premières pages.qxd

النسخ

1 اختبار اثر مزاحمة الا نفاق الهكومي للا س تشمار الخاص في الاقتص اد الس عودي عبر المعاينة المعادة Test of private investment governmental spending competition impact on Saudi Arabia economy through Bootstrapping technique. البهش طبيعة الى دراس ة العلاقة بين الا نفاق الهكومي والاس تشمار يهدف هذاملخص الخاص في قطاعات الاقتص اد الس عودي غير النفطية وذلك عبر اختبار اثر المزاحمة خلال ما يقرب من الا ربعة عقود الا خيرة وتحديدا عبر اس تعمال تقنية المعاينة المعادة.Bootstrapping قبل التوص ل الى النموذج الا مشل تم منها توظيف تحويل Box-Cox مع اس تخدام عدة ص يغ احص اءية-رياض ية اختبار التكامل-المش ترك والس ببية واختبار الترجيه الا عظم الارتدادي. اوض هت نتاءج البهش ان مبدا المزاحمة ينطبق في الاقتص اد الس عودي من خلال مزاحمة الا نفاق الاس تشماري على موءس س ات الا نتاج الهكومية لاس تشمارات موءس س ات القطاع الخاص بينما الا نفاق الهكومي على البنية التهتية يعتبر عاملا محفزا لزيادة مس توى الاس تشمارات الخاص ة. وبالتالي اتض ه ان عامل التهفيز يفوق اثر المزاحمة. وللتا كد من قيم هذه المرونات اجرينا الا س تنس اخ الا حص اءي عبر اعادة ش ريط العينات العش واءية الناتجة عن التقدير با س لوب الترجيه الا عظم- بطريقة عش واءية امكنتنا من اقرار النمذجة اخملتارة وكذلك النتاءج المنبشقة عنها وذلك بربط قيم الا حص اءية جز بش كل كبير بالعينة الا س اس ية. ترتيب : JEL C1, C83, E, H54 الكلمات الا س اس ية: المزاحمة الا س تشمار الخاص الا س تشمار الهكومي تحويل Box-Cox, Bootstrapping المملكة الس عودية. ٤ د. حس ن بلقاس م غص ان اس تاذ مش ارك في كلية العلوم الا دارية جامعة الملك فيص ل المملكة العربية الس عودية وا س تاذ موءهل في قس م العلوم الاقتص ادية جامعة مهمد بن عبدالله فاس المغرب. د. حس ن رفدان الهجهوج اس تاذ مش ارك في قس م الاقتص اد كلية العلوم الا دارية جامعة الملك Dr. Hassan Belkacem GHAssAn Professor in the department of economics, King Faisal University - Saudi Arabia, and Professor in the department of Economic Sciences, Mohamed Ben Abdullah University - Marocco. Dr. Hassan Rafdan AlHAjHoj Professor in the department of economics, King Faisal University, Saudi Arabia. Abstract This study aims to study the existing relation between government spending and private investment in Saudi Arabia non oil sectors through testing the existing competition since the last four decades, notably through Bootstrapping technique. Before reaching the optimal model, Box-Cox version was adopted through various statistical and sports formulas including common integration and causality testing as well as resulting prognosis testing. The study s results showed that the competition principle in Saudi Arabia economy through investment spending competition applies to governmental production institutions for private sector institutions investments. On the other hand, government spending on infrastructure is a stimulating factor for private investments increase. It s therefore clear that such stimulating factor transcends competition s repercussions. With a view to make sure of the value of such flexibilities, we conducted the statistical cloning via restituting the arbitrary samples tape emanating from prognosis evaluation which made us adopt the chosen models and the ensuing results through deeply linked statistical values LR to the original sample. Key Words: Competition, private investment, government investment, Box-Cox version, Bootstrapping, Saudi Arabia.

