سياسات تحرير سعر الصرف وأثرها على الفقر وتوزيع الدخل فى مصر

1- مقدمة:

 إن تغيرات أسعار الصرف في النظام التجاري المفتوح لها آثارا مباشرة وغير مباشرة على المتغيرات الاقتصادية الکلية والجزئية، وعلى المستوي القومي والشخصى. وبالنظر إلى مصر التي تعتمد فى إستهلاکها وإنتاجها على إستيراد نسبة کبيرة من احتياجاتها، فإن هذه الآثار تکون کبيرة خاصة في القطاعات التي ترتفع فيها نسبة الإعتماد على المکون الأجنبى لمستلزمات الإنتاج أو سلع الإستهلاک النهائي. فهناک ارتفاع دائم فى الاعتماد على الخارج في توفير مستلزمات الإنتاج الزراعى والصناعى.

وانتهجت الدولة المصرية سياسة تخفيض سعر صرف الجنيه المصرى فى سياساتها للإصلاح الاقتصادى منذ عام 1991 وحتى عام 2016 . وکان هذا الانخفاض کبيراً ومتتالياً خلال الثلاث شهور الأولى من عام 2016، وأدى هذا الانخفاض والذى حدث بداية فى السوق الموازية (السوق السوداء) إلى توجه البنک المرکزى إلى تخفيض قيمة العملة المحلية أکثر من مرة خلال أسابيع قليله إنصياعاً لرغبات المتعاملين فى السوق، وقوى العرض والطلب على العملة الاجنبيه، وبهدف القضاء على المضاربات على العملات الاجنبية خاصة الدولار.

 ومن المعلوم أن هذا الانخفاض فى قيمة العملة المحلية (الجنية) سيؤدى إلى أرتفاع معدلات التضخم (طبقا للنظرية الاقتصادية)، خاصة فى اقتصاد يعتمد بنسبة کبيرة من إستهلاکة على الواردات، والتى ارتفعت قيمتها نتيجة لإنخفاض قيمة العملة المحلية، ما يعنى إرتفاع تکلفة المعيشة وخاصة على الفئات محدودة الدخل، وأصحاب الدخول الثابتة. فى حين أن هناک بعض فئات المجتمع ستحقق أرباحاً من عمليات المضاربة، سواء فى سوق العملة أو أسواق السلع والخدمات المختلفة. ما يعنى حدوث إعادة لتوزيع الدخل فى غير صالح ذوى الدخول المحدودة ولصالح المضاربين وأصحاب المهن الحرة.

وکان لانخفاض سعر صرف الجنية المصرى تأثير مباشر على شعور الأفراد في السوق المصرى بارتفاع أسعار سلع الاستهلاک المحلي، ومستلزمات الإنتاج الزراعى، ومستلزمات الإنتاج والمواد الوسيطة المستخدمة في الصناعة.

  وهذا البحث يحلل أثر ارتفاع سعر الدولار على معدلات التضخم وتأثير ذلک على الفقر وتوزيع الدخل في مصر. من خلال الاجابة على عدة تساؤولات.

 ما هو تأثير ارتفاع الدولار على القوة الشرائية للنقود؟ أى تأثير ارتفاع سعر الدولار على معدلات التضخم السنوية .

 وما هو تأثير انخفاض القوة الشرائية للجنيه على تحديد قيمة خط الفقر القومى من خلال بحوث الدخل والإنفاق التى يقوم بها الجهاز المرکزى لللتعبئة العامة والاحصاء.

  وتأثير تغيير قيمة خط الفقر القومي على معدلات انتشار الفقر في مصر سواء في المدن أو في القرى، وتأثير ذلک على عدالة توزيع الدخل.

1/1- مشکلة البحث:

 تتمثل مشکلة البحث فى أن انخفاض سعر صرف الجنيه المصرى له آثار تضخمية ستؤدى إلى إعادة توزيع الدخل فى غير صالح أصحاب الدخول الثابتة، ولصالح فئات أُخرى لها قدرة على زيادة دخولها بمعدلات أکبر من معدلات التضخم. ما سيؤدى إلى زيادة معدلات الفقر فى الاقتصاد المصرى والذى وصلت نسبته إلى 32.5% من جملة السکان عام 2018،( ) إضافة إلى تدهور توزيع الدخل القومى فى غير صالح الطبقات المتوسطة والفقيرة ومحدودى الدخل.

1/2 – فروض البحث:

 توجد علاقة عکسية بين سعر صرف الجنية المصرى ومعدل التضخم.

 توجد علاقة عکسية بين سعر صرف العملة المحلية ونسبة الفقر فى مصر.

 يؤدى تخفيض سعر صرف العملة المحلية إلى إعادة توزيع الدخل فى غير صالح الطبقات الفقيرة وذوى الدخل الثابت.

1/3 - أهمية البحث:

ترجع أهمية إلى مدى تأثير سياسات تخفيض سعر صرف الجنيه المصرى على معدل التضخم، وأثر تلک السياسة على معدلات الفقر وتوزيع الدخل فى مصر. وللوقوف على مدى تأثير سياسات سعر الصرف التى إنتهجتها الدولة المصرية طبقاً لتعليمات صندوق النقد الدولى على الفقراء ومحدودى الدخل فى مصر خلال فترة التحليل.

1/ 4- هدف البحث:

 يهدف البحث إلى التعرف على اتجاه وقوة العلاقة بين إنخفاض سعر صرف الجنيه مقابل الدولار، وتاثير ذلک على نسبة الفقر وعدالة توزيع الدخل فى مصر. وهل حقيقة أن إنخفاض سعر صرف العملة المحلية سيؤدى بالضرورة إلى إنخفاض القوة الشرائية للجنيه؟ وهل من الضرورى مع کل تخفيض فى قيمة العملة يحدث موجات تضخمبة؟ وهل سيکون لها اثار سلبية على الفقراء وتوزيع الدخل؟ ومن الذى سيدفع فاتورة التضخم؟

1/ 5- حدود البحث:

  يرکز البحث على تطورات سعر صرف الجنية المصرى فى الفترة من 1999 وحتى 2018، من خلال سلسلة سنوية ، ومقارنتها بمعدل التضخم السنوى ونسب الفقر فى مصر خلال ذات الفترة.

1/ 6- منهجية البحث:

 يستخدم البحث منهج التحليل الوصفى، الاستنباطى، والقياسى، من خلال وضع بعض الفروض المنهجية والمتعلقة بنوعية واتجاه العلاقة بين إنخفاض سعر صرف العملة المحلية وتاثير ذلک على معدل التضخم وعلاقته بمستوى الفقر فى مصر، وباستخدام بيانات سلاسل زمنية لهذه المتغيرات وتحليل التأثير المتبادل بينها.

1/ 7- الدراسات السابقة:

 دراسة RICHARD N. COOPER ( ) :1971

تم دراسة الاثار التوزيعية لتخفيض قيمة العملة باستخدام المنهج الوصفى والاستقرائي لفهم أهداف وشروط وأنواع، تخفيض قيمة العملة المحلية، وعرض النظريات المفسرة لأسباب القيام بتخفيض قيمة العملة، و تحليل الاثار الإيجابية و السلبية لهذه السياسة، وتأثير تخفيض قيمة العملة على الدول النامية، وتم الوقوف على العقبات السياسية والاقتصادية التى تؤثر على الأجور و الأسعار وميزان المدفوعات. و توصل إلى إن إدارة تخفيض قيمة العملة يتطلب الحکم الرشيد وحساسية في التعامل مع المتغيرات الناتجة عن هذه السياسة ، وخاصة مشکلة التغيرات فى الطلب الکلي التي تحدث بعد تخفيض قيمة العملة.

 دراسة حاکم محسن محمد 2004: ( )

قام بدراسة أثر التضخم ومعدلات الفائدة على أسعار الصرف الموازية فى الفترة (1992 -2001) فى العراق وبعض الدول المجاورة. وتوصل إلى أن التغيرات فى معدلات التضخم سيکون له أثر على أسعار الفائدة، وأن ارتفاع سعر الفائدة سيقلل من اقبال المستثمرين ورجال الاعمال على الاقتراض، فى حين أن انخفاض سعر الفائدة سيرفع من أقبالهم على الاقتراض، بما يزيد من معدلات الاستثمار وتحسن قيمة العملة الوطينية. کما أن سعر الصرف أيضاً يتاثر بمعدلات التضخم. حيث تنخفض قيمة العملة الوطنية بارتفاع معدلات التضخم. إلا أنه لاحظ ثبات أسعار الصرف فى بعض الدول على الرغم من التغيرات الاقتصادية فى تلک الدول.

