محددات الاستثمار في سوق الأوراق المالية في مصر خلال الفترة (2003- 2017)

نوع المستند : مقالات سیاسیة واقتصادیة

المؤلف

کليه السياسه والاقتصاد جامعه بنى سويف

المستخلص

تحتل سوق الأوراق المالية (البورصة) مکانة بارزة باعتبارها أحد قنوات تمويل النشاط الاقتصادي، ولدورها في جذب المدخرات بالعملة المحلية والأجنبية، وتوجيه الراغبين إلى مجالات النشاط الاقتصادي المناسبة.
وتعتبر السياستان المالية والنقدية أهم أدوات التحکم في الاقتصاد القومي وتحقيق أهدافه؛ فلديهما القدرة على توجيه المسار وعلاج الأزمات وتحفيز الادخار والاستثمار..
وتلعب السياستان دورًا هامًا کمحددات للاستثمار في تنشيط سوق الأوراق المالية؛ حيث تتأثر البورصة بأداتي السياسة المالية الإيرادات والنفقات العامة.. وبأدوات السياسة النقدية: سعر الفائدة، سعر الصرف، معدل التضخم، ومعدلات السيولة..
فکان لا بد من دراسة أثر السياستين المالية والنقدية، ومدى أهميتهما في تنشيط سوق الأوراق المالية في مصر وتشجيع المستثمرين وزيادة الاستثمارات المباشرة وغير المباشرة.
1. على الدولة الاهتمام بسوق الأوراق المالية؛ لأنها هي البداية للاستثمار المباشر.
2. يجب التنسيق الکامل بين السياسة النقدية والمالية؛ لتحقيق أقصى فائدة ممکنة لسوق الأوراق المالية؛ لجذب الاستثمار المحلي والاستثمار الأجنبي المباشر.
3. الاستفادة من تحرير سعر الصرف وأثره على انخفاض أسعار الأسهم المصرية.
4. عدم زيادة أسعار الفائدة بما يؤثر سلبًا على حجم الاستثمار في البورصة.
5. للسياسة المالية أهمية کبرى في زيادة حجم السيولة في السوق؛ مما يؤدي إلى آثار إيجابية على السوق بشکل عام، وعلى سوق الأوراق المالية بشکل خاص.
6. مراعاة الآثار السلبية

الكلمات الرئيسية

الموضوعات الرئيسية

النص الكامل

 

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:

  1. توصیف النموذج: وهناک ثلاث مراحل لتوصیف النموذج، هی:
  • تحدید متغیرات النموذج (أیها تابع وأیها مستقل).
  • تحدید الإشارات المتوقعة للمعالم (الثوابت).
  • تحدید الشکل الریاضی (ویفترض الشکل الخطی ما لم یثبت خلاف ذلک).
  1. تقدیر النموذج: ویشمل ثلاث خطوات متتالیة، وهی:
  • تجمیع البیانات (بیانات سلاسل زمنیة عن الفترة الزمنیة (2003- 2017).
  • اختبار خلو البیانات من مشکلة الازدواج الخطی الناتجة غالبًا عن تحرک المتغیرات الاقتصادیة معًا.
  • اختیار الطریقة المناسبة للتقدیر، أو اختیار الأسالیب الإحصائیة المناسبة لطبیعة البیانات، والتی تعالج المشکلات الموجودة فی البیانات.
  1. تقییم التقدیرات: ویتم طبقًا لثلاثة معاییر متتالیة، هی: معاییر النظریة الاقتصادیة، المعاییر الإحصائیة، معاییر الاقتصاد القیاسی.. على النحو التالی:

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:

  • ●الأسالیب (الطرق) الإحصائیة المقترحة:

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:

y1

EGX30 change %

y2

total value ( L.E ) Change %

y3

Total Market Capitalization Change %

x1

Real GDP

x2

Exchange rate ( L.E to USD )

x3

Inflation rate ( December % )

x4

Real interest rate (annually %)

x5

Real domestic liquidity

x6

Real tax revenues

x7

Real total expenditure

 

  

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 لـ Real GDP على البورصة المصریة خلال فترة الدراسة.
  • لا یوجد تأثیر لــL.E to USD Exchange Rate على البورصة خلال فترة الدراسة.
  • لا یوجد تأثیر لـDecember %Inflation Rate على البورصة خلال فترة الدراسة.
  • لا یوجد تأثیر لـ Real Interest Rate على البورصة خلال فترة الدراسة.
  • لا یوجد تأثیر لـReal Domestic Liquidity على البورصة خلال فترة الدراسة.

