The Islamic University of Gaza Deanship of Research and Postgraduate Faculty of Commerce Master of Development Economics الجامعة اإلسالمية بغ ة عما ة

The Islamic University of Gaza Deanship of Research and Postgraduate Faculty of Commerce Master of Development Economics الجامعة اإلسالمية بغ ة عما ة البحث العممل رال اتسات العميا كمية التجاتة ماجستيت اتتا يات الت مية مح ات أسعات الفائ ة عمى الر ائع فل الجها المتتفل الفمسطي ل فل ظل غياب العممة الرط ية Determinants of Interest Rates on Deposits in the Palestinian Banking System in the Absence of the National Currency إ ع ا الطالب ماج شعبان محيسن ال كت رت خميل أحم ال مترطل إ شت اف ال كت رت سيف ال ين يرسف عر ة األستاذ المشاتك/ سم االتتا الجامعة اإلسالمية تئيس سم السياسة ال ق ية راألسراق المالية سمطة ال ق الفمسطي ية م ه ذا البح ث ا ست كم اال ل م ت طمبا ت الح تر ل ع مى ت ج ة ال م اج ست ي ت ب ك مي ة التجاتة ف ل ال ج ام ع ة اإل سالم ي ة ب غ ة ف ل ا ت ت ا ي ات الت م ي ة 8102 م ماير/ تمضان/ 0341 ه

اتت إ ران: الع تحمل التل التسالة م مق اه أ المرع ا أ المتتفل الجها فل ائع الر عمى ة الفائ أسعات ات مح ية الرط العممة غياب ظل فل ل الفمسطي Determinants of interest rates on deposits in the Palestinian banking system in the absence of the national currency أقربأنمااشتممتعميوىذهالرسالةإنماىونتاججيديالخاص باستثناءماتمتاإلشارة إليوحيثماورد وأنىذهالرسالةككلأوأيجزءمنيالميقدممنقبلاآلخرينلنيلدرجةأو ةظوفحم النشر حقوق وأن أخرى. بحثية أو تعميمية مؤسسة أي لدى بحثي أو عممي لقب Declaration لمجامعةاإلسالمية غزة. I hereby certify that this submission is the result of my own work, except where otherwise acknowledged, and that this thesis (or any part of it) has not been submitted for a higher degree or quantification to any other university or institution. All copyrights are reserves to IUG. Student's name: Signature: Date: الطالب: اسم التريع: التاتيخ: محيسن شعبان ماج 2018/05/31 م أ

األطترحة عمى الحكم تيجة ب

ممخص العتبية بالمغة التسالة ارسةإلىتحميلالعواملالمحددةألسعارالفائدةعمىالودائعفيالجياز ىدفتىذهالد ةيبنجأ رئيسية عمالت ثالث واستخدام الوطنية العممة غياب ظل في الفمسطيني المصرفي ارئيمي(وماترتبعميومنوجوداختالفات س إلا ردني والشيكل ألا مريكي والدينار ألا )الدوالر فلاتخلا ار نظ الفمسطيني المصرفي الجياز في الودائع عمى المحتسبة الفائدة أسعار في تلامعلا لتمك المصدرة البمدان في الصرف وأنظمة النقدية واألنظمة االقتصادية األوضاع القياسيوبناء المنيج تماستخدام الودائع عمى ألسعارالفائدة المحددة العوامل ارسة د وبيدف ثالثنماذجقياسيةمتعددةلكلعممةمنالعمالتالثالثةعمىحدة حيثتماستخدامبرنامج ارسة. ( E-VIEWS.7 (فيالتحميلاإلحصائيلبياناتالد ارسةوجودعالقةطريةذاتداللةإحصائيةبينسعرالفائدة أظيرتالتحميلالقياسيلمد عمىالودائعبالعمالتالرئيسيةالمستخدمةفياالقتصادالفمسطيني)الدوالراألمريكي والدينار ارئيمي(وأسعارالفائدةعمىالودائعفيالبمدانالمصدرةلتمكالعمالت مما األردني والشيكلاإلس ىمع الفائدة أسعار عمى العمالت ليذه المصدرة بالبمدان الخاصة النقدية السياسات تأثير يؤكد رعسل يدرط معنوي تأثير وجود النتائج أظيرت الفمسطيني.كما المصرفي الجياز في الودائع الصرفعمىنموذجيعممةالدوالروالدينار وعكسيعمىعممةالشيكل.باإلضافةإلىوجود عالقةعكسيةلمعدلالتضخمعمىنموذجعممةالدوالر وعدمتأثيرهعمىنموذجيعممةالشيكل والدينار.وفيمايتعمقبأثرعددالفروعالمصرفيةفقدكانتأثيرهطرديعمىنموذجالدوالر وعدم معنويتوفينموذجيالشيكلوالدينار. منجانبآخرأظيرالتحميلالوصفيتدنىأسعارالفائدةعمىالودائعبالعمالتالرئيسية نادمبلا في الودائع عمى الفائدة بأسعار مقارنتيا عند الفمسطيني المصرفي الجياز في المستخدمة ارسة كمابينالتحميلعدماعتمادالمصارفعمى المصدرةلتمكالعمالتخاللأغمبسنواتالد ازيداألىميةالنسبية سعرالفائدةفيعمميةحشدالودائع)االدخارالمصرفي( ويظيرذلكمنخاللت ىلإ ةبسنلا ىذه 6022-6002 لتصل الفترة خالل العمالء ودائع إلى فائدة بدون العمالء لودائع 44.8 %فيالعام 6022 بعدأنكانت 32.5 %فيالعام 6002. ارسةبالعملعمىتعزيزدورسعرالفائدةفيحشداالدخارالمصرفي وقدأوصتالد ىلإ باإلضافة الودائع عمى الفائدة لمعدالت معين ىامش وتحديد بالتدخل النقد سمطة وقيام العملعمىرفعكفاءةالجيازالمصرفيالفمسطينياستعدادا إلصدارالعممةالوطنيةوتأسيس سوقنقديفمسطيني. ت

Abstract This study aims at analyzing the factors that determine the deposits interest rates in the Palestinian banking system in the absence of a national currency and using three major foreign currencies (the US dollar, the Jordanian Dinar and the Israeli Shekel). This is in addition to identifying the consequent differences in interest rates on deposits in the banking system because of the different economic conditions, monetary systems and exchange systems in the countries of these currencies. So as to study the determinants of interest rates on deposits, the standard approach was used and three different standard models were built for each currency. The statistical software (E-VIEWS.7) was used for the statistical analysis of the study data. The statistical analysis of the study showed that there is a direct statistically significant relationship between the interest rate on deposits in major currencies used in the Palestinian economy (US dollar, Jordanian Dinar, Israeli Shekel) and on deposits interest rates in the countries of these currencies. This confirms the impact of monetary policies of the countries of these currencies on the interest rates of deposits in the Palestinian banking system. The findings also showed there is a significant positive effect of the exchange rate on the Dollar and Dinar currency models, and a regressive impact on the shekel currency model. There is an inverse relationship to the inflation rate on the dollar currency model, and no effect on the shekel and dinar currencies models. In regards with the effect of the number of a bank s branches, it had a direct effect on the dollar model and its insignificance on the shekel and dinar models. On the other hand, the descriptive analysis showed low interest rates on deposits in the main currencies used by the Palestinian banking system when compared to deposit rates in the countries of these currencies during most of the study years. The analysis also showed that banks did not rely on interest rates in the process of mobilizing deposits (deposits savings). This is reflected in the increase in the relative importance of customers' deposits without interest to customer deposits during the period 2006-2012, reaching to 44.8% in 2012 from 32.5% in 2006. The study recommended strengthening the role of the interest rate in mobilizing bank savings, the intervention of the Monetary Authority to set a certain margin on interest rates on deposits. It also recommended improving the efficiency of the Palestinian banking system in preparation for issuing the national currency and establishing a Palestinian monetary market. ث

ية( القتآ )اآلية اتباس تفحة اهلل ي م ح ق ي ل و اهلل ات دك الص ب ر ي و ب ا الر ث يم ار ف أ ك ك ب ]البقتة: 872 [ ج

ه ا ء ا إل ارجيدا أوماال أووقتا إلى ارالمياليولميدخ إلىمنأفنياحياتيمافيسبيلتعممناوسي ىمعلأا الفردوس وجعل ولده عن والد يجازي ما خير ازىما وج اهلل رحميما والدي روح مثواىما. لتجر إلىالسنداألولحبيبةالقمب منشاركتنيجميعلحظاتحياتيالفارقة ي أسالاهللأنينفعبكماإلسالموالمسممين. إلىأمميفيالحياة أرال.ةسرا إلىكلمنساندنيوكانعونا ليإلنجازىذهالد المتراضع الجه هذا ى أه محيسن شعبان ماج ح

ي ت رتق شكت ز يد ه ك م ارىيم: 3 [ فإننيبدايةأشكراهللالعمي ]إب ل م ت ر كش ل ئ ن امتثاال لقولوتعالى: القديرالذيأمدنيبرعايتووتوفيقوإلتمامىذهالرسالة ثمأتوجوبجزيلالشكروالتقديرإلىكل من: ة عر يرسف ين ال سيف الفاضل/ كترت رال مترطل ال أحم خميل الفاضل/ كترت ال ويجوتلاو واإلرشاد بالنصح عمي يبخال لم والمذان الرسالة ىذه عمى ارف باإلش لتفضميما حتىخرجتىذهالرسالةبصورتياالنيائية. الفاضل/ كترت ال أعضاءلجنةالمناقشةاألستاذ ارئيا. عمىتفضميمابمناقشةالرسالةواث لمة م أبر سميت الفاضل/ كترت رال اية ال رائل مرا أعضاءالييئةالتدريسيةفيكميةالتجارةبالجامعةاإلسالمية وأخصبالذكرأساتذتيالك فيقسماقتصادياتالتنميةبكميةالتجارة. كافةالعاممينبسمطةالنقدالفمسطينيةوأخصزمالئيبدائرةالرقابةوالتفتيش. ةسرا الشكروالتقديروالعرفانلكلمنساىمفيإنجازىذهالد محيسن شعبان ماج خ

فهتس المحتريات...أ ارر إق نتيجةالحكمعمىاألطروحة... ب ممخصالرسالةبالمغةالعربية... ت ث... Abstract صفحةاقتباس آلا) يةالقرآنية(... ا إل ىد ا ء... ج ح خ... شكر وتقدير د... فيرسالمحتويات فيرسالجداول... فيرساألشكالوالرسوماتالتوضيحية... ش ص ض... فيرسالمالحق...0 اتسة لم العام اإلطات األرل: الفتل 2.2 المقدمة:... 6 ارسة:... 8 6.2 مشكمةالد ارسة:... 4 8.2 أىدافالد ارسة:... 4 4.2 أىميةالد 1.2 الد ارساتالسابقة:... 4 ارساتالمحمية:... 4 2.1.2 الد ارساتالعربية:... 2 6.1.2 الد :...4 ارساتاالجنبية 8.1.2 الد ارساتالسابقة:... 22 2.2 تعقيبعامعمىالد ارساتالسابقة:... 25 ارسةعنالد مايميزىذهالد ل: الثا الفتل 81 ية... ق ال رالسياسة ة الفائ سعت ظتيات 80 ة... الفائ سعت ات رمح مفهرم األرل: المبحث مقدمة:... 62 2.6 مفيومسعرالفائدة:... 62 6.6 وظائفسعرالفائدة:... 66 8.6 تعددأسعارالفائدة:... 66 د

68... Nominal and Real Interest 4.6 سعرالفائدةاإلسميوالحقيقي: Rate 61...The term-structure of interest rates 1.6 الييكلالزمنيألسعارالفائدة: في 2.6 أىميةسعرالفائدة السياسةالنقدية:... 62 3.6 العواملالمحددةلسعرالفائدة:... 64 لسعت المفستة ظتيات ال ل: الثا المبحث 41... ة الفائ مقدمة:... 80 في 4.6 النظريةالكالسيكية سعرالفائدة:... 80 :...86 ارض 5.6 نظريةاألرصدةالمعدةلالقت في 20.6 النظريةالكينزية...81 تحديدسعرالفائدة)نظريةتفضيلالسيولة(: 22.6 نظريةسعرالفائدةالحديثة:... 85 ذ خالصةالفصل:... 42 الجها فل ة الفائ أسعات راتجاهات ائع الر تطرت الثالث: الفتل الجها فل ائع الر تطرت األرل: المبحث ل الفمسطي المتتفل 38... ل الفمسطي المتتفل 34... مقدمة:... 48 2.8 إجماليالودائع)الودائعالمصرفيةوالغيرمصرفية(:... 44...41 6.8 ودائعالعمالء)الودائعغيرالمصرفية(: 8.8 توزيعودائعالعمالءحسبالمصدر:... 41 2.8.8 ودائعالقطاعالخاص:... 41 6.8.8 نسبةإجماليالودائعوودائعالقطاعالخاصإلىالناتجالمحمياإلجمالياإلسمي:... 42 في 4.8 دورأسعارالفائدة حشدالودائع)االدخارالمصرفي(:... 43 :...44 1.8 توزيعودائعالعمالءحسبنوعااليداع أو 2.8 توزيعودائعالعمالءحسبإيداعبفائدة...45 بدونفائدة :...10 3.8 األىميةالنسبيةلودائعالعمالءحسبالعممة الجها فل ة الفائ أسعات اتجاهات ل: الثا المبحث 5.8 حت المتتفل 34 ل... الفمسطي ميلأسعارالفائدةعمىعممةالدوالراألمريكي:... 18 2.5.8 أسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر:... 14 6.5.8 أسعارالفائدةعمىالتسييالتبعممةالدوالر:... 14 8.5.8 تحميلمدىاستفادةالمصارفمنعممةالدوالر:... 11

20.8 أسعارالفائدةعمىعممةالشيكل:... 12 2.20.8 أسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل:... 12 6.20.8 أسعارالفائدةعمىالتسييالتبعممةالشيكل:... 13 8.20.8 تحميلمدىاستغاللالمصارفلعممةالشيكل:... 13 22.8 أسعارالفائدةعمىعممةالدينار:... 14 2.22.8 أسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار:... 14 6.22.8 أسعارالفائدةعمىالتسييالتبعممةالدينار:... 15 8.22.8 تحميلمدىاستغاللالمصارفلعممةالدينار:... 15 خالصةالفصلالثالث:... 22 28 اتسة... ال تائج ر اع اإلي عمى ة الفائ أسعات ات لمح القياسل مرذج ال اتبع: ال الفتل مرذج رال اتسة ال اتءات إج األرل: المبحث 24... القياسل مقدمة:... 28 ارسة:... 28 2.4 منيجيةالد :...28 ارسة ارتالد 6.4 متغي :...28 2.6.4 المتغيرالتابع:أسعارالفائدةعمىالودائعبالعمالتالرئيسية...24 ارتالمستقمة)التفسيرية(: 6.6.4 المتغي في 8.4 مصادرالبياناتالمستخدمة في 4.4 الطريقةالقياسيةالمستخدمة تقديرالنماذجالقياسية:... 21 تقديرالنماذجالقياسية:... 21...22 ارر) Stationary (: 1.4 اختباراالستق 2.4 اختبارالتكاملالمشترك) 22...:(Co-Integration 3.4 المقاييساإلحصائيةالوصفية:... 22 ل: الثا المبحث التحميل تائج 27... القياسل ارتالنماذج:... 23 4.4 التحميلالوصفيلمتغي ارسة:... 32 5.4 التحميلوالتقديرالقياسيلنماذجالد...32 2.5.4 نموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ارتالمستقمةوالمتغيرالتابع:... 32 1.1.9.4 التحققمنوجودالعالقةالخطيةبينالمتغي عباتلا المتغير مقابل المستقمة ارت المتغي لجميع األولي القياسي النموذج تقدير 2.1.9.4 سعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر:... 36 اررالسالسلالزمنية)السكون(:... 36 3.1.9.4 نتائجاختباراستق ر

4.1.9.4 نتائجاختبارالتكاملالمشترك:... 38 1.2.5.4 نتائجتقديرمعامالتالنموذجالقياسي:... 34 2.2.5.4 نتائجالتحققمنجودةالنموذج:... 34 3.2.5.4 التحققمنشروططريقةالمربعاتالصغرى) 31...:)OLS 4.2.5.4 نموذجاالنحداربصورتوالنيائية:... 33 5.2.5.4 اختبارمعنويةمعامالتنموذجاالنحدار:... 33 6.5.4 نموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار:... 35 ارتالمستقمةوالمتغيرالتابع:... 35 2.6.5.4 التحققمنوجودالعالقةالخطيةبينالمتغي عباتلا المتغير مقابل المستقمة ارت المتغي لجميع ولي ألا القياسي النموذج تقدير 6.6.5.4 سعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار:... 40 8.6.5.4 نتائجاختبارسكونالسالسلالزمنية:... 40 4.6.5.4 نتائجاختبارالتكاملالمشترك:... 42 1.6.5.4 نتائجتقديرمعامالتالنموذجالقياسي:... 46 2.6.5.4 نتائجالتحققمنجودةالنموذج:... 48 3.6.5.4 التحققمنشروططريقةالمربعاتالصغرى) 48...:)OLS 4.6.5.4 نموذجاالنحداربصورتوالنيائية:... 42 5.6.5.4 اختبارمعنويةمعامالتنموذجاالنحدار:... 42 8.5.4 نموذجسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل:... 43 ارتالمستقمةوالمتغيرالتابع:... 43 2.8.5.4 التحققمنوجودالعالقةالخطيةبينالمتغي عباتلا المتغير مقابل المستقمة ارت المتغي لجميع األولي القياسي النموذج تقدير 6.8.5.4 سعرالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل:... 44 8.8.5.4 نتائجاختبارسكونالسالسلالزمنية:... 45 4.8.5.4 نتائجاختبارالتكاملالمشترك:... 50 1.8.5.4 نتائجتقديرمعامالتالنموذجالقياسي:... 50 2.8.5.4 نتائجالتحققمنجودةالنموذج:... 52 3.8.5.4 التحققمنشروططريقةالمربعاتالصغرى) 52...:)OLS 4.8.5.4 نموذجاالنحداربصورتوالنيائية:... 58 5.8.5.4 اختبارمعنويةمعامالتنموذجاالنحدار:... 58 ز

13 رالترتيات... تائج ال الخامس: الفتل ارسة... 51 ممخصالنتائجوتوصياتالد 2.1 النتائج:... 51 ارسةالوصفية:... 51 2.2.1 نتائجالد ارسةالقياسية:... 52 6.2.1 نتائجالد 6.1 التوصيات:... 53 اتجع رالم ت المتا 12... :...54 ارجعالعربية أوال :الم ارجعاالجنبية:... 208 ثانيا :الم المالحق... 012 س

و فهتس ارل الج نم ةرتفلا خالل النقد سمطة من المرخصة والفروع المصارف عدد تطور )2.8(: جدول 48... 6023-6020 في واالئتمان الدفع وبطاقات الفروع عدد )6.8(: جدول خالل الفمسطيني المصرفي الجياز الفترةمن 44...6022-6004...23 ارتالنماذجالقياسية جدول) 2.4 (:أىمالمقاييساإلحصائيةلمتغي 36... جدول) 6.4 (:نتائجتقديرالنموذجالقياسياألوليألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر Unit (لبواقينموذجسعرالفائدةعمى Root جدول) 8.4 (:نتائجاختبارجذرالوحدة) Test...38 الودائعبعممةالدوالر 38...)Johansen جدول) 4.4 (:نتائجاختبارالتكاملالمشتركبطريقة) Test جدول) 1.4 (:نتائجتقديرالنموذجالقياسيألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 34 32...)Variance Inflation جدول) 2.4 (:نتيجةاختبار) Factor جدول) 3.4 (:نتائجتقديرالنموذجالقياسيألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالربالصيغة المحولةوفقا لطريقة) 33...)GLS 40... جدول) 4.4 (:نتائجتقديرالنموذجالقياسياألوليألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار Unit (لبواقينموذجأسعارالفائدةعمى Root جدول) 5.4 (:نتائجاختبارجذرالوحدة) Test ودائعبعممةالدينارباستخدام PP 42...ADF 46...)Johansen جدول) 20.4 (:نتائجاختبارالتكاملالمشتركبطريقة) Test 48... جدول) 22.4 (:نتائجتقديرالنموذجالقياسيألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار 44...)Variance Inflation جدول) 26.4 (:نتيجةاختبار) Factor جدول) 28.4 (:نتائجتقديرالنموذجالقياسيألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالديناربطريقة المربعاتالصغرىالمعممة( 41...(GLS جدول) 24.4 (:نتائجتقديرالنموذجالقياسياألوليألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 44 ارتنموذجأسعارالفائدة Unit (لممتغي Root جدول) 21.4 (:نتائجاختبارجذرالوحدة) Test 45...Augmented Dicky- Fuller عمىالودائعبعممةالشيكلباستخدام Test ارتنموذجأسعارالفائدة Unit (لممتغي Root جدول) 22.4 (:نتائجاختبارجذرالوحدة) Test 45...Phillips-Perron عمىالودائعبعممةالشيكلباستخدام Test 50...)Johansen جدول) 23.4 (:نتائجاختبارالتكاملالمشتركبطريقة) Test جدول) 24.4 (:نتائجتقديرالنموذجالقياسيألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 52 56...)Variance Inflation جدول) 25.4 (:نتيجةاختبار) Factor ش

الترضيحية رالتسرمات األشكال فهتس...61 شكل) 2.6 (:أشكالمنحنياتالعائد...62 ارتيجيةالسياسةالنقديةالحديثة شكل) 6.6 (:مخططتوضيحيالست في شكل) 8.2 (:منحنياتاالدخارواالستثماروسعرالفائدةالتوازني ظلالنظريةالكالسيكية...82 لسعرالفائدة في شكل) 4.6 (:عرضاألرصدةوالطمبعمييا وسعرالفائدةالتوازني ظلنظريةاألرصدة ارض... 88 المعدةلإلق ارضالمضاربةوفخالسيولةوفقا ل 82...Keynes شكل) 1.6 (:الطمبعمىالنقودألغ في شكل) 2.6 (:يوضحتحديدسعرالفائدة نظريةتفضيلالسيولة... 84...40 شكل) 3.6 (:سعرالفائدةالتوازنيوفقا لمنظريةالحديثةلسعرالفائدة شكل) 2.8 (:األىميةالنسبيةلكلمنودائعالعمالءوالودائعالمصرفيةإلىإجماليالودائع... 41 شكل) 6.8 (:اتجاهودائعالعمالءحسبالقطاع)عام خاص(... 42 إلى شكل) 8.8 (:نسبةكلمنإجماليالودائعوودائعالقطاعالخاص...42 الناتجالمحمياإلجمالياالسمي شكل) 4.8 (:اتجاهودائعالعمالءوأسعارالفائدةالمرجحةعمىالودائعبكافةالعمالت... 44 44...) شكل) 1.8 (:األىميةالنسبيةلودائعالعمالءحسبنوعاإليداع)ألجل توفير جارية...45 شكل) 2.8 (:األىميةالنسبيةلودائعالعمالءحسبتقسيميابفائدةوبدونفائدة شكل) 3.8 (:األىميةالنسبيةلودائعالعمالءحسبنوعالعممةوسعرصرفالدوالر/الشيكل... 10 شكل) 4.8 (:أسعارالفائدةعمىاإليداعبالعمالتالرئيسية)الدينار الدوالر الشيكل(... 16 في الدوالر بعممة والتسييالت الودائع عمى الفائدة أسعار )5.8(: شكل فمسطين من كل والوالياتالمتحدة... 18 11... ودائعالعمالءبالدوالر شكل) 20.8 (:نسبةكلمنالتسييالتوودائعالعمالءبفائدةبعممةالدوالرإلى في شكل) 22.8 (:أسعارالفائدةعمىالتسييالتوالودائعبعممةالشيكل ارئيل... 12 كلمنفمسطينواس شكل) 26.8 (:نسبةالتسييالتبعممةالشيكلوودائعالعمالءبفائدةبعممةالشيكلإلىودائع...13 العمالءبعممةالشيكل شكل) 28.8 (:أسعارالفائدةعمىكلمنالتسييالتوالودائعبعممةالديناراألردنيفيكل...14 منفمسطينواألردن شكل) 24.8 (:نسبةكلمنالتسييالتبعممةالديناروودائعالعمالءبفائدةبعممةالدينارإلى ودائعالعمالء... 20 ص

فهتس المالحق ممحق) 2 (:بياناتاألرباحوالخسائرلمجيازالمصرفيالفمسطيني 203...6021-6002 في ممحق) 6 (:أسعارالفائدةعمىالعمالتالرئيسية في والتسييالت الودائع عمى الفائدة أسعار )8(: ممحق ض الجيازالمصرفيالفمسطيني... 204 ارئيل واس المتحدة الواليات من كل والمممكةاألردنية... 204 ممحق) 4 (:نسبةكلمنودائعالعمالءبالعمالتالرئيسيةوالودائعبالعمالتالرئيسيةبفائدة إلىودائعالعمالءبتمكالعمالت... 205 220... ارتالتفسيريةلسعرالفائدةعمىالدوالرمقابلالمتغيرالتابع ممحق) 1 (:لوحةانتشارلممتغي ممحق) 2 (:نتائجتقديرالنموذجاألوليألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 222 222... اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ممحق) 3 (:نتائجاختباراستق 222... اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ممحق) 4 (:نتائجاختباراستق 226... اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ممحق) 5 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 226 ممحق) 20 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 226 ممحق) 22 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 226 ممحق) 26 (:نتائجاختباراستق راعسأ نموذج ارت ) Co-Integration (لمتغي المشترك التكامل اختبار نتائج )28(: ممحق...228 الفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ممحق) 24 (:نتائجتقديرنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 224 224... ممحق) 21 (:نتائجاختبارالتوزيعالطبيعيلبواقينموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ةروالحقيقيةوالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 221 ممحق) 22 (:القيمةالمقد ممحق) 23 (:نتائجاختبارمتوسطبواقينموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر.. 221 ممحق) 24 (:اختبارتجانسالتباينلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 222 223... ممحق) 25 (:نتائجاختباراالرتباطالخطيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ممحق) 60 (:نتائجاختباراالرتباطالذاتيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر... 223 224... ممحق) 62 (:نتائجتقديرمعاملاالرتباطالذاتي p لنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ممحق) 66 (:نتائجتقديرنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالربعدالتحويللصورة 224...GLS ممحق) 68 (:نتائجاختباراالرتباطالذاتيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالربعد التحويللصيغة 225...GLS

260... ارتالتفسيريةلسعرالفائدةعمىالدوالرمقابلالمتغيرالتابع ممحق) 64 (:لوحةانتشارلممتغي 262... ممحق) 61 (نتائجتقديرالنموذجاألوليلسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 262 ممحق) 62 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 266 ممحق) 63 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 266 ممحق) 64 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 266 ممحق) 65 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 268 ممحق) 80 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 268 ممحق) 82 (:نتائجاختباراستق اررالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 268 ممحق) 86 (:نتائجاختباراستق راعسأ نموذج ارت ) Co-Integration (لمتغي المشترك التكامل اختبار نتائج )88(: ممحق الفائدةعمىالودائعبعممةالدينا... 264 ممحق) 84 (:نتائجتقديرنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 264 261... ممحق) 81 (:نتائجاختبارالتوزيعالطبيعيلبواقينموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار ممحق) 82 (:نتائجاختبارمتوسطبواقينموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار.. 261 ممحق) 83 (:اختبارتجانسالتباينلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 262 ممحق) 84 (:نتائجاختباراالرتباطالخطيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 263 ممحق) 85 (:نتائجاختباراالرتباطالذاتيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار... 263 264... ممحق) 40 (:نتائجتقديرمعاملاالرتباطالذاتي p لنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار ممحق) 42 (:نتائجتقديرنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالديناربعدالتحويللصوةر 264...GLS ممحق) 46 (:نتائجاختباراالرتباطالذاتيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالديناربعد التحويللصيغة 265...GLS 265... ممحق) 48 (:القيمةالمقدرةوالحقيقيةوالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار 280... ارتالتفسيريةلسعرالفائدةعمىالشيكلمقابلالمتغيرالتابع ممحق) 44 (:لوحةانتشارلممتغي ممحق) 41 (:نتائجتقديرالنموذجاألوليألسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 282 اررالفرقاألوللمتغيرأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 282 ممحق) 42 (:نتائجاختباراستق اررالفرقاألوللمتغيرأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 286 ممحق) 43 (:نتائجاختباراستق 286... اررالفرقاألوللمتغيرأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل ممحق) 44 (:نتائجاختباراستق في اررالفرقاألوللمتغيرأسعارالفائدةعمىالودائع ممحق) 45 (:نتائجاختباراستق...286 ارئيل اس ط

في اررالفرقاألوللمتغيرأسعارالفائدةعمىالودائع ممحق) 10 (:نتائجاختباراستق في اررالفرقاألوللمتغيرأسعارالفائدةعمىالودائع ممحق) 12 (:نتائجاختباراستق...288 ارئيل اس...288 ارئيل اس اررالفرقاألوللمتغيرمؤشرالقروضبعممةالشيكل... 288 ممحق) 16 (:نتائجاختباراستق اررالفرقاألوللمتغيرمؤشرالقروضبعممةالشيكل... 284 ممحق) 18 (:نتائجاختباراستق اررالفرقاألوللمتغيرمؤشرالقروضبعممةالشيكل... 284 ممحق) 14 (:نتائجاختباراستق اررالفرقاألوللمتغيرمؤشرالقروضبعممةالشيكل... 284 ممحق) 11 (:نتائجاختباراستق اررالفرقاألوللمتغيرسعرالصرف... 284 ممحق) 12 (:نتائجاختباراستق اررالفرقاألوللمتغيرسعرالصرف... 281 ممحق) 13 (:نتائجاختباراستق اررالفرقاألوللمتغيرسعرالصرف... 281 ممحق) 14 (:نتائجاختباراستق راعسأ نموذج ارت ) Co-Integration (لمتغي المشترك التكامل اختبار نتائج )15(: ممحق الفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 282 ممحق) 20 (:نتائجتقديرنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 283 ممحق) 26 (:نتائجاختبارمتوسطبواقينموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل.. 283 ممحق) 28 (:اختبارتجانسالتباينلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 284 ممحق) 24 (:نتائجاختباراالرتباطالخطيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 284 285... ممحق) 21 (:نتائجاختباراالرتباطالذاتيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل ةروالحقيقيةوالبواقيلنموذجأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل... 285 ممحق) 22 (:القيمةالمقد ظ