2 التي- ٣٥ اختبار اثر مزاحمة الا نفاق الهكومي للا س تشمار الخاص على الاقتص اد الس عودي عبر المعاينة المعادة بعض الص يغ الرياض ية وتحديدا تحويل Box-Cox لنهص ل على النموذج الا مشل. بالاض افة الى ذللك اس تعملنا عدة اختبارات من اهمها التكامل المش ترك والس ببية والترجيه الا عظم الارتدادي (انظر الملهق) للهص ول على نتاءج تلك العلاقة. يهدف هذا البهش الى توظيف منهجية المعاينة المعادة (Bootstrap) للوثوق من اختبار اثر مزاحمة او تحفيز اثر الاس تشمار الهكومي للاس تشمار الخاص في الاقتص اد الس عودي والذي تم اس تخدامه في بهش س ابق. حيش يعتبر اس لوب المعاينة المعادة احد الطرق الا حص اءية المتبعة للتا كد من دقة نتاءج النماذج القياس ية (غص ان ٢٠٠٣). لهذا الس بب تم تطبيق هذه الطريقة على دالة الاس تشمار الخاص في المملكة من خلال منهججية توزيع اعادة العينة اعادة تقدير Re-sampling وبالتالي) Distribution) العوامل بمي ات او با لاف او بعش رات الاف المرات بش كل ارتدادي وذلك بهدف التا كد من الهص ول على نتاءج ٢ لاهمية موثوق بها من تقديرات دالة الاس تشمار الخاص المعاينة المعادة انظر دراس ات (,1985 Tibshirani, Àr & 1939 و) ) 1939 Duval, ooney & و) M Flachaire, ).(000 ومن خلال المعاينة المعادة نس س ععى اللى تقدير مرونات المدى البعيد لطلب الا س تشمار الخاص بالنس بة الى نفقات البنية الا س اس ية ونفقات الا س تشمار الا نتاجي وكذلك بما يتعلق بمتغيرات تفس يرية اخرى اقتص ادية ومالية. وبالتالي نس تطيع الوثوق من اش ارات وقيم اثر المزاحمة عبر الا س تنس اخ الا حص اءي لمتغيرة الاس تشمار الخاص. ٢- منهجية المعاينة المعادة في نموذج اطار الانهدار حتى لا يكون هناك فرق بين الزخم الا ول اي التوقع الرياض ي لتوزيع العينة المعادة والتوزيع التقاربي لا يمكن ان نس تعمل البواقي الا ص لية في اطار دالة التوزيع التجريبي F غالبا ما تكون غير معلومة والمعروفة برمز Function- (EDF) Empirical Distribution بل يجب تركيزها لكي نص ل الى توقع رياض ي يس اوي الص فر. كما يمكن تحس ين التوزيع التجريبي عبر الزخم الشاني اي التباين وذلك عن طريق البواقي المعيارية بالا عادة و ايض ا الموحدة بالا عادة حتى يكون تباين دالة العينة المعادة مقدر لتباين اخطاء النموذج بدون تحيز. وغالبا ما نجد ان المعاملات المقدرة تحت فرض ية العدم تكون مس تقلة حس ب خط تقاربي عن الا حص اءيات التي تختبر. ١- مقد مة اختلفت المدارس الاقتص ادية في تحديد العلاقة بين الا نفاق الهكومي والاس تشمار الخاص وتا ثير هذه العلاقة على معدل نمو اس تشمارات القطاع الخاص. حيش ترى المدرس ة التقليدية وجود مزاحمة بين الا نفاق الهكومي والجهود الاس تشمارية للقطاع الخاص بس بب مزاحمة القطاع الهكومي للقطاع الخاص على الموارد المالية المتاحة في الس وق المحلي (انظر دراس ة Aubyn, 080 & ودراس ة Khan, 1948 lejer & ودراس ةB (Buiter, 1977 من. جهتها تعتبر المدرس ة الهديشة ان انفاق القطاع الهكومي يس اعد على نمو اس تشمارات القطاع الخاص وبالتالي يزيد من معدل النمو الاقتص ادي (انظر دراس س ة Martinez, 050 ودراس ة oss, 00 ودراس ةV Barro, 1909 ودراس ة schauer, 1998 )A. يتض ه من خلال هذه الا دبيات ان العلاقة بين الا نفاق الهكومي والاس تشمار الخاص لا تحظى بالا جماع وا نها تختلف من اقتص اد دولة الى اخرى ومازالت تتباين نتاءج هذه العلاقة في العديد من الدراس ات الاقتص ادية. في بهش س ابق تم الس عي الى معرفة العلاقة بين الا نفاق الهكومي والاس تشمار الخاص وذلك من خلال تحديد نموذج لدالة الاس تشمار الخاص في المملكة العربية ١ الهجهوج حس ن وغص ان حس ن»ما هي طبيعة الس عودية العلاقة بين الانفاق الهكومي والاس تشمار الخاص في الاقتص اد الس عودي «تحت النش ر. ٢٠٠٨ ولقد تم تطبيق Afonso ١- الهجهوج حس ن وغص ان حس ن»ما هي طبيعة العلاقة بين الانفاق الهكومي والاس تشمار الخاص في الاقتص اد الس عودي «تهت النش ر ٢٠٠٨. -٢ لاهمية المعاينة المعادة انظر دراس ات 1993) Tibshirani, 1985, E( fron & و 1993) Duval, (Mooney & و 000).(Flachaire,