 دراسة Gali And Monacelli عام 2005:( )

بحث أثر السياسات النقدية وتغيرات سعر الصرف على أقتصاد مفتوح صغير الحجم. واستخدم الباحث منهج التحليل الکمى، وبين کيف يمکن تقليل حرکة التوازن إلى مستويات تقلل من التضخم المحلى وفجوة الناتج. وذلک لتحليل الاثار على الاقتصاد الکلى وقام بصياغة ثلاث نظم بديلة للسياسات القائمة على القواعد النقدية فى اقتصاد صغير مفتوح (التضخم المحلى، قواعد تايلور القائمة على مؤشر أسعار المستهلکين، سعر الصرف المقيد) وتوصل البحث إلى أن الفرق الرئيسى بين هذه النظم يتمثل فى المدى النسبى لتقلبات أسعار الصرف اللازمة لکل نظام، کما أوضح البحث الحالات التى تعد سياسة أستهداف التضخم المحلى فيها سياسة مثلى.

 دراسة , Tirsit Genye 2011: ) )

قامت الدراسة باختبار أثر تخفيض قيمة العملة على نمو نصيب الفرد من الناتج المحلي الإجمالي خلال الفترة من 1980 إلى 2010 في اثيوبيا. باستخدام نموذج انحدار لدراسة العلاقة بين تخفيض قيمة العملة المحلية ونصيب الفرد من الناتج المحلى الاجمالى (GDP) باضافة عدد من المتغيرات المستقلة ذات التأثير على الناتج المحلي الإجمالي (کالتعليم والاستثمار الخاص وصافي التجارةالخارجية). وتم تقدير نموذجين انحدار، في النموذج الأول لم يتم استخدام قيم مبطأه. وکانت نتيجته يوجد تأثير عکسى لسعر الصرف على نمو الناتج المحلى، وهذا التأثير لم يکن معنوياً، وبالتالي فإن انخفاض قيمة العملة ليس له تأثير على نمو نصيب الفرد من الناتج المحلي الإجمالي، ثم أظهر النموذج الثاني الذي أُستخُدام فيه قيم مبطأه أن انخفاض قيمة العملة المحلية کان له أثر سلبي کبير على نصيب الفرد من الناتج المحلي الإجمالي في نفس العام، وکان له أثر إيجابي کبير بعد مرور عام.

 دراسة جبورى، علو، يوسف 2015/2016:( )

هدفت الدراسة إلى تحليل أثر تغيرات سعر الصرف على التضخم فى الجزائر من خلال تطبيق منهج تحليل الصدمة العشوائية وتحليل التباين لاستنتاج العلاقة بين سعر الصرف والتضخم، وتوصلت الدراسة إلى وجود أثر مباشر بين التغير فى سعر الصرف والتضخم، وأن هذه العلاقة ثابتة ومستدامة وهو ما يتوافق مع النظرية الاقتصادية.

 دراسة (منال جابر مرسى) 2017:( )

قامت بدراسة تأثير السياسات النقدية على استقرار سعر الصرف فى مصر خلال الفترة من 1990 إلى 2017. وکان الهدف من الدراسة هو التعرف على طبيعة سعر الصرف فى مصر وتم استخدام منهج التحليل الاستقرائى والقياسى لتقييم أثر السايسة النقدية على تحقيق استقرار سعر الصرف. وقد توصل البحث إلى وجود عقبات هيکلية فى الاقتصاد المصرى تحول دون جعل سعر الصرف الفعلى له تأثير على مسار سعر الصرف المرغوب فيه، وأن سعر الخصم هو العامل الاساسى فى تدهور سعر صرف الجنية أمام الدولار فى الاجل الطويل. إلا أنها توصلت لعدم توافق العلاقة بين سعر الصرف ومعدل التضخم مع النظرية الاقتصادية فى مصر خلال فترة التحليل.

 دراسة أبو دوح، على محمد على، وأخرون2017:( )

هدفت الدراسة إلى قياس الآثار التوزيعية لسياسة تخفيض قيمة العملة المحلية على المتغيرات الاقتصادية المختلفة، وتوضيح الاجراءات التصحيحية التى يمکن أن تتخذها مصر من خلال قراءة الحالة فى بوليفيا. وقد توصل الباحثون إلى وجود علاقة طردية بين التضخم والاستهلاک العائلى، وبين سعر الصرف والتضخم. وعلاقة عکسية بين سعر الصرف وميزان المدفوعات، کمال لايوجد تأثير لسياسات سعر الفائدة على سعر الصرف فى مصر.

 دراسة Omar Osman: ( (

أوضحت الدراسة أسباب الانخفاض الکبير في سعر صرف الجنيه المصري واثر هذا علي الاقتصاد بالترکيز علي فترات ثلاث تم فيها انتهاج هذه السياسة عام 1991، ثم قرار التعويم في 2003، وأخيرا الانخفاض الکبير عقب ثورة يناير 2011، وقام الباحث باستخدام المنهج النقدي والبيانات التاريخية لتحليل تطور الظروف النقدية في کل من مصر والولايات المتحدة، بهدف التوصل للعلاقة بين معدلات التضخم والتغيرات فى سعر صرف الجنية. وتوصل إلى أن تخفيض قيمة الجنيه المصري له تأثير سلبي علي الاستهلاک الفردى وخاصة للأسر الفقيرة، إلا أن أثره علي الصادرات المصرية بسيط جدا، ولم يتم إثبات أي أثر للتخفيض علي العماله والتوظيف .

1/ 8- مخطط البحث:

يتم مناقشة اشکالية البحث والتوصل إلى النتائج من خلال مخطط مکون مما يلى:

 مقدمة. وتشمل على أشکالية البحث وأهدافه، وأهميته، وفروضه، وحدوده الزمانية والمکانية، والدراسات السابقة

  أسباب تخفيض سعر صرف الجنية المصرى.

  أثر تغيرات سعر الصرف على التضخم.

  تطور الفقر وتوزيع الدخل فى مصر.

  النموزج القياسى.

  نتائج البحث.

  الملاحق.

 المراجع.

2- أسباب تخفيض سعر صرف الجنية المصرى:

ظل الاقتصاد المصري يتمتع بمرکز نقدي قوي بعد انتهاء أزمة المديونية المستحقة على مصر في أواخر ثمانينيات القرن التاسع عشر، واستطاع الاقتصاد المصرى أن يتغلب على الأزمات الناتجه عن الحرب العالمية الأولى، ثم الکساد الاقتصادي العالمي في الثلاثينات من القرن العشرين، وخرج الاقتصاد المصرى قويا بعد الحرب العالمية الثانية، فکانت قيمة الجنيه المصري أعلى من قيمة الجنيه الإسترليني وتعادل نحو 3.5 دولار أمريکي. وظلت قيمة الجنية شبه ثابته حتى بداية الخمسينيات من القرن العشرين، ثم بدأت العملة المصرية تتعرض لضغوط بسبب عوامل عدم الاستقرار السياسى والاقتصادي نتيجة التغيرات فى النظام السياسى والاقتصادى منذ 1952. إلا أن الدولة الجديدة أستطاعت أستغلال ظروف الحرب الباردة لإعادة بناء الاقتصاد على أسس اشتراکية فى تلک الفترة، إلا أن السياسات الاقتصادية المتبعة فى الستينيات لم تحقق أهداف الاستقرار السياسى والاقتصادى، مما خفض من عرض العملات الاجنبية والذى إطلاق عليها مطلح "العملة الصعبة" فى تلک الفترة. واستمر تدهور قيمة الجنيه بعد هزيمة يونيو 1967، على الرغم من محاولات الحکومة المصرية السيطرة على التجارة الخارجية من خلال فرض سعر صرف ثابت للصرف يتم على أساسه إتمام المعاملات مع العالم الخارجى.

وبعد حرب أکتوبر 1973، وأنتهاج سياسة الانفتاح الاقتصادى، تعرض الاقتصاد المصري لحالة من الفساد وعدم الاستقرار ما أثر سلباً على قيمة الجنيه المصري مقابل العملات الأجنبية، فقررت الحکومة إنشاء ما أطلق عليه "السوق الموازية للصرف الأجنبي"، مما أضفى نوعاً من الشرعية على تداول العملات بين المصارف بسعر غير السعر الرسمي الذي يحدده البنک المرکزي. وحتى أبريل 1981 ظللت قيمة الجنيه المصري أکبر من قيمة الدولار، حتى اقتربت قيمة العملتين من حد التعادل.