األرل: الفتل اتسة لم العام اإلطات

0.0 مة: المق دحأ العتباره ار نظ أرسمالي ال االقتصادي النظام في ىاما دور ا الفائدة سعر يمعب ازتاألساسيةالتييقومعمييا باإلضافةإلىكونوىمزةالوصلالتيتربطبيناالقتصاد المرتك المختمفة االقتصادية القطاعات في التوازن تحقيق في ولدوره الحقيقي واالقتصاد النقدي اقفوف ارت( )المدخ االدخار وعرض )االستثمار( االدخار طمب بين لمعالقة منظما باعتباره لمنظريةالكالسيكيةفإنسعرالفائدةيعتبرالمحدداألساسيلالدخاربخالفماجاءبوكينز فيمابعدمنأنالدخلىوالمحدداألساسيلالدخار. استخداما من األجل األكثر قصيرة النقدية السياسة أدوات أحد الفائدة أسعار وتعتبر ةدئافلا أسعار أن يالحظ وبالتالي والمالي النقدي ارر االستق تحقيق في المركزية البنوك قبل اررالبنكالمركزيبشأنسعرالفائدةاألساسي وبالتالي المصرفيةتتحركارتفاعا وىبوطا تبعا لق تتأثرأسعارالفائدةعمىمختمفاألدواتالماليةفيالمصارف)الودائع التسييالتاالئتمانية شياداتاإليداع شياداتاالستثمار الصكوك...( ورغمذلكىناكعواملأخرىتؤثرعمى كيفيةتسعيرىذهاألدوات إذأنسعرالفائدةيختمفتبعا الختالفخصائصاألدواتالمالية وامكانيةتسويقياودرجةمخاطرىا ففيالواقعالعممياليوجدسعرفائدةواحدوانماىناكأنواع ضورقلا عمى الفائدة فأسعار المالية األداة باختالف تختمف الفائدة أسعار من متعددة المصرفيةتختمفعنأسعارالفائدةعمىالودائعأوالسندات. وفيبيئةاألعمالفيفمسطين يتسمالنظامالنقديبظروفخاصةحيثاليوجدعممة زايجلا وفي الوطني االقتصاد في المتداولة العمالت تعدد الى أدى الذي فمسطينية األمر ارئيمي الديناراألردني المصرفيالفمسطيني حيثتستخدمثالثعمالترئيسية)الشيكلاإلس والدوالراألمريكي( إلىجانبعممةاليوروعمىمستوىمحدودنسبيا. وبالتاليتتأثرأسعارالفائدةعمىالعمالتالمتداولةفياالقتصادالفمسطينيبالسياسات يفرصملا الجياز في الفائدة معدالت عمى ينعكس الذي األمر ليا المصدرة لمدول النقدية ترا الفمسطينيومنضمنياأسعارالفائدةعمىالودائع باإلضافةإلىالعديدمنالعواملوالمتغي المحميةالسيمافيضوءالظروفالخاصةالتييعيشيااالقتصادالفمسطيني ودرجةالمخاطر فيالنظامالمالي.وبالتاليفإنغيابالعممةالوطنيةأدىإلىعدمقدرةسمطةالنقدالفمسطينية الفائدة األمر أسعار في التحكم النقدية وعدم السياسة إدارة المركزي(عمى البنك )باعتبارىا ارتفيالعديد الذيأدىإلىتذبذبمعدالتالفائدةفيالجيازالمصرفيالفمسطينيتبعا لمتغي ةسفانملا ترك عمى تعتمد الشأن ىذا في النقد سمطة سياسة أن المؤثرة حيث ارت المتغي من 6

االئتمان وعدم عمى أو اإليداع عمى سواء الفائدة معدالت تحديد في المصارف بين الكاممة التدخلفيوضعىوامشمعينةليا وبالتاليتركالمجالواسعا لممصارففيتحديدمعدالت ارتوالعواملذاتالعالقة. الفائدةوفقا لمعديدمنالمتغي ةرثؤملا ترا ارسةوتحميلالعواملوالمتغي ارسةتيدفلد بناء عمىماسبقفإنىذهالد ةممعلا غياب ضوء في الفمسطيني المصرفي الجياز في الودائع عمى الفائدة معدالت عمى ررا الوطنيةوفقدانأىمأداةمنأدواتالسياسةالنقدية وتقديمالتوصياتالمناسبةلمتخذيالق فيالجيازالمصرفيالفمسطيني. 8.0 اتسة: ال مشكمة يتسمالجيازالمصرفيالفمسطينيبظروفخاصة ويواجوالعديدمنالمخاطرمنيا عم الفمسطيني االقتصاد في المستخدمة العمالت تعدد ضوء في الصرف أسعار مخاطر ةيرلاودلا الودائع نسبة بمغت حيث المصرفي النشاط عمى الدوالر عممة ىيمنة مالحظة نم %88.3 الشيكل بعممة والودائع %68.4 بالدينار الودائع بمغت حين في %85.1 ىرخلأا بالعمالت الودائع نسبة بمغت كما العام 6023 نياية في العمالء ودائع إجمالي ق ال 8.4 %)سمطة الثالث التبع اإلحتائية شتة ال السيولة حجم فإن 8107 ( وبالتالي ارضبيذهالعمالت وتختمفكذلك منىذهالعمالتفيالمصارفيؤثرعمىاتجاىاتاإلق فلاتخا ءوض في الثالثة العمالت بيذه ارض اإلق عمى أو االيداع عمى سواء الفائدة أسعار ةردصملا الدولة في األساسية الفائدة معدالت عممة وتباين لكل المصاحبة المخاطر طبيعة يف ةقبطملا الفائدة بأسعار األسعار ىذه مقارنة عند كبير تباين نالحظ ذلك ورغم لمعممة البمدانالمصدرةليذهالعمالت ارتالمؤثرةعمى ارسةتكمنفيتحميلالعواملوالمتغي عمىماسبقفإنمشكمةالد بناء تلادعم وبين بينيا اليامش واتساع الفمسطيني المصرفي الجياز في اإليداع عمى الفائدة أسعار الفائدةعمىالتسييالتمقارنة باليامشفيالدولالمصدرةلمعمالتالمتداولةفيفمسطين السيما ارتمختمفةعمىاتجاىاتاالدخارالمصرفيومعدالتاالستثمارفي وأنمعدالتالفائدةلياتأثي ارسةفيالتساؤلالتالي: االقتصاد وبالتالييمكنصياغةمشكمةالد ل الفمسطي المتتفل الجها فل اع اإلي عمى ة الفائ أسعات ات مح هل ما 8

4.0 اتسة: ال اف أه ارسةإلى: تيدفىذهالد إلقاءالضوءعمىواقعالجيازالمصرفيالفمسطينيومعدالتالفائدةالسائدة. -2 ودورسعرالفائدةفيذلك. تحميلاتجاىاتالتطورفياالدخارالمصرفي 6- تحديدالعواملالمؤثرةعمىأسعارالفائدةعمىااليداعفيالجيازالمصرفيالفمسطيني. 8-3.0 اتسة: ال أهمية ارسةفيالنقاطالتالية: تنبعأىميةالد -2-6 -8-4 -1 3.1 المساىمةفيتحميلالعواملالمؤثرةعمىمعدالتالفائدةعمىاإليداعالمصرفي. محاولةتفسيرأسبابارتفاعاليامشبينأسعارالفائدةعمىالتسييالتوالودائع ارئيمي( مقارنة بالعمالتالثالث)الدوالراألمريكي والديناراألردني والشيكلاإلس باليامشفيالبمدانالمصدرةليذهالعمالت. ارتالمؤثرةعمىمعدالتالفائدة خالفا لمعديدمن ارسةألىمالمتغي شموليةىذهالد.ماع ارساتالتيتناولتأسعارالفائدةبشكل الد زايجلا يف الفائدة معدالت واقع فيم في العالقة وذوي الباحثين ارء واث دعم.ةسرا ارساتأخرىمعمقةبناء عمىنتائجالد ارءد المصرفي وامكانيةإج ارحاتوالتوصياتإلىالجياتالمعنيةفيمايتعمقبسياسة تقديممجموعةمناالقت سعرالفائدة. السابقة: اتسات ال عوضوم تناولت التي السابقة االدبيات ارجعة بم الباحث قام ارسة الد أىداف لتحقيق واألجنبية وىيكالتالي: ارسةالمحميةوالعربية الد المحمية: اتسات ال 0.3.1 8108(: ات )الف 0-.8100-0113 مية الت تمريل فل المتتفل القطاع رت ية الفمسطي ية االتتا ارسةإلىتحديدأىميةدورالقطاعالمصرفيالفمسطينيفيالمساىمةفي ىدفتىذهالد تنميةاالقتصادالفمسطيني وتحديدالعواملالمؤثرةعمىحجماالئتمانالمصرفي وقياسحجم االئتمانالممنوحمنالقطاعالمصرفي ولتحقيقىذااليدفتماستخدامالمنيجالوصفيحيثتم 4

يفرصملا الجياز أداء وتطور واقع إلى باإلضافة فمسطين في التنمية ارت ومؤش واقع تناول نييسايق نموذجين بناء تم وكذلك االقتصادية التنمية عممية تمويل يخص فيما الفمسطيني النموذجاألوللتقديردالةاالئتمانالمصرفي حيثتماستخدامحجماالئتمانالمصرفيكمتغير ارتالتفسيريةالتالية حجمالناتجالمحمي معدلالنموفيعددالسكان تابعوتماستخدامالمتغي إجماليحجمالودائع سعرالفائدةالحقيقي عددفروعالبنوك أماالنموذجالثانيفتمتقديردالة اتسة: ال لها ترتمت التل تائج ال اإلنتاجلكوبدوغمس ومنبينأهم أنالتمويلالمصرفييتأثرايجابيا بسعرالفائدةالحقيقيواجماليالودائعوعددالفروع والناتجالمحمي. ل. الفمسطي االتتا مية ت فل المتتفل القطاع رت 2011(: ة )عر 2- ىدفتىذهالورقةإلىتحميلالدورالتنمويلمقطاعالمصرفيالفمسطينيعمىاعتباره شريانالتمويلالرئيسيلالقتصاد وركزةالورقةعمىقنواتالتأثيرالتيينتقلمنخالليااألثر وعمىوجوالخصوصقناةالسيولةواالئتمان وقناةحشد التنمويلمقطاعالمصرفيالفمسطيني ارسةالعالقة االدخار وقنواتاالرتباطبينالقطاعالمصرفيوبورصةفمسطين وقدأظيرتالد العكسيةبينودائعالقطاعالخاصومتوسطأسعارالفائدةعمىاإليداعأيأنودائعالقطاع ارتاألزمةالماليةالعالمية وىينتيجة ارجعأسعارالفائدةوخاصةفيفت الخاصتنمورغمت مخالفةلألدبياتاالقتصادية ممايعنيأنودائعالقطاعالخاصتتأثربعواملأخرىأقوىمن يتلا السمات المخاطر وارتفاع االستثمارية الفرص وضعف األمان عامل مثل الفائدة سعر يوصفبيااالقتصادالفمسطيني كماتماإلشارةإلىنجاحالجيازالمصرفيفيحشدالودائع.6022 نرا حيثوصمتنسبةودائعالعمالءإلىالناتجالمحمياإلجماليإلى 56 %فيحزي فمسطين. فل العاممة التجاتية المتاتف تبحية عمى المؤثتة العرامل 2006(: عيتت ( 4- فراصملا في الربحية عمى المؤثرة العوامل وقياس تحديد إلى ارسة الد ىذه ىدفت قوقح ىمع العائد ومعدل ROA األصول عمى العائد بمعدل )مقاسة فمسطين في العاممة ارسةعينةمنتمكالمصارفتمثل الممكية ROE (خاللالفترةمن 6004-2553 حيثتمد ةيدقنلا السيولة نسبة التالية: التفسيرية ارت المتغي استخدام وتم ووافدة وطنية مصاف سبعة ارفعةالمالية( وصافيالفوائد نسبةاألصولالثابتةإلىحقوقالمساىمين نسبةالمديونية)ال واجماليالموجودات وحقوقالممكية وعمرالمصرف وعددالموظفين وعددالفروع وتمبناء جئات مهأ من وكان التابع والمتغير التفسيرية ارت المتغي بين العالقة لتحديد قياسي نموذج اتسة: ال 1

ب ج وجودعالقةطرديةبينصافيالفائدةومعدلالربحيةمقاسا بمعدلالعائدعمىاألصول ارسةبالتركيزعمىجذبودائعالتوفيروالتقميل ومعدلالعائدعمىالموجودات وقدأوصتالد منالتركيزعمىجذبالودائعألجلبيدفتخفيضتكمفةالودائع. العتبية: اتسات ال 8.3.1 رأبراب ريمل ( 0- حالة 8103(: رأرشل سية. التر التجاتية رك الب اتسية المالية: اتت التغي ظل فل رك الب اء أ ات مح ارسةإلىتحديدالعواملالمؤثرةفيأداءالبنوكالتونسيةمقاسا بيامشسعر ىدفتىذهالد :يىو ترا الفائدة )ىامشالفائدة/إجمالياألصول(حيثتماستخدامثالثمجموعاتمنالمتغي األرلى:تتعمقبالعناصرالداخميةفيالبنوكوىي:مؤشرحجمالمصرفمقاس المجمرعة يلامجإ إلى المصرف مال أرس ب مقاس المال أرس ) lnta ( ومؤشر األصول إجمالي بموغاريتم رشؤمو )EFF( األصول إجمالي إلى بالتكاليف مقاس التكاليف ومؤشر )CAR( األصول المخاطرمقاسبالرقمالقياسيلممخاطر) RISK ( ونظامالممكيةعامأوخاص) PRIV (. مؤشرالتركزمقاسبإجماليأصول ية:تتعمقبالنظامالماليوتشمل الثا المجمرعة ارسة) CON ( ومؤشرالتطورالمالي المصرفإلىإجماليأصولالمصارفداخلعينةالد ارجالبنكفيالبورصةمنعدمو. مقاس) COT (لمتعبيرعناد )INF( التضخم مؤشر وىي: الكمي االقتصاد ارت متغي وتشمل الثالثة: المجمرعة ارسةعمىبيانات 23 بنكتونسيخالل ( CE ) حيثاعتمدتالد ومؤشرمعدلنمو GDP الفترة) 6026-2553 (. اتسة: ال تائج أهم - أ كونبلا يف الفائدة سعر ىامش عمى إحصائية داللة ذات تكن لم التالية ارت المؤش التونسيةوىيمؤشرالتكاليف مؤشرالمخاطر ومؤشرالتضخم ارتحجمالبنكومؤشرالتركزكانتذوداللةإحصائيةوأثرىاسمبيعمىىامش -مؤش سعرالفائدةفيالبنوكالتونسية. ماظن ومؤشر االصول إلجمالي الممكية حقوق ومؤشر )GDP) نمو معدل ارت مؤش - ارجفيالسوق كانتمعنويةإحصائياوأثرىا الممكيةومؤشرتطورالسوقالمالياإلد إيجابيعمىىامشمعدلالفائدة. 2

و و ة الفائ سعت هامش فل المؤثتة العرامل 8108(: )العمل 8- السرتية. التجاتية المتاتف بعض عمى تطبيقية اتسة Net Interest ارسةإلىتحديدالعواملالمؤثرةفيىامشسعرالفائدة ىدفتىذهالد نع بيانات بتجميع الباحث قام ذلك ولتحقيق السورية التجارية المصارف في Spread لسلاس تمثل -6020 6002 من الفترة عن دمشق بورصة في المدرجة السورية المصارف :ةيلاتلا التفسيرية ارت المتغي تحديد تم إحصائيا حيث تحميميا لممصارف وتم وقطاعية زمنية مؤشرالمصاريفالتشغيمية) OPER ( مؤشرالقروض) LOANS ( مؤشرحجمالمصرف مخضتلا معدل مؤشر )GDP( االقتصادي النمو مؤشر السوقية الحصة مؤشر )SIZE(.)EXCH( فرصلا رعس رشؤم )CPI( اتسة ال تائج أهم وجودعالقةطرديةذاتداللةاحصائيةبينىامشسعرالفائدة ومؤشرالمصاريفالتشغيميةومؤشرالقروض بينماتوجدعالقةعكسيةذاتداللةاحصائية بينىامشسعرالفائدةومؤشرحقوقالممكيةومؤشرسعرالصرف. اترش )خ 4- ي رالعبي ية. األت التجاتية ي رحجا :)8112 سعت هامش ات مح رك الب فل ة الفائ لدعم شماى صافي في تؤثر التي العوامل وتحديد تحميل إلى ارسة الد ىذه ىدفت الفائدةفيالقطاعالمصرفياألردنيخاللالفترة 6001-2556 حيتتمتقسيمالعواملالتي األرلىالعواملالداخميةفي تؤثرعمىصافيىامشمعدلالفائدةالىمجموعتين:المجمرعة أرسالمالإلىإجمالي البنوكوىي:مؤشرالتكاليفالتشغيميةإلىإجمالياألصول ومؤشر األصول ومؤشرالقروضإلىإجمالياألصول ومؤشرحجمالبنك)الموغاريتمالطبيعيلحجم البنك( ومؤشرحصةالبنكالسوقية. ومن معدل مؤشر الكمي: االقتصاد ارت متغي عن عبارة فيي ية: الثا المجمرعة أما ىمع ةسرا الناتجالمحمياإلجمالي ومؤشرمعدلالتضخم ومؤشرسعرالصرف.واعتمدتالد عاطقلا نم %52 تمثل بنك 28 لعدد وقطاعية زمنية سالسل بيانات تمثل سنوية بيانات المصرفياألردنيلمفترة) 6001-2556 ( وتماستخدامثالثنماذجبديمةلتقديرمعالمالنموذج.Random Effect Model Fixed-Effect Model OLS وىي Model ارتاالقتصادالكميغيرمعنويةاحصائيا وتماستبعادىا اتسة أنمجموعةمتغي ال تائج أهم رشؤم نيب إحصائية داللة ذات ايجابية عالقة وجود تبين حيث بدونيا النماذج تقدير واعادة التكاليفالتشغيميةإلىإجمالياألصول وصافيىامشمعدلالفائدة ممايعنيأنالبنوكالتجارية 3

فياالردنلدييافرصةلنقلالتكاليفالتشغيميةالمرتفعةإلىالزبائن منخاللمعدلفائدةمرتفع عمىالقروض ومعدلفائدةمنخفضعمىالودائع.كماأظيرتالنتائجوجودعالقةإيجابيةذات أرسالمالإلىإجمالياالصولوصافيىامشمعدلالفائدة. داللةإحصائيةبينمؤشر سية. التر التجاتية رك الب فل رالتبحية ة الفائ هامش ات مح 8113(: رجري تات ( 3- ةدئافلا سعر ىامش من كل في تؤثر التي العوامل تحديد إلى ارسة الد ىذه ىدفت لسلاس بيانات باستخدام )6000-2540( الفترة خالل التونسي المصرفي لمقطاع والربحية نم تاعومجم ثالثة تحديد تم ارسة حيث الد عينة تمثل تجارية بنوك لعشرة وقطاعية زمنية التفسيرية ارت المتغي سرأ مؤشر وىي: لمبنوك الداخمية ارت المتغي وتشمل األرلى: المجمرعة ةعرمجملار المال مؤشرالتكاليفالتشغيمية مؤشرالقروضإلىاألصول مؤشرحجمالبنك. ارتاالقتصادالكميوىي:مؤشرالتضخم ومؤشرمعدلنمونصيبالفرد ية:وتشملمتغي الثا اإلجمالي. المحل الناتج من النظام بتطور تتعمق التي ارت المتغي الثالثة:وتشمل رالمجمرعة قوسلا لام سرأ أرسالمالإلىالودائعالمصرفية ومؤشر أرسمالسوق الماليوىي:نسبة الماليإلى GDP. عم ةيج من والربحية الفائدة سعر ىامش بين العالقة أن اتسة ال تائج أهم المصاريفالتشغيميةعالقةسمبيةممايعنيأنالمصاريفالتشغيميةفيالبنوكالتونسيةأعمى ارتاالقتصادالكميفقدكانتغيرمعنويةإحصائيا واليوجدليا منالمستوىالمثالي.أمامؤش عاطقلاو المال أرس سوق تطور بين العالقة ان حين في والربحية. الفائدة ىامش عمى أثر المصرفيالتونسيعالقةإيجابيةوتكاممية. بية: االج اتسات ال 4.3.1 1- Bikker, and Gerritsen. (2017). Determinants of Interest Rates on Time Deposits and Savings Accounts: Macro Factors, Bank Risk, and Account Features. تاباسحو األجل ودائع عمى الفائدة أسعار محددات ارسة د إلى ارسة الد ىذه ىدفت التوفيرفيىولندا باإلضافةلتوضيحاختالفأسعارالفائدةعمىىذهالودائعمابينالبنوك نم ةرتفلا خالل العاممة البنوك لجميع مقطعية بيانات استخدام تم حيث نفسو البنك وفي ارسةإلىثالثةمجموعات المجموعةاألولى ارتالتفسيريةلمد 6024-6008 وتمتقسيمالمتغي ارتاالقتصادالكميوىي معدلالنمواالقتصادي معدلالتضخم ضغطسوق تتكونمنمتغي قمعتت الثانية والمجموعة السوق. سعر تباين السوق ىيكل تركز السوق سعر األسيم ةلويسلا المديونية ىامش البنك جنسية البنك حجم وىي البنوك في الداخمية ارت بالمتغي 4

االستحقاق وىي آجال الحساب بطبيعة تتعمق الثالثة المجموعة البنك الكفاءة.أما مخاطر ةعباتلا ارت المتغي بين العالقة تقدير تم حيث الفائدة دفع ارت م عدد األقصى الرصيد Feasible Fixed وأسموب Effects ارتالتفسيريةباستخدامثالثأساليب Model والمتغي.ECM أطخلا حيحصت جذومن بومسأو GLS اتسة: ال تائج أهم ارتاالقتصادالكمي)معدلالسوق Fixedعالقةمتغي Effects أظيرأسموب Model Credit و البنك حجم ارت متغي إلى باإلضافة السوق( ضغط السوق معدل تباين التضخم االستحقاق لياأثرإيجابيومعنويعمىسعرالفائدةعمىالودائعألجل كما Spread وأجل تبيناألثرالمعنويالسمبيلكلمنمعدلنمو GDP وتركزالسوقعمىسعرالفائدة. Feasible عالقةكلمنالتضخم ومعدلالسوق وتباينمعدل أظيرأسموب GLS Credit لياأثرإيجابيومعنوي Credit و Spread السوق ومعدلنمو GDP وRate عمىسعرالفائدةعمىالودائعألجل وكانأثرحجمالبنكسمبي. ترا متغي بين األجل طويمة توازنيو عالقة ECM الخطأ تصحيح أسموب أظير النموذج وكانمعدلالتصيح 0.0262. 2- (Were, Wambua, 2013): Assessing the Determinants of Interest Rate Spread of Commercial Banks in Kenya. يف ةدئافلا سعر ىامش في تؤثر التي العوامل وتقييم تحديد إلى ارسة الد ىذه ىدفت النظامالمصرفيفيكينيا حيثتمتقسيمىذهالعواملإلىمجموعتين:المجموعةاألولىتشمل ضورقلاب مقاسا االئتمان مخاطر مؤشر وىي: نفسيا المصارف داخل من الداخمية العوامل فرصملا أصول إجمالي مقاسا بموغاريثم البنك حجم القروض ومؤشر إجمالي إلى المتعثرة التشغيمية المصاريف بقسمة تحسب والتي التشغيمية المصاريف السوق ومؤشر تركز ومؤشر ةمئاسلا المصرف أصول بنسبة مقاسة السيولة مخاطر التشغيمي ومؤشر الدخل صافي عمى يفاص ةمسق خالل من ويحسب االصول متوسط عمى العائد األصول ومؤشر إجمالي إلى داصتقلاا ارت متغي فتشمل ارت المتغي من الثانية المجموعة أما األصول. متوسط عمى الدخل الكميوىي مؤشرمعدلنموالناتجالمحمياإلجماليالحقيقي ومؤشرمعدلالتضخمومتغير ارسةبيناتسالسلزمنيةوقطاعيةلمفترة) 6022-6006 (ل 88 السياسةالنقدية.واستخدمتالد مصرف. 5

شماى تحديد في ىام دور تمعب لممصارف الداخمية العوامل اتسة أن ال تائج أهم معدلالفائدةفيالقطاعالمصرفيفيكينياحيثكانتجميعيامعنويةوأثرىاإيجابيماعدا ارتاالقتصادالكميفكانتغيرمعنوية مؤشرمخاطرالسيولةفقدكانتعالقتوسمبية.أمامتغي إحصائيا وبالنسبةلمؤشرالسياسةالنقديةفقدأظيرداللةإحصائيةضعيفة ولوأثرإيجابي ضعيفممايعنيضعفاستجابةالبنوكالكينيةلمسياسةالنقدية. 3- (uzeru, 2012): The Determinants of Lending Rates in Ghana. ارسةوتحديدالعواملالمحددةألسعارالفائدةعمىالقروضفي ارسةإلىد ىدفتىذهالد ميسقت مت وقد األساسي الفائدة سعر مع بالمقارنة عالي الفائدة سعر اعتبار ظل في غانا العواملالمؤثرةعمىأسعارفائدةالقروضإلىعواملداخميةفيالبنوكوعواملخارجيةتتعمق ةعوفدملا الفوائد التشغيمية مؤشر النفقات الداخمية:مؤشر العوامل الكمي تتضمن باالقتصاد ترا ائب متغي أرسمالالمصرف مؤشرالربحيةبعدالضر عمىالودائع مؤشرالحجممقاسب ةيدقنلا السياسة مؤشر التضخم معدل ومؤشر GDP نمو مؤشر وتشمل: الكمي االقتصاد ةنيزخلا أذونات عمى الفائدة أسعار المركزي مؤشر البنك قروض عمى الفائدة بسعر مقاس ارسةالفترة 6020-6001. ارسةمنعشرةبنوك حيثغطتبياناتالد تتكونعينةالد اتسة تبينأنىناكعالقةطرديةومعنويةإحصائيةبينمعدلالفائدة ال تائج أهم ارتالتفسيريةالتالية سعرالفائدةاألساسي نفقاتالفوائدعمى عمىالقروضوكلمنالمتغي الودائع معدلالتضخم. 4- (Alencar 2011): Revisiting Bank Pricing Policies in Brazil: Evidence From Loan and Deposit Markets. ةدئافلا أسعار عمى والجزئي الكمي االقتصاد محددات تحميل الى ارسة الد ىذه ىدفت اردوالودائع حيث ارزيميوىي:قروضالشركاتواألف لمقطاعاتالميمةفيالسوقالمصرفيالب ارزيميتمثلحوالي 40 %منالسوقالمصرفي لمفترةمن تماستخدامبياناتشيريةل 28 بنكب Balanced وتماستخدام Panel يناير 6006 إلىنوفمبر 6005 حيثتماستخدام Data ةدئاف سعر تقمبات وتشمل: الكمي باالقتصاد تتعمق ارت متغي وىي: ارت المتغي من مجموعتين ارتمتعمقةبالبنك السياسةالنقدية ومعدلالتضخم والدخلالحقيقي والصدماتالدولية ومتغي وتشتمل:حجمالبنكمقاسبموغاريثماألصول والسيولةمقاسةبالودائعوالسنداتعمىإجمالي يتلا الكمية والتكاليف األصول إلجمالي المال أرس بنسبة مقاس الرسممة ومؤشر األصول ضورقلا إجمالي نسبة التمويل( )كفاءة الودائع إلى الودائع جمع عممية في البنك يتحمميا والودائعإلىعددالفروع)كفاءةاإلدارة( إجماليالقروضالمتعثرة أماىيكلالسوقتماستخدام 20

ب ج معاملالتركزمقاسبقيمةأصولأكبرثالثبنوكإلىإجماليأصولبنوكالعينة وقدتطرقت.يميزرا ارسةآلليةانتقالأسعارالفائدةالرسميةعبرقناةسعرالفائدةإلىالجيازالمصرفيالب الد اتسة: ال تائج أهم - أ درا ارتاالقتصادالكميلمتكنالمحدداألساسيألسعارالفائدةعمىقروضاألف متغي لكنكانتمحددا ىاما لكلمنسعرالفائدةعمىقروضالشركاتوسعرالفائدةعمى الودائع. ضورقلا ىمع الفائدة سعر من كل عمى قوي إيجابي تأثير لو كان السوق -تركز وىوامشسعرالفائدة. ةدئاف سعر لتغير استجابتا القروض عمى الفائدة ألسعار كامل بتعديل البنوك قيام - السياسةالنقدية لكنىناكجمودفيتعديلأسعارالفائدةلبعضفئاتالقروضقصيرة األجل. 5- (Vink, 2010): Determinants of Deposit Rates, Which Factors Influence the Deposit Rates in the Dutch Retail Deposit Market. عئادولا عمى الفائدة معدل عمى تؤثر التي العوامل تحديد إلى ارسة الد ىذه ىدفت االدخاريةفيالسوقالمصرفياليولندي حيثتمتقسيمىذهالعواملالمؤثرةإلىعواملتتعمق أرسمالالبنك السيولة حجم بالسوق)تركزالسوق ومعدالتالسوق( وعواملتتعمقبالبنك) البنك عدمالكفاءةالتشغيمية( تمتجميعالبياناتالتياستخدمتفيالتحميلمنثالثةبنوك panel (بياناتسالسلزمنيةوقطاعيةلمبنوكالثالثةلمفترة ىولنديةحيثتماستخدام( data.)6005-2551( اتسة ال تائج أهم أنحجمالبنك وعدمالكفاءةالتشغيميةليماأثرعكسيعمىمعدل ازدحجمالبنكانخفضت الفائدةعمىالودائعاالدخاريةفيالبنوكالثالثة ممايعنيأنوكمما الفائدةعمىالودائع كماانانخفاضعدمالكفاءةالتشغيمية)زيادةالكفاءةالتشغيمية(يؤديإلى زيادةمعدلالفائدةعمىالودائعاالدخارية. 6- (Kalluci, 2010): Determinants of Net Interest Margin in the Albanian Banking System. ماظنلا يف الفائدة ىامش صافي في المؤثرة العوامل تحميل إلى ارسة الد ىذه ىدفت -6006( لمفترة سنوية ربع زمنية-وقطاعية سالسل بيانات استخدام األلباني وتم المصرفي ارتتفسيريةلميامشوىي:مؤشرالمصاريفالكميةإلىإجمالي 6003 ( وتمتحديدعدةمتغي (RAV( األصول إجمالي إلى الممكية بحقوق مقاس المخاطر ومؤشر )OE( االصول 22

ومؤشرمخاطراالئتمانمقاسبالقروضالمتعثرةإلىإجماليالقروض) CR ( ومؤشرجودة اإلدارةمقاسبالمصاريفالتشغيميةإلىالدخلالتشغيمي) MQ ) ومؤشرتكمفةالفرصةالبديمة رشؤمو )RES( األصول إجمالي إلى المركزي البنك لدى االحتياطي ودائع بنسبة مقاس الدخلمنغيرالفوائد) COM ( ومؤشرتركزالسوقمقاسبمؤشرالتركز( HHI ) ومؤشر وأ LIBOR أو )MR( الخزينة أذونات عمى الفائدة أسعار بتقمب مقاس السوق مخاطر.EURIBOR اتسة ال تائج أهم وجودعالقةطرديةومعنويةاحصائيا بينىامشسعرالفائدةفي رشؤمو األصول إجمالي إلى الكمية المصاريف مؤشر من: وكل األلباني المصرفي النظام تكمفةالفرصةالبديمة ومؤشرمخاطرالسوق. 7- Georgievska, kabashi, Trajkovska, Mitreska, Voaskov, (2010): Determinants of Lending Rate and Interest Rate Spreads in Macedonia. ارسةتحميلالعواملالمحددةألسعارالفائدةعمىالقروضوىامش اليدفمنىذهالد Panelلبياناتربعية Estimation سعرالفائدةفيمقدونيا حيثتماستخدام Techniques يتلا ترا ل 23 بنكعنالفترةمنالربعاألول 6002 الربعالثاني 6005 أمابالنسبةلممتغي لوصلأا الودائع إجمالي عمى الفائدة فيي أسعار القياسي النموذج تقدير في استخداميا تم ضورقلا إلجمالي المتعثرة القروض نسبة لمبنك السوقية األصول الحصة بموغاريثم مقاسة ةساقم التشغيمية النفقات األصول متوسط عمى العائد معدل المال أرس كفاية السيولة Policy ( وتماستخدامسعرالفائدة بالموغاريثمالنفقاتالتشغيمية سعرالفائدةالرسمي) Rate وأسعارالفائدةاألجنبية. 3-monthb EURIBOR اتسة ال تائج أهم ريسفت في إحصائيا معنوية اإليداع عمى الفائدة أسعار أن تبين ةطقن 2 بمقدار الودائع عمى الفائدة سعر في زيادة كل أن القروض أي عمى الفائدة أسعار مئويةيؤديلزيادةسعرالفائدةعمىالقروضب 0.8 نقطةمئوية وأنعدمانتقالالتغيرفي نيب المنافسة لشدة يعود القروض عمى الفائدة ألسعار بالكامل الودائع عمى الفائدة أسعار ويلغيرالودائع. كماتبينوجود البنوك باإلضافةالعتمادالمصارفعمىمصادرأخرىلمتم عالقةطرديةبيننسبةالقروضالمتعثرةوسعرالفائدةعمىالقروض وأنكلزيادةبنسبة 2 نقطةمئويةفيالقروضالمتعثرةتؤديلزيادةالفوائدعمىالقروضب 0.01 نقطة. 26