3 الملهق)( اجملل ة العربي ة للعلوم الاقتص ادي ة والا داري ة ٣٦ ٣- عملية المعاينة المعادة الاس تشمار الهكومي والخاص ص عبة المنال وخاص ة عند مش اهدة ان ومعالجة قاعدة البيانات حول متغيرات تقس يم الا س تشمار الكلي الى ثلاثة مكونات: الا س تشمار الخاص والنفقات الهكومية الاس تشمارية بما فيها النفقات على البنية الا س اس ية ونفقات الا س تشمار الهكومي على المش اريع الا نتاجية. انطلاقا من المص ادر المعتمدة للبيانات الا حص اءية مص لهة الا حص اءات العامة والمعلومات - وزارة الا قتص اد والتخطيط ثم موءس س ة النقد العربي الس عودي والتقرير الس نوي (٢٠٠٧ ٤٣ الرياض ) تمت بلورة مختلف المتغيرات الس نوية من ١٩٦٨ الى ٢٠٠٦ اي ٩ مش اهدة. ٣ عندما نجري عمليات توليد البيانات اي (DGPþ) Dynamic Generator Processes انطلاقا من العينة او الس لس لة الزمنية الا ص لية بش كل عش واءي يمكننا تقوية او تض عيف جوازية اختبار الا حص اءية Likelihood) LR (Ratio بالخص وص وكذلك اختبار الا حص اءية. T وبتكرير عدة منهجية اعداد مختلفة عبر اعادة المعاينة بش كل ارتدادي بمي ات او با لاف او بعش رات الاف المرات يمكننا اعادة تقدير معاملات المعادلات الشلاثة (الملهق جدول ٨) من الص ياغة [.6] والتي تعتبر المعادلة النظرية العامة للا س تشمار. وانطلاقا من هذه التقنية يمكننا تض عيف او تقوية نتاءج الانهدارات الس ابقة (الملهق جدول ٨). غالبا ما يكون تباين المقدرات باطلا ذلك ان الهس ابات الا حص اءية تفترض التوزيع الطبيعي للبواقي. ومع وجود عدد قليل من نقط العينة يص به من المناس ب اس تعمال تقنية اعادة المعاينة اي ما يس مى (Bootstrap) لكي نهدد -باس تعمال القاعدة الا ولى ثم الشانية- قيما للا حص اءية LR تكون اكثر ارتباطا بالعينة منه الى المميزات التقاربية لقانون الا عداد الكبيرة التي تفترض التوزيع الطبيعي للا خطاء العش واءية. يقض ي المبدا العام با جراء س هب عش واءي لمرات كشيرة وبا عداد كبيرة من التوزيع التجريبي للبواقي ε IPR.ويكون س هب كل باقي عش واءي باحتمال 1 من بين عناص ر موجه 39 البواقي التجريبية. بهذه المنهجية نا مل في الهص ول على توزيع عش واءي للبواقي يكون جد مش ابه للتوزيع الواقعي.ε تجدر الا ش ارة الى اهمية اجراء اختبار IPR جملتمع الا خطاء معين لمعرفة ما كانت اذا س لس لة البواقي لها عناص ر مس تقلة فيما بينها حتى تص ه عمليات توليد البيانات وا جراء تقنية اعادة المعاينة. وعندءذ يمكن س هب كل باقي عش واءي باحتمال 1 من بين عناص ر موجه البواقي 39 التجريبية. لقد تم هذه اخض اع البواقي لا ختبار t t T فقد برهن (1987 ackinnon, وM (Davidson ان هذا الاقتراه ص هيه خاص ة بالنس بة للاختبارات المعتمدة على مقدر الترجيه الا عظم -كما هي الهال بالنس بة لتطبيقات هذه الدراس ة-. كذلك يجب تكون ان احص اءية الاختبار غير مس تقلة حس ب خط تقاربي فقط عن مقدرات النموذج بل يجب ان تكون عن ايض ا مس تقلة دالة توزيع المعاينة المعادة. ونهص ل بالتالي على تقدير متقارب لتوزيع الا خطاء العش واءية ˆ ما او يس مى بالمعاينة المعادة بدون معامل (000.(Davidson, MacKinon وانطلاقا من هذا التوزيع يتم اجراء توليد بيانات المعاينة المعادة ونقوم في اطار هذه الدالة بعملية الفرز بش كل عش واءي. للا خطاء وا ذا كان قانون المعاينة المعادة قد تم تقريبه كل اذا كان اجراء توليد بيانات يمتاز بنفس قانون التوزيع بالتش بهات عندها تتعادل اختبارات المعاينة المعادة مع اختبارات Carlo. Monte اذا ما اعتبرنا نموذج الانهدار الخطي مع مماثل اخطاء عش واءية مس تقلة وموزعة بش كل اي (IID) Identically and Independently Distributed فا ن تباين البواقي يتجه الى بخس في تقدير تباين الا خطاء العش واءية للمجتمع الا حص اءي الا م, وذلك لا ن: [.] E(û û) = (T - k)s uˆ () t = 1 1 h uˆ 1 T s= 1 1 uˆ s 1 h s حيش k هيعدد المنهدرات بدون الشابتة. وفي اطار العينات يمكن تص هيه هذا التهيز بض رب البواقي المركزة حس ب القاعدة الا ولى التالية : ونهص ل اذا على البواقي المعيارية المعادة. يمكن ايض ا تص هيه التهيز باس تعمال التباين التالي: E(û t ) = (1 - h t حيش )s h t = X t (X X) -1 X t ونهص ل على اذا البواقي المعيارية المعادة والمركزة حس ب القاعدة الشانية التالية : لان البواقي t û لا تمتاز بنفس التباين وفيها تغاير اص طناعي. ولهذا فا ن البواقي المعيارية المعادة تمتاز كلها بنفس التباين ويتم اعادة تركيزها. نش ير الى ان التص هيهين تم توظيفها في المعاينة المعادة ويبدو جليا ان التص هيه الشاني هو الا فض ل لا نه يعطي نتاءج مرض ية احص اءيا.