وفي يوليو 1990 تم تخفيض السعر الرسمي للجنيه من 1.1 جنيه للدولار إلى 2 جنيه للدولار، کأحد اشتراطات صندوق النقد لأتمام اتفاق إعادة الهيکلة الذى تم فى عام 1991. ثم توالت قرارات البنک المرکزي بتخفيض السعر الرسمي للحنيه مقابل الدولار إلى أن وصلت قيمة الدولار إلى 5.8 جنيه مصري فى يناير 2011.

وواصل سعر صرف الدولار الأمريکي الارتفاع أمام الجنيه منذ 1986 وحتى عام 2016، وفقد الجنيه وفقا للأسعار الرسمية 663 قرشا من قيمته، إلا أن انهيار قيمة الجنيه کان أکبر فى السوق الموازية. وقد مثّل هذا الانخفاض المتتالى لسعر صرف الجنيه مقابل الدولار الأمريکي ــ خاصة خلال عام 2015، والشهور الثلاث الأولى من2016 ــ أحد أهم المشکلات الاقتصادية التى تواجه الاقتصاد المصري، ما أدى إلى تدخل البنک المرکزي عبر آليات السوق، لضبط سعر صرف العملات الأجنبية، دون تحديد مباشر أو تحکمى. وانتهج البنک المرکزي في سبيل السيطرة على سعر صرف الجنيه سياسة ضخ العملات أو شرائها من السوق، بهدف السيطرة على أسعار النقد الأجنبي. إلا أن هذا التخفيض المتتالى لقيمة العملة المحلية من قبل البنک المرکزى لم يوقف المضاربة على الدولار فى السوق الموازية ما جعل هناک أکثر من سعر للدولار. وترجع الارتفاعات المتتالية فى أسعار صرف العملات الاجنبية (وخاصة الدولار) خلال الفترة من 2014 وحتى 2018 إلى العديد من المتغيرات الاقتصادية سواء على المستوى الدولى أو المحلى ومن أهم هذه العوامل:

 انخفاض تحويلات العاملين بالخارج: ( )

 تعد تحويلات العاملين المصريين بالخارج من أهم العوامل المؤثرة فى سعر صرف الجنيه مقابل العملات الاخرى وخاصة الدولار. وخلال الفترة ما بين 2003 وحتى 2010، أتسمت نسبة هذه التحويلات بالاستقرار حيث وصلت نسبتها إلى 75% من جملة دخل العاملين بالخارج، مما انعکس على سعر الدولار الذي ظلت قيمته ثابتة عند 6.20 جنيه لمدة 7 سنوات، سواء في السوق الرسمية، أو السوق الموازية (مکاتب الصرافات). إلا أن نسبة التحويلات هذه انخفضت لتصل إلى نحو 5% من جملة دخل العاملين المصريين بالخارج مع بداية عام 2011 ما أدى إلى حدوث ارتفاعات متتالية في قيمة الدولار.

 ارتفاع سعر صرف الدولار مقابل العملات الأخرى: ( )

قام البنک المرکزي السويسري في نوفمبر 2014 بخفض أسعار الفائدة، تماشيا مع القرار الذى اتخذه البنک المرکزي الأوروبي، ما أدى إلى ارتفاع سعر الدولار بمعدلات متسارعة، حيث ارتفع سعر الدولار مقابل الجنيه الإسترليني بنحو 4.59% خلال عام واحد، وبنحو 17.69% مقابل اليورو، و3.76% مقابل الين الياباني، و5% مقابل اليوان الصيني. وفي ديسمبر 2015، قرر مجلس الاحتياطي الفيدرالي الأمريکي رفع سعر الفائدة على الدولار بمقدار ربع في المائة، ما ادى إلى ارتفاع سعر الدولار مرة أخرى، لإرتفاع ثقة المستثمرين في الاقتصاد الأمريکي. ولا يمکن فصل قيمة الجنيه المصري بالنسبة للدولار الأمريکي، عن ارتفاع سعر الدولار مُقابل العملات الاخرى الرئيسية حول العالم، حيث إنّ ارتفاع سعر الدولار مُقابل العملات الاخرى، يعد محددا رئيسيًا للقيمة الحقيقية للجنيه، من وجهة نظر المستثمرين والمتعاملين فى السوق الموازية.

 عجز ميزان المعاملات الجارية المصرى: ( )

الميزان التجاري يُظهر الفارق بين الصادرات والواردات السلعية، والميزان الخدمي يحدد صافى مُتحصلات الدولة من الصناعات الخدمية کالسياحة والنقل والذى يعانى من عجز کبير بسبب تدهور عائدات السياحة بعد 2011، ويرصد ميزان التحويلات الجارية من جانب واحد (المساعدات والمنح). وسجل الميزان التجاري عجزًا قدره 10 مليارات دولار فى الربع الأول من العام المالى 2015. ويرجع البنک المرکزى المصرى سبب هذا العجز إلى إنخفاض الأسعار العالمية للبترول مما أثر سلباً على الصادرات والواردات المصرية.

کما تراجعت حصيلة الصادرات السلعية بنحو 26.5%، لتصبح 4.6 مليار دولار فى الربع الأول من 2016، بعد أن کانت 6.3 مليار دولار في الربع الأول من العام المالي2015. ويرجع سبب هذا الانخفاض إلى انخفاض حصيلة صادرات البترول (الخام أو المنتجات) بنحو 1.2 مليار دولار، بسبب انخفاض أسعار النفط العالمية بأکثر من 51% خلال فترة المقارنة.

 انخفاض إيرادات قناة السويس: ( )

 تراجعت ايرادات هيئة قناة السويس المصرية من 449.2 مليون دولار في أکتوبر 2015 لتصل إلى 408.4 مليون دولار في نوفمبر فى نفس العام ، وهو أدنى مستوى لإيرادات القناة منذ فبراير 2015 (382 مليون دولار) وهو ما يعنى خسائر تقدر نحو 40.8 مليون دولار. ويرجع السبب في انخفاض إيرادات القناة إلى انخفاض عدد السفن المارة من 1500 سفينة في أکتوبر إلى 1401 سفينة في نوفمبر من نفس العام (2015).

أدت تلک العوامل إلى انخفاض المعروض من العملات الاجنبية وخاصة الدولار ما أنعکس سلباً على سعر صرف الجنيه المصرى مقابل العملات الاخرى وخاصة الدولار، خاصة خلال الفترة من يناير 2015 وحتى مارس 2016. حيث أرتفع سعر صرف الدولار مقابل الجنيه من 7.3 جنيه لکل دولار عام 2016 لتصل إلى 8.88 جنيه لکل دولار بنهاية مارس 2016.( )

 واضطر البنک المرکزى إلى خفض قيمة الجنيه مقابل الدولار لتحقيق العديد من الاهداف منه.( )

 القضاء على المضاربات فى سوق العملة والقضاء على السوق السوداء.

 تحفيز الصادرات والحد من الواردات

 التشجيع على تدفق الاستثمار الأجنبى المباشر للداخل.

 تحقيق متطلبات البنک الدولى فى تحرير سعر الصرف بهدف الحصول على قرض من البنک.

وعلى الرغم من هذه الاجراءات التحفيزية التى اتخذها البنک المرکزى إلا أن سعر الدولار ظل يرتفع وظلت المضاربات على العملة مستمرة. فعلى الرغم من ارتفاع سعر الدولار بنسبة تصل إلى 11.8% فقط خلال الثلاثة شهور الاولى من عام 2016 إلا ان ذلک لم يقلل من المضاربات فى سوق العملة. بالرغم من تحرير سعر صرف العملة المحلية فى عام 2016، إلا أن انخفاض سعر صرف الجنيه ظل مستمراً حتى وصلت قيمة الدولار إلى 17.7. والجدول التالى يوضح تطورات سعر الصرف منذ 1965 وحتى 2019.