ج ب 8- Onauga, and Shittu, (2010): Determinants of Interest Rate in Nigeria: ارسةىذاالموضوع ارسةإلىتحميلمحدداتسعرالفائدةفينيجيريا ولد ىدفتىذهالد مادختسا وتم (VECM) الخطأ تصحيح نموذج أسموب باستخدام قياسي نموذج صياغة تم ترا اربع 6004 وتمتحديدالمتغي بياناتربعيةتغطيالفترةمنالربعاألول 6000 إلىالربعال (TBR) نيجيريا في الخزية اذونات عمى الفائدة معدل وىي: القياسي النموذج في التالية ولوغرثمإجماليالناتجالمحميالحقيقي( LNRGDP ) ولوغارثمالعرضالنقديالحقيقيمقاس الخزيةاألمريكية عمىأذونات بالعائد الخارجيالمتوقعمقاس ( LNRMS ) والعائد M2 ب لمدة 8 شيور( EFR ). اتسة: ال تائج أهم أ- (TBR) الخزينة اذونات عمى الفائدة سعر بين األجل طويمة توازنيو عالقة وجود واجماليالناتجالمحمي( LNRGDP ). -أنكلزيادةفيالناتجالمحمياإلجماليوسعرالفائدةعمىأذوناتالخزينةفينيجيرية ةرتفلا يف الخزينة أذونات عمى الفائدة سعر في ىامة لزيادة يؤدي السابق الربع في الحالية بينماالزيادةفيالعرضالنقديفيالربعالسابقتؤديلتخفيضسعرالفائدة الحاليعمىأذوناتالخزينة. دعب (TBR) في التغير من %83.4 حوالي يفسر الحقيقي المحمي الناتج إجمالي - خمسةأرباع. 9- Tenant and Folawewo, (2008): Macroeconomic and Market Determinants of Banking Sector Interest Rate Spreads: Empirical Evidence From Low and Middle Income Countries. يف ةدئافلا أسعار ىامش في تؤثر العواملالتي وتحميل ارسة د الى ارسة الد ىذه ىدفت الدولمنخفضةومتوسطةالدخل حيثتماستخدامبياناتسالسلزمنيةوقطاعية)بياناتسنوية لمقطاعالمصرفيككللدولالعينة(لعدد 88 دولةخاللالفترة) 6001-2544 (وتمالحصول :تاعومجم ثالثة إلى التفسيرية ارت المتغي تقسيم تم حيث الدولي البنك من البيانات عمى ىلإ البنوك األصول إجمالي مؤشر وىي: المصرفي السوق محددات شممت األولى المجموعة GDPليعكسالتطورالكميفيالقطاعالمصرفيلمدولة) BNKDEV ( ومؤشرنصيبالفرد ) SRE (محسوبا بنسبة االحتياطي متطمبات ) GDPpc ( ومؤشر اإلجمالي المحمي الناتج من يف المصرفي السوق حجم ليعكس )SCALE( السوق حجم ومؤشر الودائع إلى االحتياطي 28

ب ج د مخضتلا معدل مؤشر وىي: الكمي االقتصاد ارت متغي فشممت الثانية المجموعة أما الدولة. ) INFL ( ومؤشرسعرالصرف) XRATVOL (.أماالمجموعةالثالثةفتتعمقبالبيئةالشاممة )CROWD( القروض إجمالي إلى الحكومة ارض إق نسبة مؤشر وتشمل: الكمية لمسياسة ومؤشرمعدلالخصم والسعرالذييقرضبوالبنكالمركزيالبنوكالتجارية) DISRATE ( ومؤشرمعدلالفائدةعمىأذوناتالخزينة) TBILL ( اتسة ال تائج أهم ارتالتاليةكانتمعنويةإحصائيا ولياأثرإيجابيعمىىامش أنالمؤش سعرالفائدةوىي:مؤشرمتطمباتاإلحتياطي ومؤشرمعدلالتضخم ومؤشرنسبةالقروض ارتفمميكنليا الممنوحةلمحكومةإلىإجماليالقروض ومؤشرمعدلالخصم.أمابقيةالمؤش تأثيرمعنوي. 10- Gambacorta, (2004): How Do Banks Set Interest Rates. نم اإليطالية البنوك بين ما الفائدة أسعار اختالف تحميل إلى ارسة الد ىذه ىدفت ترا يغتم من التسعير سموك في تؤثر التي والكمي الجزئي االقتصاد عوامل ارسة د خالل االقتصادالكميالتيتماستخداميا:الناتجالمحمياإلجماليالحقيقي( GDP ( التضخم سعر مت ثيح المخاطر التشغيمية المصاريف بالبنوك: تتعمق التي ارت المتغي النقد سوق فائدة التعبيرعنالمتغيرين)المصاريف المخاطر(بالكفاءة تقمباتأسعارالفائدة وقدتماستخدام مت ثيح GMM صيغة استخدام خالل من القياسي التقدير في الخطأ تصحيح نموذج استخدامبيانات 38 بنكتمثلأكثرمن 30 %منإجماليالنظامالبنكياإليطاليعنالفترة من 6002/8-2558/8. اتسة: ال تائج أهم ارتفيأسعارالفائدةمنسوقالنقد عدمالتجانسبينالبنوكاإليطاليةفينقلالتغي - أ إلىالقروضقصيراالجل بينمااليوجداختالفبينالبنوكاإليطاليةفيمرونتيا ارضطويمةاألجل. فينقلأثرسعرالفائدةمنالسوقالنقديإلىاإلق -أنأسعارالفائدةعمىالقروضقصيرةاألجلفيالبنوكاإليطاليةالتيتتمتعبالسيولة أرسالمال تكونردةفعمياأقللتغيرأسعارفائدةالسياسةالنقدية. وكبر البنوكالتيلدييانسبةكبيرةمنالقروضطويمةاالجلتكوناستجابتيالتغيرأسعار - الفائدةمنخفضة. ىمع يساسأ بشكل يعتمد الجارية الودائع إلى النقدية السياسة فائدة تقمب أثر انتقال ىيكلالخصوم بينماحجمالبنكلميكنلوعالقة. - 24

11- Rosen, (2003): Banking Market Conditions and Deposit Interest Rates. ارسةإلىتحميلالعالقةبينأسعارالفائدةعمىاإليداعفيالوالياتالمتحدة ىدفتىذهالد وشروطالمنافسةفيالسوقالمصرفي باإلضافةإلىتوضيحأثرالتركزفيالسوقالمصرفي ارتالتابعةفيمعدلالفائدةعمىحساباتالشيكات( NOW ) عمىأسعارالفائدة.وتمثمتالمتغي ارتالتفسيريةوىيمؤشرىيرفندل وسعرالفائدةعمىودائعالسوقالنقدي( MMDAs ) والمتغي ولوغارثم (Multi Market و( Share (Size Structure) الحجم ىيكل (Herfindahl) Local ) وأصول LOG ) وحصةالبنكمنالسوقالمحمي( Share Market الودائع( Size (Diposit اإليداع عمى العموالت LOG ) ونسبة Assets) األصول إجمالي إلى المصرف (NON Int Exp Ratio) لوصلأا يلامجإ ىلإ ةدئافلا ريغ نم تاقفنلا ةبسنو Fee Ratio) عرف لكل الودائع ومؤشر (Employees Per Branch) فرع كل في العاممين وعدد Deposits ) ومعدلالعائدعمىاألصول( ROA ) نسبةالقروضغيرالعاممة Per Branch) ترا المتغي بين العالقة لتحديد قياسية نماذج تقدير تم حيث.(NON Performing Ratio) ارتالتفسيرية وقدتماستخدامبيناتمقطعيةلعدد 28823 بنكتغطيالفترةمن التابعةوالمتغي 2544 م- 6000 م. اتسة: ال تائج أهم ارتالتابعةمعدلالفائدة ارسةعالقةطرديةبينالمتغي أظيرتالد لكو عمىحساباتالشيكات( NOW ) وسعرالفائدةعمىودائعالسوقالنقدي( MMDAs ) نم البنك LOG ) وحصة Market Size) الودائع التالية لوغارثم التفسيرية ارت المتغي من.(LOG وأصولالمصرفإلىإجمالياألصول( Assets (Local Share) السوقالمحمي لدنفريى ومؤشر التابعة ارت المتغي بين عكسية عالقة ارسة الد أظيرت ( Herfindahl )ممابعنيأنزيادةتركزالسوقوزيادةاالحتكاريؤديلتخفيضأسعارالفائدة عمىاإليداع. 12- Berument and Malatyali, (1999): Determinants of Interest Rates in Turkey. ارسةتحميلسموكسعرالفائدةعمىاذوناتالخزينةفيتركية وفقا اليدفمنىذهالد نأ الفائدة حيث لسعر األساسي المحدد التضخم معدل أن عمى ينص الذي فيشت الفترض واستخدامبيانات سعرالفائدةيرتفعبنفسنسبةارتفاعمعدلالتضخم وقدتمتقديرىذهالصيغة ارسةأنسعرالفائدةيتأثربكل شيريةعنالفترةمن 2554/2-2544/22 وأظيرتنتائجالد عفتري اإلسمي الفائدة سعر وأن التضخم. بخصوص اليقين وعدم المتوقع التضخم معدل من.عجرا بنسبةأقلمنارتفاعمعدلالتضخموبالتاليفإنمعدلالفائدةالحقيقييت 21

السابقة: اتسات ال عمى عام تعقيب 2.1 نم تاسرا الد ىذه واختالف تنوع يالحظ السابقة ارسات الد عمى االطالع خالل من :تائف ثالث إلى ارسات الد ىذه تنقسم تناولتيا حيث التي والتابعة التفسيرية ارت المتغي حيث تاسرا ارساتالتيتناولتموضوعأسعارالفائدةعمىالودائعوالفئةالثانيةالد الفئةاألولىالد ىمع الفائدة أسعار تناولت التي ارسات الد الثالثة والفئة الفائدة سعر ىامش تناولت التي ارساتاالأنيااعتمدتعمىمنيجيةالنماذج التسييالت.وعمىالرغممنتنوعواختالفىذهالد ارتالتفسيريةوالمتغيرالتابع وقداستفادالباحثمنتمك القياسيةفيتقديرالعالقةبينالمتغي ترا المتغي وتحديد المناسب القياسي النموذج وصياغة تحديد في أساسي بشكل ارسات الد ارتالتفسيريةوالتابعةالتيتناولتيا وجدولالتالييوضحأبرزالمتغي التفسيريةوكيفيةقياسيا.ةسرا ارساتالسابقة والتيبناء عمييااعتمدالباحثفيصياغةالنماذجالقياسيةفيىذهالد الد التفسيتية اتت رالمتغي السابقة اتسات ال )0.0(: رل ج اتت المتغي )المستقمة( التفسيتية اتت المتغي اتسة ال ران ع التابعة حجمالمصرف رأخترن ريمل اتسة مؤشرالتركزفي السوقالمالي مؤشرالتطورالمالي مؤشرالتضخم ىامشسعر الفائدة أرسالمال مؤشر مؤشرالتكاليف مؤشرالمخاطر اء أ ات مح )8103(: اتت التغي ظل فل رك الب س( )تر المالية معدلنمو GDP نظامالممكية مؤشرالمصاريفالتشغيمية الحصةالسوقية )8108(: العمل اتسة مؤشرحقوقالممكية معدلنمو( GDP ( هامش فل المؤثت العرامل ىامشسعر مؤشرالقروض معدلالتضخم سرتيا فل ة الفائ سعت الفائدة معدلسعرالصرف حجمالمصرف مؤشرالتكاليف رأخترن اترش خ اتسة معدلنمو GDP ىامشسعر أرسالمال مؤشر معدلالتضخم هامش ات مح )8112(: مؤشرالقروض الفائ سعت رك الب فل ة الفائدة مؤشرسعرالصرف ية األت التجاتية مؤشرحجمالبنك 22

اتسة ال ران ع اتت المتغي التابعة )المستقمة( التفسيتية اتت المتغي )8113(: رأخترن تات أرس مؤسرنسبة أرسالمال مؤشر ة الفائ هامش ات مح مالالسوقالمالي مؤشرالتكاليفالتشغيمية رك الب فل رالتبحية سية التر التجاتية ىامشسعر الفائدة إلىالودائع المصرفية أرسمال مؤشر مؤشرالقروض مؤشرحجمالمصرف معدلالتضخم نصيبالفردمن GDP السوقالماليإلى GDP جنسيةالبنك الفائدةعمى الحسابات ألجل الفائدةعمى حسابات التوفير ىامشالمديونية السيولة مخاطرالبنك الكفاءة آجالاالستحقاق الرصيداألقصى ارتدفع عددم معدلالنمو معدلالتضخم ضغطسوقاألسيم سعرالسوق تركزىيكلالسوق تباينسعرالسوق حجمالبنك Bikker and Gerritsen, (2017) Determinants of Interest Rates on Time Deposits and Savings Accounts: Macro Factors, Bank Risk, and Account Features in Netherlands الفائدة ىامش سعر الفائدة مؤشرالعائد معدلنمو GDP معدلالتضخم معدفائدةالسياسة النقدية مخاطراالئتمان حجمالبنك تركزالسوق المصاريفالتشغيمية مخاطرالسيولة Were and Wambua, (2013): Assessing the Determinants of Interest Rate Spread of Commercial Banks in Kenya محددات سعر الفائدةعمى القروض معدلالتضخم سعرفائدةالسياسة النقدية سعرفائدةاذونات الخزينة النفقاتالتشغيمية الفائدةعمىالودائع حجمالمصرف الربحية معدلنمو GDP Uzeru, (2012): The Determinants of Lending Rates in Ghana محددات أسعار الفائدةعمى القروض والودائع التكاليفالكمية نسبةالقروض والودائعلعددالفروع القروضالمتعثرة تركزالسوق سعرفائدةالسياسةالنقدية معدلالتضخم الدخلالحقيقي الصدماتالدولية حجمالبنك السيولة Alencar, (2011): Revisiting Bank Pricing Policies in Brazil: Evidence From Loan and Deposit Markets 23

اتسة ال ران ع اتت المتغي التابعة )المستقمة( التفسيتية اتت المتغي محددات الفائدةعمى الودائع االدخارية ىامش سعر الفائدة الكفاءةالتشغيمية تركزالسوق معدلالفائدةفي السوق مؤشرتكمفةالفرصة مؤشرالدخل تركزالسوق مخاطرالسوق أرسالمال السيولة حجمالبنك المصاريفالكمية المخاطر مخاطراالئتمان المصاريفالتشغيمية Vink, (2010): Determinants of Deposit Rates, Which Factors Influence the Deposit Rates in the Dutch Retail Deposit Market Kalluci, (2010): Determinants of Net Interest Margin in the Albanian.Banking System أسعار الفائدةعمى القروض ىامش سعر السيولة أرسالمال كفاية معدلالعائد النفقاتالتشغيمية سعرالفائدةالرسمي سعرالفائدةعمىالودائع إجمالياألصول الحصةالسوقية نسبةالقروضالمتعثرة Georgievska, et al, (2010): Determinants of Lending Rate and Interest Rate Spreads in Macedonia الفائدة سعر الفائدةعمى اذونات العرضالنقدي العائدعمىأذونات الخزينةاألمريكية الفائدةعمىاذوناتالخزينة إجمالي GDPالحقيقي Onauga, and Shittu, (2010): Determinants of Interest Rate in Nigeria الخزينة ىامش سعر الفائدة سعرالصرف نسبةقروض الحكومة معدلالخصم معدلالفائدةعمى اذوناتالخزينة إجمالياألصول/ GDP نصيبالفردمن GDP متطمباتاالحتياطي حجمالسوق معدلالتضخم Tenant and Folawewo, (2008): Macroeconomic and Market Determinants of Banking Sector Interest Rate Spreads: Empirical Evidence From Low and Middle Income Countries 24

اتسة ال ران ع اتت المتغي التابعة أسعار الفائدةعمى القروض أسعار الفائدةعمى الودائع )المستقمة( التفسيتية اتت المتغي المصاريفالتشغيمية المخاطر تقمباتأسعارالفائدة معدلنمو GDP التضخم سعرفائدةسوقالنقد Herfindahl Size Structure Multi Market Share LOG Market Size Local Share LOG Assets Diposit Fee Ratio NON Int Exp Ratio Employees Per Branch Deposits Per Branch ROA NON Performing Ratio سعر الفائدةعمى حسابات الشيكات سعر الفائدةفي السوق النقدي سعر الفائدةعمى أذونات الخزينة معدلالتضخم Gambacorta, (2004): How Do Banks Set Interest Rates. In Italy Rosen, (2003): Banking Market Conditions and Deposit Interest Rate Bank of Chicago - United States Berument and Malatyali, (1999): Determinants of Interest Rates in Turkey السابقة: اتسات ال عن اتسة ال هذه يمي ما راعسأ محددات وتحميل ارسة د عمى بتركيزىا السابقة ارسات الد عن الحالية ارسة الد تتميز يكيرملأا )الدوالر المتداولة العمالت بحسب الفمسطيني المصرفي الجياز في الودائع عمى الفائدة ارئيمي(وبالتاليتعددأسعارالفائدةعمىالودائعفيظلعدموجودعممة الديناراألردني الشيكلاالس ارتالسياسةالنقديةفيالدولاألم ار وطنية وتأثرأسعارالفائدةفيالجيازالمصرفيالفمسطينيبق المصدرةليذهالعمالت ممايؤديإلىزيادةمخاطرأسعارالفائدةفيالجيازالمصرفيالفمسطيني وانعكاسياعمىاالقتصادالفمسطينيبشكلعام وبالتاليفإنالباحثسيقومبتحميلمحدداتأسعار الفائدةعمىالودائع حسبالعمالتالرئيسيةالمتداولةفيضوءخصوصيةاالقتصادالفمسطينيوما يعانيومنظروفسياسيةواقتصاديةخاصة. 25

الفتل الثا ل: ظتيات سعت الفائ ة رالسياسة ال ق ية

ة الفائ سعت ات رمح مفهرم األرل: المبحث مة: مق تعددتواختمفتمحدداتأسعارالفائدةمنذبدايةالكتاباتفيمجالعمماالقتصاد لذا فلاتخا عمى االقتصاديين والباحثين المفكرين بين والنقاش الجدل الموضوع ىذا أثار فقد ةدئافلا نظرية ومحددات مفيوم عمى االقتصاديين اتفاق عدم من عميو ترتب مما مدارسيم ممع يف فعض نقطة االن حتى ازل ت وال بعيد أمد منذ كانت الفائدة نظرية أن " والواقع تاضرا ارنالكثيرمناالعت ازالنيثي االقتصاد وأنتحديدمعدلالفائدةفضال عنتبريره ماي 8114 ( ممانتج بيناالقتصاديينأكثرمنأيفرعمنفروعالنظريةاالقتصادية") Oster عنوظيورالعديدمنالنظرياتوالمفاىيملسعرالفائدة واختمفتىذهالتعريفاتوالمفاىيمتبعا ارتاستخداميا. لمبر ة: الفائ سعت مفهرم 0.8 االقتصادية المدارس ورواد االقتصاديين نظر وجية من الفائدة سعر تعريفات تعددت أرسالمالالناتجعنالتضحية عمىأنياثمناستخدام Adam Smith سميث م حيثعرفياأ باالستيالك)االدخار( حيثينظرلياعمىأنياتعويضلممقرضعنربحكانسيحصلعميو لواستثمرمالوولميقرضو أمامنوجيةنظر Marshalفيي"ثمناالنتظار" ووفقا لمارشال ىمع الحصول بيدف الحاضر االستيالك وتأجيل االنتظار يتطمب المالية األصول تكوين إن دخلأكبرفيالمستقبل وبحسب Fisherفإنالفائدةتمثلثمنالصبرعمىعدمإنفاقالدخل وفرصةاالستثمار بينماعرف Keynesسعرالفائدةعمىأنو"ثمنالتنازلعنالسيولة" حيث ةدئافلا( االستثمار بغرض النقدية سيولتيم عن سيتنازلون الذين ارد لألف الطبيعي التعويض يمثل ارضالنقود( أيمكافأةعدماالكتناز واعتبر Keynesسعرالفائدةظاىرةنقدية تمثلثمنإق ساسأ ىمع النقدي السوق في يتحدد الفائدة سعر أن أي النقود عمى والطمب بالعرض تتحدد ةرىاظ سيل أنالفائدة ارض أي واالقت ارض لإلق باألرصدةالقابمة العواملالنقدية وليس تفاعل.)8108 حقيقية والتمثلمقابللالدخار)كاظم 8101 (يعرفسعرالفائدةعمىأنو"ثمنالتخميعنالنقود ويتحدد عان وبحسب)ك راخدلاا عمى ويؤثر التضخم ومعدل الربحية ومستوى النقود عمى والطمب لمعرض استنادا ومنلا معدل زيادة في ويساىم النقود عمى والطمب العرض بين التوازن ويحقق واالستثمار االقتصادي. 62

ة: الفائ سعت رظائف 8.8 منخاللمفيومسعرالفائدةوعالقتوبالنظامالنقديوالجيازالمصرفييمكنتمخيص :)8101 عاس أىموظائفسعرالفائدةفيالنقاطالتالية) جاتنلإا تنشيط إلى يؤدي مما االستثمار نحو وتوجييو االدخار زيادة عمى التشجيع 2- وتخفيضالبطالة. كفاءةتخصيصالمواردمنخاللتوجيييانحوالمشروعاتاالستثماريةذاتالمردود 6- األعمىفيظلالمنافسةالحرة. تحقيقالتوازنفيسوقالنقدبينالطمبوالعرضعمىالنقود. 8- راعسأ خاللتفاوت الدولية من بينمختمفاألسواق تدفقاترؤوساألموال تشجيع 4- اييف نوكت التي البمدان إلى األموال رؤوس تتدفق حيث المختمفة البمدان في الفائدة ارءتحقيقاألرباحواالستفادةمن أسعارالفائدةأعمىمناألسعارفيالبمداألم سعيا و ارتفاعأسعارالفائدةفيظلالعولمةالمالية. توجيوالسياسةالنقديةحسبحالةالنشاطاالقتصادي منخاللالتأثيرعمىأسعار 1- الفائدةلتنشيطاإلنفاقالكمي. وتجدراالشارةىناإلىأنالوظائفأعالهواجيتالعديدمناالنتقاداتالتيتركزت عمىعدمقدرةسعرالفائدةعمىتحقيقتمكالوظائف وتبينأنواليمكنلسعرالفائدةتحريك ارتوتوجيييانحوالنشاطاالقتصاديحيثأظيرتالنظرياتاالقتصاديةالسيماالنظرية المدخ ةيرظنو الدائم الدخل ونظرية النسبي الدخل نظرية مثل الالحقة االستيالك ونظريات الكينزية ارساتالميدانيةأنأىميةالدخلأكبرمنسعرالفائدةفي دورةالحياه باإلضافةالىنتائجالد التأثيرعمىاالدخارخالفا لماتقولوالنظريةالكالسيكية باإلضافةإلىأنتوقعاتالمستثمرين ةدئافلا سعر وليس ووجيتو االستثمار حجم تحدد التي ىي ارتيم الستثما المستقبمية لمعوائد.)8101 عاس ( ة: الفائ أسعات تع 4.8 فلاتخاب تختمف أسعار عدة يوجد بل المالي السوق في واحد فائدة سعر يوجد ال والمقترضة المقرضة الجيات باختالف الفائدة أسعار تختمف حيث نفسيا المالية األداة وتختمفأيضا باختالفاآلجالالزمنيةلمسدادوباختالفالضمانات وفيمايميتفصيلألسعار :)Karl, Ray, Sharon, الفائدةالمختمفةفيالنظامالمالي) 2012 66

ارقالماليةالقصيرة :األسعارالتييتمعمىأساسياتداولاألو ق ال سرق ة فائ أسعات 2- األجلالقابمةلمتداول مثلاذوناتالخزينة وشياداتاإليداعالمصرفيةالقابمةلمتداول ارقالتجارية..إلخ. واألو تصدر أساسيا عمى التي األجل: طريمة األسعات أر المالية السرق فل ة الفائ أسعات 6- السنداتفيسوقرأسالمالوتختمفباختالفآجالاستحقاقالسنداتوالجيةالمصدرة. األساسي الفائدة سعر يعتبر Base Market Rate األساسل: ة الفائ سعت 8- )المرجعي(المرتكزالذييتمبناء عميوتسعيراألصولالماليةفيالسوقالمالي وي عد يذلاو )Risk Free Interest سعرالفائدةعمىالدينالخاليمنالمخاطر) Rate تمثموعادةأدواتالدينالحكومية األساسلكلأسعارالفائدةالسائدةفيالسوق ومن أسعارالفائدةىذه)أسعارالفائدةفيسوقالنقد( وسعرسنداتالخزينة وسعرشيادات اإليداع وسعرالسوقمابينالبنوك.واستنادا إلىىذهاألسعاريتمتحديدأسعارالفائدة ةدملا حيث من تسعيره ارد الم لألصل الذاتية الصفات عمى التعرف بعد السوق في 8111(. )عقل والمخاطر والسيولة وقابميةالتسويق Nominal and Real Interest Rate رالحقيقل: اإلسمل ة الفائ سعت 3.8 ةدئافلا اإلسمي وسعر الفائدة سعر بين التمييز يجب الفائدة سعر عن الحديث عند الحقيقي فسعرالفائدةاإلسميىوالسعرالذيتتعاملبوالمصارفمععمالئياالمقترضين ةدئافلا سعر أما المال أرس سوق في السند حامل عميو يحصل الذي والسعر والمودعين الحقيقي فيوالفرقبينسعرالفائدةاالسميوالتضخم ويتحددىذاالسعرنتيجةالتوازنبين 8114(. االدخارواالستثمار) Oster اإلسمل: ة الفائ سعت - راعسأ فمثال المالي السوق في المتعددة المديونية أدوات عمى الفائدة أسعار تختمف ةميوط الفائدة أسعار عن تختمف الحكومات تصدرىا التي االجل طويمة السندات عمى الفائدة األجلعمىالسنداتالتيتصدرىاالشركات وأسعارالفائدةعمىأذوناتالخزينةقصيراألجل تختمفعنأسعارالفائدةعمىالسنداتطويمةاألجلالتيتصدرىانفسالجية كماأنوتختمف وتءلامو الزبون مخاطر وحسب المدة حسب زبائنيا مع البنوك بيا تتعامل التي الفائدة أسعار وعواملأخرى. 68

ويرجعىذااالختالفإلىاختالفمكوناتسعرالفائدةعمىأدواتالدينعنبعضيا البعض ويتكونسعرالفائدةاالسمي) I (عمىأياداةمنادواتالدينمنعدةعناصروىي: سعرالفائدةالبحت)الحقيقي() r ()الخاليمنالمخاطر(باإلضافةإلىعدةعالوات عالوة مقابلالتضخم) P ( وعالوةمخاطرعدمالسدادوالسيولة) DR ( وعالوةمخاطرةاالستحقاق :)0113 اة ) MR ( والمعادلةالتاليةتوضحمكوناتسعرالفائدة)ال I=r +P+DR+MR تمثلسعرالفائدةاإلسمي. :I تمثلسعرالفائدةالبحت)الحقيقي(الخاليمنالمخاطر. تمثلعالوةمستوىاألسعار)التضخم(. :r :P تمثلعالوةمخاطرعدمالسدادوالسيولة :DR MR :تمثلعالوةمخاطراآلجلأواالئتمان. ولمعرفةسبباختالفأسعارالفائدةعمىمختمفأدواتالدينيتطمبتحميلالعناصر المختمفةالتييتكونمنياالرقمالكميلسعرالفائدةوفيمايميتفصيلليذهالمكونات: Real Interest rate الحقيقل: ة الفائ سعت - يف لالستيالك الزمني التفضيل نمط خالل من يتحدد كونو كبرى أىمية ذو مفيوم وكلايتسا لتأجيل الفرد يطمبو الذي )الثمن( العائد الحقيقي الفائدة معدل ويمثل المجتمع الحاضر ويختمفىذاالمعدلمنمجتمعإلىآخربحسبالنزعةالحديةلالستيالكوبالتالي النزعةالحديةلالدخار الذييحددىمامستوىالدخل ففيالدولالناميةمنخفضةالدخليكون يف لاملا سرأ معدلالفائدةالحقيقيمرتفعا ألنثمنتأجيلاالستيالكمرتفع لذفإنتكمفة.)8112 ل ا أرسالمال)المي ار لنقص ىذهالدولمرتفعةنظ ويعرفسعرالفائدةالبحتعمىأنوسعرالفائدةالتوازنيعمىأصلمالي)ورقةمالية( نإف عقوتم تضخم يوجد ال أنو ارض افت وعمى فييا باالستثمار مرتبطة مخاطر ىناك ليست سعرالفائدةالبحتىو"معدلحقيقيخاليمنالمخاطر"ويمكناعتبارهعمىأنوسعرالفائدة قصيراألجلعمىأذونالخزينةفيظروفخاليةمنالتضخم. وعرف Fisherسعرالفائدةالحقيقيعمىأنوسعرالفائدةالسوقياإلسميمطروحمنو ىلإ يدؤي مما النقد لوحدة ارئية الش القوة يضعف التضخم ألن ار نظ المتوقع التضخم معدل ارضاالموالسواءمن ارتالمختمفة لذلكعندمايتماق تخفيضمعدلالعائدالحقيقيعمىاالستثما المتوقع ذلكلمتعويضولو مقابلالتضخم إضافةعالوة أخرى يتم أيجية أومن المصارف غمبملا ارئيةألصل القوةالش ارتفاعالمستوىالعاملألسعار ومايترتبعميومنتأكل جزئيا عن 64

المقترضباإلضافةلقيمةاالنخفاضفيمبمغالفائدةعمىالقرض حيثيتماضافةعالوةمقابل Wright, and ) التضخم غياب ظل في المقبول الفائدة معدل إلى المتوقع التضخم.)Quadrini, 2012 The term-structure of interest rates ة: الفائ ألسعات ل م ال الهيكل 3.2 تختمفأسعارالفائدةعمىالسنداتحسبأجلاستحقاقىذهالسندات فالسنداتالتي لاجآ اختالف بسبب مختمفة فائدة أسعار تعطي قد والسيولة المخاطر درجة في تتماثل االستحقاق وتسمىالعالقةبينعوائدوآجالاستحقاقالسنداتبالييكلالزمنيألسعارالفائدة روحملا عمى السندات استحقاق وآجال أرسي ال المحور عمى السندات عوائد تمثيل حالة ففي ينمزلا لمييكل البيانية العالقة تمثل والتي العائد بمنحنيات يسمى ما عمى نحصل االفقي Wright, and Quadrini, ألسعارالفائدة حيثتنقسممنحنياتالعائدإلىأربعةاشكال) )2012 yield curve : العائ يات ح م أشكال - منحنياتصاعدةإلىأعمىبميلموجبحيثتشيرإلىأنأسعارالفائدةطويمةاألجل 2- تكونأعمىمنأسعارالفائدةقصيرةاألجل. منحنياتىابطةإلىأسفلبميلسالبوىيتشيرإلىأنأسعارالفائدةطويمةاألجل 6- تكونأقلمنأسعارالفائدةقصيرةاألجل. لجلأا قصيرة الفائدة أسعار أن إلى وتشير الصفر من يقترب بميل أفقية منحنيات 8- تعادلأسعارالفائدةطويمةاألجل. منحنياتصاعدةومنثمترتدىبوطا 4- العائ يات ح م أشكال )0.8(: شكل 2558 Frank, ت: Fabozzi المت 61