4 بواقي مركزة( بواقي مركزة( ٣٧ اختبار اثر مزاحمة الا نفاق الهكومي للا س تشمار الخاص على الاقتص اد الس عودي عبر المعاينة المعادة Breusch- Godfrey الذي يختبر الا س تقلال (فرض ية العدم) ض د عدم-الا س تقلال (فرض ية البديل) بين عناص ر موجه البواقي. وتبين نتاءج هذا الا ختبار قبول فرض ية العدم اي الا س تقلال بين عناص ر موجه البواقي وبذلك يص ه توظيف منهجية اعادة المعاينة بالش كل الذي تم عرض ه. كما اجري اختبار تجانس البواقي ض د تغايرها عبر مض اعف اختبار Lagrange والذي مكننا من قبول فرض ية التجانس بين البواقي. بش كل تطبيقي نض ع تكوين عش واءي جديد بتقنية Bootstrap للمتغيرة الداخلية المنش ا اي للا س تشمار الهقيقي الخاص وذلك بعد اعادة تقييمها باس تعمال المعاملات المقدرة س ابقا بطريقة الترجيه الا عظم وفي نفس الوقت با رفاقها ايض ا بالبواقي التي تمت ص ياغتها عش واءيا عبر.Bootstrap باس تعمال برنامج TSP-International نقوم بعمليات الهس اب بش كل ارتدادي فنهص ل على قيم جديدة للا س تشمار الهقيقي الخاص لكل عام في العينة وبهذا نهص ل على معاملات جديدة للمعادلات الشلاثة في الص ياغة [.6] وبالتالي نهص ل على قيم جديدة لمعدلات الترجيه. نعيد هذا الا جراء B مرة ونعرض فيما يلي عدة نتاءج الا رتداد في الجدول ١ والجدول ٢: جدول ١: ش ريط اعادة العينة لمعدل الترجيه وموحدة بالا عادة باس تعمال القاعدة الا ولى [1.]) الا س تشمار الخاص بالمعاينة المعادة با س لوب الترجيه الا عظم: 13.0 Simulations of LIEPR by bootstraping the maximum Likelihood LIPR LIPRF Y01_fit_5000 Y01_fit_3000 Y01_fit_1000 Y01_fit_ Simulations of IEPR by bootstraping the maximum Likelihood IPR IPRF Y11_fit_5000 Y11_fit_3000 Y11_fit_1000 Y11_fit_ Simulations of IEPR_0.35 by bootstraping the maximum Likelihood ipr35 ipr35f y351_fit_5000 y351_fit_3000 y351_fit_1000 y351_fit_ ٣.١ الرس م البياني: تش بهات الا س تشمار الخاص بالمعاينة المعادة لاس لوب الترجيه الا عظم عبر تطبيق القاعدة الا ولى والشانية اي [1.] و [.] والتي تتجلى نتاءجها (ذات المعنوية الا حص اءية جد-المقبولة) في الجداول ٣ و ٤ وبعد عدة اجراء اختبارات للعينة (,0=B,00,1000, ) 5 نهص ل على معاملات جديدة لدالة الاس تشمار الخاص في المملكة العربية الس عودية. يتض ه جليا بالتالي ان الا نفاق الهكومي على المش اريع الا نتاجية (IPU) يزاحم نش اط الاس تشمار الخاص بينما نلاحظ ان الا نفاق على البنية الا س اس ية (IBG) يعتبر عاملا مس اعدا ومحفزا لانش طة القطاع الخاص الاس تشمارية. ان الا ش ارة الس البة لنتيجة اثر الا نفاق الهكومي على اس تشمار القطاع الخاص دلالة على مزاحمة القطاع الهكومي لاس تشمارات القطاع الخاص بينما تش ير الا ش ارة الموجبة كما هو واض ه في اثر الا نفاق الهكومي على البنية الا س اس ية تحفيز الى القطاع الخاص لض خ مزيد من اس تشماراته في الاقتص اد المحلي. LogL_Formula1_resc B=50 B=100 B=300 B=500 B=1000 B=3000 B=5000 lambda= lambda= lambda= LR_ LR_ جدول ٢: ش ريط اعادة العينة لمعدل الترجيه وموحدة بالا عادة باس تعمال القاعدة الشانية [.]) LogL_Formula1_resc B=50 B=100 B=300 B=500 B=1000 B=3000 B=5000 lambda= lambda= lambda= LR_ LR_ التي اس تنتجت من مختلف النماذج المقدرة بطريقة مختلف ان نتاءج ش ريط اعادة العينة تعزز الا س تخلاص ات الترجيه الا عظم. وبهذا تكون الص يغة النموذجية الا كثر تلاءما فعليا مع المتغيرات اللوغارتمية لا نها موءكدة انطلاقا من تحويل Box-Cox وبهس اب الا حص اءية LR بدون اعادة ش ريط العينة مع او اعادة ش ريط العينة عش واءيا خاص ة باس تعمال البواقي المركزة والموحدة بالا عادة. وهذا ما يوءكده الرس م البياني (١.٣) التالي حول تش بهات