جدول رقم (1) تطور سعر صرف الجنيه المصرى خلال الفترة من 1965 -2019

السنوات 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 2015 2016 2017 2018 2019

سعر صرف الجنية مقابل الدولار 0.45 0.39 0.45 0.72 0.95 2.23 3.39 3.41 6.00 5.51 7.34

8.138

14.743

17.686 17.55

المصدر: البنک الدولى. مؤشرات التنمية فى العالم. https://data.albankaldawli.org/indicator

3- أثر تغير سعر الصرف على التضخم:

تتأتى أهمية سعر الصرف بشکل أساسي من أثاره المباشرة على أسعار السلع المستورده مما يعني تأثيره على معدل التضخم السائد في الاقتصاد. وتأتى أهمية دراسة تأثير التغيرات فى سعر الصرف على الاسعار المحلية من خلال ثلاث أثار محتملة لتلک السياسة على معدل التضخم:

 سريان مفعول نظرية تعادل القوى الشرائية لجوستاف کاسل، والتى تشير إلى أن سعر صرف العملة المحلية مقابل العملات الاجنبية يميل إلى الانخفاض بنفس النسبة التى ترتفع بها الاسعار المحلية، فإذا تضاعفت الاسعار فى الدولة المحلية ولم تتغير الاسعار فى الدول المشترکة فى التجارة الخارجية لهذه الدولة، فإن قيمة العملة المحلية ستنخفض بما يعادل الارتفاع فى الاسعار المحلية.( )

 أن أرتفاع سعر صرف العملات الاجنبة سيؤدى إلى أرتفاع أسعار الواردات بالعملة المحلية، إلا أن قوة تأثير تلک العلاقة والفترة التى تستغرقها ليتحقق هذا الأثر ما زالت محل خلاف. لأن قوة هذا التأثير وسرعته تعتمد على عدة عوامل منها نسبة الواردات إلى الاستهلاک المحلى الاجمالى، درجة المنافسة فى الصناعات بديلة الواردات التى تختلف من اقتصاد لأخر، حيث من المتوقع أن يرتفع التأثير کلما ارتفعت نسبة الواردات إلى جملة الاستهلاک.( )

 يؤثر تغيير سعر الصرف على الاجور النقدية والتى تؤثر بدورها على فاعلية سياسات سعر الصرف إذا کانت مرونة الاجور صفرية. فتأثير تخفيض قيمة العملة المحلية على المتغيرات الاقتصادية الکلية يتوقف بشکل أساسى على مرونة الاجور الاسمية ومرونة الاسعار. فکلما کانت إستجابة الأجور الأسمية للتغيرات فى أسعار الصرف کبيرة کلما انخفض التغير فى الاجور الحقيقية، وکلما کان الاقتصاد أکثر انفتاحاً سيکون أثر تغيرات سعر الصرف على الاجور الحقيقية ومستوى الناتج منخفض.( )

مما سبق يتضح أن إنخفاض سعر صرف الجنيه المصرى أمام الدولار سيرفع أسعار الواردات، وسيخفض أسعار الصادرات المصرية للخارج. صحيح أن انخفاض سعر صرف الجنيه سيحسن من القدرة التنافسية السعرية للسلع والخدمات المصرية (شرط ان يکون الطلب عليها في الخارج مرناً، وهذا ما لا يتوفر فى الصادارت المصرية ) إلا أن ذلک في المقابل سيرفع من تکلفة الواردات المصرية (والتى لا تتمتع بمرونة فى الطلب، مما يعنى ارتفاع تکلفة الواردات بنسبة کبيرة). وتؤکد العديد من الدراسات التى تمت عن تطور حجم الصادرات والواردات المصرية على أن تخفيض قيمة العملة المحلية فى الحالة المصرية لم يکن له تأثير إيجابى على الميزان التجارى المصرى ففى کل مرة يتم فيها تخفيض قيمة الجنيه ترتفع فاتورة الواردات دون أن تنخفض کمياتها بل على العکس، کما أن هذا التخفيض فى قيمة الجنيه المصرى لم يکن لها تاثير على حجم الصادرات المصرية ويمکن التحقق من ذلک من خلال بيانات ميزان العمليات الجارية المصرى.

 وبالتالى فإن تخفيض سعر صرف الجنيه المصرى أمر غير مرغوب فيه على صعيد الاقتصاد الکلي في حال وجود هذا العجز المزمن والهيکلى فى ميزان المدفوعات المصرى، خاصة وأن معظم السلع المستوردة تعد سلعاً أساسية .فمن المتوقع أن ينعکس هذا التخفيض فى سعر صرف الجنيه مقابل الدولار على مستويات الأسعار ومعدلات التضخم، والتى أرتفعت بشدة بعد تحرير سعر الصرف فى بداية 2016.

فهناک نحو 24% من إجمالي الناتج المحلي المصرى ينفق على شراء السلع والخدمات المستوردة، ( ) وعلى ذلک فإن نسبه کبيرة من الاستهلاک المحلى مکون من سلع مستوردة وهو ما سيؤدي إلى ارتفاع الأسعار نتيجة لارتفاع تکلفة الواردات بصورة کبيرة بسبب انخفاض قيمة الجنيه.

ويقوم المستوردون برفع الأسعار لتعويض الفارق فى تکلفة الاستيراد حفاظًا على هامش أرباحهم. کما أرتفعت فاتورة استيراد السلع والخدمات بالموازنة العامة للدولة المصرية أيضاً لتصل إلى 32 مليار جنيه، بالإضافة إلى تخفيض المکاسب الناتجة عن انخفاض أسعار النفط بالموازنة بنحو 5 مليارات جنيه، کما ارتفعت معدلات التضخم لتتجاوز 21.42%عام 2018. والجدول (2) يوضح تطورات معدل التضخم خلال الفترة من فبراير 2015 وحتى فبراير 2016.

وتتأثر القوة الشرائية للعملة بعدد من العوامل السياسية والاقتصادية والاجتماعية، ومن أهم هذه العوامل درجة الاستقرار السياسي وإنتاجية العمل ورأس المال ومستويات التکنولوجيا المستخدمة في الإنتاج ومعدلات الاستثمار والادخار والتضخم وقيمة الاحتياطي من النقد الأجنبي لدى البنک المرکزي، والميزان التجاري والقدرة التنافسية العالمية للمنتجات المحلية وتفضيلات المستهلکين فى السوق المحلية.

کما ن معدل التضخم يحدد القوة الشرائية للعملة. فقد لا تتأثر ميزانية المستهلکين إذا ارتفع سعر صنف واحد من السلع الاستهلاکية الأساسية، لکن التأثير يکون کبيرا عندما يشمل الارتفاع أسعار کل السلع. وفي العادة يتم قياس معدل التضخم شهرياً أو ربع سنوى أو سنوى. والجدول التالى يوضح تطور معدلات التضخم فى مصر فى الفترة 1960 -2018.

جدول رقم (2)تطور معدل التضخم فى مصر فى الفترة من 1960 - 2018

السنوات 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 2015 2018

معدل التضخم .. 5.46 12.51 9.66 12.43 11.576 17.74 11.399 3.94 6.21 10.1 9.93 21.42

المصدر: البنک الدولى. مؤشرات التنمية فى العالم. https://data.albankaldawli.org/indicator

ووبمقارنة تطور سعر صرف الجنيه المصرى، بالتطورات فى معدل التضخم فى مصر خلال ذات الفترة، وهو ما يوضحه الشکل البيانى التالى. يتضح ما يلى:

يتضح من العرض السابق أن هناک علاقة مباشرة بين التغيرات فى سعر الصرف ومعدل التضخم. وإن اختلفت الاستجابات من فترة زمنية لأخرى.

 فخلال الفترة من 1960 وحتى عام 1980 أتسم معدل التضخم بالارتفاع وإن کان بنسب متفاوته على الرغم من ثبات سعر الصرف ويرجع ذلک إلى عوامل اقتصادية وسياسة متعددة تعرضت لها مصر خلال تلک الفترة.

 خلال الفترة من 1980 إلى 1990 کان ارتفاع معدل الضخم کبيراً إذا ما قورن بارتفاع سعر صرف الدولار خلال تلک الفترة، ويرجع السبب فى التضخم فى تلک الفترة إلى زيادة عرض النقود نتيجة لتمويل عجر الموازنة العامة من خلال طبع النقود. إلا أن توقف تلک السياسة منذ 1990 قد أدت إلى انخفاض معدل التضخم بشکل کبير على الرغم من اتجاه سعر الصرف نحو الارتفاع فى تلک الفترة، ما يعنى أن تأثير سعر الصرف فى تلک الفترة کان أيضاً ليس مؤثراً على معدلات التضخم.

