاد الجزائری، حتى تتمکن السلطة النقدیة من نقل آثار تغیر سعر الصرف على الاقتصاد الوطنی، إضافة إلى الضرورة الملحة لتطویر السوق المالی فی الجزائر من أجل الاستفادة من انفتاح الاقتصاد الوطنی على الخارج وجلب رؤوس الأموال نحو الداخل، وتطویر الاستثمار فی المحافظ، وإزالة العراقیل التی تحول دون ذلک.
- ینبغی على بنک الجزائر ضبط السیاسة النقدیة للوقایة من الضغوط التضخمیة المحتملة. وتعزیز دور السیاسة الاحترازیة الکلیة.
- یجب أن یقترن نظام الصرف فی الجزائر بنظام مالی متطور یساعد على امتصاص صدمات سعر الصرف.
- العمل على القضاء على سوق الصرف الموازی وإنشاء صرافات فی جمیع أنحاء الوطن.
- ضرورة تنشیط وتفعیل سوق الصرف الأجنبی (وخاصة سوق الصرف الآجل) لما له من دور فی استقطاب رؤوس الأموال الأجنبیة المتوجهة إلى الصفقات التجاریة والمالیة على المدیین المتوسط والطویل، مع الالتزام باستحداث آلیات وسیاسات لحمایة المتعاملین مع سوق الصرف الأجنبی من مخاطر تقلبات العملة والأزمات.
قائمة المراجع
1) Evolution économique et monétaire en Algérie, Rapport 2004, banque d’Algérie, juillet 2005, p 56.
2) المجلس الوطنی الاقتصادی والاجتماعی، تقریر حول الظرف الاقتصادی والاجتماعی، السداسی الأول، نوفمبر 2015، الجزائر، ص 27.
3) بلعزوز بن علی، محاضرات فی النظریات والسیاسات النقدیة، دیوان المطبوعات الجامعیة، الجزائر، 2004، ص 203.
4) التطورات الاقتصادیة والنقدیة لسنة 2014، وآخر التوجهات لسنة 2015، تدخل محافظ بنک الجزائر أمام المجلس الشعبی الوطنی، دیسمبر 2015، ص11.
5) المجلس الوطنی الاقتصادی والاجتماعی، تقریر حول الظرف الاقتصادی والاجتماعی، السداسی الأول، نوفمبر 2015، مرجع سابق، ص 66.
6) لحلو موسى بوخاری، سیاسة الصرف الأجنبی وعلاقتها بالسیاسة النقدیة، مکتبة حسین العصریة، لبنان، الطبعة الأولى، 2010، ص 338.
الملاحق:
الملحق رقم (1): إحصائیات متغیرات الدراسة للفترة 1990-2016.
Année |
CHA |
M2 |
TM2 |
BP |
INF |
1990 |
12,2000 |
343,00 |
11,3094 |
0,0840 |
15,4317 |
1991 |
17,7600 |
415,27 |
21,0700 |
0,5000 |
23,0318 |
1992 |
21,8300 |
515,90 |
24,2324 |
0,2300 |
27,5294 |
1993 |
23,3400 |
627,42 |
21,1600 |
-0,0300 |
18,6535 |
1994 |
35,0500 |
723,51 |
15,3100 |
-4,3700 |
25,4867 |
1995 |
47,6600 |
799,56 |
10,5113 |
-6,3300 |
26,0752 |
1996 |
54,7400 |
915,05 |
14,4442 |
-2,0900 |
17,1076 |
1997 |
57,7000 |
1081,50 |
18,1903 |
1,1700 |
5,5528 |
1998 |
58,7300 |
1592,46 |
47,2455 |
-1,7900 |
4,8597 |
1999 |
66,5700 |
1789,35 |
12,3639 |
-2,3800 |
3,0000 |
2000 |
75,2600 |
2022,50 |
13,0299 |
7,5700 |
0,3400 |
2001 |
77,2647 |
2473,50 |
22,2991 |
6,1900 |
4,2300 |
2002 |
79,6850 |
2901,53 |
17,3046 |
3,6500 |
1,4200 |
2003 |
77,3683 |
3354,90 |
15,6252 |
7,4700 |
4,2600 |
2004 |
72,0653 |
3644,30 |
8,6262 |
9,2500 |
3,9700 |
2005 |
73,3669 |
4157,60 |
14,0850 |
16,9400 |
1,3800 |
2006 |
72,6459 |
4933,70 |
18,6670 |
17,7300 |
2,3100 |
2007 |
69,3644 |
5994,60 |
21,5031 |
29,5500 |
3,6800 |
2008 |
64,5810 |
6955,90 |
16,0361 |
36,9900 |
4,8600 |
2009 |
72,6467 |
7173,10 |
3,1225 |
3,8590 |
5,7400 |
2010 |
74,3199 |
8280,70 |
15,4410 |
15,3260 |
3,9100 |
2011 |
72,8537 |
9929,20 |
19,9077 |
20,1410 |
4,5200 |
2012 |
77,5519 |
11015,10 |
10,9352 |
12,0570 |
8,8900 |
2013 |
79,3808 |