5 بواقي مركزة( بواقي مركزة( اجملل ة العربي ة للعلوم الا قتص ادي ة والا داري ة ٣٨ نس تنتج ايض ا من هذا التهليل ان مس توى مزاحمة القطاع الهكومي للقطاع الخاص من خلال الاس تشمار الهكومي في المش اريع الا نتاجية تحفيز اكبر من القطاع الهكومي للقطاع الخاص من خلال اس تشمار الهكومة في مش اريع البنية التهتية والتي يش ير مس توى اليها المرونات في الجدول ٣ والجدول ٤ و. تش ير النتاءج ايض ا الى بروز اثر المعجل (Accelerator) من خلال الا ثر الا يجابي للناتج المحلي الا جمالي (GDP) الهالي والمس بق على اس تشمارات القطاع الخاص. ايض ا يتض ه من خلال تلك النتاءج مدى مس اهمة القطاع النقدي (CRE) الا يجابية في دعم وتحفيز نش اط القطاع الخاص في المملكة. جدول ٣: مرونات المدى البعيد للا س تشمار الخاص تجاه المتغيرات وموحدة بالا عادة باس تعمال القاعدة الا ولى Lonney عبر) اعتمادها الهص ري على اختبار الس ببية بمفهوم Granger ان الاس تشمار الهكومي في البنية الا س اس ية للاقتص اد ليس له اي تا ثير على تحفيز اس تشمارات القطاع الخاص بل ان القطاع الخاص يص به اكثر اس تجابة عندما يهص ل على اعانات وحوافز مباش رة من طرف الهكومة. في حين توص لت دراس ة (الجراه والمحيميد ١٩٩٧) انه نتيجة لمحاولات الهكومة الس عودية ترش يد الانفاق الهكومي لتقليص العجز المتزايد في الميزانية كان لابد ان يكون هناك هذا احلال عن الترش يد من اجل تنش يط النمو الاقتص ادي المحلي. وخلص ت هذه الدراس ة الى ان مبدا المزاحمة ينطبق على حالة الاقتص اد الس عودي حيش ان الزيادة في الا نفاق الهكومي على المش روعات الا نتاجية يقلل من الاس تشمارات المتاحة للقطاع الخاص. تبرهن النتاءج ايض ا ان جهود الا س تشمار مرتبطة بش كل حاس م بالهالة العامة للاقتص اد وخص وص ا بالقدرات الش راءية الهقيقية للمس تهلكين خملتلف البض اءع المتوفرة. كما ان الس ياس ة النقدية والنظام المالي التابع لها يلعبان دورا ايجابيا يعجل الا س تشمار الخاص. وتش ير القيمة النس بية لمرونة الاس تشمار اتجاه قروض الاقتص اد الى ض رورة بلورة الا س واق المالية المنظمة والمتطورة اض افة الى ابتكار جديدة ادوات مالية تتيه مزيدا من الس يولة للمس تشمرين. ادت برامج تطوير الا قتص اد الى تنمية عدة قطاعات خص وص ا النفط والمعادن والزراعة وص ناعات التغذية والص ناعات التهويلية وفقا لخطط واس تراتيجيات الدولة. و تم تنظيم هذه الموءس س ات عبر عدة ص يغ مختلفة كالموءس س ات الهكومية كش ركة ARAMCO للنفط وش ركة المعادن للمعادن والش ركات الهكومية وش به الهكومية الا خرى مشل ش ركة س ابك وش ركة الكهرباء. وهناك ايض ا هيكل س كاني تغلبت عليه نس بة الش باب وبالتالي مع تزايد حاجات الطلب الا جتماعي -من تعليم وص هة وس كن ومداخيل اس اس ية دنيا- لم يعد في وس ع الميزانيات الهكومية المركزية المحافظة على معدل نمو النفقات بما يواكب الزيادة في الطلب على هذه الخدمات. ونظرا لا همية نفقات الص رف الهكومي التي تحد من قدرة القطاع العام على اس تيعاب عرض العمل للقدرات البش رية المتنوعة فا ن النفقات الهكومية لم تتجه بش كل اختياري نهو الا س تشمار. ولا كثر من س بب تس عى الس ياس ة الا قتص ادية الجديدة للدولة تعظيم عواءده على الرا س مال المس تشمر- وتا هيله لكي تحفيز الى القطاع الخاص -الذي يس عى بش كل رءيس ي الى [1.] Variables X GDP IPU IBG CRE Elasticity of IPR to X, B= Elasticity of IPR to X, B= Elasticity of IPR to X, B= Elasticity of IPR to X, B= Elasticity of IPR to X, B= جدول ٤: مرونات المدى البعيد للا س تشمار الخاص تجاه المتغيرات وموحدة بالا عادة باس تعمال القاعدة الشانية [.] Variables X GDP IPU IBG CRE