ية: ق ال السياسة فل ة الفائ سعت أهمية 2.2 تمثلالسياسةالنقديةإحدىأىممجاالتالسياساتاالقتصاديةالعامةلمبمدمما يستدعيالتنسيقمعادواتالسياساتاالقتصاديةاألخرى وتعدالسياسةالنقديةأحدأشكال ارراالقتصاديالتيتتبعياالبمدبيدفالسيطرةعمىاالختالالتاالقتصادية سياساتاالستق ارتيجيةالسياسةالنقديةالحديثة. وفيمايميمخططتفصيميالست الرسيطة اف( )األه اتض األغ قر ال مر - هائية ال اف االه رات األ أر التشغيمية اتض األغ األرلية اف األه االئتمان -إجمالل ة الفائ ل -مع التتف -سعت اتت المؤش ي اتتا مر - التضخم -محاتبة الختم -سعت -االحتياطل ل ر القا -عمميات المفترح السرق ي ق ال السرق فل ة الفائ -سعت الحتة -االحتياطات ية ق ال ة -القاع المتتفية االحتياطات -إجمالل كاممة -عمالة فرعات الم ان مي ن -ترا ت:)تالح المت يثة الح ية ق ال السياسة اتتيجية الست ترضيحل مخطط )8.8(: شكل.)8113 ومنخاللالشكليالحظأىميةكلمنسعرالفائدةوسعرالخصمفيمكونات السياسةالنقديةالتيتديرىاالبنوكالمركزية ويعرفسعرالخصمبأنو"سعرالفائدةالذي ارقالتجاريةقصيرةاألجل")شيمة يتقاضاهالبنكالمركزيمقابلخصماألو.)0112 وبالتالييعتبرسعرالفائدةأحدأىمقنواتانتقالأثرالسياسةالنقدية والتيتعرف كومس ىمع النقدية لمسياسة معين ارر ق أثر انتقال خالليا من يتم التي "اآلليات أنيا عمى ارراألسعار". ارفالفاعمةفياالقتصاد وبالتاليالتأثيرعمىىدفالنموواستق مختمفاألط 62

Ι R ايترا را ق نقل خالليا البنوكالمركزيةمن تستطيع الذي الحقلاالساسي البنوك وتعتبر بعر يرا )الح الحقيقي االقتصاد إلى ثم ومن المالي القطاع إلى النقدية بالسياسة المتعمقة مجح ىمع التأثير النقد سوق خالل من المركزي البنك يستطيع حيث 8111(. السالم ءاوس الفائدة أسعار مستويات عمى التأثير وبالتالي التجارية لممصارف النقدية االحتياطات ةيدقنلا السياسة رسم عند الحاسمة األمور من تعتبر والتي األجل طويمة أو األجل قصيرة ليومت نم تمكينو بيدف المصرفي لمجياز الدفع وأدوات السيولة توفير في لدوره باإلضافة.)8112 اتيس النشاطاتاالقتصاديةالجاريةمنتجارةوصناعةواستيالك) )Monetary Policy وبالتاليفإنأيتغيرفيسعرفائدةالسياسةالنقدية( Rate ةدئافلا سعر لتأثير ار نظ والقروض الودائع من كل عمى البنكية الفائدة أسعار مع يرتبط ةدئافلا أسعار عمى التأثير من عمية يترتب وما ارض لإلق المتاحة األرصدة عمى األساسي البنكية)عمىالقروضوالودائع(منخاللمايسمىبقناةسعرالفائدة. ةئزجتلا سوق إلى النقدي السوق من الفائدة أسعار أثر انتقال آلية توضيح ريمكن )الودائعوالقروض(منخاللمنيجتكمفةاألرصدة ووفقا ليذااألسموبفإنأسعارالفائدةفي ةفمكت تمثل كما لألرصدة الحدية التكمفة أو البديمة الفرصة تكمفة تعكس النقدي السوق اينلأ والشركات األسر لودائع البديمة الفرصة تكمفة وتمثل لمبنوك األجل قصيرة ارض االقت ةيلاملا ارق األو مثل األجل قصيرة النقدي السوق أدوات في لالستثمار بديمة فرص تمنحيم الحكوميةقصيةاألجل. ويمكنصياغةالعالقةبينأسعارالفائدةفيالسوقالنقديواالسعارفيسوقالتجزئة بالصيغةالرياضيةالتالية: Ι R =α+β Ι M أسعارفائدةسوقالتجزئة. أسعارالفائدةفيسوقالنقد. Ι M Long- run pass -through ليوطلا لجلأا يف لاقتنا رثأ β ففيحالةالمنافسةالكاممة وكانالتعرضلممخاطرفيالحدودالطبيعيةفإنقيمة β يدقنلا قوسلا في الفائدة أسعار في تغير أي أثر أن يعني الصحيح مما الواحد من تقترب )أسعارالسياسةالنقدية(ينتقلبالكامللسوقالتجزئة ممايعنيأنالطمبعمىكلمنالودائع يف تاسرا والقروضأحاديالحساسية وىذاالحالةالتحدثفيالواقعالعممي فقدأثبتتالد رثأ فمتخت < β حيث - passأقلمنواحدأي 0 ىذاالمجالأنانتقالاألثر through انتقالأسعارالفائدةوقيمة β منبمدألخرحسبمدىتقدمالنظامالماليوالمستوىاالقتصادي 63

ةريبك β قيمة تكون المالية أنظمتيا وتطور االقتصادي بالتقدم تتمتع التي فالبمدان لمبمد ار لعدمتوفرأنظمةماليةمتطورةوتدني وبالتاليفإنفاعميةالسياسةالنقديةتكونكبيرة ونظ السياسةالنقدية فاعمية وبالتاليتدني متدنية β قيمة الناميةفإن الدخلفيالبمدان مستويات.)Nikoloz, 2011( ة: الفائ لسعت ة المح العرامل 7.2 ديدحت يف تسيم التي الرئيسية ارت المتغي من العديد ىناك االقتصادية لمنظرية وفقا :ترا أسعارالفائدة وفيمايميأىمىذهالمتغي ي: االتتا شاط ال - ويمع يترتب والخدمات مما السمع عمى الطمب يرتفع االقتصادي االنتعاش حالة في ةيبمتل باإلضافة ازيدة المت االستثمارية االحتياجات تمبية بغرض األموال عمى الطمب زيادة متطمباتاالستيالك ممايؤديإلىارتفاعاسعارالفائدة وبالتاليارتفاعىيكلأسعارالفائدة ارفقذلكمعارتفاعالتضخموتوسعفيعرضالنقدوالعكسفيحالةالكساد خاصةعندمايت.)8111 )عقل راالستثمات: خات اال - اييمع والطمب )االدخار( األموال عرض مستوى من بكل الفائدة سعر يتأثر )االستثمار( ويؤديأيتغيرفيمستوىاالدخارواالستثمارإلىتعديلأسعارالفوائدالسائدة 8114(. فيالسوق) Oster : ق ال عتض - يمكنالنظرإلىأثرالتغيرفيعرضالنقدعمىأسعارالفوائد منخاللأثرالتغير ترا ارض حيثيعدالتغيرفيعرضالنقدأحدالمؤش فيعرضالنقدعمىاألموالالقابمةلإلق ارضفيالمصارفكبيرة المباشرةفيتغيرسعرالفائدة فكمماكانتاألموالالحرةالقابمةلإلق ةئيب خاصةفيظل االئتماناالستثماري لتشجيع الفائدة سعر نحوتخفيض التوجو كان كمما.)8103 استثماريةجيدة والعكسصحيح)فميس Yield Curves : العائ ى ح م شكل - اذى اتجاه أما االستحقاق وآجال الفائدة سعر بين العالقة العائد منحنيات تعكس دئاعلا منحنى يتخذه الذي الشكل ويعكس والمخاطر السيولة تفضيل عن فتعبر المنحنيات التوقعاتالمستقبميةبشأنأسعارالفائدة فالمنحنىاإليجابييعنيأنأسعارالفوائدالمستقبمية Wright, and ) الفوائد في متوقعا انخفاضا يعني السمبي واتجاىو الحالية من أعمى.)Quadrini, 2012 64

رالمترع: الحالل التضخم مسترى - يف المتوقع أو الحالي التدني عن تعويضية فوائد أسعار المدخرون يطمب العادة في ارتيمومنأجلالمحافظةعمىسعرالفائدةالحقيقي ففيحالةارتفاعمعدل ارئيةلمدخ القوةالش ميترا ارفقوارتفاعمعدلالفائدةالذييطالببوالمدخرونلتجنبالتدنيفيقيمةمدخ التضخمي ارت واالتغيرتتفضيالتيمفيمايخصاالدخارواالستيالك أو والفوائدالتيتولدىاىذهالمدخ ارءاألصولالحقيقيةالتيتزيدقيمتيامعالتضخم ممايؤثرعمىعرضاألموال التوجونحوش Wright, and ) صحيح والعكس الفائدة سعر لرفع يضغط الذي األمر ارض لإلق القابمة.)Quadrini, 2012 رلة: لم العامة ة المرا - قوسلا ىلإ لمجوء الدولة يدفع لمدولة مما العامة الموازنة في عجز تحقيق حالة في تادنس اصدار خالل من سواء األموال مصادر في النقص ىذا لتغطية كمقترض المالي ارضمنالمصارف األمرالذييؤديإلىزيادةالطمبعمىاألموالالمتاحة المديونيةأواالقت يدفعأسعارالفوائد األموال( مما مصادر ازحمةالقطاعالخاصعمى يعرفم ارض)بما لإلق 8111(. لالرتفاع)عقل الخاتج: فل ة الفائ أسعات - اختالفأسعارالفوائدبينالدوليؤديإلىتحركرؤوساألموالبينالدولالمختمفة لالستفادةمنفروقاتأسعارالفائدة األمرالذييترتبعميوزيادةأوانخفاضاألموالالمتاحة لاملا سرأ ارض)ىجرةرؤوساألموال( حيثتنتقلاألموالمنالبمدالتيتتمتعبوفرةفي لإلق ضرا قلإل القابمة الحرة األموال عمى يؤثر وبالتالي المال أرس بندرة تتصف التي البمد إلى.ترا ونتيجةلذلكفإنأسعارالفائدةالمحميةتتأثربيذهالتغي التتف: سعت مخاطت - رعس يف التقمبات أن حيث الفائدة وسعر الصرف سعر بين طردية عالقة ىناك بغري ثيح المحمية بالعممة الموجودات عائدات في تغير يولد الوطنية العممة الصرف المتوقعأنىناكعالقة فمن تقمباتسعرالصرف لذلك عنمخاطر بالتعويض المستثمرين موجبةبينسعرالفائدةومخاطرسعرالصرف. 65

ة الفائ لسعت المفستة ظتيات ال ل: الثا المبحث مة: مق معبدايةعصرالنيضةواتجاهالفكراالقتصاديلمسماحبإباحةسعرالفائدة ظيرت ةدئرا العديدمنالمدارسالفكريةالتيناقشتموضوعسعرالفائدةوكانتالمدرسةالكالسيكية فيىذاالمجال حيثساىمتفيتطويرالعديدمناألفكار وأدخمتالعديدمنأدواتومفاىيم التحميلالجديدة وكانلياالدوراألساسيفيبمورةالفكراالقتصادي وبعدعجزأفكارىذه المدرسةعنتفسيربعضالظواىراالقتصادية كانالبدمنبدائلوحموللبعضاألزمات والظواىراالقتصادية مماأدىلظيورالعديدمنالنظريات. جمعاالقتصاديينالكالسيكبينالربحوالفائدةفيالمصطمحدونتمييزبينثمنالنقود أرسالمالوبين ار ليبينالفرقبينالكفايةالحديةل وعائدالمخاطرة وسمك Keynesطريقا مغاي جذومن وضرع في تمييز دون والربح الفائدة عالج Keynes أن ومحدداتو اال الفائدة سعر لخدلا مستويات عند االستثمار عمى والطمب االدخار عرض في الممثل الحقيقي االقتصاد لزا المختمفة وبذلكاستمرالجدلحولسعرالفائدة ممايعنيأننظريةالفائدةكانتوالت نرا يثي نلازا نقطةضعففيعمماالقتصاد وأنتحديدمعدلالفائدةفضال عنتبريره ماي ةيداصتقلاا النظرية فروع من فرع أي من أكثر االقتصاديين بين ارضات االعت من الكثير واالقتصادي المالي النظام في الفائدة سعر يمعبو الذي اليام لمدور ار 8114 (ونظ Oster( أرسمالي فقدظيرتالعديدمنالنظرياتالمفسرةلوكمايمي: ال 2.2 ة: الفائ سعت فل الكالسيكية ظتية ال تعرفىذهالنظرية بنظريةاالدخارواالستثماروالتيتنصعمىأنسعرالفائدةيتحدد ةيلامسرأ ارتال االستثما عمى العائمي والطمب ارتالتيمصدرىاالقطاع المدخ عرض بعاممين والتيمصدرىاقطاعاألعمال حيثاعتبرتىذهالنظريةأنسعرالفائدةىوعبارةعنالعالوة ضرع مث ومن الحاضر االستيالك لتأجيل الستمالتيم وذلك ارد لألف تدفع أن يجب التي لاملا سرأ الستخدام يدفع أن يجب الذي الثمن عن عبارة ىو الوقت نفس ارت وفي المدخ رعس نإف وبالتالي واالستثمار االدخار حقيقية بعوامل ترتبط الفائدة فإن لمنظرية ووفقاليذه الفائدةالناتجعنالتوازنبينىذينالعاممينيمثلسعرالفائدةالحقيقي والذييعرفعمىأنو راخدلاا بين التوازن يحقق الذي الثمن ويمثل الحاضر االستيالك عن االمتناع مكافأة.)8111 واالستثمار)فضيل 80

وفقا ليذهالنظريةيتحددسعرالفائدةالتوازنيعندتعادلالطمبعمىاالستثماروعرض ارتالتيمصدرىاالقطاعالعائمي وعندىذهالنقطةالتوازنيةتحصلعمميةالرضىبين المدخ الطرفين عمىمقدارالفائدةالتييطمبياالمدخرونويرضىبياالمستثمرون حيثيتكفلسعر أرسالمال ويمكنتوضيحذلكمنخالل الفائدةبتحقيقالتوازنالتمقائيبينالعرضوالطمبل الرسمالبيانيالتالي. الكالسيكية ظتية ال ظل فل ل الترا ة الفائ رسعت راالستثمات خات اال يات ح م )4.8(: شكل ة الفائ لسعت منخاللالشكلالبيانيرقم) 8.6 ( تتضحالعالقةالطرديةبيناالدخاروسعرالفائدة ترا والعالقةالعكسيةبيناالستثماروسعرالفائدة وعندتقاطعمنحنىاالدخاركعرضلممدخ ىمع ةطقنلا ىذه من التوازن ونحصل يتحقق المال أرس عمى كطمب االستثمار منحنى مع سعرالفائدةالتوازني امافيحالةانيكونسعرالفائدةأكبرمنالسعرالتوازنيممايؤدي ىمع بمطلا ينخفض الفائدة سعر مرونة ظل وفي ارت المدخ عرض في فائض لوجود االستثمار ممايقودالنخفاضسعرالفائدةليعودالىحالةالتوازنمنجديد. الكالسيكية: ظتية لم المرجهة ات تقا اال القتالنظريةالكالسيكيةالعديدمناالنتقاداتالتيوج يتلياانطالقا منالفرضيات التيقامتعميياوىي: ىمع الدخل تغير تأثير النظرية استبعدت حيث القومي الدخل حجم ثبات ارض افت 2- عقاولا في لكن االستثمار منحنى عن االدخار منحنى استقاللية وبالتالي االدخار يتوقفمنحنىاالدخارعمىمنحنىاالستثمار حيثأنالدخلدالةفياالستثمار كما.)8111 أناالدخاردالةفيالدخل)فضيل 82

اعتبرتالنظريةأنسعرالفائدةىوالعاملاألساسيفيتحديداالدخار وفيالواقع 6- ارساتأنالدخلىوالعاملاالساسيوليسسعرالفائدة. أثبتتالد اعتبرتالنظريةالنقودمجردوسيمةلمتبادل ولمتأخذباالعتبارالنقودكمستودعلمقيمة 8- ىمع قفني أن بد ال )االدخار( استيالكو يتم ال الذي الدخل أن تفترض حيث اردوىواالكتناز مماجعلالنظريةالكالسيكيةغير االستثمار وأسقطتبديلثالثلألف نيب التكامل تحقيق عن لعجزىا ار نظ حركي اقتصاد في لمتطبيق قابمة وغير واقعية.)8103 النظريةالنقديةوبينالييكلالعاملمنظريةاالقتصادية)فميس اعتبرتالنظريةأنالطمبعمىالقروضمصدرهقطاعاألعمالفقط لكنفيالواقع 4- قديكونمصدرالطمبعمىاألموالمنالقطاعالعائميلتمويلاالستيالكالخاصأو القطاعالحكومي. ركزتالنظريةعمىاالدخارواالستثماروأىممتالعواملاألخرىالتيتؤثرعمىسعر 1- وأ االئتمان توسيع عمى المصرفي الجياز قدرة فمثال النقدية العوامل مثل الفائدة.)8103 تقميصوالبدأنيكونلوتأثيرعمىسعرالفائدة)اسمهان عنداألخذبعيناالعتبارالعواملالتيتؤثرفيكلمناالدخارواالستثمار فمنغير 2- الواقعيالقولأنسعرالفائدةكفيلبتحقيقالتوازنالتمقائيبينيما وتتحققىذهالحالة ارتالكساداالقتصاديعندمايطغىعاملعدمالتفاؤلعمىتوقعاتالمستثمرين فيفت ارتيمفينتقلمنحنىاالستثمار والمدخرين فالمستثمروناليتوقعونعوائدمجزيةالستثما ىنحنم فينتقل المستقبل في عمميم في ارر االستم يتوقعون ال والمدخرين اليسار إلى االدخارإلىاليمين ففيحالةحدوثانخفاضفيسعرالفائدةفمنيؤديإلىتساوي االدخارمعاالستثمار عندمايكونىذااألخيرأقلمناألولأيأنمنحنىاالدخارقد اليتقاطعمعمنحنىاالستثمارعندمستوىموجبلمفائدة)فميس 8103 (. اتض: لالت ة المع ة األتت ظتية 1.2 وتعرفىذهالنظرية بنظريةسعرالفائدةالكالسيكيةالحديثة وقدوضعأساسىذهالنظرية االقتصاديالسويديالشييرويكسل وتمتطويرىابواسطةمجموعةمناالقتصاديينالسويديين. ار حيويا فياالقتصاد حيثجمعتىذهالنظرية تتميزىذهالنظريةبإعطاءالنقوددو ارتالحقيقية)االدخار ارتالنقدية)كميةالنقودالمعروضةوصافياالكتناز(والمتغي بينالمتغي.)8108 واالستثمار(منأجلتحديدسعرالفائدة)كاظم 86

يحددسعرالفائدةبموجبىذهالنظريةفيالنقطةالتييتحققفيياالتعادلبينطمب ترا ارض وبالتاليفإنالتذبذبفيسعرالفائدةينشأنتيجةالتغي وعرضاألرصدةالمعدةلإلق.ضرا الحاصمةفيطمبوعرضاألرصدةالمعدةلإلق بمطو االعمال قطاع بطمب االئتمان عمى الطمب يتحدد النظرية ليذه وفقا االئتمان عرض ويتحدد لالئتمان الخارجي القطاع وطمب الحكومة وطمب المستيمكين باالدخارالمحمي والتخفيضفيعرضالنقود)السيولةالنقدية(وخمقاالئتمانمنقبلالقطاع رأ المصرفيوالقروضاألجنبية وانأيتغيريحدثفيسعرالفائدةينتجعنالتغيرالذييط عمىالطمبليذهاألرصدةوالعرضعمييا. ضرا بحسبىذهالنظريةفإنسعرالفائدةالتوازنييتحددبتقاطعطمباألرصدةالمعدةلالقت أرسالمالالنقدي حيثنحصلمن مععرضىذهاألرصدة حيثتسودالمنافسةالكاممةسوق حاتفنا ببسب القصير األجل في جزئيا يكون قد والذي التوازني الفائدة سعر عمى التقاطع نقطة االقتصادواختالفتدفقرؤوساألموالاألجنبيةالرتفاعسعرالفائدةالمحميمقارنة بأسعارالفائدة دقنلا االقتصادوفيسوق في ارفقوتوازن إذا األجلالطويل أنيكونمستقرفي العالمية ويمكن وسوقاألموالوسوقالعمالت ويمكنايضاحالنظريةمنخاللالرسمالبيانيالتالي: اتض لإل ة المع ة األتت ظتية ظل فل ل الترا ة الفائ رسعت عميها الطمب ر ة األتت عتض )3.8(: شكل منخاللالشكلالبيانيرقم) 4.6 (يتبيناآلتي: العتض: ب جا األرصدة من ارضالتيارالجديدالمتدفق المتاحةلإلق باألرصدة يقصد ويف لخدي وال قائمة ازلت ما والتي الماضي في تمت التي القروض ضمنو يدخل ال حيث اردفيالحاضرولميتحلالستخدام لكنيدخلفيواألرصدةالتيكانت االدخارالذيقامبواألف.)8112 أرسمالثابتوتمتحويمياإلىأرصدةنقدية)رهبة فيصورة 88

ضرعل المضافة الجديدة النقود ويمثل المصرفي االئتمان عرض يمثل )M( منحنى النقود)بمافيذلكتحريراالكتناز( وىوينحدرإلىأعمىموضحا مرونةاالئتمانالمصرفي عندمستوياتمختمفةمن ارت المدخ من الكمياتالمختمفة الفائدة.والمنحنى( S (يمثل لسعر )S+M) الفائدة والمنحنى وسعر ارت المدخ حجم بين الطردية الفائدة موضحا العالقة سعر نم ةفمتخم عندمستويات والمتوفرة ارض الكميمناألرصدةالمعدةلالقت مقدارالعرض يمثل رادقم دزا أسعارالفائدة وىومنحدرإلىأعمىموضحا أنوكمماكانسعرالفائدةمرتفعا كمما ارض. المعروضمناألرصدةالمعدةلالقت الفائدة. سعر مع العكسية وعالقتو االستثمار طمب ) I (يمثل المنحنى الطمب: ب جا ازدسعرالفائدة والمنحنى) H (يوضحالرغبةفياالكتنازوعالقتوالعكسيةبسعرالفائدة كمما ارضعندالمستويات قلاالكتناز.والمنحنى) H+I (يمثلالطمبالكميلألرصدةالمعدةلالقت المختمفةلسعرالفائدة. فإنسعرالفائدةيتحددبتقاطعمنحنى) I+H (ومنحنى) S+M (فيالنقطة) P (كما ىوموضحفيالرسمالبيانيأعاله. اتض: لالت ة المع ة األتت ظتية ل المرجهة ات تقا اال نم ديدعلا القت أنيا اال النظرية ىذه أدخمتيا التي التحديثات من الرغم عمى نم لك أساس عمى عرض ىي ارض لإلقت المعدة األرصدة اعتبار حيث من االنتقادات الوحداتالنقديةوالوحداتالحقيقية. )M+S( الفائدة فمنحنى سعر مشكمة تحل لم بأنيا وقال النظرية )ىانسن(ىذه انتقد ارضالتيتأتيمنالنقودالجديدةومنتحريراالكتناز حيثيوجدجزءمن األرصدةالمعدةلالقت ارت( S+M )يتأثربمستوىالدخلالمتاح ويتبعذلكأنالمنحنى( S+M )يتغيربتغير المدخ الدخل وعميوفإنسعرالفائدةاليمكنمعرفتواالإذاعرفنامستوىالدخل ومستوىالدخلال يمكنمعرفتواالإذاعرفناسعرالفائدة ذلكأنسعرالفائدةىوالذييحددمستوىاالستثمار.)8111 ومستوىاالستثمارمنخاللالمضاعفيحددمستوىالدخل)فضيل ار الختالفطبيعةكلمناالدخارواالستثمار)عواملحقيقية( واالئتمانالمصرفي نظ رعس لتحديد بينيما والمقارنة جمعيما المنطقي غير فمن نقدية( )عوامل السيولة وتفضيل الفائدة وبالتاليفمنغيرالممكنجمعالعواملالحقيقيةوالنقديةوالمقارنةبينيمالتحديدسعر.)8114 الفائدة) Oster 84

ارديدخرونليس مغاالةىذهالنظريةفيأثرسعرالفائدةعمىاالدخار حيثأناألف بسببسعرالفائدةفقط ولكنبسببدوافعأخرىمثلدافعاالحتياط يعنىذلكأناالدخار ارساتأنالدخلىوالعاملاألساسيفي يعتبرغيرمرنبالنسبةلسعرالفائدة حيثاثبتتالد.)8108 تحديداالدخار)كاظم السيرلة(: تفضيل ظتية ( ة الفائ سعت ي تح فل ية الكي ظتية ال 01.2 تعتبرنظرية Keynesلمسيولةجزءمننظريتوالعامةلمطمبالكميالفعال فييتشرح طبيعةالطمبعمىاألصولالسائمةوعالقتيابسعرالفائدة وأسعاراألصولغيرالسائمة وتوقعات معدالتاالرباح واالستثماروالتوظيف.وينظر Keynesلسعرالفائدةعمىأنوظاىرةنقديةبحتة اقتصاديةكمااعتقدالكالسيك أيأنسعرالفائدةيتحددبالطمبوالعرضلمنقود وليسظاىرة وعميوفإنسعرالفائدةيتحددبتقاطععرضالنقود)الكميةالكميةلمنقود(معجدولالطمبعمى.)Modigliani, النقودوالذيأسماه Keynesتفضيلالسيولة) 2012 فإنالفائدةوفقا ل Keynesليستثمناالمتناععناالستيالك بلىي"ثمنالتخمي عنالسيولة". لكش يف بالثروة االحتفاظ يفضمون ارد األف أن أساس عمى السيولة تفضيل فكرة تقوم نقودسائمة بدال مناألشكالاالخرىغيرالنقدية مثلاألذوناتوالسندات بمعنىأخرفإن جدولتفضيلالسيولةعبارةعنالميللالكتناز. وقدفرق Keynesبينثالثةدوافعتؤديإلىتفضيلالنقود: Transactions Motive الت(: )المبا المعامالت افع ب قر ال عمى الطمب لامعلأا ومنشتت ارد األف من كل لحاجة المعامالت بدافع النقود عمى الطمب يرجع تلائاعلاو ارد األف إنفاق بين ازمن الت لعدم أساسا تنشأ الجارية والتي المعامالت لمنقود لتمبية تادرا يا وبين االعمال منشتت نفقات بين وكذلك الدخول ىذه عمى حصوليم وبين لدخوليم المبيعاتوضرورةتوفيرحدأدنىمنالسيولةالمطموبةلتمبيةاالحتياجاتالطارئةلممشروعات. ترا م ددعو المستمم الدخل حجم عمى يتوقف إنما السائمة النقدية األرصدة حجم فإن وبالتالي عفادب النقود عمى الطمب منحني انتقال ويعتمد االنفاق ارر تك وعمى الدخل استالم ارر( )تك ملاتسا بين الفاصمة الفترة ولطول الدخل لمستويات المجتمع توقعات تغير عمى المعامالت.)8103 الدخلوبينإنفاقو)اسمهان 81

Precautionary Motive رالحذت(: )الحيطة االحتياط افع ب قر ال عمى الطمب موقي ثيح المستقبل في والنفقات اردات االي من التأكد عدم بسبب الدافع ىذا ينشأ ةيفاضإ نقدية بأرصدة باالحتفاظ الجارية لممتطمبات نقدية بأرصدة احتفاظيم بجانب ارد األف ارسضدالحاجاتغيرالمتوقعةفيالمستقبل مقدارالنقودالالزمةإلشباع بيدفالحذرواالحت اردومنشتتاألعمالويتعمقبدرجةتحفظيم ومستوىالدخل وافعالمختمفةباختالفاألف ىذاالد عفادب المطموبة النقود كمية تتوقف التجاري حيث النشاط االجتماعي طبيعة الضمان وحالة.)Modigliani, االحتياطعمىمستوىالدخل) 2012 ووفقا ليذهالنظريةفقدتمجمعالطمبعمىالنقودبدافعالمعامالتواالحتياطفيقسم واحد يتصفبأنوغيرحساسلسعرالفائدة ويرمزلوبL1. المضاتبة: افع ب قر ال عمى الطمب تابمقت من االستفادة بغرض النقدية باألرصدة االحتفاظ في لمرغبة يرجع المضاربة دافع ةدصرلأا ىمع الطمب النقديمصطمح المالية ويطمقعمىىذاالنوعمنالطمب ارق االو أسعار نم ةيلام سرأ العاطمةأوالخاممة ويتأثرىذاالطمببحركةسعرالفائدةوعنطريقتحقيقأرباح قوس يف الفائدة سعر بين العكسية العالقة وطبيعة السندات وبيع ارء ش خالل من المضاربة السنداتوسعرالسند فإذاارتفعسعرالفائدةينخفضسعرالسندالسوقيوالعكسصحيح. ارضالمضاربةفيالنظريةالكينزيةيتضمناالختياربينالنقود الطمبعمىالنقودألغ والسنداتفقط كأشكالبديمةلالحتفاظبالثروة وبيذهالطريقةربط Keynesبينالطمبعمى النقودألجلالمضاربةوسعرالفائدة فعندمايرتفعسعرالفائدةتنخفضأسعارالسندات فيزداد الطمبعمىالسنداتويقلطمبيمعمىالنقودألجلالمضاربة ويحدثالعكسعندانخفاض.)8108 أسعارالفائدة)كاظم Keynes ل رفقا السيرلة رفخ المضاتبة اتض ألغ قر ال عمى الطمب )3.8(: شكل 82

منخاللالشكلالبيانيرقم) 1.6 ( يتضحأنمنحنىالطمبالنقديبدافعالمضاربة ارضالمعامالت ) LS (يبدأبعيدا عنالمحورالعموديألنكميةالنقود) 0T (تمثلالطمبألغ ارضالمضاربةتزيدكمماانخفضسعرالفائدة)ارتفاع واالحتياط وأنكميةالنقودالمطموبةألغ سعرالسندات( كمايتبينأنىذاالطمبيزدادمرونةكمماانخفضسعرالفائدة وتقلمرونتو فيمستوياتأعمىمنسعرالفائدة ويرجعذلكحسب Keynesإلىأنوعندانخفاضسعر را يبك بالسندات االحتفاظ من الخسارة احتمال يصبح السندات أسعار ارتفاع ارر واستم الفائدة لبقتسملا في أسعارىا انخفاض لتوقعيم نتيجة بيا باالحتفاظ المضاربون يرغب ال عندئذ فيتحولونإلىاالحتفاظباألرصدةالنقديةأوبيعالسنداتإلىأنيصبحالطمبعمىالنقودمرنا إلىماالنياية وقدأطمق Keynesعمىىذهالمرحمةمنالطمبعمىالنقودبفخالسيولة عافترا الفائدة أي سعر في تغير أي فإن جدا وبالتالي مرتفعة السندات أسعار تكون حيث يؤديإلىخسارةمؤكدةعنداالحتفاظبالسندات ويحدثذلكبصورةخاصةفيحاالتالكساد ارئيافتنيار االقتصاديواالنييارالماليعندمايرغبالجميعببيعالسنداتوالأحديرغببش ازيدفييا.إذا كميةالنقودالمطموبةبغرضالمضاربةتتغيربشكل أسعارىافجأةبعداالرتفاعالمت.)Modigliani, ارتسعرالفائدة) 2012 ممحوظمعتغي السيرلة: تفضيل ظتية ظل فل ة الفائ سعت ي تح وفقا ليذهالنظريةفإنعرضالنقودفيأيلحظةمنالزمنيتحددبواسطةالسمطات ارتالسياسية ارتسعرالفائدة العرضالنقدييمثلمتغيرمنالمتغي النقديةمستقال عناعتبا ضرا تفا الفائدة وعمى لسعر بالنسبة المرونة عديم فيو وبالتالي الدولة بواسطة يحدد والذي مستوىالدخل( y1 )كماىوموضحفيالشكلالبيانيرقم) 2.6 (أنكميةالنقودالموجودةفي i (يتحددعندالنقطة) A )أيعندماتتساوىالكمية 1 التداولىي) 0M ( وأنسعرالفائدة( ارضأنمنحنى النقود) 0M ( وعمىافت من المعروضة معالكمية LY1 النقود من المطموبة تفضيلالسيولةقدارتفعإلى LY2 نتيجةالرتفاعمستوىالدخلمن Y1إلى Y2 فإنسعر.(Tily, 2010(i 2 الفائدةسيرتفعإلى وعميوفإنوضعدالةتفضيلالسيولة)بالنسبةلمستوىمعينمنالدخل(وعرضالنقد يحددانسعرالفائدة. 83