11941,76 |
8,4100 |
0,1340 |
3,2500 |
2014 |
80,5600 |
13663,90 |
14,4211 |
-5,8800 |
2,9200 |
2015 |
100.4641 |
13704.5 |
0.2971 |
- 27.54 |
4.78 |
2016 |
109.4654 |
13816.3 |
0.8157 |
-26.03 |
6.40 |
الملحق رقم (2): نتائج اختبار استقراریة السلسلة الزمنیة للتضخم
Null Hypothesis: D(INF) has a unit root |
|
|||
Exogenous: None |
|
|
||
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=5) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t-Statistic |
Prob.* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Augmented Dickey-Fuller test statistic |
-4.974776 |
0.0000 |
||
Test critical values: |
1% level |
|
-2.669359 |
|
|
5% level |
|
-1.956406 |
|
|
10% level |
|
-1.608495 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. |
|
|||
Augmented Dickey-Fuller Test Equation |
|
|||
Dependent Variable: D(INF,2) |
|
|||
Method: Least Squares |
|
|
||
Date: 01/31/16 Time: 12:55 |
|
|||
Sample (adjusted): 1992 2014 |
|
|||
Included observations: 23 after adjustments |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
D(INF(-1)) |
-1.000835 |
0.201182 |
-4.974776 |
0.0001 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R-squared |
0.528100 |
Mean dependent var |
-0.344787 |
|
Adjusted R-squared |
0.528100 |
S.D. dependent var |
6.717846 |
|
S.E. of regression |
4.614825 |
Akaike info criterion |
5.938930 |
|
Sum squared resid |
468.5253 |
Schwarz criterion |
5.988299 |
|
Log likelihood |
-67.29769 |
Hannan-Quinn criter. |
5.951346 |
|
Durbin-Watson stat |
2.102911 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
الملحق رقم (3): نتائج اختبار استقراریة السلسلة الزمنیة للکتلة النقدیة
Null Hypothesis: D(M2) has a unit root |
|
|||
Exogenous: Constant, Linear Trend |
|
|||
Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=5) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t-Statistic |
Prob.* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Augmented Dickey-Fuller test statistic |
-5.119539 |
0.0024 |
||
Test critical values: |
1% level |
|
-4.440739 |
|
|
5% level |
|
-3.632896 |
|
|
10% level |
|
-3.254671 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. |
|
|||
Augmented Dickey-Fuller Test Equation |
|
|||
Dependent Variable: D(M2,2) |
|
|||
Method: Least Squares |
|
|
||
Date: 08/29/16 Time: 18:08 |
|
|||
Sample (adjusted): 1993 2014 |
|
|||
Included observations: 22 after adjustments |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
D(M2(-1)) |
-1.536966 |
0.300216 |
-5.119539 |
0.0001 |
D(M2(-1),2) |
0.547681 |
0.222737 |
2.458864 |
0.0243 |
C |
-407.2381 |
147.8900 |
-2.753656 |
0.0131 |
@TREND("1990") |
93.79593 |
18.74712 |
5.003219 |
0.0001 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R-squared |
0.618745 |
Mean dependent var |
73.70500 |
|
Adjusted R-squared |
0.555203 |
S.D. dependent var |
383.8699 |
|
S.E. of regression |
256.0148 |
Akaike info criterion |
14.09131 |
|
Sum squared resid |
1179785. |
Schwarz criterion |
14.28968 |
|
Log likelihood |
-151.0044 |