Elasticity of IPR to X, B= Elasticity of IPR to X, B= Elasticity of IPR to X, B= Elasticity of IPR to X, B= Elasticity of IPR to X, B= ان س عي الهكومة الى بلورة خطط تنمية تركز على نمو الناتج المحلي غير-النفطي مس ارات افرز اقتص ادية ومالية تس اعد بش كل متزايد على موس عة ادوار ومهام للقطاع الخاص الوطني والا جنبي. وفي الوقت عينه تقلص دور القطاع العام تدريجيا في عدة مجالات المالية منها والاقتص ادية بما فيها الاس تشمارات على البنية التهتية والتي لم تعد حكرا على القطاع الهكومي خاص ة في قطاعات التعليم والص هة والمواني وبعض خدمات المياه. فالتهول الهاص ل مرتبط اس اس ا بالظرفية الا قتص ادية والمالية بهيش ان الص دمة الا يجابية في حجم التص دير خص وص ا خلال عامي ١٩٨٠-١٩٨١ غيرت من مس ارات مختلف المتغيرات في الاقتص اد الس عودي. في تحليل اطار العلاقة بين الا نفاق الهكومي والاس تشمار الخاص في الاقتص اد الس عودي اش ارت دراس ة (١٩٩٥

6 الا نفاق» الا نفاق» ما» ٣٩ اختبار اثر مزاحمة الا نفاق الهكومي للا س تشمار الخاص على الاقتص اد الس عودي عبر المعاينة المعادة يس توعب الزيادة في القوى العاملة الموءهلة على وجه الخص وص وا يجاد مص ادر جديدة للثروة غيرالبترولية وبالتالي تحقيق هدف تنويع مص ادر الدخل للدولة والوص ول الى تنمية مس تدامة اقتص ادية (الهجهوج وغص ان ٢٠٠٨). ٤- الخاتمة يهدف هذا البهش الى فهص دقة النتاءج التي تم الهص ول عليها من اختبار دالة الاس تشمار الخاص في المملكة العربية الس عودية في دراس ة س ابقة (غص ان والهجهوج ٢٠٠٨). ويهدف هذا البهش الا خير الى فهص العلاقة بين الا نفاق الاس تشماري الهكومي بش قيه (على المش اريع الا نتاجية وعلى البنية الا س اس ية) ومدى مزاحمته للا س تشمار الخاص وذلك من خلال تحديد نموذج الطلب الاس تشماري باس تعمال تحويل.Box-Cox بعد عدة ٥- المراجع الجراه محمد بن عبد الله والمحيميد احمد بن عبد الكريم (١٩٩٧) الهكومي والاس تشمار الخاص في المملكة الس عودية دراس ة تطبيقية«مجلة دراس ات الخليج والجزيرة العربية العدد ٨٦ ص فهة ٨٣-.٩٣ الهجهوج حس ن وغص ان حس ن (٢٠٠٨) هي طبيعة العلاقة بين الا نفاق الهكومي والاس تشمار الخاص في الاقتص اد الس عودي «بهش تحت النش ر. غص ان حس ن بن بلقاس م (٢٠٠٣) العمومي والاس تشمار الخاص : اختبار اثر المزاحمة عبر المعاينة المعادة«مجلة الا دارة العامة اجمللد ٤٣(٤) ص فهة ٧٢٧-٧٥٤. مص لهة الا حص اءيات العامة والمعلومات وزارة الاقتص اد والتخطيط الرياض المملكة العربية الس عودية. موءس س ة النقد العربي الس عودي التقرير الس نوي ٢٠٠٧ ٤٣ الرياض المملكة العربية الس عودية. اختبارات ايلة الى التوص ل الى النموذج المناس ب تم تطبيق اختبار المعاينة المعادة (Bootstrap) للتا كد من مدى قوة العوامل المقدرة في النموذج القياس ي من خلال عدة اجراء اختبارات للعينة. وا وض هت نتاءج جميع اختبارات العينة مزاحمة اس تشمارات موءس س ات القطاع الهكومي الا نتاجية مبدا ان المزاحمة ينطبق على الاقتص اد الس عودي عن طريق لاس تشمارات القطاع الخاص. وتبي ن ان اس تشمار القطاع الهكومي في البنية الا س اس ية ونمو الناتج المحلي الا جمالي والعرض النقدي هي عناص ر محفزة وايجابية لاس تشمارات القطاع الخاص. كما اكدت اعادة ش ريط العينات العش واءية ان الا ثر الا جمالي لنفقات الا س تشمار الهكومي س لبي مم يدل على ان اثر المزاحمة يغلب اثر التهفيز لاس تشمارات القطاع الخاص. ولذلك نعتقد ان القطاع الخاص ما زال يهتاج الى مزيد من التهفيز والدعم الاقتص ادي والمالي. BARRO Robert J. (1990) «Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth» Journal of Political Economy 98(5), BLEJER M. and M. Kahn (1984) «Government