لا یوجد تأثیر جوهری لأدوات السیاسة المالیة على البورصة خلال فترة الدراسة، ویندرج تحت هذا الفرض الفروض العدمیة الفرعیة التالیة:

  • لا یوجد تأثیر لـ Real Tax Revenues على البورصة خلال فترة الدراسة.
  • لا یوجد تأثیر لـ Real Total Expenditure على البورصة خلال فترة الدراسة.

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

 

 

 
  1. Predictors: (Constant), real tax revenues
  2. Dependent Variable: EGX30 change%

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
  1. Predictors in the Model: (Constant), Real tax revenues

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

 

 

Variance

 

 

Inflation

Parameter

Estimate

Factor

CONSTANT

-12.6729

 

X2

6.94399

2.92813

X3

-4.10282

3.73455

X4

-66.4482

2.76008

X5

0.0258916

2.16343

X6

2.66022

1.73062

X7

-0.128244

1.84743

 

 

 

 

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

 

Estimation

Validation

n

14

 

MSE

2412.71

 

MAE

26.4503

 

MAPE

 

 

ME

6.5979E-15

 

MPE

 

 

 

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).

  1. کما یلاحظ ارتفاع قیمة معامل التحدید R2 لتصل إلى 72.967% مما یعنی أن المتغیرات المستقلة تشرح أو تفسر 72.967% من المتغیرات التی تحدث فی المتغیر التابع y1 الذی یعبر عن نسبة التغیر فی القیمة السوقیة الإجمالیة.
  2. الأثر الإیجابی للمتغیرات المستقلة (x6, x5, x2) على البورصة المصریة، ویتضح ذلک من الإشارات الموجبة لمعاملات هذه المتغیرات، فعند زیادة سعر صرف الجنیه مقابل الدولار x2 بوحدة واحدة سیزید المتغیر التابع y1 بمقدار 6.94399 ویعبر عن نسبة التغیر فی مؤشرCASE30/EGX30 change وعند زیادة السیولة المحلیة بالأسعار الثابتةx5بوحدة واحدة الذی یمثل فإن ذلک سیؤدی إلى زیادة فی المتغیر التابع y1 قدرها 0.0258916 وعند زیادة عائدات الضرائب بالأسعار الثابتة x6 بوحدة واحدة فإن ذلک سیؤدی إلى زیادة فی المتغیر التابع y1 قدرها 2.66022 وقد تم تقدیم بعض التبریرات لتلک العلاقات الطردیة المتوقعة عند توصیف متغیرات النموذج المقترح.
  3. الأثر السلبی للمتغیرات المستقلة (x7, x4, x3) على البورصة، ویتضح ذلک من الإشارات السالبة لمعاملات هذه المتغیرات، فعند زیادة نسبة التضخم x3 بوحدة واحدة سینخفض المتغیر التابع y1 بمقدار 4.10282 وعند زیادة معدل الفائدة الحقیقی x4 بوحدة واحدة سیزید المتغیر التابع y1 بمقدار 66.4482 وعند زیادة إجمالی النفقات العامة بالأسعار الثابتة x7 بوحدة واحدة سینخفض المتغیر التابع y1 بمقدار 0.0636119 وقد تم تقدیم بعض التبریرات لتلک العلاقات العکسیة المتوقعة عن توصیف متغیرات النموذج المقترح.

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:

  1. وجود علاقة ارتباط معنویة قویة بین المتغیر التابع y2 وکل من متغیر السیاسة النقدیة x4 ویمثل سعر الفائدة الحقیقی، ومتغیر السیاسة المالیة x6 ویمثل عائدات الضرائب الحقیقیة.
  2. وجود علاقة ارتباط معنویة قویة جدًا بین المتغیر المستقل x1 ویمثل الناتج المحلی الإجمالی الحقیقی، مع متغیر السیاسة المالیة x7 الذی 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 واحدة إلى وجود مشکلة ازدواج خطی عند دخولهما معًا فی نموذج الانحدار المقدر، وتفادیًا لحدوث تلک المشکلة یلزم استبعاد أحدهما من النموذج کأحد طرق العلاج المستخدمة فی مثل هذه الحالات.

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
  1. Dependent Variable: total value ( L.E ) Change

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

 

 

Variance

 

 

Inflation

Parameter

Estimate

Factor

CONSTANT

-6.31669

 

X2

-0.276327

2.92813

X3

4.65732

3.73455

X4

184.478

2.76008

X5

0.00298543

2.16343

X6

1.44399

1.73062

X7

-0.100794

1.84743

 

Ridge Regression - Y2

Dependent variable: Y2

Independent variables: X2, X3, X4, X5, X6, X7

Number of complete cases: 14

Residual Analysis  

 

Estimation

Validation

n

14

 

MSE

2888.13

 

MAE

29.9021

 

MAPE

 

 

ME

-8.37425E-15

 

MPE

 

 

 

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:

  1. خلو النتائج من مشکلة الازدواج الخطی، حیث تقل جمیع قیم المتغیرات المستقلة عن (5).
  2. الأثر الإیجابی للمتغیرات المستقلة (x6, x5, x4, x3) على البورصة المصریة، ویتضح ذلک من الإشارات الموجبة لمعاملات هذه المتغیرات، فعند زیادة نسبة التضخم x3 بوحدة واحدة فإن ذلک سیؤدی إلى زیادة فی المتغیر التابع y2 الذی یعبر عن التغیر فی القیمة الکلیة للأسهم بمقدار 4.65732 وعند زیادة معدل الفائدة الحقیقی x4 بوحدة واحدة فإن ذلک سیؤدی إلى زیادة المتغیر التابع y2 بمقدار 184.478 وعند زیادة السیولة المحلیة بالأسعار الثابتة x5 بوحدة واحدة الذی یمثل فإن ذلک سیؤدی إلى زیادة فی المتغیر التابع y2 قدرها 0.00298543 وعند زیادة عائدات الضرائب بالأسعار الثابتة x6 بوحدة واحدة فإن ذلک سیؤدی إلى زیادة فی المتغیر التابع y2 قدرها 1.44399.
  3. الأثر السلبی للمتغیرات المستقلة (x7, x2) على البورصة المصریة، ویتضح ذلک من الإشارات السالبة لمعاملات هذه المتغیرات، فعند زیادة المتغیر المستقل x2 الذی یمثل نسبة التغیر فی سعر صرف الجنیه مقابل الدولار بوحدة واحدة فإن ذلک سیؤدی إلى انخفاض قدره 0.276327 فی المتغیر التابع y2، الذی یعبر عن التغیر فی القیمة الکلیة للأٍسهم، وعند زیادة المتغیر المستقل x7 الذی یعبر عن إجمالی النفقات العامة بالأسعار الثابتة بوحدة واحدة فإن ذلک سیؤدی إلى انخفاض فی المتغیر التابع y2 بمقدار 0.100794.

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).
  1. Dependent Variable: total Market Capitalization Change

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

 

 

 
  1. Predictors: (Constant), Real interest rate( annually%)
  2. Dependent Variable: total Market Capitalization Change

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
  1. Dependent Variable: total Market Capitalization Change

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
  1. PredictorsintheModel: (Constant), Realinterest rate ( annually%
  2. DependentVariable: totalMarketCapitalizationChange

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

 

 

Variance

 

 

Inflation

Parameter

Estimate

Factor

CONSTANT

-0.952268

 

X2

4.95726

2.92813

X3

-0.271233

3.73455

X4

72.1978

2.76008

X5

0.00594705

2.16343

X6

0.37161

1.73062

X7

-0.0636119

1.84743

 

 

Ridge Regression - Y3

Dependent variable: Y3

Independent variables: X2, X3, X4, X5, X6, X7

Number of complete cases: 14

Residual Analysis

 

Estimation

Validation

n

14

 

MSE

515.406

 

MAE

11.4971

 

MAPE

 

 

ME

-2.53765E-16

 

MPE

 

 

 

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:

  1. على الدولة الاهتمام بسوق الأوراق المالیة؛ لأنها هی البدایة للاستثمار المباشر.
  2. یجب التنسیق الکامل بین السیاسة النقدیة والمالیة؛ لتحقیق أقصى فائدة ممکنة لسوق الأوراق المالیة؛ لجذب الاستثمار المحلی والاستثمار الأجنبی المباشر.
  3. الاستفادة من تحریر سعر الصرف وأثره على انخفاض أسعار الأسهم المصریة.
  4. عدم زیادة أسعار الفائدة بما یؤثر سلبًا على حجم الاستثمار فی البورصة.
  5. للسیاسة المالیة أهمیة کبرى فی زیادة حجم السیولة فی السوق؛ مما یؤدی إلى آثار إیجابیة على السوق بشکل عام، وعلى سوق الأوراق المالیة بشکل خاص.
  6. مراعاة الآثار السلبیة لزیادة معدلات التضخم على الاستثمار فی البورصة.
  7. تشجیع الاستثمار العربی والأجنبی المباشر من خلال سوق الأوراق المالیة.
  8. تشجیع طرح المشروعات الصناعیة الصغیرة والمتوسطة فی البورصة یؤدی إلى زیادة رأسمالها وسیولتها؛ مما یکون له أثر إیجابی على الاقتصاد الحقیقی.
  9. استفادة مصر بنتائج الإصلاح الاقتصادی؛ حتى تنعکس على الاستثمار المباشر وغیر المباشر، وعلى مؤشرات الاقتصاد الکلی فی مصر.

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.

ملفات

شارك

إرسال الاستشهاد إلى

الإحصائيات