 إلا أن الوضع قد اختلف منذ عام 2000، فارتفاع معدل التضخم صحبه زيادة مستمرة وبنفس النسب تقريباً فى سعر صرف الدولار. ما يعنى أن تأثير سياسات سعر الصرف فى تلک الفترة کات ذات تأثير مباشر على معدل التضخم. وهذا ما سيتم التحقق صحته من خلال النموذج القياسى.

شکل رقم (1) العلاقة بين معدل التضخم وسعر صرف الجنية المصرى خلال 1960-2019

المصدر: عمل الباحثة استرشاداً ببيانات البنک الدولى. مؤشرات التنمية فى العالم. https://data.albankaldawli.org/indicator

4- تطور الفقر وتوزيع الدخل فى مصر:

تتمثل الآثار الاقتصادية والإجتماعية والسياسية لمشکلة التضخم فى إنخفاض الدخل الحقيقي لأصحاب الدخل المحدود، وذلک بسبب أنخفاض القيمة الحقيقة للأجور التى يحصلون عليها بسبب أرتفاع الأسعار وانخفاض القوة الشرائية للنقود. ما يؤدى إلى أنخفاض الإستهلاک الحقيقي لهذه الفئات. ما يدفع العمال إلى طلب زيادة أجورهم النقدية لتعويض الارتفاع في الأسعار وزيادة تکاليف المعيشة، وإذا ارتفعت أجور العمال سيؤدي ذلک إلى ارتفاع التکاليف المتغيرة للإنتاج، وسيحاول المستثمرين زيادة الأسعار مرة أخرى. هذا يؤدي إلى ارتفاع معدل التضخم أکثر، وبهذه الطريقة يسيغذى التضخم نفسه، ويحدث تسارع ما بين الأجور والأسعار وتکتسب عملية الارتفاع التضخمي في الأسعار قوة دافعة. وإذا استمر ذلک فإنه سيؤدي إلى حدوث التضخم الجامح.

وقسم کينز المجتمع إلى ثلاث طبقات رئيسة للدخل وهي: فئة المستثمرين، وفئة المنظمين وأصحاب الاعمال الحرة ، وفئة العمال الذين يحصلون على الأجور والمرتبات الثابتة.

وسيؤثر ارتفاع الأسعار سلباً على کلاً من المستهلکين والدائنين والمستثمرين، الذين ستنخفض دخولهم الحقيقية نتيجة للتضخم. فى حين أن أصحاب الاعمال الحرة والمنظمين سيستفيدون من ارتفاع الاسعار، نتيجة لقدرتهم العالية على زيادة دخولهم بنسب أکبر من نسب التضخم، ما يعنى ارتفاع دخولهم الحقيقية. وهذا سيؤدى إلى إعادة توزيع الدخل فى غير صالح أصحاب الدخول المحدودة.

ويعرف الجهاز المرکزي للتعبئة العامة والإحصاء المصري، الفقر بأنه عدم توفير الحد الأدنى من الاحتياجات الأساسية للفرد أو الأسرة، وتتمثل هذه الاحتياجات في الطعام والمسکن والملبس وخدمات التعلم والصحة والمواصلات. وهناک ما يعرف بخط الفقر القومي، وهو تکلفة الحصول على السلع والخدمات الأساسية سواء للفرد أو الأسرة. ويتم الاستناد على هذا التعريف في تحديد من هم الفقراء. والذى يمکن تحديدهم من خلال تکلفة مکونات خط الفقر والتى تتمثل فى: ( )

 المکون الغذائي: وهو يعرف طبقًا لمفاهيم منظمة الصحة العالمية وبرنامج الغذاء العالمي، بأنه تکلفة سلة سلع غذائية تنسجم مع السلوک الاستهلاکي للفقراء، وتوفر السعرات الحرارية والبروتينات اللازمة لقيام الفرد بالنشاط الطبيعي. وتختلف تکلفة تلک السلع الغذائية باختلاف المناطق الجغرافية ويمثل خط الفقر الغذائي إلى حد کبير کلفة البقاء على قيد الحياة.

 المکون غير الغذائي: ويتم تقديره بعد تحديد خط الفقر الغذائي، وهو نسبة من الإنفاق الغذائي للأسر التي يساوي إنفاقها الکلي قيمة خط الفقر الغذائي. ويعرفه الجهاز المرکزي للإحصاء، بإن هذه الأسر اضطرت إلى التغاضي عن جزء من الإنفاق على الغذاء حتى تتمکن من تغطية نفقات غير غذائية ضرورية، ولا تستطيع الاستغناء عنها مثل الإنفاق على المسکن والمواصلات.

وطبقاً لذلک تعرف نسبة الفقر المدقع بنسبة السکان الذين يقل استهلاکهم الکلي عن خط الفقر الغذائي، بما يعني أن الواقعين تحت هذا الخط يعانون من الجوع. والفقراء هم السکان الذين يقل استهلاکهم الکلي عن کلفة مکونات خط الفقر القومي. ( )

وبالنظر إلى بيانات أصدرها الجهاز المرکزي للتعبئة العامة والإحصاء فى تقريره عن الفقر فى مصر، کشف ارتفاع نسبة المصريين تحت خط الفقر إلى 32.5% في عام 2017-2018، بعد أن کان 27.7%عام 2015/2016. وتبلغ قيمة خط الفقر طبقاً لبحث الدخل والانفاق عن الفترة 2017-2018 نحو 8827 جنيهًا للفرد في السنة، ما يعادل 735.6 جنيها للفرد في الشهر. في حين تبلغ قيمة خط الفقر المدقع 5889.6 جنيهًا للفرد في السنة أي ما يعادل 490.8 جنيهًا للفرد شهريًا. کان خط الفقر، حسب آخر بحث للدخل والإنفاق عام 2015، هو 482 جنيها شهريًا للفرد. ( (

وعلى ذلک تحتاج الأسرة المکونة من 5 أفراد إلى 3678 جنيهًا شهريًا حتى تستطيع الوفاء باحتياجاتها، بحسب تقرير بحوث الدخل والإنفاق الجديد عن الفترة 2017-2018. بينما يحدد البنک الدولي معدل خط الفقر العالمي بـ 1.9 دولار (نحو 31 جنيه) يوميًا للفرد، وهو ما يعادل 930 جنيه للفرد شهرياً، أى أن الأسره المکونة من 5 أفراد تحتاج إلى 4650 جنيه شهرياً للوفاء باحتياجاتها الاساسية فقط، وفقا لآخر الأرقام الصادرة عن البنک عام 2015.

شکل رقم ( 2) توزيع الفقر فى مصر2017-2018

المصدر/ الجهاز المرکزى للتعبئة العامة والاحصاء. مصر

وکان البنک الدولي قد أصدر بيانا فى شهر مايو 2019، قال فيه إن نحو 60 % من سکان مصر إما فقراء أو عرضة للفقر. وقد بدأت مصر برنامج الإصلاح الاقتصادي بالتنسيق مع صندوق النقد الدولي منذ عام 2014، بدأ البرنامج بتحرير سعر صرف الجنيه أمام الدولار تدريجيا إلى أن تم التحرير تماما عام 2016، وخفض الدعم عن عدد من الخدمات تدريجيا کالوقود والذى تم تحرير سعره تماما عام 2019، بهدف ضبط المالية العام للدولة المصرية. ( (

وأشار البنک إلى أن الإصلاحات الاقتصادية التى انتهجتها الحکومة المصرية منذ 2014 أثرت سلباً على الطبقة المتوسطة، وأن هناک تفاوتات جغرافية کبيرة في معدلات الفقر، إذ يتراوح بين 7% في محافظة بورسعيد، ليصل إلى 66% في بعض محافظات الصعيد. وارتفعت نسبة الفقراء فى مصر خلال الفترة من 1999إلى 2018 بنحو 100%، فکانت 16.7% في عام 1999/2000، ثم وصلت إلى 25.2% في عام 2010/2011 .وبلغت 32.5 في عام 2018.

شکل رقم (3)القدرة الشرائية للمصريين، الفقر، والاسعار 2017/2018

 المصدر/ الجهاز المرکزى للتعبئة العامة والاحصاء. مصر

يتضح من الشکل السابق الانخفاض الکبير فى القوى الشرائية للمصريين عام 2016، وهو العام الذى تم فيه التحرير التام لسعر صرف الجنية مقابل الدولار.