السيرلة. تفضيل ظتية فل ة الفائ سعت ي تح يرضح )2.8(: شكل الكي ظتية لم المرجهة ات تقا ا ة: الفائ سعت فل ية أننظرية Keynesفيسعرالفائدةمثلالنظريةالكالسيكيةنظرية لقدذكرHansen غيرمحددة فوفقا لنظرية Keynes فإندالةتفضيلالسيولةتنتقلإلىأعمىأوأسفلمع كلتغيرفيمستوىالدخل وعمىوجوالخصوص L1 الذيىودالةفيالدخل فالنستطيع معرفتوإالإذاعرفنامستوىالدخل وحتىيمكنمعرفةمستوىالدخلفإنويجبأننعممسعر الفائدة وعميوفإنانتقادات Keynesلمنظريةالكالسيكيةإنماتنطبقعمىنظريتوأيضا ووفقا طايتحلاا )المعامالت الثالثة الدوافع من فقط تنشأ ال بالسيولة الرغبة فإن Hansen ل رشي مل التي العوامل من أخرى ىناكمجموعة أن االقتصاديين بعض يرى المضاربة(حيث إلييا Keynes )فميس.)8103 Hansen واعتبر نأ ليومتلا عمميات بين الوحيدة الوصل حمقة ليس الفائدة سعر والقطاعاتاالقتصاديةأيأنكلمقترضيمكنأنيقترضكمايشاء حتىعندتغيرسعر.)8103 )اسمهان الفائدةدونأنيأخذفياالعتبارعاملالخطر أىمل Keynesأثرالعواملالحقيقيةفيتحديدسعرالفائدة حيثاعتبرالفائدةظاىرة نقديةبحتةورفضاالعتقادبأنالعواملالحقيقيةمثلاالنتاجيةوالتفضيلالزمنيليماأيأثر عمىسعرالفائدة مثمماأخطأالكالسيكباعتبارأنالفائدةظاىرةحقيقيةبحتةوأىممواالعوامل النقدية. قدمتالشواىدالتاريخيةفيأوقاتالكسادنتائجعكسية حيثانخفضسعرالفائدةإلى يدقنلا التفضيل في Keynes لنظرية األساسية الركائز نسف يعني مما لو مستوى أدنى 8103( )اسمهان 84

ةيحضتلا نتيجة مكافأة تمثل الفائدة أن اعتبر حيث االدخار عامل Keynes أىمل لزانتمل سيولة ىناك تكون لن االدخار بدون أنو Prof. Jacob Viner بين وقد بالسيولة )8108 عنيا وعميوفإنعنصراالدخاراليمكنإىمالوفيأينظريةلمفائدة)كاظم 00.2 يثة: الح ة الفائ سعت ظتية ةدصر لأا ونظرية الكالسيكية النظرية من كل أن استنتاج يمكن سبق ما خالل من ارض ونظريةتفضيلالسيولةل Keynes ىينظرياتغيرمحددةلسعرالفائدة المعدةلإلق حيثركزتاألولىعمىالعواملالحقيقية)االدخار االستثمار(فيتحديدسعرالفائدةواعتبرت عم ةيدقنلا العوامل لجمع محاولة فكانت الثانية النظرية أما عينية ظاىرة الفائدة سعر أن العواملالحقيقيةمنأجلشرحكيفيةتحديدسعرالفائدة لكنيالمتكملبالنجاح أماالثالثة فقد ركزتعمىالعواملالنقدية)عرضالنقودوالطمبعمىالنقود(فيتحديدسعرالفائدةواعتبرت أنسعرالفائدةيمثلظاىرةنقديةبحتة., Hansen بالجميع Lernerm, وبالتاليقاماالقتصاديونالمحدثونأمثال Hicks ارض ونظريةكينزفيتفضيلالسيولة لمحصولعمىنظرية بيننظريةاألرصدةالمعدةلالقت ( الحديثة الفائدة سعر نظرية وىي الفائدة لسعر مناسبة Abel, Bernanke, Croushore,.)2008 تقومىذهالنظريةعمىتجميعالعواملاألربعة)االدخار االستثمار تفضيلالسيولة كميةالنقود( فينظريةواحدةمتكاممة وتمتجميعالعواملالحقيقيةمعالعواملالنقدية بيدف تفسيركيفيةتحديدسعرالفائدة. ةعبرأ بتوضيح قام فقد الفائدة سعر في الحديثة لمنظرية Hansen لشرح ووفقا محدداتلسعرالفائدةوىي: جدولطمباالستثمار. -2 دالةاالدخار. 6- جدولتفضيلالسيولة. 8- كميةالنقود. 4- يثة: الح ظتية لم رفقا ة الفائ سعت ي تح ارتاألربعةفينفسالوقت وترتبعمى يتحددسعرالفائدةاذاماتحققالتوازنليذهالمتغي ىذهالنظريةوجودجدول ISوجدول LM حيثأنجدول ISيوضحالتوازنفيالقطاعالحقيقي 85

عطاقت ةطقن فإن بيانيا الجدولين تمثيل وعند النقدي القطاع في التوازن يوضح LM وجدول, Abel (.وعندىذهالنقطةيتحقق et al, LMتعطيناسعرالفائدةالتوازني) 2008 و المنحنيين IS التالي: ارتالكمية=االستثمارالكمي. المدخ الطمبالكميعمىالنقود=العرضالكميلمنقود. تحقيقالتوازنفيكلمنالقطاعالنقديوالقطاعالحقيقي. ة الفائ لسعت يثة الح ظتية لم رفقا ل الترا ة الفائ سعت )7.8(: شكل منخاللالشكلالبيانيرقم) 7.2 ( فإنسعرالفائدةالتوازنيوالذييتحددمنخالل لخدلا نيب العالقة فإن النقطة ىذه وعند R النقطة عند LM منحنى مع منحنىIS تقاطع وسعرالفائدة االستثمارواالدخارفيحالةتوازن. الطمبوالعرضالنقديفيحالةتوازن. إنمحنى ISمرنلسعرالفائدةعندمستوياتالدخلالعمياوغيرمرنلسعرالفائدةعند الدخلالعميا عندمستويات الفائدة غيرمرنلسعر LM لمدخل منحنى المستوياتالمتدنية وغيرمرنلسعرالفائدةعندالمستوياتالدخلالسفمى. يثة: الح ة الفائ سعت ظتية ل المرجهة ات تقا اال لمتسممنظريةسعرالفائدةالحديثةمناالنتقاداتحيثوجيتالعديدمناالنتقادات :)8108 منيا)جمال يف عضولا عن يتحدث ال أنو حركيا أي وليس ساكنا نموذج LM-IS نموذج يعد 2- ويمع ماق الذي االساسي الفرض فإن بالتالي التأكد عدم ظروف في اال المستقبل امم األسعار بجمود االقتصاديين من الكثير يرى شك حيث موضع يصبح النموذج يعنيصعوبةتحقيقالتوازنوفقا لمنموذج. 40

يذلا LM منحنى مع تيار توازن يمثل الذي منحنىIS بين LM-IS نموذج يجمع 6- التأكد ففيحالة النقود(ممجألعدم )طمب النقدي التفضيل يعتبر يمثلرصيد حيث توازنالرصيدمعالتيارفكيفيكونىناكعدمتأكد واذاكانىناكعدمتأكدفكيف يمثلىذاالنموذجواقعاالقتصاد. يعتمدالنموذجفيتحميمولمتوازنعمىسعرفائدةواحد والواقعأنىناكأسعارفائدة 8- ةدئافلا سعر في دالة يكون ما أقرب منحنىLM واحد إن فائدة سعر وليس مختمفة قصيرةاألجل ومنحنى ISدالةفيسعرالفائدةطويلاألجل. قامالنموذجعمىأساسالفصلبينالقطاعالحقيقيوالقطاعالنقديوىومااليمكن 4- حدوثوفيالواقع. ييملالنموذجأثرتغيراألسعارعمىمنحى LM-ISفيحالةانخفاضاألسعارمما 1- يؤديإلىزيادةالكتمةالنقديةالحقيقية ومايترتبعمىذلكمنانتقالمنحنى LM نحواليمينوبالتاليزيادةالدخل وينخفضسعرالفائدةممايؤديلزيادةاالستثمارفي حالةحساسيتولسعرالفائدة وبالتاليزيادةالدخل. الفتل: خالتة منخاللىذاالفصليالحظاختالفمفاىيمونظرياتسعرالفائدةبينمدارسالفكر االقتصادي ممايشيرإلىمدىتعقيدموضوعسعرالفائدة.وعمىالرغممنذلكيبقىسعر يف هرودل ار أرسمالية نظ ال االقتصادية النظم في رئيسي دور يمعب الذي اليام المتغير الفائدة زكترملا المتغير ىذا يعد اذ جدوى األكثر االستثمار وجو أ نحو وتوجييو االدخار حشد ار لقدرتوعمىالمساىمة أرسمالية نظ األساسيالذيتعتمدعميوالسياساتالنقديةفيالدولال بمغتلا الفائدةفي أثرسعر االقتصاديةالتيتتعرضليا ويختمف عمىالمشاكل فيالتغمب عمىالمشاكلاالقتصاديةمنبمدإلىآخرحسبدرجةتطورالنظامالماليواتساعووطبيعة النظاماالقتصاديالسائدفيالبمد. 42

الثالث: الفتل فل ة الفائ أسعات راتجاهات ائع الر تطرت ل الفمسطي المتتفل الجها

يف ل الفمسطي المتتفل الجها فل ائع الر تطرت األرل: المبحث مة: مق تطورالجيازالمصرفيالفمسطينيبشكلممموسمنذتأسيسالسمطةالفمسطينيةوحتى االن ويظيرىذاالتطورفيمستوىاالنتشارالمصرفيكماىوموضحفيالجدولالتالي الفتتة خالل ق ال سمطة من المتختة رالفترع المتاتف ع تطرت )0.4(: رل ج 8107-8101 من ة الس متاتف المحمية المتاتف رمكاتب فترع متاتف ة الراف المتاتف رمكاتب فترع متاتف المجمرع رمكاتب فترع 160 21 78 11 82 10 2007 190 21 101 11 89 10 2008 209 20 105 10 104 10 2009 212 18 102 10 110 8 2010 226 18 108 10 118 8 2011 232 17 111 10 121 7 2012 237 17 112 10 125 7 2013 258 17 116 10 142 7 2014 274 16 119 9 155 7 2015 309 15 122 8 187 7 2016 337 15 128 8 209 7 2017 ت:سمطةالنقدالفمسطينية نشرةعددالفروع 6023. المت أدىىذااالنتشارإلىتطوركبيرفيحجمالعملالمصرفيالسيمافيحجمالودائع ارتممموسة حيثبمغعدد ارتالوساطةالماليةتطو والتسييالتاالئتمانية حيثشيدتمؤش 8858230 المودعين حسابات المصارف في حساب 6605562 6023 بواقع العام نياية يفرصملا الجياز حقق فقد عام وبشكل الوافدة. المصارف في حساب و 2248344 المحمية المرع ية الفمسطي ق ال المصرفي.)سمطة االنتشار مستوى عمى إيجابية نتائج الفمسطيني ل(. االلكتتر 48

ع )8.4(: رل ج ل الفمسطي المتتفل الجها فل راالئتمان فع ال ربطاات الفترع من الفتتة خالل 8102-8112 8102 8103 8103 8104 8108 8100 8101 8111 8112 الب عددأجيزة ارفاآللي الص عددبطاقات ارفاآللي الص عددنقاطالبيع عددبطاقات الخصمالمباشر عددبطاقات االئتمان عددحسابات المودعين 622 165763 6253 547019 118076 3098994 592 189414 5987 466789 82830 2940575 549 163074 5579 419676 70029 2766635 488 132758 4646 408636 62931 2748387 435 122379 3926 410536 56835 2715338 378 101728 3658 354352 47046 2543347 335 71684 2314 308962 37374 2185779 305 68185 1745 285228 29082 2011242 240 62180 1248 233795 18017 1947265 اررالمالي-سمطةالنقدالفمسطينيةلعامي 6026 و 6022. ت:تقريراالستق المت اإللكترونية المالية الخدمات استخدام تطور مدى يالحظ )6.8( الجدول خالل من ارفاآللي) ATM )لتصلإلى 266 جياز حيثيالحظالزيادةالمستمرةفيعددأجيزةالص فيالعام 6022 منتشرةفيمختمفالمحافظات ممايشيرإلىمدىتحسنمؤشرعددأجيزة اردالبالغين حيثارتفعىذاالمعدلمن 60.5 جياز/ ارفاآلليلكل 200 ألفمناألف الص 200 ألفبالغفيالعام 6021 إلى 62.1 جياز/ 200 ألفبالغفيالعام 6022 ووفقا ليذا المؤشر)تقتيت وفقا ليذا مصنفة دولة 225 أصل من 16 فمسطينتحتلالمرتبة المؤشرفإن المالل اتت االستق.)8102 متتفية(: رالغيت المتتفية ائع )الر ائع الر إجمالل 0.4 ةسرا ار خاللفترةالد شيدإجماليالودائعلدىالجيازالمصرفيالفمسطينينموا مستم ازدتبمتوسطنموىندسي 5.2 %سنويا لتصلإجماليالودائعإلى ) 6022-6002 ( حيث 22381.3 مميوندوالرفيالعام 6022 بعدأنكانتحوالي 4233.8 مميوندوالرفيالعام.ةسرا 6002 ممايعنيتضاعفإجماليالودائعب 6.1 مرةخاللفترةالد 44

ائع الر إجمالل إلى المتتفية ائع رالر العمالء ائع ر من لكل سبية ال األهمية )0.4(: شكل ت:النشرةاإلحصائيةالربعية-الربعاألول-العددالسادسعشر 6023 -سمطةالنقد. المت 8.4 المتتفية(: غيت ائع )الر العمالء ائع ر زايجلا يف لألموال واألىم األساسي المصدر أنيا عمى العمالء ودائع إلى ينظر المصرفيالفمسطيني حيثيشكلىذاالنوعمنالودائعحوالي 50.8 %منإجماليالودائعفي را العام 6022 بعدأنكانتتشكل 50 %فيالعام 6002 وقدشيدتودائعالعمالءنموا مستم لتصل 20151.4 مميوندوالرفيالعام 6022 بعدأنكانت 4621.5 مميوندوالرفيالعام ازدتبمعدلنموىندسي 5.3 %سنويا خاللالفترة) 6022-6002 (. 6002 أي ار الرتفاعدرجةالثقةبالجيازالمصرفيالفمسطيني ومانتجعنومن وجاءىذاالنموفيالودائعنظ تدفقالمزيدمنالفوائضالماليةواالدخاريةإلىالمنظومةالمصرفية. ت: المت حسب العمالء ائع ر يع تر 4.4 كرا منخاللتحميلودائعالعمالءتبعا لمصدرىا)قطاععاموقطاعخاص(يمكناد عاطقلا ترا مدىنجاحالجيازالمصرفيفيأحدجانبيعمميةالوساطةالمالية واستقطابمدخ الخاصوتعزيزثقتوبالجيازالمصرفي وبالتاليتحديدقدرةاالدخارالخاصعمىقيادةوتمويل النشاطاالستثماري والذييعتبرمنالعواملاألساسيةفيتحقيقالنمواالقتصادي وزيادةحجم )8101 ري الس ق ال سمطة )تقتيت أرسماليفياالقتصاد اركمال الت الخاص: القطاع ائع ر 0.4.4 تشكلودائعالقطاعالخاصأىممكونلكلمنإجماليالودائع وودائعالعمالءحيث بمغتنسبتياإلىودائعالعمالء.. 58 %فيالعام 6022 بعدأنكانحوالي 52 %فيالعام 6002 وقدشيدتودائعالقطاعالخاصزيادةمستمرةلتصلفيالعام 6022 إلى 5566.8 41

ومن لدعمب تدزا مميوندوالربعدأنكانت 8485.4 مميوندوالرفيالعام 6002 أيأنيا ارسة) 6022-6002 ( ىندسي 5.52 %سنويا خاللفترةالد )عام القطاع حسب العمالء ائع ر اتجاه خاص( )8.4(: شكل ت:النشرةاإلحصائيةالربعية-الربعاألول-العددالسادسعشر 6023 -سمطةالنقد. المت 8.4.4 اإلسمل: اإلجمالل المحمل اتج ال إلى الخاص القطاع ائع رر ائع الر إجمالل سبة تشيرنسبةكلمنإجماليالودائعوودائعالقطاعالخاصإلىالناتجالمحمياإلجمالي إلىمدىنجاحالجيازالمصرفيفيميمةحشداالدخارالمصرفي حيثبمغتىذهالنسبة %43 و 34 %فيالعام 6022 عمىالتوالي بعدأنكانت 51 %و 34 %فيالعام 6002 عمىالتوالي ممايشيرإلىالنجاحالنسبيلمجيازالمصرفيفيعمميةحشداالدخارالمصرفيوخاصةفيظل االزماتالتييتعرضليااالقتصادالفمسطيني. االسمل اإلجمالل المحمل اتج ال إلى الخاص القطاع ائع رر ائع الر إجمالل من كل سبة )4.4(: شكل ت:النشرةاإلحصائيةالربعية-الربعاألول-العددالسادسعشر 6023 -سمطةالنقد. المت 42

ماعلا يف %204 اإلجمالي المحمي الناتج إلى الودائع إجمالي نسبة كانت أن فبعد 6003 وصمتألدنىنسبةلياحوالي 36.4 %فيالعام 6026 وبدأتىذهالنسبةفيالزيادة التدريجيةمنذالعام 6028 لتصللحوالي 43 %فيالعام 6022. يف %34 حوالي اإلجمالي المحمي الناتج إلى بمغتنسبةودائعالقطاعالخاص وقد عئادو ةبسن مع النسبة ىذه وبمقارنة 6002 العام في %34.6 كانت أن بعد 6022 العام القطاعالخاصإلىالناتجالمحمياإلجماليفيمجموعالدولالعربيةوالبالغ 44.1 %فينياية العام 6022 ممايشيرأنىذهالنسبةفيفمسطينمقاربةلممتوسطالعالملمدولالعربية وعند ندرلأا 262.4 %وفي الكويت في النسبة ىذه بمغت فقد منفردة العربية الدول مع المقارنة 200-%40 %في بين اروحت 200.6 %وت ارت اإلما 202.1 %وفي مصر 204.3 %وفي ازئروالسعوديةوالمغرب ولمتتجاوزىذهالنسبة 40 %فيكلمنالسودان البحرينوتونسوالج )ت ارقوموريتانيا والع 8102(. العتبل ق ال رق المتتفل(: خات )اال ائع الر حش فل ة الفائ أسعات رت 3.4 ةدئافلا سعر بين الطردية العالقة طبيعة إلى والمصرفية االقتصادية األدبيات تشير ليم وذ بمنحى بيانيا العالقة ىذه تمثيل يمكن حيث المصرفي( )االدخار الودائع وحجم ىمع ةدئافلا سعر ارتفع كمما أنو أخرى أي سمعة ألي الطبيعي العرض منحى مثل موجب الودائعيؤديإلىزيادةحجمالودائع)االدخارالمصرفي(. ةدئافلا وأسعار الفمسطيني المصرفي القطاع لدى الودائع حركة اتجاه تتبع خالل من راعسأ عجرا ت من الرغم عمى تزداد الودائع أن بينيم أي العكسية العالقة طبيعة تتبين السائدة الفائدة مخالفا بذلكلألدبياتالمصرفيةواالقتصاديةبيذاالشأن وكانقدتمتقدير"العالقةبين ينيطسمفلا المصرفي القطاع في اإليداع عمى الفائدة أسعار ومتوسط الخاص القطاع ودائع راعسأ )متوسط الدائنة الفائدة ومعدل الودائع حجم بين العكسية العالقة التقدير نتائج فأظيرت الفائدةالدائنةعمىالعمالتالثالثةالشيكلوالدوالروالدينار( حيثكانمعاملاالرتباطحوالي ارجعفيمعدالتالفائدةالدائنة )- 0.46 (ممايشيرإلىأنودائعالقطاعالخاصتزدادرغمالت نأ دكؤي الفائدة مما أسعار ارت لتغي الودائع مرونة عدم إلى ارت التقدي تشير أخرى جية ومن ودائعالقطاعالخاصتتأثربعواملومحدداتأخرىأقوىمنأسعارالفائدةمثلعاملاألمانفي )8100 ة المخاطر")عر وارتفاع االستثمار فرص واألمنية وضعف السياسية األوضاع ظل ويمكنتوضيحذلكمنخاللالرسمالبيانيالتاليالذييبيناتجاهكلمنودائعالعمالءوأسعار الفائدةالسائدةفيالجيازالمصرفيالفمسطيني. 43

العمالت بكافة ائع الر عمى المتجحة ة الفائ رأسعات العمالء ائع ر اتجاه )3.4(: شكل وموقعصندوقالنقد ت:النشرةاإلحصائيةالربعية-الربعاألول-العددالسادسعشر 6023 -سمطةالنقد المت الدولي اإلحصاءاتالماليةالدولية) IFS ). 3.4 حسب العمالء ائع ر يع تر اع: االي رع ارجعاألىميةالنسبيةلودائعالعمالءألجل منخاللالشكلالبيانيرقم) 1.8 ( يتبينت تناك نأ بعد 6022 العام نياية 63.3 %في إلى نسبتيا العمالء لتصل ودائع مجموع من 44.85 %فيالعام 6002 ممايشيرإلىتركيزالمصارفعمىجذبودائعالتوفيروالجارية ار النتكمفتيامتدنيةجدا والتكادتذكر حيثوصمتاألىميةالنسبيةليذينالنوعينمن نظ تعاطتسا يعني مما 6022 العام في العمالء ودائع مجموع من %36.6 ل الودائع نوكت يتلا العمالء ودائع خالل من أمواليا مصادر من األكبر الكمية استقطاب المصارف ةينيعلاو النقدية والحوافز التوفير ارمج ب عمى التركيز خالل المستويات من أدنى في تكمفتيا وعدماالعتمادعمىسعرالفائدةفيجذبالودائع)االدخارالمصرفي(. جاتية( ترفيت )ألجل اع اإلي رع حسب العمالء ائع لر سبية ال األهمية )3.4(: شكل ت:النشرةاإلحصائيةالربعية-الربعاألول-العددالسادسعشر 6023 -سمطةالنقد. المت 44

ومنخاللالشكلالبيانيرقم) 1.8 ( يالحظحدوثتغيرجوىريآخذبالتصاعدفي ارجعالمستمرفياألىميةالنسبية ىيكلالودائعلصالحالودائعالجاريةوودائعالتوفيرمقابلالت لمودائعألجل ويعزىذلكإلىاألسبابالتالية: االنخفاضالممموسفيأسعارالفائدةعمىالودائعبشكلعام. -2 اعتمادالمصارفعمىالحوافزالتشجيعيةواليداياوحمالتالترويجفياستقطابودائع 6- صغارالمدخرين. لكشب ارئيمي اإلس الشيكل مقابل األردني والدينار األمريكي الدوالر صرف سعر تذبذب 8- كبير األمرالذييؤثرسمبيا عمىالثقةفيعممتيالدوالروالديناركعمالتادخارية. ة فائ رن ب أر ة بفائ اع إي حسب العمالء ائع ر يع تر 2.4 منخاللالشكلالبيانيرقم) 8.2 (والتيتوضحتقسيمةودائعالعمالءلدىالمصارف العاممةفيفمسطينإلىودائعبفائدةوودائعبدونفائدة يتبينعدماعتمادالمصارفعمىسعر الفائدةفيعمميةحشدالودائع)االدخارالمصرفي( ومنخاللمتابعةاألىميةالنسبيةلودائع ارجعاألىميةالنسبيةلودائع العمالءبفائدةوبدونفائدةخاللالفترةمن 6022-6002 يتبينت العمالءبفائدةلصالحاألىميةالنسبيةلودائعالعمالءبدونفائدة لتصلاألىميةالنسبيةلمودائع تناك نأ بعد 6022 العام في العمالء ودائع مجموع من %44.8 إلى فائدة بدون العمالء 32.5 %فيالعام 6002. ة فائ رن رب ة بفائ تقسيمها حسب العمالء ائع لر سبية ال األهمية )2.4(: شكل ت:النشرةاإلحصائيةالربعية-الربعاألول-العددالسادسعشر 6023 -سمطةالنقد. المت 45

منخاللالشكلالبيانيرقم) 2.8 ( يتضحأننسبةالودائعبفائدةإلىإجماليودائع ذنم ةصاخو المستمر بالتناقص النسبة ىذه وأخذت 6002 العام في %23.1 بمغت العمالء اذى يف األساسي السبب يرجع 12.3 % حيث لحوالي 6022 العام في لتصل 6005 العام جمرا ب ىمع المصارف تركيز أخرى جية ومن عمىاإليداع الفائدة تراجعمعدالت التغيرإلى التوفيروالجوائزالنقديةواليدايا. العممة: حسب العمالء ائع لر سبية ال األهمية 7.4 منخاللالشكلالبيانيرقم) 3.8 (والذييبينتقسيمودائعالعمالءحسبنوعالعممة عون بسح لمودائع النسبية األىمية في الييكمي التغير يالحظ )6022-6002( الفترة خالل ارئيمي ممايشيرإلىتحول عممةاإليداع وجاءىذاالتغيرلصالحالودائعبعممةالشيكلاإلس اررالنسبيفيقيمتياأمامالعمالتالرئيسية فينظرةالجميوراتجاهىذهالعممةنتيجةاالستق األخرىالمستخدمةفياالقتصادالفمسطيني. الشيكل رالت/ ال تتف رسعت العممة رع حسب العمالء ائع لر سبية ال األهمية )7.4(: شكل ت:النشرةاإلحصائيةالربعية-الربعاألول-العددالسادسعشر 6023 -سمطةالنقد قاعدةبياناتسمطةالنقد. المت منخاللالشكلالبيانيرقم) 3.8 ( يتبينزيادةاألىميةالنسبيةلودائعالعمالءبعممة ارئيميخاللالفترة) 6022-6002 ( فبعدأنكانتأىميتياالنسبية 24.81 %من الشيكلاإلس منالعام 6004 ازيدبشكلممحوظابتداء إجماليودائعالعمالءفيالعام 6002 أخذتبالت حيثبمغتأىميتيا 66.04 % واستمرتىذهالزيادةفياألىميةالنسبيةلتصل 82.04 %في العام 6026 وبمغت 88.2 %فيالعام 6022. 10

- - - باسح ىمع الشيكل بعممة العمالء لودائع النسبية األىمية في الزيادة ىذه وجاءت األىميةالنسبيةلودائعالعمالءبعممةالدوالرالتيوصمتفيالعام 6022 إلى 83 %بعدأن كانت 14.44 %فيالعام 6002 ومنجيةأخرىحافظتعممةالدينارعمىأىميتياالنسبية حيثبمغت 64.5 %فيالعام 6022. ويرجعىذاالتغيرالييكميلودائعالعمالءحسبالعمالتلمعديدمناألسباب ومنيا: 4.2 عجرا تلا معدل متوسط بمغ حيث األمريكي الدوالر مقابل ارئيمي اإلس الشيكل قيمة تحسن ارئيمي)- 2.43 %(خاللالفترة )اليندسي(فيسعرصرفالدوالراألمريكي/الشيكلاإلس 6022-6002 فبعدأنكانسعرالصرف 4.4181 فيالعام 6002 وصلإلى 8.44 كؤي ارئيمي مما اررالنسبيفيقيمةالشيكلاالس فيالعام 6022 ممايشيرإلىاالستق عمى لمحفاظ فة الها اتئيمل اإلس ي المتك ك لمب ية ق ال السياسة عكاس ا الجها عمى اتئيمل اإلس ل. الفمسطي المتتفل الشيكل يمة ارجعأسعارالفائدةعمىعممةالدوالرنتيجةلالزمةالماليةالعالميةالتياشتدتفيالعام ت 6004 حيثوصلسعرالفائدةاألساسيلمعدلصفر. ارضيالفمسطينيةبشكلعاموزيادةالمبادالت االنتعاشاالقتصاديالنسبيالتيشيدتواأل را ارئيميوزيادةاالنفاقالعامالذييعدأغمبوبعممةالشيكل ونظ التجاريةمعالجانباإلس ةدصرأ وجود وضرورة ارئيمي اإلس الجانب مع المقاصة عممية في الشيكل عمى لالعتماد نقديةبيذهالعممةلتسويةنتيجةعمميةالمقاصة. اإلي عمى ة الفائ أسعات ة مقات الشيكل( رالت ال ات ي )ال التئيسية بالعمالت اع ةيلاملا باألزمة فمسطين في الفائدة أسعار تأثر ) 3.3 (يالحظ رقم البياني الشكل خالل من العالميةفيبدايةالعام 2003 وسياسةتخفيضأسعارالفائدةالتيشممتمعظمبمدانالعالم ومنجيةأخرىيالحظالفرقالكبيربينأسعارالفائدةعمىاإليداعحسبالعممة حيثكان ). 201.-200 ( ومن ارسة الد فترة خالل األعمى الدينار بعممة اإليداع عمى الفائدة سعر جانبآخريالحظارتفاعأسعارالفائدةعمىاإليداعبعممةالشيكلليتجاوزسعرالفائدةعمى اربع 2010. اإليداعبعممةالدوالر ويمكنمالحظةذلكبشكلواضحمنذالربعال 12

شكل )2.4(: أسعات الفائ ة عمى اإلي اع بالعمالت التئيسية )ال ي ات ال رالت الشيكل( المت ت: سمطةالنقدالفمسطينية الموقعااللكتروني. 16