Policy and Private Investment in Developing Counties», IMF Staff Papers 31(), , Washington, D.C. BUITER W.H. (1977) «Crowding-Out and the Effectiveness of Fiscal Policy» Journal of Public Economics 7(3), DAVIDSOn R. and J.G. MacKinnon (000) «Bootstrap Tests: How Many Bootstraps?» Econometric Review 19, DAVIDSOn R. and J.G. MacKinnon (1987) «Implicit Alternatives and the Local Power of Test Statistics» Econometrica 55, EFROn Bradley and R.J. Tibshirani (1993) «An Introduction to the Bootstrap» new York, n Y: Chapman and Hall. EFROn Bradley and R.J. Tibshirani (1985) «The Bootstrap Method for Assessing Statistical Accuracy» Behaviormetrika 17, FLACHAIRE E. (000) «Les Méthodes Bootstrap dans les Modèles de Régression» Economie et Prévision LOnnEY R. (1995) «A Post-Keynesian Assessment of Alternative Saudi Arabian Austerity Strategies» Journal of the Social Sciences 3, AFOnSO Antonio and Miguel St. Aubyn (008) «Macroeconomic Rates of Return of Public and Private Investment: Crowding-in and Crowding-out Effects» Working Paper Series # 864, European Central Bank, Germany. ASCHAUER D.A. (1989) «Does Public Capital Crowd out Private Capital?» Journal of Monetary Economics 4,

7 م ١ اجملل ة العربي ة للعلوم الا قتص ادي ة والا داري ة ٤٠ H اي رفض غياب اية يبدو من الموءكد رفض فرض ية العدم 0 علاقة تكامل مش ترك نظرا للقيمة الا حص اءية.LR كذلك فا ن القيمة المميزة g وافق على وجود معادلات-مقاص د اربع المدى البعيد لا ن القيم العليا للموءش ر g من اقل القيم الهرجة لتوزيع Osterwald-Lenum لاختبار القيمة المميزة عند مس توى معنوية ٥. ٣ جدول ٦: اختبار لا ثبات ٦- الملهق بغية تطبيق اختبار المعاينة المعادة Test) Bootstrapping من) والتهقق نتاءج النموذج القياس ي المس تخدم لفهص تا ثير مزاحمة تحفيز او الا نفاق الهكومي للاس تشمار الخاص في المملكة العربية الس عودية تم اولا تحديد الش كل العام للنموذج كما يلي بعد اجراء الاختبارات الا حص اءية المرش هة للانهدار: [1.6] [.6] IPRt = Cste + α 1GDPt + αiput + α3ibgt 1 + α4cret + εt يفس ر هذا النموذج الا س تشمار الخاص IPR طبقا للدخل او للناتج المحلي الا جمالي GDP لقروض القطاع الخاص CRE او العرض النقدي الموس ع من جهة ولتدفقات النفقات الاس تشمارية في القطاع العام بش قيها ونفقات اس تشمار الموءس س ات العمومية IPU ونفقات ميزانية الا س تشمار الهكومي IBG من جهة يمكن اخرى. كما توءخذ ان بعين الاعتبار نقط ص دمات ذات طابع دوري عكس ي والتي قد تبرز بش كل تراكمي عبر مس ارات ذات تا ثيرات داءمة. ويمكن اعتبارها اض افة متغيرة ص ورية في النموذج. بعد اخذ القيم الشابتة للعوامل الاقتص ادية المس تخدمة في النموذج القياس ي للاس تشمار الخاص في المملكة العربية الس عودية بعين الاعتبار وذلك باس تعمال اس عار عام ٩٩٩ التي غطت الفترة الزمنية من ١٩٦٨ الى ٢٠٠٦ تم تحديد دالة الاس تشمار الخاص عبر تحويل Box-Cox اس تنادا الى اختبار معدل الترجيه Ratio) RL (Likelihood بالتالي. اص به النموذج القياس ي المس تخدم كما يلي: IPR t ( λ) = cste + α1gdpt ( λ) + αiput ( λ) + α3ibgt 1( λ) + α4cret ( λ) + εt ( λ) بناء على النموذج القياس ي [.6] الاختبارات: اجراء وبعد من العديد جدول ٥: اختبار التكامل المش ترك Variable H_0 Lag γ LR LR_5% IPR IPR IPU IBG INV GDP CRE ERS χ () ٢.٧٤ ٧.٥٤ ١٢.٦٩ ٨.٥٤ 1.