وبالنسبة لحالات الفقر المدقع، شهدت الفترة من 1999/2000 حتى عام 2008/2009 زيادة مطردة في هذه النسبة لترتفع من 2.9% إلى 6.1% على التوالي، وانخفضت في عام 2012/2013 لتصل إلى 4.4%، ثم عادت للارتفاع مرة أخرى في عام 2017/2018 لتصل إلى 6.2% من السکان فى مصر. واحتلت محافظة أسيوط المرتبة الأولى في أفقر المحافظات في مصر بنسبة 66.7%، تلتها محافظة سوهاج بنسبة 59.6%، ثم الأقصر بنسبة 55.3%.، بينما کانت أقل المحافظة فقرًا هي بورسعيد بنسبة 7.6%، تلتها الغربية بنسبة 9.4%. . ويعد نحو 51.9% من سکان ريف الوجه القبلي لا يستطيعون تلبية احتياجاتهم الأساسية من الغذاء وغير الغذاء ، وهم يمثلون 25.2% من تعداد السکان، فى مقابل 27.3% من سکان ريف الوجه البحري، وتقل هذه النسبة في حضر الوجه القبلي إلى 30%. في حين تبلغ نسبة الفقراء في المحافظات الحضرية26.7%، وشهد حضر وريف الوجه البحري، وحضر الوجه القبلي والمحافظات الحضرية ارتفاعًا في مستويات الفقر بين عامي 2015 و2017/2018. بينما شهد ريف الوجه القبلي انخفاضًا في نسبة الفقراء رغم بلوغها 51.9% کما ذکرنا سالفًا، خلال نفس الفترة). )

ويعد التعليم المنخفض هو أکثر العوامل ارتباطًا بمخاطر الفقر في مصر، حيث تتناقص مؤشراته کلما ارتفع مستوى التعليم. فبلغت نسبة الفقراء بين الأميين 39.2% في 2018 مقابل 11.8% لمن حصل على شهادة جامعية في نفس العام. وبلغت نسبة الفقراء بين حاملي الشهادات فوق المتوسط 20.1%، وبلغت النسبة بين من حصلوا على شهادة ثانوية 22.4%، وبلغت بين الحاصلين على شهاد إعدادية 34.4%، و38.3% للشهادة الإبتدائية، و33% لمن يحملون شهادة محو الأمية. والشکل التالى يوضح العلاقة بين التعليم والفقر.

شکل(4) العلاقة بين الفقر والتعليم فى مصر

المصدر/ الجهاز المرکزى للتعبئة العامة والاحصاء. مصر

ويظهر الشکل السابق اتساع نسبة انتشار الفقر في مصر خلال الفترة منذ بداية القرن الحالي حتى الآن. وفى الواقع فإن قيمة خط الفقر القومي التي استخدمها الجهاز المرکزي للتعبئة العامة والإحصاء تقل کثيرا عن قيمة خط الفقر العالمي، کما أوضحنا سابقاً. فأن توزيع الدخل الحقيقي في مصر يظهر أن أکثر من 50% من المواطنين يعيشون تحت خط الفقر العالمي الذي يعادل ما يقرب من 31 جنيها يوميا للفرد کما أوضحنا سابقاً.

شکل رقم ( 5) تطور قيمة خط الفقر القومى للفرد فى الفترة 2010/2011 – 2017/2018

المصدر: الجهاز المرکزى للتعبئة العامة والاحصاء. مصر https://www.capmas.gov.eg/

بالنظر إلى تطورات قيمة خط الفقر القومى فى مصر نلاحظ إن تدهور قيمة الجنيه بسبب السياسات الحکومية منذ 2014 أدى إلى تدهور مستويات المعيشة، وتحول فئات من الطبقة الوسطى المصرية إلى مستوى الفقر، حيث ارتفعت قيمة خط الفقر ما يعنى انتقال نسبة کبير ممن هم فى الطبقة المتوسطة إلى مستوى الفقر. فانخفاض قيمة الجنيه المصري تعني عمليا انخفاض القوة الشرائية للجنيه في مقابل السلع المختلفة محليا وخارجيا. ما من شأنه أن يؤدي إلى زيادة معدلات الفقر، ومن ثم اتساع نطاق الفئات والطبقات المهمشة وزيادة فرص عدم الاستقرار الاجتماعي.

5- النموذج القياسى:

في هذا الجزء سوف يتم الاعتماد على بيانات البنک الدولي خلال الفترة 1999-2017 لتوافر بيانات الفقر خلال تلک الفترة مع امکانية تقدير بعض السنوات المفقودة. وذلک لتقدير العلاقة بين التغيرات فى سعر صرف الجنية المصرى، وتأثيرها على الفقر وتوزيع الدخل.

المتغيرات الداخلة في النموذج:

POV: الفقر الوطني في مصر

PER_GDP: نصيب الفرد من إجمالي الناتج المحلي (بالأسعار الجارية للدولار الأمريکي)

INF2: التضخم، الأسعار التي يدفعها المستهلکون (% سنويا)

النموذج المقترح :

POV = C(1)+ C(3)*R_POP+C(4)*EX+U1

POV = C(6)+ C(2)*INF2 + C(5)*PER_GDP+U2

حيث:

POV: الفقر الوطني في مصر

R_POP: معدل نمو السکان

PER_POP: نصيب الفرد من إجمالي الناتج المحلي (بالأسعار الجارية للدولار الأمريکي)

INF2: التضخم بالأسعار التي يدفعها المستهلکون (% سنويا)

EX: سعر صرف الجنية المصري مقابل الدولار (عدد وحدات العملة المحلية مقابل الدولار

C(1) : الجزء المقطوع من محور الصادات للنموذج الاول

C(6) : الجزء المقطوع من محور الصادات للنموذج الثاني

C(2): معامل انحدار INF

C(3): معامل انحدار R_POP

C(4): معامل انحدار EX

C(5): معامل انحدار PER_GDP

U1: الخطأ العشوائي للنموذج الأول

U2: الخطأ العشوائي للنموذج الثاني

اختبار جذر الوحدة للمتغيرات:

بإجراء اختبار جدذ الوحدة لمتغيرات النموذج الاحصائى اتضح أن جميع متغيرات النموذج ساکنة عند المستوى I(0) باستخدام اختبار KPSS بنموذج اختبار قاطع ومستوى بمستوى معنوية 1%.

النماذج المقدرة:

POV = -0.0355267713019 + 30.4385634524*EX + 0.0046087534956*PER _ GDP

POV = -12.6665233073 + 0.439960670318*INF2 + 15.905877337*R_POP

5/1- النموذج الأول:

النموذج بالکامل جوهري بمستوى معنوية يقترب من الصفر، کما أن کل من المتغيرات التفسيرية جوهرية بمستوى معنوية يقترب من الصفر. والنموذج يفسر 95.25% من التغيرات التي تحدث في المتغير التابع، أي أن 95.25% من التغيرات التي تحدث في الفقر وفقا لخط الفقر الوطني ترجع إلى التغير في کل من سعر الصرف EX، ومتوسط دخل الفرد من الناتج المحلي الإجمالي بالأسعار الجارية بالدولار الأمريکي. و 4.75% من التغيرات التي تحدث في الفقر وفقا لخط الفقر الوطني ترجع إلى عوامل أخرى لم تؤخذ في الحسبان.

کما أن النموذج لا يعاني من مشکلة الارتباط الذاتي وفقا لاختبار Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test، ولا يعاني النموذج من مشکلة عدم ثبات التباين وفقاً لاختبار Heteroskedasticity Test: White، کما أن توزيع حد الخطأ يتبع التوزيع الطبيعي في اختبار Histogram Normality Test.

ويتفق النموذج مع النظرية الاقتصادية حيث:

 معامل انحدار سعر الصرف 30.43856 وهي قيمة موجبة، أى أن إنخفاض سعر الصرف بمقدار وحدة واحدة (جنية واحد) يؤدي إلى زيادة نسبة الفقر بمقدار 30.43856% .