و ل: الثا المبحث مة: مق اتجاهات ة الفائ أسعات ل الفمسطي المتتفل الجها فل فيظلحرمانسمطةالنقدمنإصدارالنقودالقانونيةوماترتبعميومنغيابالعممة وعدمالمقدرةعمىاستخدامأدواتالسياسةالنقديةومنضمنياأسعارالفائدة األمر الوطنية ار ألنتعويمأسعارالفائدةعمىالودائع الذيدفعياإلىتبنيسياسةتعويمأسعارالفائدة نظ وعمىأدواتالسوقالنقدييفسحالمجاللقوىالعرضوالطمبلتحديداتجاىاتأسعارالفائدة ىمعلأا اإلنتاجية ذات لألنشطة المالية الموارد تخصيص كفاءة زيادة شأنو من الذي األمر متطفى وتفعيلالمنافسةفيالسوق)أحم )0112 ةيسيئر عمالت ثالث واستخدام بفمسطين خاص نقدي نظام وجود لعدم ار ونظ بالسياسات الفمسطيني االقتصاد تأثر من عميو ترتب وما الدينار( الشيكل )الدوالر رخآ بناج جانب ومن من ىذا العمالت لتمك المصدرة البمدان في والنقدية االقتصادية شماى اختالف عميو ترتب وما البمدان تمك في الصرف وأنظمة النقدية األنظمة اختالف شماى و لكايى نتجعنومناختالف العمالت وما لتمك البمدانالمصدرة في الفائدة أسعار أسعارالفائدةعمىالعمالتالمستخدمةفيالسوقالمصرفيالفمسطيني.ويمكنتوضيحذلك ينيطسمفلا المصرفي الجياز في المستخدمة العمالت عمى الفائدة أسعار تحميل خالل من ومقارنتومعأسعارالفائدةعمىىذهالعمالتفيالبمدانالمصدرةلتمكالعمالت. 1.3 تحميل األمتيكل: رالت ال عممة عمى ة الفائ أسعات يوضحالشكل) 5.8 (اتجاىاتأسعارالفائدةخاللالفترةمن 6002 -الربعالثالث 6022 في كلمنفمسطينوالوالياتالمتحدةاألمريكية.ومنخاللىذاالشكليمكنمالحظةالتالي: ة المتح رالراليات فمسطين من كل فل رالت ال بعممة رالتسهيالت ائع الر عمى ة الفائ أسعات )1.4(: شكل ت:سمطةالنقدالفمسطينية( PMA ) المت موقعصندوقالنقدالدولي اإلحصاءاتالماليةالدولية) IFS ). 18

2.5.3 أسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر: يالحظأنأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالراألمريكيفيالمصارفالعاممةفي فمسطينكانتأقلمنأسعارالفائدةعمىالودائعفيالوالياتالمتحدةحتىعام 6005 حيث ووصمتلحوالي العام 6002 فمسطينفي مقابل 8 %في المتحدة الواليات 1.6 %في كانت را ظن عجرا 0.2 %فيالوالياتالمتحدةمقابل 0.4 %فيفمسطينفيالعام 6005 وجاءىذاالت لألزمةالماليةالعالميةفيالعام 6004 والتيقادتلتخفيضأسعارالفائدةمنقبلاالحتياطي ارلياألمريكي مماقادلتخفيضأسعارالفائدةعمىعممةالدوالراألمريكيفيجميعأنحاء الفيد العالم. وقدتساوتأسعارالفائدةفيكلمنفمسطينوالوالياتالمتحدةفيالعام 6020 عند منالعام 6022 أصبحتأسعارالفائدةعمىالودائعفيفمسطينأعمىمن 0.8 % وابتداء لباقم فمسطين 042 %في بمغت حيث المتحدة الواليات في الودائع عمى الفائدة أسعار 0.25 %فيالوالياتالمتحدةفيالعام 6026. 6.5.3 أسعارالفائدةعمىالتسييالتبعممةالدوالر: يالحظأنأسعارالفائدةعمىالتسييالتبعممةالدوالراألمريكيفيفمسطينكانت يندت بسبب 6003 العام حتى المتحدة الواليات في التسييالت عمى الفائدة أسعار من أقل تايلاولا في الودائع عمى الفائدة بأسعار مقارنة فمسطين في الودائع عمى الفائدة أسعار المتحدةفيتمكالفترة لكنمعبدايةالعام 6004 أخذتأسعارالفائدةعمىالتسييالتفي راعسأ نم أقل أصبحت حيث إلييا المشار المالية لألزمة ار نظ ارجع بالت المتحدة الواليات الفائدةعمىالتسييالتفيفمسطينلتصل 8.62 %فيالوالياتالمتحدةفيالعام 6021 بعد أنكانت 3.52 %فيالعام 6002 وبمقارنةىذهاألسعارمعأسعارالفائدةعمىالتسييالت عمىعممةالدوالرفيفمسطينوالتيبمغت 2.34 %فيالعام 6021 بعدأنكانت %3.4 ةدحتملا الواليات في التسييالت عمى الفائدة أسعار ارجع ت يالحظ حيث 6002 العام في راعسأ عجرا بمعدلىندسيمتوسط)- 5.44 %(سنويا خاللالفترة) 6021-6002 (مقابلت ريشي امم الفترة )- 2.1 %(خاللنفس فمسطينب الدوالرفي بعممة التسييالت الفائدةعمى إلىأنأسعارالفائدةعمىالتسييالتفيفمسطينتتأثربعواملأخرىأكثرأىميةمنأسعار الفائدةعمىالودائع. 14

و رالت: ال عممة من المتاتف ة استفا ى م تحميل 4.1.3 والتسييالت بفائدة الدوالر بعممة العمالء ودائع من كل بيانات تحميل خالل من ىدم حيضوت يمكن العممة بنفس العمالء ودائع إجمالي إلى ونسبتيا العممة بيذه االئتمانية للاخ نم ذلك توضيح ويمكن العممة بيذه لمودائع فمسطين في العاممة المصارف استغالل االستعانةبالشكلالبيانيالتوضيحيالتالي: رالت بال العمالء ائع ر إلى رالت ال بعممة ة بفائ العمالء ائع رر التسهيالت من كل سبة )01.4(: شكل ت:سمطةالنقدالفمسطينية( PMA ) المت موقعصندوقالنقدالدولي إلا حصاءاتالماليةالدولية) IFS ). ءلامعلا ودائع إلى األمريكي الدوالر بعممة بفائدة العمالء ودائع نسبة ارجع ت يالحظ بنفسالعممةلتصلالى 11.2 %فيالعام 6022 بعدأنكانت 36.3 %فيالعام 6002 عئادو نم جذبجزءكبير في واليدايا النقدية عمىالحوافز المصارف اعتماد يشيرإلى مما عئادو ىلإ الدوالر بعممة التسييالت نسبة ارتفاع يالحظ المقابل وفي الدوالر بعممة العمالء العمالءبيذهالعممةلتصلالى 41 %فيالعام 6022 بعدأنكانت 14.4 %فيالعام 6002 عئادو ىلإ الدوالر بعممة التسييالت لنسبة ارسة الد فترة خالل المستمرة الزيادة إلى يشير مما العمالءبنفسالعممة وىذايعنيأنجزءكبيرمنودائعالعمالءبعممةالدوالريتماستثمارىا ىلإ يشيت ار لألرباح كما ار فيمنحالتسييالتاالئتمانيةاألكثراد التسهيالت أن أي ة فائ رحة المم ية االئتما المختمفة ية االتتا لمقطاعات أن تها مت من به يستهان ال ء ج رن ب العمالء ائع ر أن اال ذلك من التغم رعمى تكمفة رن ب رالت ال بعممة التسهيالت من ء ج فل التسهيالت عمى ة الفائ أسعات من أعمى فمسطين فل التسهيالت عمى ة الفائ أسعات )8102-8112(. اتسة ال فتتة أغمب فل ة المتح الراليات 11

الشيكل: عممة عمى ة الفائ أسعات 01.3 منخاللتحميلبياناتأسعارالفائدةعمىكلمنالتسييالتوالودائعبعممةالشيكل ارئيليمكنتوضيحالتالي: فيكلمنفمسطينواس الشيكل: بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات 0.01.3 راعسأ نم أقل كانت فمسطين في الشيكل بعممة الودائع عمى الفائدة أسعار أن يالحظ ارئيلحتىعام 6028 حيثبمغتىذهالنسبة 6.1 %في إس يف الفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل ارجعأسعارالفائدةفيفمسطينمنذالعام ارئيل وبدأت فمسطينفيالعام 6002 مقابل 4.82 فيإس راعسأ عجرا ارجعتفيالعام 6005 لتصل 0.6 % فيالمقابلبدأت 6004 حيثبمغت 2 %وت لصتل عجرا ارئيلمنذالعام 6003 حيثبمغت 8.1 %واستمرىذاالت الفائدةعمىالودائعفيإس فمسطين فل الشيكل بعممة ائع الر عمى ة الفائ فرعات م أن ل يع 0.44 %فيالعام 6022 مما اتسة. ال رات س أغمب فل اتئيل إس فل ائع الر عمى ة الفائ فرعات م من أل ت كا وابتداء منالعام 6020 أخذسعرالفائدةعمىالودائعفيفمسطينباالرتفاعالتدريجي رعسلا اذى ارئيل وارتفع إس في الودائع عمى الفائدة سعر من أعمى 6024 العام في ليصبح.ليئرا ليصل 2.45 %فيالعام 6022 فيفمسطينمقابل 0.44 %فياس اتئيل راس فمسطين من كل فل الشيكل بعممة ائع رالر التسهيالت عمى ة الفائ أسعات )00.4(: شكل وموقعصندوقالنقدالدولي ت:سمطةالنقدالفمسطينية( PMA ) المت إلا حصاءاتالماليةالدولية) IFS ). 12

و الشيكل: بعممة التسهيالت عمى ة الفائ أسعات 8.01.3 ارئيميفيفمسطينأعمى يالحظأنأسعارالفائدةعمىالتسييالتبعممةالشيكلاالس را ارسة) 6022-6002 ( نظ ارئيلخاللفترةالد بكثيرمنأسعارالفائدةعمىالتسييالتفيإس لحجمالمخاطرالتييتعرضليااالقتصادالفمسطينيوعمىاالخصالقطاعالمالي حيثبمغ سعرالفائدةعمىتسييالتالشيكلفيفمسطين 20.6 %فيالربعالثالث 6022 بعدأنكان ارئيلفيالربعالثالث 6022 28.6 %فيالعام 6002 مقابل 8.45 %فيإس العام 6002. الشيكل: لعممة المتاتف استغالل ى م تحميل 4.01.4 3.32 %في منخاللتحميلكلمنودائعالعمالءبفائدةبعممةالشيكلوالتسييالتاالئتمانيةبيذه العممة يمكنتوضيحمدىاستغاللالمصارفالعاممةليذهالعممة حيثيمكنتوضيحذلك منخاللالشكلالبيانيرقم) 26.8 (الذييبيننسبةودائعالعمالءبفائدةبعممةالشيكلإلى إجماليودائعالعمالءبنفسالعممة ونسبةالتسييالتاالئتمانيةالممنوحةمنقبلالمصارف بعممةالشيكلإلىودائعالعمالءبنفسالعممة. )08.4(: كل ش العمالء ائع ر إلى الشيكل بعممة ة بفائ العمالء ائع رر الشيكل بعممة التسهيالت سبة الشيكل بعممة وموقعصندوقالنقدالدولياإلحصاءاتالماليةالدولية) IFS ). ت:سمطةالنقدالفمسطينية( PMA ) المت اررنسبةودائعالعمالءبفائدةبعممة منخاللالشكلالبيانيرقم) 26.8 ( يالحظاستق الشيكلإلىودائعالعمالءبيذهالعممة حيثبمغمتوسطىذهالنسبةحوالي 84 %.وفيالمقابل يالحظزيادةنسبةالتسييالتبعممةالشيكلإلىودائعالعمالءبيذهالعممة لتصلىذهالنسبة تيبك ء ج أن إلى يشيت 30 %فيالعام 6022 بعدأنكانت 11.6 %فيالعام 6002 مما 13

ات ات ا األكثت ية االئتما التسهيالت ح م فل استثماتها يتم الشيكل بعممة العمالء ائع ر من ائع ر عمى الشيكل بعممة التسهيالت من به يستهان ال ء ج اعتما إلى يشيت كما لألتباح تكمفة. رن ب الشيكل بعممة التسهيالت من ء ج أن أي ة فائ رن ب العمالء عمىالرغممنتدنيسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكلفيفمسطينمقارنةبسعر ةبسن بتوظيف المصارف ارسة وقيام الد سنوات أغمب خالل ارئيل إس في الودائع عمى الفائدة كبيرةمنودائعالعمالءبعممةالشيكلمنخاللمنحياكتسييالتائتمانيةالتيتعتبراألكثر ار لمدخل االأنأسعارالفائدةعمىالتسييالتبعممةالشيكلفيفمسطينأعمىبكثيرمن ار اد ارسة) 6022-6002 (. ارئيلفيجميعسنواتالد أسعارالفائدةعمىالتسييالتفياس ات: ي ال عممة عمى ة الفائ أسعات 00.3 منخاللتحميلبياناتأسعارالفائدةعمىكلمنالتسييالتوالودائعبعممةالدينار األردنيفيكلمنفمسطينوالمممكةاألردنيةيمكنتوضيحالحقائقالتالي: ات: ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات 0.00.3 يالحظأنأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفيفمسطينكانتأقلمنأسعار ارسة) 6022-6002 ( ممايشير الفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفياألردنفيسنواتالد يف اييمع الفائدة مدفوعات من أقل فمسطين في العممة ىذه عمى الفائدة مدفوعات أن إلى األردن ومنجيةأخرىيالحظأنأسعارالفائدةعمىودائعالعمالءبعممةالدينارفيفمسطين أعمىمنأسعارالفائدةعمىودائعالعمالءبعممتيالدوالروالشيكلفيفمسطين. ل األت ات ي ال بعممة ائع رالر التسهيالت من كل عمى ة الفائ أسعات )04.4(: شكل ن راألت فمسطين من كل فل وموقعصندوقالنقدالدولي ت:سمطةالنقدالفمسطينية( PMA ) المت إلا حصاءاتالماليةالدولية) IFS ). 14

و أو ( تساوي يستوجب األمريكي الدوالر مقابل األردني الدينار صرف سعر تثبيت إن تقارب(أسعارالفائدةفياالقتصادالفمسطينيعمىتمكالعممتين ألنىذهالعمالتمتنافسة وتعودالفوارقفيأسعارالفائدةالدائنةوالمدينةعمىتمكالعممتينفياالقتصادالفمسطينيإلى يف المستخدمة النقدية لمسياسات وانعكاسا الفمسطيني السوق نطاق خارج من تأثير عوامل البمدين حيثيالحظتأثيرالسياسةالنقديةلمبنكالمركزياألردنياليادفةلمحفاظعمىأسعار فائدةمرتفعةنسبيا عمىالودائع بيدفتشجيعاالدخاربالديناراألردنيوتعزيراالحتياطيمن اررفيسعرصرفالدينار مما العمالتالصعبةوزيادةقدرةالبنكالمركزيعمىتحقيقاالستق ترتبعميوأنتكونأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالديناراألردنيفياالقتصادالفمسطيني ىياألعمىبالمقارنةمعأسعارالفائدةعمىعممتيالشيكلوالدوالر. ات: ي ال بعممة التسهيالت عمى ة الفائ أسعات 8.00.3 نم ىمعأ كانت فمسطين في الدينار بعممة التسييالت عمى الفائدة أسعار أن يالحظ أسعارالفائدةعمىالتسييالتبنفسالعممةفياألردنفياألعوام 6002 6003 حيثبمغت 5.2 %و 5.6 %عمىالتواليفيفمسطينفيمقابل 4.24 %و 4.24 %فياألردن وتقاربت لباقم فمسطين 5 %في لتبمغ العالمية المالية االزمة بداية مع 6004 العام في األسعار ىذه 5.8 %فياألردن وخاللالفترةمن 6026-6005 أصبحتأسعارالفائدةعمىالتسييالتفي راعسأ وعادت المالية االزمة اشتداد فترة خالل األردن في الفائدة أسعار من أقل فمسطين الفائدةفيفمسطينلتكونأعمىمنأسعارالفائدةعمىالتسييالتفياألردنمنذالعام 6028 حيثبمغتفيالربعالثالثمنالعام 6022 حوالي 4.4 %فيفمسطينمقابل 4.05 %في األردن.عمىالرغممنأنأسعارالفائدةعمىالودائعفيفمسطينأقلمنيافياألردن. ات: ي ال لعممة المتاتف استغالل ى م تحميل 4.00.3 يمكنتحميلمدىاستفادةالمصارفالعاممةفيفمسطينمنالودائعبعممةالدينارمن ةبسنو العمالء ودائع إجمالي إلى العممة بيذه بفائدة العمالء ودائع نسبة تحميل خالل مسرلا للاخ من ذلك توضيح بيا ويمكن العمالء ودائع إجمالي إلى العممة بيذه التسييالت البيانيالتالي: 15

العمالء ائع ر إلى ات ي ال بعممة ة بفائ العمالء ائع رر ات ي ال بعممة التسهيالت من كل سبة )03.4(: شكل ت:سمطةالنقدالفمسطينية( PMA )وموقعصندوقالنقدالدولي المت إلا حصاءاتالماليةالدولية) IFS ). نم متوسطنسبةودائعالعمالءبفائدة ) 24.8 (أن البيانيرقم يالحظمنخاللالشكل ارسة) 6022-6002 (كان 32 % وقدبمغتىذه إجماليودائعالعمالءبعممةالدينارخاللفترةالد النسبةحوالي 21.24 %فيالعام 6022 بعدأنكانت 36 %فيالعام 6002 ممايشيرإلى ارجعأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينار وفيالمقابليالحظأن ارجعىذهالنسبةنتيجةلت ت متوسطنسبةالتسييالتبعممةالدينارمنإجماليودائعالعمالءبنفسالعممةبمغت 66 %خالل الفترة) 6022-6002 ( ووصمتإلى 82.33 %فيالعام 6022 بعدأنكانت 61.8 %فيالعام ازيدىذهالنسبةعبرالزمن. 6024 وكانتفيالعام 6002 حوالي 25.4 % ممايدلعمىت عئادو إجمالي إلى الدينار بعممة االئتمانية التسييالت نسبة أن مالحظة يمكن كما العمالءبنفسالعممةأقلمننسبةالودائعالعمالءبفائدةبيذهالعممةإلىإجماليودائعالعمالء بيا مخالفا بذلكلموضعبعممتيالدوالروالشيكل وعمىالرغممنذلكيالحظأنسعرالفائدة اذه عمىودائعالدينارفيفمسطينأعمىمنأسعارالفائدةعمىعممتيالدوالروالشيكل رجاء لتأثيت تيجة الرضع متتفع ة فائ أسعات هيكل عمى لمحفاظ فة رالها ل األت ي المتك ك لمب ية ق ال السياسة ات ي ال بعممة خات اال تشجيع ف به ية األت العممة تتف سعت عمى رالحفاظ فل ة كأتت ات ي ال بعممة ائع الر من كبيت ء ج بترظيف فمسطين فل العاممة المتاتف ريام ن. االت فل ات ي ال بعممة اع اإلي عمى ة الفائ سعت اتتفاع من ة لالستفا الخاتج 20

الثالث: الفتل خالتة منخاللالفصليتبينمدىالتطورالذيحققوالجيازالمصرفيالفمسطينيعميصعيد ارفيلفروعالمصارفباإلضافةإلىانتشارواتساعالخدماتالمصرفيةاإللكترونية االنتشارالجغ قشلا يف وحاجن يشيرإلى المصرفي وىذا بالجياز الجميور ثقة وماترتبعميومنتعزيز األولمنوظيفةالوساطةالمالية)عمميةحشداالدخارالمصرفي(عمىالرغممناألزماتالتي يتعرضليااالقتصادالفمسطيني. ثيح الودائع حشد عممية في الفائدة أسعار عمى المصارف اعتماد عدم يالحظ كما استطاعتالمصارفحشدالجزءاألكبرمنودائعيابدونأنتتكبدتكمفةتذكر معتمدةفيذلكعمى ىمع الفائدة أسعار ارتفاع يالحظ المقابل التوفير.وفي ودائع عمى العينية واليدايا النقدية الحوافز لودلا يف التسييالت عمى الفائدة بأسعار مقارنتيا عند الرئيسية بالعمالت فمسطين في التسييالت المصدرةلتمكالعمالت وبالتاليارتفاعاليامشبينأسعارالفائدةالدائنةوالمدينة وىذايشيرالى مجحلا ترا وفو تحقيق )عدم التشغيمية النفقات وارتفاع الفمسطيني المصرفي الجياز كفاءة ضعف ارئيلوالوالياتالمتحدة وبالتالي الكبير(عندمقارنتيامعالدولالمصدرةليذهالعمالتوخاصةإس تحميلالجزءاألكبرمنىذهالنفقاتلممقترضينمنخاللأسعارالفائدة. 22

اتبع: ال الفتل ة الفائ أسعات ات لمح القياسل مرذج ال اتسة ال تائج ر اع اإلي عمى

المبحث مة: مق األرل: القياسل مرذج رال اتسة ال اتءات إج ارسة وتحديدالنماذجالقياسية ارءاتالمتبعةفيالد يتناولىذاالفصلالمنيجيةواإلج ةسيئرلا بالعمالت الودائع عمى الفائدة ألسعار نماذج ثالث ارسة الد ستعتمد حيث المناسبة ارسةوتعريفاتيا ارتالد )الدوالر$ الدينارJD الشيكل NIS ( ويتضمنىذاالفصلتحديدمتغي قرطلا وبيان النماذج تقدير في المستخدمة البيانات تحديد عمى يشتمل كما ارئية اإلج اإلحصائيةالمستخدمةفيالتقدير كمايتضمنالخطواتاإلحصائيةالالزمةلمتأكدمنسالمة وجودةالنماذجالمقدرةباإلضافةلمعالجةالمشاكلاالحصائية. 0.3 اتسة: ال هجية م ارسةالتطبيقيةعمىمنيجاالقتصادالقياسي حيثاعتمدتعمىتقديرثالث تعتمدالد نماذجانحدارقياسيلتحديدالعالقةبينسعرالفائدةعمىالودائعبالعمالتالرئيسية)الدوالر$ ارساتالسابقة ارتالتفسيريةالمتوقعةفيضوءماوردفيالد الدينارJD الشيكل NIS (والمتغي ارسةبشكلأساسيعمىاستخدامبرنامجالتحميل واألدبياتالنظريةلمموضوع حيثاعتمدتالد االحصائيالقياسي) E-Views7 (لتطبيقكافةاألساليباإلحصائيةوالقياسية وكذلكتقدير النماذجالقياسيةبصيغتياالنيائية. 8.3 اتسة: ال اتت متغي ارتالتفسيريةالمتوقعةعمىأسعار تمتحديدالنموذجالقياسيالتاليلقياسأثرالمتغي الفائدةعمىالودائعفيالجيازالمصرفيالفمسطيني. INRATONDEPO c =α+b 1 OPERATCOSTONASSETS+B 2 LOANINDEX c +B 3 INRATONDEPOIN COUNTRY +B 4 NOBANKS+B 5 Al-QudsIndex +B 6 EXCH c +B 7 CPI+B 8 GDP+ التئيسية: بالعمالت ائع الر عمى ة الفائ أسعات التابع: المتغيت 0.8.3 INTEREST (:مقاس RATE ON DEPOSIT c ( ائع الر عمى ة الفائ سعت نم ةممع الجيازالمصرفيالفمسطيني لكل عمىالودائعفي بالمتوسطالمرجحلسعرالفائدة )JD( األردني والدينار )USD( االمريكي الدوالر العممة نوع وتمثل( c ) الثالثة العمالت ارئيمي) NIS (. والشيكلاإلس 28

)التفسيتية(: المستقمة اتت المتغي 8.8.3 OPERATING (:مقاس COST/TOTAL ASSETS( التشغيمية المتاتيف بنسبةالمصاريفالتشغيميةإلىإجمالياألصول حيثتمثلالنفقاتالتشغيميةالجزءاألكبرمن النفقاتالتيتتحممياالمصارففيعمميةالوساطةالمصرفية لذاتقومالمصارفبتحميلىذه النفقاتعمىالخدماتالتيتقدميالعمالئيا. القترض مؤشت بسح االئتمانية التسييالت بنسبة LOAN (:مقاس INDEX) العممةإلىودائعالعمالءبنفسالعممة تشيرىذهالنسبةإلىحجمالطمبعمىالودائع مما ازيدعمىالسيولة. يتطمبمنالمصارفالعملعمىزيادةحشدالودائعلتمبيةالطمبالمت ة الفائ سعت ع INTEREST (:مقاس RATE ON DEPOSIT IN COUNTRY ) بسعرالفائدةعمىالودائعفيالبمدالمصدرلمعممة الدوالراألمريكي الديناراألردني الشيكل ارئيمي حيثتعتبرالسياسةالنقديةالسائدةفيالبمدالمحركاألساسيألسعارالفائدةفي اإلس تلامعمل ةر سوقالتجزئة)القطاعالمصرفي( وبالتاليفإنأثرىذهالسياساتفيالدولالمصد ار الستخدامتمكالعمالتفياالقتصادالفمسطيني. ينتقلإلىفمسطيننظ المتتفية الفترع الفروع عدد :)NOMBER-OF-BANKS( والمكاتب عورف ددع زيادة فإن وبالتالي المصارف بين المنافسة عمى كمؤشر فمسطين في العاممة المصارفومايعنيومنزيادةالمنافسةفيمجالحشدالودائع. ارقالمالية Al-Quds (:مقاسبمؤشربورصةفمسطينلألو Index( س الق مؤشت لمتعبيرعنمدىالرواجاالقتصاديوربحيةاالستثمارفيفمسطين. :)EXCHAINGE RATE( التتف سعت الرئيسية لمعمالت الصرف سعر األمريكي العممة الدوالر وحسب الفترة الفمسطيني متوسط المصرفي الجياز في المستخدمة ارئيمي. الديناراألردني الشيكلاالس التضخم ل مع ( INFLATION (:مقاسا بالتغيرفيالرقمالقياسيألسعارالمستيمك ارض Fisherفإنمعدلالتضخمأحدالمحدداتاألساسيةلسعرالفائدة فيفمسطين وفقا الفت اإلسمي حيثيفترضأنزيادةمعدلالتضخمبنسبةمعينةيتبعوزيادةبنفسالنسبةفيمعدل الفائدةاإلسمي. مر ل مع ( GDP (:مقاسا بمعدلنموالناتجالمحمياإلجماليالحقيقي ممايعنيأن ةدايز اخر جانب ومن التنموية العممية لدعم التسييالت زيادة يستدعي االقتصادي الرواج الطمبعمىالسيولة. 24

4.3 القياسية: ماذج ال يت تق فل مة المستخ ات البيا ت متا لثمتت القياسية والتي النماذج ارت لمتغي الزمنية السالسل بيانات عمى ارسة الد اعتمدت بالبياناتالربعيةلمفترةمنالربعاألولعام 6002 إلىالربعالثالث 6022 وبالتالييكونعدد عئادولا عمى الفائدة أسعار من كل بيانات عمى الحصول تم وقد مشاىدة )48( المشاىدات لكيشلا االردني الدينار األمريكي )الدوالر الرئيسية لمعمالت الصرف وأسعار والتسييالت نم الحقيقي اإلجمالي المحمي الناتج نمو ومعدل القدس مؤشر لبيانات باإلضافة ارئيمي( االس البياناتالمنشورةعمىالموقعااللكترونيلسمطةالنقدالفمسطينية. ةبسنلابو االقتصادي ارقب الم من التشغيمية النفقات بيانات عمى الحصول تم كما ولعمييامنقاعدةبيانات ارئيلتمالحص ألسعارالفائدةعمىالودائعفيكلمناألردنواس العالمية المالية االحصاءات الموقع خالل من International Financial Statistics متف المتحدة الواليات في الودائع عمى الفائدة أسعار أما الدولي النقد لصندق االلكتروني استخداممتوسطأسعارالفائدةلكلمن)سعرفائدةالبنكالمركزي وسعرالخصم وسعرسوق راعسأ بيانات توفر لعدم ار نظ الدولي النقد لصندوق االلكتروني الموقع عمى المنشورة النقد( الفائدةعمىالودائعابتداء من 6028/2 عمىالموقعااللكترونيلالحتياطياألمريكي. 3.3 القياسية: ماذج ال يت تق فل مة المستخ القياسية الطتيقة من Ordinary Least Squares(OLS( العادية الصغرى المربعات طريقة تعتبر وأ ريغتم عالقة تدرس التي االنحدار نماذج معامالت تقدير في تستخدم التي الطرق أشير عومجم تقميل عمى تعمل الطريقة ىذه الن ار نظ تابع بمتغير المستقمة ارت المتغي من أكثر هذى وتشترط التابع لممتغير )الحقيقية( المشاىدة القيم عن المقدرة القيم ارفات انح مربعات ارت وىذهالشروطعمىالنحوالتالي: الطريقةالعديدمنالشروطلضمانتحقيقافضلتقدي األخطاءالعشوائية)البواقي(تتبعالتوزيعالطبيعي) Normality (. -2 المتوسطالحسابيلمبواقييساويصفر. -6 تجانستباينالخطأأيثباتتباينحدالخطأ) Homoskedasticity (. -8 ةيئاوشعلا األخطاء بين ذاتي ارتباط وجود عدم العشوائي أي الخطأ حدود استقاللية 4-.)Autocorrelation( ارتالمستقمة) Multicollinearity ). عدموجودتداخلخطيمتعددبينالمتغي 1-21

3.3 :)Stationary( اتت االستق اختبات تانايب سكون شرط تحقيق من بد ال والتنبؤ التحميل في الزمنية السالسل الستخدام را السالسلالزمنية اذيعدالسكونشرطا أساسيا لمتحميلوالوصوللنتائجسميمةومنطقية نظ النتقديرالنماذجالقياسيةلبياناتالسالسلالزمنيةغيرالساكنةيؤديلموصولإلىنتائجغير رجنرا ازئفومضممة كماأشارانجلوج حقيقيةومضممةبمايعنيوالحصولعمىعالقةانحدار إلىامكانيةتوليدمزيجخطييتصفبالسكونمنالسالسلالزمنيةغيرالساكنة وفيحالة توليدىذاالمزيجالخطيالساكنفإنىذهالسالسلالزمنيةغيرالساكنةكلعمىحدةتعتبر لا االنحدار وبالتالي في ارت المتغي مستوى استخدام يمكن الرتبة وبالتالي نفس من متكاممة ديعبلا المدى في التوازنية بالعالقة ارت المتغي بين العالقة وتتصف ازئفا االنحدار يكون )سالمل جذومنلا ارر استق عمى لمحكم المقدر النموذج بواقي استخدام يمكن حيث 8103( ارربياناتالسالسلالزمنيةكلعمىحدة وىناكالعديدمنالطرق الكميفيحالةعدماستق (Unit Root ارتجذرالوحدة) Tests اررإذيعداختبا اإلحصائيةالمستخدمةالختباراالستق. را فيىذاالمجالاألكثردقةواألوسعانتشا 2.3 :(Co-Integration( المشتتك التكامل اختبات يدؤت بحيث أكثر أو زمنيتين سمسمتين بين تصاحب بأنو المشترك التكامل يعرف التقمباتفياحداىماإللغاءالتقمباتفياألخرىبطريقةتجعلالنسبةبينقيمتيماثابتةعبر الزمن ويتطمبحدوثالتكاملالمشتركبينالسالسلالزمنيةأنتكونىذهالسالسلمتكاممة لماكتلا عن Johnasen (لمكشف Approach( جوىانسون حسبمنيجية الدرجةنفسيا من ارتشموليةفيىذاالمجال ويتماستخداموفيحالةالنماذج المشترك ألنويعتبرأكثراالختبا المتعددة منخاللحسابالقيمةالعظمى) Maximum (واحصاءاألثر) Trace ()عطية 8113 م(. 7.3 الرتفية: اإلحتائية المقاييس القياسية النماذج ارت متغي بيانات وصف بغرض اإلحصائية بالمقاييس االستعانة تم نم لكل قيمة وأكبر قيمة ارفالمعياري وأقل واالنح الحسابي الوسط حساب خالل وذلكمن ارسة. متغيراتالد 22