٢٩ 40.8 Ln IPR Ln IPU Ln IBG Ln INV Ln GDP Ln CRE ERS χ () جدول ٧: اختبار الس ببية Null Hypothesis Lags F-statistic 1 Probability IPR does not G-Cause IPU IPU does not G-Cause IPR IPR does not G-Cause IPU IPU does not G-Cause IPR IPR does not G-Cause IBG IBG does not G-Cause IPR IPR does not G-Cause CRE CRE does not G-Cause IPR IPR does not G-Cause GDP GDP does not G-Cause IPR IPU does not G-Cause GDP GDP does not G-Cause IPU IPU does not G-Cause CRE CRE does not G-Cause IPU ٣- تم تطبيق اختبار ADF-GLS على مختلف المتغيرات وهو يعتمد على مقاربة ERS نظرا لهجم العينة بخلاف الاختبارات التقليدية الا خرى مع طول ابطاء يس اوي ١. وقيمه الهرجة عند مس تويات المعنوية ١ و ٥ و ١٠ على هي التوالي ٣.٧٧- و ٣.١٩- و ٢.٨٩-. وبرهن الاختبار ان مختلف المتغيرات لها تكامل بدرجة ١ اي I(١). نش ير ايض ا ان اختبار جذر الوحدة ليس مجديا لجعل متغيرة العرض النقدي الموس ع ثابتة والتي تبدو (٢) I كما. توص لنا الى نفس النتاءج با جراء اختبار - PP لم نعرض نتاءجه في هذه الورقة- والذي يعتمد فيما يخص القيم الهرجة على القيم الجدولية التقاربية. ٤- ان القيمة الجدولية لا ختبار -G الس ببية هي ٤.١٠٥ عند مس توى معنوية ٥. نش ير الى ان الس ببية بمفهوم Granger تقيس المض مون المعلوماتي والس ابق بفترات زمنية لمتغيرات معينة عند ارتباطها بمتغيرة مهددة والتي تس اعد على التنبوء بها ولكن لا تش ير بش كل ذاتي الى الس ببية بمفهومها العام. MARTInEz Diego (005) «Linking Public Investment to Private Investment» Economic Working Papers at Centro de Estudios Andaluces E Revision. MOOnEY Ch.z. and R.D. Duval (1993) «Bootstrapping: A non-parametric Approach to Statistical Inference» newbury Park, CA: Sage Publications, Inc. VAn GIERSBERGEn n.b. and J.F. Kiviet (1994) «How to Implement Bootstrap Hypothesis Testing in Static and Dynamic Regression Model» Work paper TI , Amsterdam: Tinbergen Institute. VOSS G.M. (00) «Public and Private Investment in the United States and Canada» Economic Modeling 19,

8 ٤١ اختبار اثر مزاحمة الا نفاق الهكومي للا س تشمار الخاص على الاقتص اد الس عودي عبر المعاينة المعادة افرزت الانهدارات الشلاثة في الجدول ٨ والتي تم تقديرها بطريقة الترجيع الا عظم الارتدادي نتاءج هامة وجديرة بالاهتمام ترجه بش كل قوي النموذج اللوغاريتمي. يوض ه حس اب معدلات الترجيه مختلف ان القيم الا حص اءية LR تفوق بش كل واس ع القيمة الجدولية. جدول ٩: موءش رات عامة حول الاقتص اد الس عودي,, -,, -,, - -, -, - -,, - -,, - -,, -,, - تم الهص ول على النتاءج التالية : ٥ جدول ٨: معادلات الترجيه الا عظم (٢٠٠٦-١٩٦٨) المص در: موءس س ة النقد العربي الس عودي (تقارير متعددة) Equations Intercept α1 α α3 α4 λ [1] Ln IPR (-5.49) [] IPR (-1.9) [3] IPR λ (-4.11) (5.34) (5.85) (5.65) (-1.59) (-.98) (-.40) (1.97) (0.9) (1.60) (1.70) (.) 0.14 (1.91) R Ln L التقنية المس تعملة هي اس لوب الترجيه الا عظم الارتدادي مع الا خذ بعين الاعتبار الارتباط الزمني بين الا خطاء العش واءية الناتجة عن تقدير المعاملات.وتم التوص ل الى التقارب الا حص اءي بعد ٦ ارتدادات بالنس بة الى الا نهدار اللوغاريتمي الا ول وبعد ٦ ارتدادات بالنس بة للا نهدار الشاني بالمس توى وبعد ٥ ارتدادات عند المعادلة الشالشة. لقد تم تكميش الناتج الا جمالي بالا س عار الشابتة لس نة ١٩٩٩ مشل المتغيرات الا خرى التي اس تخدمت في البهش بش كل مختزل.و يبدو ان الس ياس ة الاقتص ادية في المملكة الس عودية تس عى الى التقليل من حدة تا ثير التقلبات في عواءد النفط وذلك عبر التهفيز المس تمر للقطاع الخاص بغية تهقيق نمو القطاعات الاقتص ادية غيرالنفطية. -٥-٦