Hannan-Quinn criter. |
14.13804 |
|
F-statistic |
9.737504 |
Durbin-Watson stat |
1.508082 |
|
Prob(F-statistic) |
0.000486 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
EVIEWS.8 المصدر: مخرجات برنامج
الملحق رقم (4): نتائج اختبار استقراریة السلسلة الزمنیة لسعر الصرف
Null Hypothesis: D(CHA) has a unit root |
|
|||
Exogenous: None |
|
|
||
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=5) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t-Statistic |
Prob.* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Augmented Dickey-Fuller test statistic |
-2.582706 |
0.0123 |
||
Test critical values: |
1% level |
|
-2.669359 |
|
|
5% level |
|
-1.956406 |
|
|
10% level |
|
-1.608495 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. |
|
|||
Augmented Dickey-Fuller Test Equation |
|
|||
Dependent Variable: D(CHA,2) |
|
|||
Method: Least Squares |
|
|
||
Date: 01/31/16 Time: 11:15 |
|
|||
Sample (adjusted): 1992 2014 |
|
|||
Included observations: 23 after adjustments |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
D(CHA(-1)) |
-0.443740 |
0.171812 |
-2.582706 |
0.0170 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R-squared |
0.231601 |
Mean dependent var |
-0.190470 |
|
Adjusted R-squared |
0.231601 |
S.D. dependent var |
5.250060 |
|
S.E. of regression |
4.602116 |
Akaike info criterion |
5.933414 |
|
Sum squared resid |
465.9483 |
Schwarz criterion |
5.982783 |
|
Log likelihood |
-67.23426 |
Hannan-Quinn criter. |
5.945830 |
|
Durbin-Watson stat |
2.015606 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
EVIEWS.8 المصدر: مخرجات برنامج
الملحق رقم (5): نتائج اختبار استقراریة السلسلة الزمنیة لمیزان المدفوعات
Null Hypothesis: D(BP) has a unit root |
|
|||
Exogenous: None |
|
|
||
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=5) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t-Statistic |
Prob.* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Augmented Dickey-Fuller test statistic |
-5.556329 |
0.0000 |
||
Test critical values: |
1% level |
|
-2.669359 |
|
|
5% level |
|
-1.956406 |
|
|
10% level |
|
-1.608495 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. |
|
|||
Augmented Dickey-Fuller Test Equation |
|
|||
Dependent Variable: D(BP,2) |
|
|||
Method: Least Squares |
|
|
||
Date: 02/01/16 Time: 11:35 |
|
|||
Sample (adjusted): 1992 2014 |
|
|||
Included observations: 23 after adjustments |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
D(BP(-1)) |
-1.177208 |
0.211868 |
-5.556329 |
0.0000 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R-squared |
0.583741 |
Mean dependent var |
-0.279565 |
|
Adjusted R-squared |
0.583741 |
S.D. dependent var |
14.31586 |
|
S.E. of regression |
9.236326 |
Akaike info criterion |
7.326670 |
|
Sum squared resid |
1876.814 |
Schwarz criterion |
7.376040 |
|
Log likelihood |
-83.25671 |
Hannan-Quinn criter. |
7.339086 |
|
Durbin-Watson stat |
2.080562 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
المصدر: مخرجات برنامج EVIEWS.8