القياسل التحميل تائج ل: الثا المبحث ماذج: ال اتت لمتغي الرتفل التحميل 2.4 ضرعل استخدميا يتم التي اليامة اإلحصائية األساليب من الوصفي التحميل يعتبر ارتاالقتصادية ارتأوليةعمىطبيعةواتجاىاتالمتغي البياناتاالقتصادية بيدفإعطاءمؤش عبرالزمن سواءتماستخدامالرسومالبيانيةأواألساليبالوصفية.والجدولرقم) 2.4 (يوضح فصو الودائع بيدف عمى الفائدة ألسعار القياسية النماذج ارت لمتغي الوصفية المقاييس أىم ترا ارسة وفيمايميعرضتحميميليذهالمقاييسلكلمتغيرمنمتغي ارتقيدالد طبيعةالمتغي النماذجعمىحدة: القياسية ماذج ال اتت لمتغي اإلحتائية المقاييس أهم )0.3(: رل ج المتغيت أعمى اتف ح اال الرسط يمة أل الرسيط يمة المعياتي الحسابل المتغيت ائع الر عمى ة الفائ أسعات ماذج لجميع العامة اتت المتغي Noofbank 654 248 46.028 668 621.21 الفترع ع Inflation 8.21 6.213-2.264 0.423 0.241 التضخم operatcosttotalassets التشغيمية/ فقات ال 0.300 0.440 0.0485 0.220 0.228 االترل إجمالل Alqudsindex 432.14 442.22 33.34 108.34 161.08 س الق مؤشت Gdp 20.605 22.41-4.214 0.853-2.024 GDP مر ل مع رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ب الخاتة اتت المتغي Inrateondepousa 8.84 0.80 2.418 0.32 2.044 عممة عمى ة الفائ سعت فمسطين فل رالت ال Inrateinusa 4.25 0.25 2.424 0.62 2.011 عممة عمى ة الفائ سعت امتيكا فل رالت ال Loanindexusa 34.22 84.23 24.8324 21.45 15.36 القترض مؤشت Exchrateusa 4.22 8.464 0.642 8.421 8.481 تتف سعت رالت/الشيكل ال ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ب الخاتة اتت المتغي Inrateondepojd 8.12 2.01 0.368 6.22 6.22 عمى ة الفائ سعت فمسطين فل ات ي ال Inrateondepoinjordian 1.32 6.54 0.425 4.63 4.82 عمى ة الفائ سعت ن األت فل ائع الر Loanindexjd 88.32 3.45 4.882 25 24.22 القترض مؤشت Exchratejd 2.22 4.486 0.402 1.833 1.42 ات/ ي ال تتف سعت الشيكل 23

المتغيت أعمى اتف ح اال الرسط يمة أل الرسيط يمة المعياتي الحسابل المتغيت الشيكل بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ب الخاتة اتت المتغي Inratondeponis 6.42 0.62 0.326 2.82 2.82 عممة عمى ة الفائ سعت فمسطين فل الشيكل Inratondepoinisr 4.23 0.48 2.64 2.31 2.53 فل ة الفائ سعت اتئيل اس Loanindexnis 14.42 80.54 3.084 48.2 48.23 القترض مؤشت Exchrateusa 4.22 8.464 0.642 8.421 8.481 رالت/ ال تتف سعت الشيكل ت:مخرجاتبرنامج EVIEWS7 المت :)noofbank( العاممة رالمكاتب الفترع ع - ةسرا يالحظأنالمتوسطالحسابيلعددالفروعوالمكاتبالمصرفيةالعاممةخاللفترةالد بمغ 621.2 فرع/مكتب وكانأعمىعددبمغ 654 فيالربعالثالثمنالعام 6022 وبمغت أقلعدد 248 فرع/مكتبفيالربعاألولمنالعام 6002 وترجعىذهالزيادةفيعددالفروع ةيفرصملا الخدمات إليصال اليادفة المالي االشتمال ارتيجية است النقد سمطة لتبني والمكاتب ارئحوفئاتالمجتمعالفمسطينيوخاصةفيالمناطقالنائية. لجميعش :)inflation( التضخم ل مع - ثيح ةسرا بمغالمتوسطالحسابيلمعدلالتضخمالربعيفيفمسطين 0.24 %خاللفترةالد بمغتأقلقيمةلمعدلالتضخم- 6.22 فيالربعاألولمنالعام 6022 كمابمغتأعمىقيمة 8.21 فيالربعالثانيمنالعام 6004 ويعدمعدلالتضخمفيفمسطينمتواضععندمقارنتوبالمستوى السائدفيالبمدانالنامية حيثيعودىذاالسببلعدموجودعممةوطنيةخاصة. :)cost-total assets( األترل إجمالل التشغيمية/ فقات ال - تاونس خالل األصول إجمالي إلى التشغيمية النفقات لنسبة الحسابي المتوسط بمغ اربعمنالعام 6005 نتيجةطبيعية ارسة 0.228 % وقدبمغتأعمىقيمة 0.3 %فيالربعال الد لزيادةنفقاتتأسيسالفروعوالمكاتبالجديدةحيثوصلعددالفروعوالمكاتب 605 فيالربع ةميق يندأ 6005 وبمغت اربع ال الربع في مكتب فرع 250 كانت أن بعد 6020 األول.%0.44 :)alquds-index( س الق مؤشت - بمغالمتوسطالحسابيلمؤشرالقدس 161.08 نقطةوبمغتأقلقيمةلممؤشر 442.22 ارفالمعياري 33.335. اربع 6004 وأعمىقيمة 432.14 نقطة وبمغاالنح نقطةفيالربعال 24

م :(GDP( اإلجمالل المحمل اتج ال مر ل مع - تاونس خالل الحقيقي اإلجمالي المحمي الناتج نمو لمعدل الحسابي المتوسط بمغ ارسة 2.024 %وبمغتأقلقيمةلمعدلالنمو)- 22.41 %(فيالربعاألولمنالعام 6002 الد يميئرا ارداتالمقاصةمنقبلاالحتاللاإلس ارجعتوقفتحويلإي ومنبينأىمأسبابىذاالت ارئعاألمنية وقفالمساعدات اردوالعمالةبحجةالذ وتشديدالقيودالمفروضةعمىالبضائعواالف الماليةالمقدمةمنالدولالمانحة وذلكعقباالنتخاباتالتشريعيةفيبدايةالعام 6002 وما نتجعنيامنوقفلممساعداتوفرضلمحصارالماليعمىالسمطةالوطنية 6002 أماعن أعمىقيمةفقدبمغت 20.6 %فيالربعالثانيمنالعام 6003. :)inrateondepousa( فمسطين فل األمتيكل رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ سعت - ةرتف خالل األمريكي الدوالر بعممة الودائع عمى الفائدة لسعر الحسابي المتوسط بمغ 6020 ماعلا 0.8 %تمتسجيميافيالربعاألولمن قيمة 2.043 % وأقل ارسة الد عبداية غمبو 6003 العام من األول الربع في %8.84 قيمة وأعمى العالمية المالية االزمة اشتداد ارفالمعياري 0.3686. االنح :)inrateinusa( ة المتح الراليات فل ائع الر عمى ة الفائ سعت - ةرتف خالل المتحدة الواليات في الودائع عمى الفائدة لمعدل الحسابي المتوسط بمغ ةيلاملا لالزمة نتيجة 6005 اربع ال الربع 0.25 %في معدل أدنى وبمغ %2.014 ارسة الد وانتياجسياسةتخفيضأسعارالفائدةلمحدمناثارىذهاالزمة وبمغأعمىمعدل 4.25 %في ارفالمعياري 2.4281. اربع 6002 وبمغاالنح الربعال :)loanindexusa( االمتيكل رالت ال بعممة القترض مؤشت - ءلامعلا ودائع إلى األمريكي الدوالر بعممة التسييالت لنسبة الحسابي المتوسط بمغ نم لولأا الربع 84.23 %في نسبة أدنى 15.36 %وبمغت ارسة الد فترة خالل العممة بنفس العام 6004 وبمغتأعمىنسبة 34.22 %فيالربعاألولمنالعام 6021 نتيجةلتوجييات يمحملا االقتصاد لقطاعات الموجية التسييالت نسبة لرفع اليادفة النقد سمطة وتعميمات ارفالمعياري 24.8324. وتخفيضنسبةالتوظيفاتالخارجية وبمغاالنح :)Exchrateusa( اتئيمل اإلس الشيكل األمتيكل/ رالت ال تتف سعت - ةسرا دلا فترة خالل الشيكل األمريكي/ الدوالر صرف لسعر الحسابي المتوسط بمغ فيالربع قيمة 8.4685 األول 6002 وأدنى فيالربع 4.220 قيمة 8.4842 وبمغتأعمى غمبو ةيئرا ارئيميوالحفاظعمىقوتوالش الثاني 6004 ممايشيرإلىتحسنقيمةالشيكلاإلس ارفالمعياري 0.6404. االنح 25

:)inrateondepojd( ل األت ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ سعت فمسطين فل - ةسرا دلا فترة خالل الدينار بعممة الودائع عمى الفائدة لسعر الحسابي المتوسط بمغ ةيلاملا االزمة اشتداد فترة 6020 اربع ال الربع 2.01 %في قيمة اقل بمغت وقد %6.201 6003 الثاني الربع 8.12 %في قيمة أعمى الفائدة وبمغت أسعار تخفيض وسياسة العالمية ارفالمعياري 0.3686. واالنح :)inrateondepoinjordian( ن األت فل ائع الر عمى ة الفائ سعت - غمب ةسرا الد فترة خالل األردن في الودائع عمى الفائدة لسعر الحسابي المتوسط بمغ عبرلا 1.32 %في قيمة وأعمى 6022 الثالث الربع 6.54 %في قيمة أقل وبمغت %4.803 األول 6005 وبمغاالنحرافالمعياري 0.4244. :)loanindexjd( ل األت ات ي ال بعممة القترض مؤشت - بمغالمتوسطالحسابيلنسبةالتسييالتبعممةالديناراألردنيإلىودائعالعمالءبنفس العممة 24.21 % وأنأقلقيمةبمغت 3.45 %فيالربعالثالث 6004 وأعمىقيمة %88.32 ويجوتو الخارجية التوظيفات تخفيض في النقد سمطة لتوجيات نتيجة 6022 األول الربع في ارفالمعياري 4.8824. جزءكبيرمنالودائعنحوقطاعاتاالقتصادالمحمي وبمغاالنح :)Exchratejd( الشيكل ل/ األت ات ي ال تتف سعت - ةرتف خالل ارئيمي اإلس األردني/الشيكل الدينار صرف لسعر الحسابي المتوسط بمغ ارسة 1.4228 وأنأقلقيمةبمغت 4.4868 فيالربعالثاني 6004 وأعمىقيمة 2.22 في الد ارفالمعياري 0.4026 الربعاألول 6002 وقيمةاالنح :)inratondeponis( فمسطين فل الشيكل بعممة ائع الر عمى ة الفائ سعت - ةسرا دلا فترة خالل الشيكل بعممة الودائع عمى الفائدة لسعر الحسابي المتوسط بمغ 2.8206 %وبمغتأقلقيمة 0.62 %فيالربعاألول 6005 وأعمىقيمة 6.42 %فيالربع ارفالمعياري 0.3266. الثالث 6002 وبمغاالنح :)inratondepoinisr( اتئيل إس فل ائع الر عمى ة الفائ سعت - 2.525 ةسرا ارئيلخاللفترةالد بمغالمتوسطالحسابيلسعرالفائدةعمىالودائعفيإس وبمغتأقلقيمة 0.48 فيالربعاألول 6021 وأعمىقيمة 4.23 فيالربعالثالث 6002 وبمغ ارفالمعياري 2.6352. االنح 30

:(Loanindexnis( الشيكل بعممة القترض -مؤشت بمغالمتوسطالحسابيلنسبةالتسييالتبعممةالشيكلإلىودائعالعمالءبنفسالعممة ارسة 48.23 %وقدبمغتأقلقيمة 80.54 %فيالربعالثالث 6003 وأعمى خاللفترةالد قيمة 14.42 %فيالربعالثالث 6022 نتيجةلتوجياتسمطةالنقدبتخفيضنسبةالتوظيفات ارفالمعياري 3.0884. الخارجيةوتوجيوالسيولةإلىقطاعاتاالقتصادالمحمي وبمغاالنح اتسة: ال ماذج ل القياسل يت رالتق التحميل 1.4 رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج 0.1.4 التابع: رالمتغيت المستقمة اتت المتغي بين الخطية العالة رجر من التحقق 1.1.9.4 ارتالمستقمة)التفسيرية(والمتغير بيدفالتحققمنالعالقةالخطيةبينكلمنالمتغي Inrateondepo ( فقدتمرسم usa التابعسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالرفيفمسطين) ارتالمستقمةفيمقابلالمتغيرالتابع وقدأظيرتلوحةاالنتشارالنتائج لوحةاالنتشارلممتغي التالية ممحقرقم) 1 (: وجودعالقةخطيةبينالمتغيرالتابعسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالرفيفمسطين سعرالفائدةعمى Inratein usa ارتالتفسيريةالتالية: Inrateondep (وكلمنالمتغي usa ( العاممة والمكاتب الفروع عدد و( Log(noofbank المتحدة الواليات في الودائع Exchrateسعرصرفالدوالر/الشيكل و Inflationمعدلالتضخمفيفمسطين. usa و كماتبينمنخالللوحةاالنتشارضعفالعالقةبينالمتغيرالتابعسعرالفائدةعمى operat cost ارتالتالية: Inrateondepo (وكلمنالمتغي usa الودائعفيفمسطين) رشؤم Alqudsindex ر totalالمصاريفالتشغيميةإلىإجمالياألصول assats Loanindexمؤشرالقروض usa ر أرسالمالالفمسطينيمقاسبمؤشرالقدس سوق معدلنموالناتجالمحمياإلجمالي. بعممةالدوالر GDP 32

و و القياسل مرذج ال يت تق األرلل المستقمة اتت المتغي لجميع التابع المتغيت مقابل سعت 2.1.9.4 رالت: ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ )8.3(: رل ج القياسل مرذج ال يت تق تائج األرلل رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ ألسعات Dependent Variable: Inrateondepo usa Variables Coefficient Std. Error C -2.059 0.0015 Inratein usa 0.8047 0.0363 Log(Noofbank) 0.0064 0.00159 Inflation -0.0715 0.0287 Exchrate 0.2758 0.1439 Alqudsindex -0.0004 0.00044 operat cost total assats 0.2084 0.6575 GDP -0.0016 0.0060 Loanindex usa 0.0002 0.0038 N=43 ajd R 2 =0.979 DW=1.374 t-statistic 4.0401 22.153 4.0402-2.4909 1.9165-1.0363 0.3170-0.2787 0.0549 F=207.35 Prob. 0.0178 0.0000 0.0003 0.0178 0.0637 0.3074 0.7532 0.7821 0.9565 Prob.=0.0000 operat ارتالتالية Alqudsindex منخاللالجدولرقم) 6.4 (يتضحأنالمتغي نم أكبر Prob. قيمة كان حيث معنوية غير Loanindex usa و GDP cost total assats ارتالتفسيرية ممحقرقم) 2 (. مستوىمعنوية 1 %لكلمنتمكالمتغي منخاللنتائجكلمنلوحةاالنتشارونتيجةالتقديراألوليلمنموذجالقياسيلسعر ارتالتفسيريةغيرالمعنويةوالتي الفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر ممااستوجباستبعادالمتغي operat cost ر Alqudsindex لمتكنذاتعالقةخطيةواضحةمعالمتغيرالتابع وىي: Loanindex usa ر رGDP total assats )السكرن(: ية م ال السالسل اتت استق اختبات تائج 3.1.9.4 يوضحالجدولرقم) 8.4 (نتائجاختبارجذرالوحدةلبواقينموذجأسعارالفائدةعمى ارر)سكون(بيانات ار لعدماستق الودائعبعممةالدوالرلمتحققمنسكونالنموذجبشكلعامنظ (Augmented ارتالنموذجكلعمىحدة وتماستخدامكلمناختبار السالسلالزمنيةلممتغي - Dickyواختبار) Phillips-Perron ( Fuller) 36

)4.4(: رل ج عمى ة الفائ سعت مرذج لبرال )Unit Root Test( ة الرح جذت اختبات تائج Intercept Trend and Intercept None رالت ال بعممة ائع الر Augmented Dicky- Fuller P-values for level 0.0006* 0.0046 * 0.0000 * Phillips-Perron P-values for level 0.0004 * 0.0061 * 0.0000 * )Unit Root( الوحدة جذر اختبار نتائج أن يتضح )8.4( رقم الجدول خالل من لبواقينموذجسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالرفيصورتيااألصميةعندمستواىامتكاممة منالرتبةصفر) I)0 أيأنوساكنةعندمستوىمعنوية 1 % ممايعنىأنالنموذجبشكلعام لسلاسلا سكون عدم من الرغم )عمى الدرجة نفس من متكاممة الزمنية السالسل وأن ساكن ارتكلعمىحدة( وىذامؤشرجيدلفاعميةاستخداماختبارالتكاملالمشتركبين الزمنيةلممتغي السالسلالزمنية. المشتتك: التكامل اختبات تائج 4.1.9.4 رابتخا ارء اج تم التكامل درجة وتحديد لمنموذج السكون شرط من التحقق بعد Johansen (لمتكاملالمشتركوذلكلمتحققمنوجودعالقةتكامميةطويمةاألجلبين Test( ىمع إحصائيينمبنيين تماستخداماختبارين عددمتجياتالتكامل تحديد ارت وبيدف المتغي )Trace Test( األثر اختبار وىما )Likelihood Ratio Test( العظمى اإلمكانات دالة Maximum (حيثأنكالاالختبارين Eigenvalues واختبارالقيمالمميزةالعظمى) Test يعطينفسالنتيجة. )Johansen Test( )3.4(: رل ج بطتيقة المشتتك التكامل اختبات تائج )Trace Test) اختبات P-values Trace Statistic الحتجة القيمة Critical value %3 م الع فتض المشتتك التكامل متجهات ع 0.0000 610.44 25.42 اليوجد)* None ( 0.0000 224.61 43.41 )At Most عمىاألكثريوجدمتجوواحد*) 1 0.0000 18.34 65.35 )At Most عمىاألكثريوجدمتجيين*) 2 0.0882 22.26 21.45 )At Most عمىاألكثريوجدثالثمتجيات*) 3 0.1003 0.418 8.44 )At Most عمىاألكثريوجدأربعمتجيات) 4 *تشيرلرفضالفرضيةالعدميةعندمستوى %1. 38

)Trace منخاللالجدولرقم) 4.4 (يتضحأنالقيمةالمحسوبةلنسبة) Statistic بمغت) 831.23 (وىيأكبرمنالقيمةالحرجة ) 21.20 (عندمستوىداللة 3 %.ممايشير 3 % كمايتضحوجود 4 لمتكاملالمشتركعمىاألقلعندمستوىداللة إلىوجودمتجوواحد ةميوط توازنيو عالقة وجود يعني مما %1 معنوية مستوى عند المشترك لمتكامل متجيات ارتالنموذج ممحقرقم) 28 (. األجلبينمتغي 3.1.1.4 القياسل: مرذج ال معامالت يت تق تائج نيب لجلاا طويمة مشترك تكامل عالقة ووجود النموذج سكون تحقق من التأكد بعد ارءالتحميلالقياسيلمنموذج ممحقرقم) 24 (. ارت يمكناج المتغي )3.4(: رل ج رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ ألسعات القياسل مرذج ال يت تق تائج Dependent Variable: Inrateondepo usa Variables C Inratein usa Log(Noofbank) Inflation Exchrate usa N=43 Coefficient 9.5847-0.4244 2.1551-0.0215 0.8812 ajd R 2 = %97.7 Std. Error 2.8041 0.08462 0.62225 0.06455 0.2885 DW=1.387 t-statistic - 3.8432 68.452 3.8422-6.283 6.1022 F=445.057 Prob. 0.0000 0.0000 0.0000 0.0260 0.0222 Prob.=0.0000 ارتالمستقمةوالتابعة يجبالتأكد قبلاستخدامالنموذجفيتفسيرالعالقةبينالمتغي طورش ققحت ومدى اإلحصائية النموذج جودة اختبار خالل من المقدر النموذج صحة من طريقةالمربعاتالصغرى. 2.1.1.4 مرذج: ال ة جر من التحقق تائج :)F-Test( مرذج ال اسبة م ى م اختبات - تبينمنخاللالجدولرقم) 1.4 (أنقيمةاختباربمغت) F=445.057 (بقيمةاحتمالية Prob (وىيأقلمنمستوىالداللة) 0.01 ( ممايعنيأنالنموذجالمقدرجيد = 0.0000( ويمكناالعتمادعميو. :ajd R 2 ل المع ي التح معامل - الجدول خالل من تم )3.4( تغمب المعدل التحديد معامل قيمة أن يالحظ ارتالتفسيريةالداخمةفيالنموذجالمقدرتفسرما ajd )ممايعنيأنالمتغي R 2 =%53.3( 34

لماوع فترجعإلى المتبقية التابع أماالنسبة المتغير التغيرالحاصلفي 53.3 %من نسبتو ارتالتفسيريةالداخمةفيالنموذجعمىتفسير أخرى وىذهالنسبةمرتفعةوتشيرإلىقدرةالمتغي التغيرفيسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالر. :)OLS( التغتى المتبعات طتيقة شترط من التحقق 7.1.1.4 فيظلاالعتمادعمىطريقةالمربعاتالصغرىالعادية واستخداميافيتقديرنماذج ةقيرط شروط استيفاء من لمتحقق الضرورية ارت االختبا بعض ارء اج يتطمب مما ارسة الد التقديرالمستخدمة وىيكالتالي: :)Normality( ت المق مرذج ال لبرال الطبيعل يع التر شترط اختبات - رابتخا استخدام تم الطبيعي لمتوزيع المقدر النموذج بواقي إتباع شرط من لمتحقق Jarque-bera ) بمغت االختبار قيمة الن تشير االختبار نتيجة وكانت Jarque-(Bera( عيزوتلا تتبع النموذج بواقي أن يعني = Prob ) مما داللة( 0.8040 مستوى عند 0.436=( الطبيعي ممحقرقم) 21 (. تفت: يساري لمبرال الحسابل الرسط أن اختبات - لمتحققمنشرطالوسطالحسابيلبواقيالنموذجيساويصفرتماستخداماختبار- T يوتسم من أكبر وىي (Prob.=1) قيمة وبمغ 0.00000=T احصائية بمغت ( test (حيث مقر قحمم صفر يساوي المقدر النموذج لبواقي الحسابي الوسط فإن وبالتالي %1 داللة.)23( :(Homoskedasticity التباين- س )تجا الخطأ ر ح تباين ثبات شتط اختبات - طرش من لمتحقق )White Test With Cross Product( اختبار استخدام تم ةميق وبمغت )White Test=66.43( اختبار قيمة بمغت حيث الخطأ حدود تباين تجانس نيابت تجانس عمى يؤكد مما 0.01 الداللة مستوى من أكبر النسبة وىذه )Prob=0.623( حدودالخطأالعشوائي ممحقرقم) 24 (. :)Multicollinearity- متع خطل اخل ت رجر م )ع المستقمة المتغياتت استقالل شتط اختبات - ارتالمستقمةفيالنموذج لمتحققمنعدموجودمشكمةتداخلخطيمتعددبينالمتغي Variance (حيث Inflation المقدرتماالعتمادعمىقيمةمعاملتضخمالتباين) Factors كانتنتيجةىذااالختباركمافيالجدولالتالي: 31

و و و و )Variance Inflation Factor( )2.4(: رل ج اختبات تيجة Variable Coefficient Variance Uncentere VIF Centered VIF Inratein usa 0.001174 6.562131 4.284460 Log(Noofbank) 0.046958 6812.020 3.278057 Inflation 0.000624 1.796861 1.344124 Exchrate usa 0.017937 462.3814 2.409548 C 1.701870 2968.095 NA Inflation Inratein usa منخاللجدولرقم) 2.4 (يتبينأنقيمة VIFلكلمن 6.405 8.63 2.84 Exchrate usa و و( Log(Noofbank 4.64 التوالي عمى كانت حيثأنىذهالقيمأقلمن 1 ممايدلعمىعدموجودمشكمةالتداخلالخطيالمتعددبشكل خطير ممحقرقم) 25 (. ذاتل- Autocorrelation (: اتتباط رجر م )ع الخطأ ر ح استقالل شتط اختبات - لمتحققمنعدموجودمشكمةارتباطذاتيفيحدودالخطألمنموذجالمقدرتماعتماد ارتالكشفعنوجودارتباطذاتيمن اختبار) LM-Test )الذييعدمنأدقوأفضلاالختبا االحتمالية والقيمة )LM-Test=4.0029( اختبار قيمة بمغت حيث عدمو ( Prob.=0.0454 )وىيأقلمنمستوىداللة 0.01 وبالتالينستنتجوجودارتباطذاتيفي حدالخطأالعشوائي.حيثتممعالجةىذهالمشكمةمنخاللاستخدامطريقةالمربعاتالصغرى )P( قيمة تقدير تم ) GLS (حيث المعممة األصمي النموذج لبواقي انحدار ارء اج خالل من عمىالبواقيفيالمحظةالزمنيةالسابقةحيثبمغتقيمة) P=0.3 )ومنثمتمتقديرالنموذج بالصيغةالمحولةوفقا لطريقة) GLS (فكانتالنتيجةكمافيالجدولرقم) 3.4 ( ممحقرقم.)60( 32

)7.4(: رل ج رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ ألسعات القياسل مرذج ال يت تق تائج )GLS( لطتيقة رفقا المحرلة بالتيغة Dependent Variable: Inrateondepo usa Variables Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C 1.4860-2.2222-2.2610 0.0000 Inratein usa 0.3464 0.0463 24.8668 0.0000 Log(Noofbank) 2.8420 0.6354 4.5162 0.0000 Inflation 6.4184-0.0266-0.0618 0.0250 Exchrate 0.4604 0.2228 6.2056 0.0280 N=42 ajd R 2 = %95.3 DW=1.978 F=211.9 Prob.=0.0000 وتمإعادةاختبار) LM-Test )لمنموذجبعدالتحويللGLS حيثبمغتقيمةاختبار ) LM-Test=0.00229 ( والقيمةاالحتمالية( Prob.=0.9618 )وىيأكبرمنمستوىداللة 0.01 ممايؤكدعمىعدموجودارتباطذاتيفيحدودالخطأالعشوائي ممحقرقم) 66 (. هائية: ال بترتته ات ح اال مرذج Inrateondepo usa =-6.1111+0.7828 Inrateinusa+1.386 Log(Noofbank) -0.0622 Inflation+ 0.4208Exchrate (Inrateondepo usa )*= (inrateondepo usa -0.3*inrateondepo usa (-1)) (Inratein usa )*=(inratein usa -0.3*inratein usa (-1)) (Inflation)*= (inflation-0.3*inflation(-1)) (Exchrate)*=(exchrate-.3*exchrate(-1)) (Lognoofbank)* =(lognoofbank-.3*lognoofbank(-1)) C=-C0*(1-.3) أن: حيث 2.1.1.4 ات: ح اال مرذج معامالت رية مع اختبات 1.1.1.4 الثابت: المقطع رية مع اختبات - بمغتالقيمةاالحتمالية). Prob (الختبار t الخاصبالمقطعالثابت) 0.0000 (وىي يف ىقبي نأ ويجب ميم الثابت المقطع أن إلى يشير 0.01 مما الداللة مستوى من أقل النموذج. 33

ة: المتح الراليات فل ة الفائ سعت معامل رية مع اختبات - يف الودائع عمى الفائدة بسعر الخاص الختبارt )Prob.( االحتمالية القيمة بمغت Inratein (تساوي) 0.00 (وىيأقلمنمستوىالداللة 0.01 وبالتالي usa الوالياتالمتحدة) ىمع ةدئافلا سعر في ومؤثر ميم المتحدة الواليات في الودائع عمى الفائدة سعر متغير فإن يتلا (Gambacorta, (2004 ارسة د مع متوافقة النتيجة ىذه وجاءت فمسطين في الودائع ةيراجلا الحسابات عمى الفائدة أسعار إلى النقدي السياسة فائدة سعر أثر انتقال أن بينت )الودائع(أسرعوأكثرحساسيةمنانتقالأثرىاإلىالقروض. أيأنكلزيادةفيسعرالفائدةعمىالودائعفيالوالياتالمتحدةبمقدارنقطةمئوية ينجمعنوزيادةأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالرفيفمسطينبمقدار 0.3464 نقطةمئوية ممايشيرإلىانتقالأثرالسياسةالنقديةالخاصةبالوالياتالمتحدةعمىعممةالدوالرإلىالبمدان التيتستخدموفيأنظمتيااالقتصادية. رالمكاتب: الفترع ع معامل رية مع اختبات - يواست والمكاتب الفروع بعدد الخاص t الختبار )Prob.( االحتمالية القيمة بمغت ) 0.0000 (وىيأقلمنمستوىالداللة 0.01 وبالتاليفإنعددالفروع( Log(Noofbankميم ومؤثرفيسعرالفائدةعمىالودائعفيفمسطين. أيأنكلزيادةبنسبة 2 %فيعددالفروعوالمكاتبينجمعنوزيادةأسعارالفائدة )1( عم قفاوتي مما صحيح والعكس 0.024 بمقدار فمسطين في الدوالر بعممة الودائع عمى نيب المنافسة درجة ارتفاع الى يؤدي الفروع عدد زيادة بأن والمصرفية االقتصادية النظرية المصارففياستقطابالودائع وبالتاليالتأثيرااليجابيعمىأسعارالفائدةعمىالودائع. التضخم: ل مع معامل رية مع اختبات - ) 0.0250 (وىي تساوي التضخم بمعدل t ). Prob (الختبار االحتمالية القيمة بمغت أقلمنمستوىالداللة 0.01 وبالتاليفإنمتغيرمعدلالتضخمميمومؤثرفيسعرالفائدة عمىالودائعفيفمسطين. أيأنزيادةفيمعدلالتضخمبمقدارنقطةمئويةينجمعنوانخفاضأسعارالفائدة ةيرظنمل مخالفة النتيجة وىذه نقطة 0.0266 بمقدار فمسطين في الدوالر بعممة الودائع عمى ار ألنمتغيرعددالفروعوالمكاتبالمصرفيةمدرجبالصيغةالموغاريتمية ومتغيرمعدلالفائدةمدرجكنسبةمئوية وبالتالي ) 1 (نظ ىمع %2 ةبسنب الفروع عدد في التغير تأثير معدل الحتساب لوغاريتمية وبالتالي نصف عالقة تعتبر االنحدار عالقة فإن رادحنلاا نماذج تحميل في مقدمة صافي سمير )المصدر: %2 ب )2.842( االنحدار معامل بضرب نقوم الفائدة معدل باستخدامبرنامج) 6021 E-Views (. 34