 معامل انحدار نصيب الفرد من الناتج المحلي الاجمالي بالأسعار الجارية للدولار الأمريکي وهو قيمة موجبة 0.004609 . أى أن زيادة متوسط نصيب الفرد من الناتج المحلي الاجمالي الأسعار الجارية للدولار الأمريکي بمقدار وحدة واحدة (جنيه واحد سنويا) يؤدي إلى زيادة نسبة الفقر بمقدار 0.004609%. ما يعکس عدم العدلة في توزيع الدخل القومى، فعدالة التوزيع تتتحقق اذا کانت العلاقة عکسية بين متوسط نصيب الفرد من الناتج المحلي الاجمالي والفقر.

وجميع النتائج السابقة تتفق مع النظرية الاقتصادية.

5/2- النموذج الثاني:

النموذج ککل جوهري عند مستوى معنوية يقترب من الصفر، و کل المتغيرات التفسيرية جوهرية بمستوى معنوية يقترب من الصفر. والنموذج يفسر 88.37% من التغيرات التي تحدث في المتغير التابع، أي أن 88.37% من التغيرات التي تحدث في الفقر وفقا لخط الفقر الوطني ترجع إلى التغير في معدل التضخم في اسعار المستهلک و معدل نمو السکان، و11.63% من التغيرات التي تحدث في الفقر وفقا لخط الفقر الوطني ترجع إلى عوامل أخرى لم تؤخذ في الحسبان.

والنموذج لا يعاني من مشکلة الارتباط الذاتي وفقا لاختبار Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test، ولا يعاني النموذج من مشکلة عدم ثبات التباين وفق اختبار Heteroskedasticity Test: White، کما أن توزيع حد الخطأ يتبع التوزيع الطبيعي في اختبار Histogram Normality Test.

ويتفق النموذج مع النظرية الاقتصادية حيث:

 معامل انحدار معدل التضخم لاسعار السلع الاستهلاکية 0.439961 وهي قيمة موجبة، ما يعنى أن زيادة معدل التضخم بمقدار وحدة واحدة (1%) تؤدي لزيادة الفقر بمقدار 0.439961 %.

 معامل انحدار معدل نمو السکان 15.90588 وهو أيضاً قيمة موجبة، أى أن زيادة معدل النمو السکاني بمقدار وحدة واحدة (1%) يؤدي لزيادة نسبة الفقر 15.90588%.

وتتفق جميع النتائج السابقة مع النظرية الاقتصادية.

6- نتائج البحث:

 يمکننا استخلاص أن انخفاض سعر العملة المحلية، على الرغم من أن له بعض الآثار الايجابية على الاقتصاد القومى، إلا أن هذه الاثار قد تکون طويلة الأجل أما الاثار السلبية لعملية تخفيض قيمة العملة المحلية فهى اثار قصيرة الأجل، ومن أهم هذه الاثار السلبية هو حدوث موجات تضخمية کبيرة نتيجة لارتفاع تکلفة الواردات، مما يعنى ارتفاع تکلفة المعيشة، وما لذلک من اثار سلبيه على توزيع الدخل فى مصر والذى يتسم فى الأساس بعدم العدالة، کما ان انخفاض سعر صرف الجنيه سؤدى إلى مزيد من عدم العدالة فى توزيع الدخل. ما يؤدى إلى زيادة الفجوة بين الاغنياء والفقراء، والتى يجب على السياسات الاقتصادية الحالية فى الدولة أن تسعى إلى تقليصها.

وعلى ذلک تم أثبات صحة فروض البحث:

 تم أثبات العلاقة العکسية بين سعر صرف الجنية المصرى ومعدل التضخم.

 کما تم أثبات وجود علاقة عکسية بين سعر صرف العملة المحلية ونسبة الفقر فى مصر.

 کما تم أثبات أن انخفاض سعر صرف العملة المحلية يعمل على إعادة توزيع الدخل فى غير صالح الطبقات الفقيرة وذوى الدخل الثابت.

ويوصى البحث بضرورة أن تتخذ الحکومة المصرية العديد من الإجراءات الحاسمة لتخفيض حدة الاآثار السلبية لسياسات تحرير سعر الصرف على الفقراء فى مصر من خلال تطوير شبکة الضمان الاجتماعى من أجل مواجهة مشکلات التضخم وانخفاض القوى الشرائية للنقود من خلال:

 إنشاء هيئة عليا لتحديد الاسعار العادلة للسلع والخدمات حتى لا يستغل التجار موجة أرتفاع الأسعار لتحقيق ارباح غير عادية.

 تفعيل دور جهاز حماية المستهلک لتوجيه وإرشاد المستهلکين نحو الاسعار العادلة. وتحفيزهم على مقاطعة المنتجات غير الضرورية. وتفعيل العقوبات على المخالفين من المنتجين والتجار.

 ايجاد آلية لتشغيل الفقراء، من خلال القروض المتناهية الصغر وبدون فوائد لرفع قدرة الفئات الفقيرة على الانتاج وزيادة دخولهم.

 تفعيل دور المجتمع المحلى والمنظمات غير الحکومية فى تدريب وتأهيل تلک الفئات لتحويلهم من طالبى المنح والدعم إلى فئات منتجة.

المرفقات: جداول ونتائج النموذج القياسى

EX

Null Hypothesis: EX is stationary

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 5 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel

    LM-Stat.

Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic 0.211115

Asymptotic critical values*: 1% level 0.216000

  5% level 0.146000

  10% level 0.119000

*Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1)

Residual variance (no correction) 5.620263

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 19.01553

KPSS Test Equation

Dependent Variable: EX

Method: Least Squares

Date: 10/20/20 Time: 16:59

Sample (adjusted): 39 98

Included observations: 60 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -9.514697 1.252595 -7.595986 0.0000

@TREND("1") 0.190609 0.017975 10.60424 0.0000

R-squared 0.659724 Mean dependent var 3.351420

Adjusted R-squared 0.653857 S.D. dependent var 4.098382

S.E. of regression 2.411237 Akaike info criterion 4.630922

Sum squared resid 337.2158 Schwarz criterion 4.700734

Log likelihood -136.9277 Hannan-Quinn criter. 4.658229

F-statistic 112.4500 Durbin-Watson stat 0.206308

Prob(F-statistic) 0.000000

PER_GD

Null Hypothesis: PER_GDP is stationary

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 5 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel

    LM-Stat.

Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic 0.177048

Asymptotic critical values*: 1% level 0.216000

  5% level 0.146000

  10% level 0.119000

*Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1)

Residual variance (no correction) 193908.7

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 854879.5

KPSS Test Equation

Dependent Variable: PER_GDP

Method: Least Squares

Date: 10/20/20 Time: 17:02

Sample (adjusted): 6 59

Included observations: 54 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -610.6134 137.6991 -4.434404 0.0000

@TREND("1") 56.18938 3.918035 14.34122 0.0000

R-squared 0.798192 Mean dependent var 1159.352

Adjusted R-squared 0.794311 S.D. dependent var 989.4372

S.E. of regression 448.7390 Akaike info criterion 15.08709

Sum squared resid 10471069 Schwarz criterion 15.16076

Log likelihood -405.3515 Hannan-Quinn criter. 15.11550

F-statistic 205.6705 Durbin-Watson stat 0.193573

Prob(F-statistic) 0.000000

 INF2

Null Hypothesis: INF2 is stationary

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 5 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel

    LM-Stat.

Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic 0.145518

Asymptotic critical values*: 1% level 0.216000

  5% level 0.146000

  10% level 0.119000

*Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1)

Residual variance (no correction) 40.19229

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 138.2764

KPSS Test Equation

Dependent Variable: INF2

Method: Least Squares

Date: 10/20/20 Time: 17:03

Sample (adjusted): 1 60

Included observations: 60 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 6.085624 1.644300 3.701043 0.0005

@TREND("1") 0.124641 0.048068 2.593012 0.0120

R-squared 0.103883 Mean dependent var 9.762539

Adjusted R-squared 0.088433 S.D. dependent var 6.753652

S.E. of regression 6.448118 Akaike info criterion 6.598219

Sum squared resid 2411.537 Schwarz criterion 6.668030

Log likelihood -195.9466 Hannan-Quinn criter. 6.625526

F-statistic 6.723710 Durbin-Watson stat 0.732835

Prob(F-statistic) 0.012022

POV

Null Hypothesis: POV is stationary

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 1 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel

    LM-Stat.

Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic 0.162597

Asymptotic critical values*: 1% level 0.216000

  5% level 0.146000

  10% level 0.119000

*Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1)

Residual variance (no correction) 0.680125

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 1.001935

KPSS Test Equation

Dependent Variable: POV

Method: Least Squares

Date: 10/20/20 Time: 17:05

Sample (adjusted): 40 58

Included observations: 19 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -15.93991 1.764249 -9.034954 0.0000

@TREND("1") 0.811323 0.036518 22.21694 0.0000

R-squared 0.966705 Mean dependent var 23.00358

Adjusted R-squared 0.964747 S.D. dependent var 4.643525

S.E. of regression 0.871860 Akaike info criterion 2.662925

Sum squared resid 12.92238 Schwarz criterion 2.762340

Log likelihood -23.29779 Hannan-Quinn criter. 2.679750

F-statistic 493.5924 Durbin-Watson stat 0.603873

Prob(F-statistic) 0.000000

R_POP

Null Hypothesis: R_POP is stationary

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 5 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel

    LM-Stat.

Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic 0.076604

Asymptotic critical values*: 1% level 0.216000

  5% level 0.146000

  10% level 0.119000

*Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1)

Residual variance (no correction) 0.043482

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.206739

KPSS Test Equation

Dependent Variable: R_POP

Method: Least Squares

Date: 10/21/20 Time: 22:06

Sample (adjusted): 1 59

Included observations: 59 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 2.619601 0.054545 48.02681 0.0000

@TREND("1") -0.012334 0.001622 -7.604843 0.0000

R-squared 0.503630 Mean dependent var 2.261910

Adjusted R-squared 0.494922 S.D. dependent var 0.298515

S.E. of regression 0.212151 Akaike info criterion -0.229726

Sum squared resid 2.565460 Schwarz criterion -0.159301

Log likelihood 8.776918 Hannan-Quinn criter. -0.202235

F-statistic 57.83364 Durbin-Watson stat 0.079765

Prob(F-statistic) 0.000000

1- النماذج المقدرة

Dependent Variable: POV

Method: Least Squares

Date: 10/21/20 Time: 21:59

Sample (adjusted): 40 58

Included observations: 19 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -12.66652 4.471332 -2.832830 0.0120

INF2 0.439961 0.062518 7.037382 0.0000

R_POP 15.90588 2.288593 6.950068 0.0000

R-squared 0.883657 Mean dependent var 23.00358

Adjusted R-squared 0.869114 S.D. dependent var 4.643525

S.E. of regression 1.679939 Akaike info criterion 4.019331

Sum squared resid 45.15513 Schwarz criterion 4.168453

Log likelihood -35.18365 Hannan-Quinn criter. 4.044569

F-statistic 60.76238 Durbin-Watson stat 1.488088

Prob(F-statistic) 0.000000

Dependent Variable: POV

Method: Least Squares

Date: 10/20/20 Time: 17:10

Sample (adjusted): 40 58

Included observations: 19 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.035527 1.742293 -0.020391 0.9840

PER_GDP 0.004609 0.000277 16.63514 0.0000

EX 30.43856 3.619692 8.409158 0.0000

R-squared 0.952510 Mean dependent var 23.00358

Adjusted R-squared 0.946574 S.D. dependent var 4.643525

S.E. of regression 1.073308 Akaike info criterion 3.123307

Sum squared resid 18.43184 Schwarz criterion 3.272429

Log likelihood -26.67142 Hannan-Quinn criter. 3.148544

F-statistic 160.4571 Durbin-Watson stat 1.229352

Prob(F-statistic) 0.000000

Dependent Variable: POV

Method: Least Squares

Date: 10/20/20 Time: 17:15

Sample (adjusted): 40 58

Included observations: 19 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 12.44521 0.857624 14.51127 0.0000

INF2 0.330278 0.055391 5.962695 0.0000

PER_GDP 0.003432 0.000389 8.812365 0.0000

R-squared 0.920122 Mean dependent var 23.00358

Adjusted R-squared 0.910137 S.D. dependent var 4.643525

S.E. of regression 1.391998 Akaike info criterion 3.643297

Sum squared resid 31.00255 Schwarz criterion 3.792419

Log likelihood -31.61132 Hannan-Quinn criter. 3.668535

F-statistic 92.15220 Durbin-Watson stat 1.211384

Prob(F-statistic) 0.000000

مشاکل القياس للنموذج الأول

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic 0.523575 Prob. F(5,13) 0.7545

Obs*R-squared 3.184790 Prob. Chi-Square(5) 0.6715

Scaled explained SS 1.731345 Prob. Chi-Square(5) 0.8849

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/20/20 Time: 17:38

Sample: 40 58

Included observations: 19

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -4.212675 17.37885 -0.242402 0.8123

EX^2 -27.72012 123.9157 -0.223701 0.8265

EX*PER_GDP -0.001342 0.040063 -0.033508 0.9738

EX 32.74286 60.00306 0.545687 0.5945

PER_GDP^2 7.23E-07 1.22E-06 0.594989 0.5621

PER_GDP -0.002940 0.020982 -0.140116 0.8907

R-squared 0.167621 Mean dependent var 0.970097

Adjusted R-squared -0.152525 S.D. dependent var 1.234115

S.E. of regression 1.324893 Akaike info criterion 3.652630

Sum squared resid 22.81945 Schwarz criterion 3.950874

Log likelihood -28.69999 Hannan-Quinn criter. 3.703105

F-statistic 0.523575 Durbin-Watson stat 1.906034

Prob(F-statistic) 0.754523

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 3.336855 Prob. F(1,15) 0.0877

Obs*R-squared 3.457531 Prob. Chi-Square(1) 0.0630

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: Least Squares

Date: 10/20/20 Time: 17:42

Sample: 40 58

Included observations: 19

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 1.226813 1.760617 0.696808 0.4966

EX -2.905189 3.736548 -0.777506 0.4489

PER_GDP 9.08E-06 0.000259 0.035082 0.9725

RESID(-1) 0.472384 0.258599 1.826706 0.0877

R-squared 0.181975 Mean dependent var -1.13E-14

Adjusted R-squared 0.018370 S.D. dependent var 1.011924

S.E. of regression 1.002587 Akaike info criterion 3.027707

Sum squared resid 15.07770 Schwarz criterion 3.226537

Log likelihood -24.76322 Hannan-Quinn criter. 3.061357

F-statistic 1.112285 Durbin-Watson stat 1.697339

Prob(F-statistic) 0.375123

مشاکل القياس في النموذج الثاني

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 0.217223 Prob. F(2,14) 0.8074

Obs*R-squared 0.571859 Prob. Chi-Square(2) 0.7513

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: Least Squares

Date: 10/21/20 Time: 23:22

Sample: 40 58

Included observations: 19

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.018862 4.735493 -0.003983 0.9969

INF2 -0.023977 0.090402 -0.265224 0.7947

R_POP 0.115510 2.415901 0.047812 0.9625

RESID(-1) 0.203134 0.342830 0.592523 0.5629

RESID(-2) -0.078042 0.318741 -0.244844 0.8101

R-squared 0.030098 Mean dependent var -1.49E-14

Adjusted R-squared -0.247017 S.D. dependent var 1.583862

S.E. of regression 1.768697 Akaike info criterion 4.199298

Sum squared resid 43.79606 Schwarz criterion 4.447834

Log likelihood -34.89333 Hannan-Quinn criter. 4.241360

F-statistic 0.108611 Durbin-Watson stat 1.668211

Prob(F-statistic) 0.977522

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic 0.388317 Prob. F(5,13) 0.8481

Obs*R-squared 2.468957 Prob. Chi-Square(5) 0.7812

Scaled explained SS 1.086462 Prob. Chi-Square(5) 0.9553

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 10/21/20 Time: 23:24

Sample: 40 58

Included observations: 19

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -125.8206 147.9932 -0.850178 0.4106

INF2^2 0.000997 0.015880 0.062810 0.9509

INF2*R_POP -0.759139 1.310435 -0.579303 0.5723

INF2 1.482122 2.360809 0.627803 0.5410

R_POP^2 -30.13785 35.57428 -0.847181 0.4122

R_POP 124.9839 144.8217 0.863019 0.4038

R-squared 0.129945 Mean dependent var 2.376586

Adjusted R-squared -0.204691 S.D. dependent var 2.720152

S.E. of regression 2.985596 Akaike info criterion 5.277565

Sum squared resid 115.8792 Schwarz criterion 5.575809

Log likelihood -44.13687 Hannan-Quinn criter. 5.328040

F-statistic 0.388317 Durbin-Watson stat 1.107644

Prob(F-statistic) 0.848101