ثيح االسمي الفائدة وسعر التضخم معدل بين الطردية العالقة إلى تشير التي االقتصادية ار لعدموجودبدائلأمامأصحابالودائعالستثمارالفائضالنقدي يمكنتبريرىذهالنتيجةنظ جية ومن لدييم تويبلا في اتيم لمدخر المواطنين باحتفاظ المتعمقة المخاطر ارتفاع أخرى ارت وجاءتىذهالنتيجةمعاكسةلماتوصمتإليو وبالتاليالحاجةلممصارفلضمانتمكالمدخ, Bikker (حيثأظيرتأثرإيجابيلمعدلالتضخمعمى and ارسة( Gerritsen,2017 د (Berument and Malatyali, ةسرا ود ىولندا في ألجل الودائع عمى الفائدة سعر ةدئافلا معدل لزيادة يؤدي معينة بنسبة التضخم معدل زيادة أن إلى اشارت والتي (1999 االسميبنسبةأقلوبالتاليتناقصمعدلالفائدةالحقيقي. التتف: سعت معامل رية مع اختبات - يواست الشيكل الدوالر/ صرف لسعر t الختبار )Prob.( االحتمالية القيمة بمغت ) 0.0280 (وىيأقلمنمستوىالداللة 0.01 وبالتاليفإنمتغيرسعرالصرفميمومؤثرفي سعرالفائدةعمىالودائعفيفمسطين. أيأنزيادةفيسعرصرفالدوالراالمريكي/الشيكلبمقدارنقطةمئويةينجمعنو سكعلاو نقطة 0.4604 بمقدار فمسطين في الدوالر بعممة الودائع عمى الفائدة أسعار زيادة صحيح ممايتوافقمعالنظريةاالقتصاديةبأنزيادةسعرصرفالعممةيعززالثقةفيتمك العممة وبالتاليزيادةاالعتمادعميياكعممةادخارية. ات: ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج 8.1.4 التابع: رالمتغيت المستقمة اتت المتغي بين الخطية العالة رجر من التحقق 0.8.1.3 ارتالمستقمة)التفسيرية(والمتغير بيدفالتحققمنالعالقةالخطيةبينكلمنالمتغي Inrateondepo ( فقدتمرسم jd التابعسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفيفمسطين) ارتالمستقمةفيمقابلالمتغيرالتابع وقدأظيرتلوحةاالنتشارالنتائج لوحةاالنتشارلممتغي التالية ممحقرقم) 64 (: يف الدينار بعممة الودائع عمى الفائدة سعر التابع المتغير بين خطية عالقة وجود التالية: التفسيرية ارت المتغي من وكل )Inrateondepo jd ) فمسطين Loanindexمؤشر jd ر Inrateininjordianسعرالفائدةعمىالودائعفياالردن ساقم الفمسطيني المال أرس سوق مؤشر Alqudsindex ر الدينار بعممة القروض و Exchratejdسعرصرفالدينار/الشيكل. بمؤشرالقدس 35

و و كماتبينمنخالللوحةاالنتشارضعفالعالقةبينالمتغيرالتابعسعرالفائدةعمى التفسيرية ارت المتغي من وكل Inrateondepo jd فمسطين في الدينار بعممة الودائع األصول إجمالي إلى التشغيمية المصاريف operat cost total assats التالية: عددالفروعوالمكاتبالعاممة و Inflationمعدلالتضخمفيفمسطين وnoofbank معدلنموالناتجالمحمياإلجمالي. وGDP سعت التابع المتغيت مقابل المستقمة اتت المتغي لجميع األرلل القياسل مرذج ال يت تق 8.8.1.3 ات: ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ ألسعات األرلل القياسل مرذج ال يت تق تائج )2.3(: رل ج Dependent Variable: Inrateondepo jd Variables C Coefficient Std. Error t-statistic Prob. Inratein jordian 0.6084 0.1043 5.8304 0.0000 Noofbank -0.0023 0.0040-0.5784 0.5668 Inflation 0.1346 0.0686 1.9618 0.0580 Exchrate jd 0.9753 0.2291 4.2573 0.0002 Alqudsindex 0.0025 0.0010 2.3998 0.0220 operat cost total assats 1.2487 1.6837 0.7416 0.4637 GDP 0.0199 0.0152 1.3103 0.1989 Loanindex jd 0.0614 0.0174 3.5170 0.0013 N=43 ajd R 2 = 66 DW=0.75 F=11.37 Prob.=0.0000 operat cost total ارتالتالية assats منخاللالجدولرقم) 4.4 (يتضحأنالمتغي وInflation ىوتسم من أكبر Prob. قيمة كان حيث معنوية غير GDP Noofbank ارتالتفسيرية ممحقرقم) 61 (. معنوية 1 %لكلمنتمكالمتغي منخاللنتائجكلمنلوحةاالنتشارونتيجةالتقديراألوليلمنموذجالقياسيلسعر ارتالتفسيريةغيرالمعنويةوالتي الفائدةعمىالودائعبعممةالدينار ممااستوجباستبعادالمتغي ر operat cost total assats وىي: لمتكنذاتعالقةخطيةواضحةمعالمتغيرالتابع. GDP ر رNoofbank Inflation ية: م ال السالسل سكرن اختبات تائج 4.2.1.4 يعتبرشرطسكونالسالسلالزمنيةمنأىمشروطتحيلبياناتالسالسلالزمنية وتم نيبتف األردني الدينار بعممة الودائع عمى الفائدة سعر نموذج ارت لمتغي الوحدة جذر اختبار 40

ارتالنموذجكلعمىحدة لذاتمتقدرالنموذج وجودجذرالوحدةفيالسالسلالزمنيةلمتغي بشكموالمبدئيوأخذبواقيالتقديروتماختبارجذرالوحدةعمىتمكالبواقيلمتحققمنسكون النموذج)المزيج(بشكلعام وبناء عمىذلكفإنالجدولرقم) 5.4 (يوضحنتائجاختبارجذر ترا الوحدةلبواقيالنموذج لمتحققمنخموىامنجذرالوحدةحيثتماستخدامكلمناختبا Augmented )واختبار) Phillips-Perron ( Dicky- Fuller) )1.4(: رل ج )Unit Root Test( ة الرح جذت اختبات تائج عمى ة الفائ أسعات مرذج لبرال Variable RESID رADF PP ام باستخ ات ي ال بعممة ائع ر ADF Prob. At Level Trend Intercept and none Intercept Intercept 1.1113* 1.1181* 1.1111* 1.1113* Pp Prob. At Level Trend and Intercept 1.1141* None 1.1111* )Unit Root( الوحدة جذر اختبار نتائج أن ) 5.4 (يتضح رقم الجدول خالل من At لبواقينموذجسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفيصورتيااألصميةعندمستواىا) دنع النموذج بواقي سكون إلى يشير مما %1 معنوية مستوى عند ساكنة كانت )Level مستواىااألصميعندمستوىمعنوية 1 % وبالتالينستنتجأنالنموذجبشكلالكميمتكاممة مننفسالدرجة ممايعتبرمؤشرجيدلفاعميةاستخداماختبارالتكاملالمشتركبينالسالسل الزمنية. المشتتك: التكامل اختبات تائج 3.2.1.4 Johansen ارءاختبار) بعدالتحققمنشرطالسكونوتحديددرجةتكاملالبيانات تماج فديبو ترا Test (لمتكاملالمشتركوذلكلمتحققمنوجودعالقةتكامميةطويمةاألجلبينالمتغي ىمظعلا اإلمكانات دالة عمى مبنيين إحصائيين اختبارين استخدام تم التكامل متجيات عدد تحديد ىمظعلا المميزة القيم Trace ( واختبار Test( اختباراألثر Likelihood (وىما Ratio Test( Maximum (حيثأنكالاالختبارينيعطينفسالنتيجة. Eigenvalues Test( 42

)Johansen Test( )01.4(: رل ج بطتيقة المشتتك التكامل اختبات تائج )Trace Test) اختبات الحتجة القيمة P-values Trace Statistic Critical value م الع فتض المشتتك التكامل متجهات ع %3 0.0002 844.43 25.42 اليوجد)* None ( 0.0002 625.33 43.41 )At Most عمىاألكثريوجدمتجوواحد)* 1 0.0000 222.12 65.35 )At Most عمىاألكثريوجدمتجيين)* 2 0.0002 85.22 21.45 )At Most عمىاألكثريوجدثالثمتجيات)* 3 0.0008 4.42 8.44 )At Most عمىاألكثريوجدأربعمتجيات)* 4.%3 تشيت لتفض الفتضية مية الع ع مسترى * Trace (بمغت منالجدولرقم) 20.4 (يتضحأنالقيمةالمحسوبةلنسبة) Statistic ) 433.27 (وىيأكبرمنالقيمةالحرجة ) 21.20 (عندمستوىداللة 3 % وبالتالينقلبوجود دحاو وجتم األقل عمى وجود إلى يشير النموذج مما في المشترك لمتكامل متجو لمتكامل المشتركعندمستوىداللة 3 % كمايتضحوجود 1 متجياتلمتكاملالمشتركعندمستوى مقر النموذج ممحق ارت متغي بين األجل طويمة توازنيو عالقة وجود يعني 1 % مما معنوية.)88( القياسل: مرذج ال معامالت يت تق تائج 3.2.1.4 نيب لجلاا طويمة مشترك تكامل عالقة ووجود النموذج سكون تحقق من التأكد بعد دعب لوحةاالنتشار حسب العالقة ذات ارت المتغي بكافة القياسي النموذج تقدير ارت تم المتغي ادخالالصيغةالموغاريتميةلسالسلالبياناتالزمنية وكماىوموضحفيالجدولرقم) 20.4 ( ارتالمستقمةمعنويةإحصائيا عندمستوىداللة 1 % ممحقرقم) 84 (. أنالمتغي 46

ف )00.4(: رل ج ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ ألسعات القياسل مرذج ال يت تق تائج Dependent Variable: Inrateondepo jd Variables Coefficient Std. Error t- Statistic Prob. C 22.5-2.3544 2.225-0.0000 LOG(Inrateinin jordian ) 2.814 0.2551 2.401 0.0000 LOG(Exchrate jd ) 6.624 0.4642 1.2462 0.0000 LOG(alqudsindex) 0.432 0.6232 8.6402 0.0066 LOG(loanindex jd ) 0.102 0.0564 1.4625 0.0000 N=43 ajd R 2 =69% DW=0.77 F=24.5 Prob.=0.0000 log الحترف مالحظة: السالسل ات لبيا الطبعل المرغاتيتم إلى يشيت المتغيت تم بل ارتالمستقمةوالتابعة يجبالتأكد قبلاستخدامالنموذجفيتفسيرالعالقةبينالمتغي طورش ققحت ومدى اإلحصائية النموذج جودة اختبار خالل من المقدر النموذج صحة من طريقةالمربعاتالصغرى. مرذج: ال ة جر من التحقق تائج 2.2.1.4 :)F-Test( مرذج ال اسبة م ى م اختبات - )22.4( رقم الجدول خالل من يتبين بقيمة )24.51=F( بمغت االختبار قيمة أن جذومنلا أن يعني مما )0.01( الداللة مستوى من أقل وىي )Prob = )0.0000 احتمالية المقدرجيدويمكناإلعتمادعميو. :ajd R 2 ي التح معامل ل المع - )00.4( الجدول خالل من رقم تغمب المعدل التحديد معامل قيمة أن يالحظ ارتالتفسيريةالداخمةفيالنموذجالمقدرتفسرمانسبتو ajdممايعنيأنالمتغي R 2 =)%69( 69 %منالتغيرالحاصلفيالمتغيرالتابع أماالنسبةالمتبقيةفترجعإلىعواملأخرى وىذه النسبةجيدة. :)OLS( التغتى المتبعات طتيقة شترط من التحقق 7.2.1.4 فيظلاالعتمادعمىطريقةالمربعاتالصغرىالعادية واستخداميافيتقديرنماذج ةقيرط شروط استيفاء من لمتحقق الضرورية ارت االختبا بعض ارء إج يتطمب مما ارسة الد التقديرالمستخدمة وىيكالتالي: 48

:)Normality( ت المق مرذج ال لبرال الطبيعل يع التر شترط اختبات - رابتخا استخدام تم الطبيعي لمتوزيع المقدر النموذج بواقي إتباع شرط من لمتحقق Jarque-bera ) بمغت االختبار قيمة الن تشير االختبار نتيجة وكانت )Jarque-Bera( = Prob ) وىذايعنيأنبواقيالنموذجتتبعالتوزيع 0.7060 =(عندمستوىداللة( 0.702 الطبيعي ممحقرقم) 81 (. تفت: يساري لمبرال الحسابل الرسط أن اختبات - )T-test) اختبار استخدام تم صفر يساوي لبواقي الحسابي الوسط شرط من لمتحقق حيثبمغتاحصائية T=0.00000 وبمغقيمة( Prob.=1 )وىيأكبرمنمستويداللة %1 ممايشيرإلىأنالوسطالحسابيلبواقيالنموذجالمقدريساويصفر ممحقرقم) 82 (. :(Homoskedasticity التباين- س )تجا الخطأ ر ح تباين ثبات شتط اختبات - طرش من لمتحقق )White Test With Cross Product( اختبار استخدام تم ةميق وبمغت )White Test=19.04( اختبار قيمة بمغت حيث الخطأ حدود تباين تجانس ) Prob=0.1634 (وىذهالنسبةأكبرمنمستوىالداللة 0.01 ممايؤكدعمىتجانستباين حدودالخطأالعشوائي ممحقرقم) 83 (. :)Multicollinearity- متع خطل اخل ت رجر م )ع المستقمة المتغياتت استقالل شتط اختبات - ارتالمستقمةفيالنموذج لمتحققمنعدموجودمشكمةتداخلخطيمتعددبينالمتغي Variance (حيث Inflation المقدرتماالعتمادعمىقيمةمعاملتضخمالتباين) Factors كانتنتيجةىذااالختباركمافيالجدولالتالي: Variable C log (Inrateondepoin jordian ) log (Exchrate jd ) )Variance Inflation Factor( Coefficient Variance 3.2357 0.0854 0.2486 اختبات تيجة )08.4(: رل ج Uncentere VIF Centered VIF 3754 NA 53 304 2.454 202.24 2.205 log (alqudsindex) 0.0328 8642.23 2.822 log (loanindexjd) 0.0041 42.06 6.231 44

و و و و log (Inrateondepoin jordian منخاللجدول) 26.4 (يتبينأنقيمة VIFلكلمن( التوالي عمى كانت log(loanindex jd ) ر log (alqudsindex) 2.822 log(exchrate jd ر( 2.205 2.454 6.231 حيثأنىذهالقيمأقلمن 1 ممايدلعمىعدموجود مشكمةالتداخلالخطي ممحقرقم) 84 (. ذاتل- Autocorrelation (: اتتباط رجر م )ع الخطأ ر ح استقالل شتط اختبات - لمتحققمنعدموجودمشكمةارتباطذاتيفيحدودالخطألمنموذجالمقدرتماعتماد ارتالكشفعنوجودارتباطذاتيمن اختبار) LM-Test )الذييعدمنأدقوأفضلاالختبا عدمو حيثبمغتقيمةاختبار) LM-Test=15.39 ( والقيمةاالحتمالية( Prob.=0.0001 ) رتباطالذاتيبينحدود الا وىيأقلمنمستوىداللة 0.01 وبالتالييستدلعمىوجودمشكمة ىرغصلا المربعات طريقة استخدام خالل من المشكمة ىذه معالجة تم وقد العشوائي الخطأ يمصلأا النموذج لبواقي انحدار ارء اج خالل من )P( قيمة تقدير تم ) GLS (حيث المعممة عمىالبواقيفيالمحظةالزمنيةالسابقةحيثبمغةقيمة) P=0.57 )ومنثمتمتقديرالنموذج مقر قحمم )28.4( الجدول في كما النتيجة فكانت )GLS( لطريقة وفقا المحولة بالصيغة.)85( )04.4(: رل ج بطتيقة ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ ألسعات القياسل مرذج ال يت تق تائج (GLS) المعممة التغتى المتبعات C log(inrateondepoin jordian )* log (Exchrate jd )* log (alqudsindex) * log(loanindex jd ) * N=42 Coefficient -4.10 2.252 2.51 0.245 0.424 ajd R 2 =%41 Std. Error 2.046 0.654 0.264 0.634 0.282 DW=1.81 t- Statistic 8.585-4.001 8.203 6.824 8.022 F=7.57 Prob. 0.0008 0.0008 0.0082 0.0684 0.0040 Prob.=0.0001 DU=1.721 من أكبر وىي قيمةDW=1.81 أن ) 28.4 (يتبين الجدول خالل من المستخرجةمنجدول DW ممايشيرإلىعدموجودمشكمةاالرتباطالذاتيفيحدودالخطأ العشوائيبعدتحويلالنموذجلصيغة( GLS (ممحقرقم) 42 (. 41

2.2.1.4 معمالحظةأن: هائية: ال بترتته ات ح اال مرذج LOG(INRATEONDEPO JD )=-4.1 +1.196LOG(INRATEONDEPOIN JORDIAN ) + 1.95LOG(EXCHRATE JD ) +0.649 LOG(ALQUDSINDEX) 0.424LOG(LOANINDEX jd ) LOG(INRATEONDEPOIN JORDIAN )*=LOGINRATEONDEPOIN JORDIAN - (0.57LOGINRATEONDEPOIN JORDIAN (-1) LOG(EXCHRATE JD )*= LOGEXCHRATE JD -(0.57LOGEXCHRATE JD (-1)) LOG(ALQUDSINDEX)*=LOGALQUDSINDEX- (0.57LOGALQUDSINDEX(-1) LOG(LOANINDEX JD )*= LOGLOANINDEX JD -(0.57LOGLOANINDEX JD (-1)) ات: ح اال مرذج معامالت رية مع اختبات 1.2.1.4 الثابت: المقطع رية مع -اختبات بمغتالقيمةاالحتمالية). Prob (الختبار t الخاصبالمقطعالثابت) 0.0008 (وىي يف ىقبي نأ ويجب ميم الثابت المقطع أن إلى يشير 0.01 مما الداللة مستوى من أقل النموذج. ن: االت فل ة الفائ سعت معامل رية مع -اختبات يف الودائع عمى الفائدة بسعر الخاص t الختبار )Prob.( االحتمالية القيمة بمغت LOG (تساوي) 0.0000 (وىيأقلمنمستوىالداللة (Inrateondepoin jordian االردن)) 0.01 ممايعنيأنمتغيرسعرالفائدةعمىالودائعفياالردنميمومؤثرفيسعرالفائدة (Gambacorta, (2004 ارسة د مع متوافقة النتيجة ىذه فمسطين وجاءت في الودائع عمى التيبينتأنانتقالأثرسعرفائدةالسياسةالنقديإلىأسعارالفائدةعمىالحساباتالجارية )الودائع(أسرعوأكثرحساسيةمنانتقالأثرىاإلىالقروض. أيأنكلتغيرفيسعرالفائدةعمىالودائعفياالردنبنسبة 2 %ينجمعنوتغير امم حيحص والعكس %2.25 بنسبة فمسطين في الدينار بعممة الودائع عمى الفائدة أسعار ىمعو الفمسطيني االقتصاد عمى االردن في والنقدية االقتصادية السياسات تأثير الى يشير االخصأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفيفمسطين. التتف: سعت معامل رية مع اختبات - بمغتالقيمةاالحتمالية). Prob (الختبار t لسعرصرفالدينار/الشيكلتساوي) 0.0008 ( وىيأقلمنمستوىالداللة 0.01 ممايشيرإلىمتغيرسعرالصرفميمومؤثرفيسعرالفائدة عمىالودائعبعممةالدينارفيفمسطين. 42

أيأنكلتغيرفيسعرصرفالدينار/الشيكل 2 %ينجمعنوزيادةأسعارالفائدةعمى ةيرظنلا مع يتوافق مما صحيح والعكس %2.51 بنسبة فمسطين في الدينار بعممة الودائع االقتصاديةبأنزيادةسعرصرفالديناريترتبعمييازيادةالثقةفيىذهالعممةكعممةادخارية. س: الق مؤشت معامل رية مع اختبات - بمغتالقيمةاالحتمالية). Prob (الختبار t لمؤشرالقدستساوي) 0.0684 (وىيأقل منمستوىالداللة 0.01 ممايشيرإلىأنمتغيرمؤشرالقدسميمومؤثرفيسعرالفائدة عمىالودائعبعممةالدينارفيفمسطين. ىمع ةدئافلا أسعار زيادة عنو ينجم %2 بنسبة القدس مؤشر في تغير كل أن أي ةيرظنلا مع يتوافق صحيح مما 0.245 % والعكس بنسبة فمسطين في الدينار بعممة الودائع اإليجابيعمى ذلك القدسوأثر الرواجاالقتصاديالمتمثلبتحسنمؤشر القائمةبأن االقتصادية سعرالفائدةعمىالودائعبعممةالديناراألردني. القترض: مؤشت معامل رية مع اختبات - ) 0.0040 (وىي تساوي القروض مؤشر t ). Prob (الختبار االحتمالية القيمة بمغت أقلمنمستوىالداللة 0.01 ممايشيرإلىأنمتغيرمؤشرالقروضميمومؤثرفيسعر الفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفيفمسطين.أيأنكلتغيرفيمؤشرالقروضبنسبة %2 ينجمعنوزيادةأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفيفمسطينبنسبة 0.424 % والعكس صحيح ممايتوافقمعالنظريةالمصرفيةالقائمةبأنزيادةنسبةالتسييالتبعممةالدينارإلى ودائعالعمالءبعممةالدينارومايشكمومنزيادةطمبوبالتاليأثرهاإليجابيعمىأسعارالفائدة عمىالودائعبيذهالعممة. الشيكل: بعممة ائع الر عمى ة الفائ سعت مرذج 4.1.4 التابع: رالمتغيت المستقمة اتت المتغي بين الخطية العالة رجر من التحقق 0.4.1.3 ارتالمستقمة)التفسيرية(والمتغير بيدفالتحققمنالعالقةالخطيةبينكلمنالمتغي مسر مت Inrateondepo فقد nis فمسطين الشيكلفي بعممة الودائع عمى الفائدة سعر التابع ارتالمستقمةفيمقابلالمتغيرالتابع وقدأظيرتلوحةاالنتشارالنتائج لوحةاالنتشارلممتغي التالية ممحقرقم) 44 (: 43

و و و و وجودعالقةخطيةبينالمتغيرالتابعسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكلفيفمسطين inratondepoinسعرالفائدة isr ارتالتفسيريةالتالية: Inrateondepoوكلمنالمتغي nis Loanindex nis Exchrateسعرصرفالدوالر/الشيكل.و nis ارئيل و عمىالودائعفياس مؤشرالقروضبعممةالشيكل. كماتبينمنخالللوحةاإلنتشارضعفالعالقةبينالمتغيرالتابعسعرالفائدةعمى التفسيرية ارت المتغي من وكل Inrateondepo nis فمسطين في الشيكل بعممة الودائع األصول إجمالي إلى التشغيمية المصاريف operat cost total assats التالية: عددالفروعوالمكاتبالعاممة و Inflationمعدلالتضخمفيفمسطين وnoofbank نيطسمف سوق مؤشر وAlqudsindex اإلجمالي المحمي الناتج نمو معدل وGDP ارقالماليةمقاسبمؤشرالقدس. لألو التابع المتغيت مقابل المستقمة اتت المتغي لجميع األرلل القياسل مرذج ال يت تق 4...8.3 الشيكل: بعممة ائع الر عمى ة الفائ سعت الشيكل بعممة ائع الر عمى ة الفائ ألسعات األرلل القياسل مرذج ال يت تق تائج )03.3(: رل ج Dependent Variable: Inrateondepo nis Variables Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C -9.1832 2.0849-4.4044 0.0001 inratondepoin isr 0.5057 0.1054 4.7952 0.0000 Noofbank 0.0062 0.0045 1.3691 0.1799 Inflation 0.0718 0.0740 0.9698 0.3390 Exchratenis 1.1067 0.3217 3.4398 0.0016 Alqudsindex 0.0008 0.0011 0.7096 0.4828 operat cost total assats 2.407 1.8116 1.3287 0.1928 GDP -0.0082 0.0158-0.5219 0.6051 Loanindexnis 0.0456 0.0164 2.7767 0.0089 N=43 ajd R 2 = 62% DW=0.49 F=9.7661 Prob.=0.0000 وInflation operat cost total ارتالتالية assats منخاللالجدولرقم) 24.4 (يتضحأنالمتغي غيرمعنويةحيثكانقيمة. Probأكبر GDP وAlqudsindex Noofbank ارتالتفسيرية ممحقرقم) 41 (. منمستوىمعنوية 1 %لكلمنتمكالمتغي ةدئافلا لسعر القياسي لمنموذج األولي التقدير ونتيجة االنتشار لوحة من كل نتائج خالل من مل المعنويةوالتي غير التفسيرية ارت المتغي الشيكل ممااستوجباستبعاد عمىالودائعبعممة و operat cost total assats وىي: التابع المتغير مع واضحة خطية عالقة ذات تكن. GDP وAlqudsindex Noofbank Inflation 44

ية: م ال السالسل سكرن اختبات تائج ترا لممتغي الوحدة جذر اختبار نتائج يوضح والذي )21.4( رقم الجدول خالل من 4.3.1.4 مادختسا خالل من السالسل ىذه سكون من لمتحقق العالقة ذات التفسيرية Augmented )واختبار) Phillips-Perron ( Dicky- اختبار( Fuller )03.4(: رل ج ة الفائ أسعات مرذج اتت لممتغي )Unit Root Test( ة الرح جذت اختبات تائج Augmented Dicky- Fuller Test ام باستخ الشيكل بعممة ائع الر عمى Variable INRATONDEPOnis INRATONDEPOIN isr LOANINDEXnis EXCHRATE Intercept 0.6421 08041 04335 0.0604 * Level Trend and Intercept 0.2528 0.6621 0.2032 0.0525 None 0.0431 * 0.0110 0.4414 0.4212 ADF P-values Interce pt 0.0002 * 0.0004 * 0.0000 * 0.0004 * 1 st Difference Trend and Intercept 0.0006 * 0.0062 * 0.0000 * 0.0064 * None 0.0000 * 0.0000 * 0.0000 * 0.0000 * )02.4(: رل ج ة الفائ أسعات مرذج اتت لممتغي )Unit Root Test( ة الرح جذت اختبات تائج Variable INRATONDEPOnis INRATONDEPOIN israel LOANINDEXnis EXCHRATE Phillips-Perron Test ام باستخ الشيكل بعممة ائع الر عمى Intercept 0.6428 0.1154 0.3664 0.005* Level Trend and Intercept 0.2441 0.2144 0.2454 0.6208 none 0.0344 0.0241 0.4444 0.6148 Pp P-values 1 st Difference Trend and Intercept Intercept 0.0002* 0.0002* 0.0000* 0.0023* 0.0006* 0.0048* 0.0000* 0.0006* ةفاكل )Unit منخاللالجدولرقم) 22.4 (يتضحأننتائجاختبارجذرالوحدة) Root None 0.0000* 0.0000* 0.0000* 0.0002* At ارتنموذجسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكلفيصورتيااألصميةعندمستواىا) متغي قرفلا ذخأ عند السكون فحص إعادة تم 1 % لذلك معنوية مستوى عند ساكنة Level (غير ارتالنموذج فكانتالنتائجتشيرإلىسكونبياناتالسالسل 1 (لمتغي st األول( Difference لسلاسلا نأ يعني مما %1 معنوية مستوى عند األول الفرق عند النموذج ارت لمتغي الزمنية الزمنيةمتكاممةمننفسالدرجة ممايعتبرمؤشرجيدلفاعميةاستخداماختبارالتكاملالمشترك بينالسالسلالزمنية. 45

المشتتك: التكامل اختبات تائج 3.3.1.4 رابتخا ءرا اج تم تكامميا درجة وتحديد الزمنية السالسل سكون شرط من التحقق بعد نيب األجل طويمة تكاممية عالقة وجود من لمتحقق وذلك المشترك لمتكامل )Johansen Test( ةلاد ىمع مبنيين إحصائيين اختبارين استخدام تم التكامل متجيات عدد تحديد وبيدف ارت المتغي Trace ( واختبارالقيم Likelihood (وىمااختباراألثر) Test Ratio اإلمكاناتالعظمى) Test Maximum (حيثأنكالاالختبارينيعطينفسالنتيجة. Eigenvalues المميزةالعظمى) Test )Johansen Test( )07.4(: رل ج بطتيقة المشتتك التكامل اختبات تائج )Trace Test) اختبات P-values Trace Statistic م الع فتض المشتتك التكامل متجهات ع الحتجة القيمة Critical value %3 0.0002 72.41 47.85 اليوجد)* None ( 0.0006 47.23 29.75 )At Most عمىاألكثريوجدمتجوواحد)* 1 0.0024 24.37 15.49 )At Most عمىاألكثريوجدمتجيين)* 2 0.0042 4.64 8.44 )At Most عمىاألكثريوجدمتجيين)* 3 *تشيرلرفضالفرضيةالعدميةعندمستوى %1. تغمب )Trace Statistic( لنسبة المحسوبة القيمة أن ) 23.4 (يتضح الجدول من ) 37.23 (عندمستوىداللة 3 % وبالتاليفإنىناك ) 78.30 (وىيأكبرمنالقيمةالحرجة 4 دوجو يتضح كما %1 داللة مستوى عند المشترك لمتكامل واحد متجو وجود األقل عمى ةميوط توازنيو عالقة وجود يعني مما %1 معنوية مستوى عند المشترك لمتكامل متجيات ارتالنموذج ممحقرقم) 15 (. األجلبينمتغي القياسل: مرذج ال معامالت يت تق تائج 3.3.1.4 نيب لجلاا طويمة مشترك تكامل عالقة ووجود النموذج سكون تحقق من التأكد بعد األوللسالسل الفرق عند العالقة ذات ارت المتغي بكافة النموذجالقياسي تقدير ارت تم المتغي البياناتالزمنية وكماىوموضحفيالجدولرقم) 24.4 ( ممحقرقم) 20 (. 50

)02.4(: رل ج بعممة ائع الر عمى ة الفائ ألسعات القياسل مرذج ال يت تق تائج الشيكل Dependent Variable: Inrateondeponis Variables C Coefficient -0.0044 Std. Error 0.06552 t- Statistic -0.1478 Prob. 0.4488 D(Inrateondepoinisrael) 0.8406 0.03485 4.8402 0.0002 D(Exchrate) -6.8385 8.6080-2.1350 0.0858 D(loanindex) 0.0052 0.0030 2.8012 0.2551 N=42 ajd R 2 =29.4% DW=1.66 F=6.709 Prob.=0.0009 مالحظة:الحرف D قبلرمزالمتغيريشيرإلىالفرقاألوللممتغير ارتالمستقمةوالتابعة يجبالتأكد قبلاستخدامالنموذجفيتفسيرالعالقةبينالمتغي طورش ققحت ومدى اإلحصائية النموذج جودة اختبار خالل من المقدر النموذج صحة من طريقةالمربعاتالصغرى. مرذج: ال ة جر من التحقق تائج 2.3.1.4 ) F-Test (:يتبينمنخاللالجدولرقم) 24.4 (أن مرذج ال اسبة م ى م اختبات نم لقأ وىي )Prob = )0.0009 احتمالية بقيمة )6.709=F( بمغت اختبار قيمة مستوىالداللة) 0.01 ( ممايعنيأنالنموذجالمقدرجيدويمكناالعتمادعميو. ةميق أن يالحظ )24.4( رقم الجدول خالل من :ajd R 2 ل المع ي التح معامل ارتالتفسيرية ajd )ممايعنيأنالمتغي R 2 معاملالتحديدالمعدلبمغت) %65.4 = ريغتملا الحاصلفي التغير مانسبتو 65.4 %من تفسر النموذجالمقدر الداخمةفي التابع أماالنسبةالمتبقيةفترجعإلىعواملأخرى وىذهالنسبةمتواضعةوتشيرإلى ارتخارجيةتؤثرفيسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكل. أنىناكمتغي :)OLS( التغتى المتبعات طتيقة شترط من التحقق 7.3.1.4 فيظلاالعتمادعمىطريقةالمربعاتالصغرىالعادية واستخداميافيتقديرنماذج ةقيرط شروط استيفاء من لمتحقق الضرورية ارت االختبا بعض ارء اج يتطمب مما ارسة الد التقديرالمستخدمة وىيكالتالي: :)Normality( ت المق مرذج ال لبرال الطبيعل يع التر شترط -اختبات رابتخا استخدام تم الطبيعي لمتوزيع المقدر النموذج بواقي إتباع شرط من لمتحقق Jarque-bera ) بمغت االختبار قيمة الن تشير االختبار نتيجة وكانت )Jarque-Bera( عبتت النموذج بواقي أن إلى يشير Prob=0.1239 ) مما ( داللة مستوى عند 4.1758=( التوزيعالطبيعي ممحقرقم) 22 (. 52

و و و تفت: يساري لمبرال الحسابل الرسط أن -اختبات T- رابتخا استخدام تم صفر يساوي النموذج لبواقي الحسابي الوسط شرط من لمتحقق ( test (حيثبمغتاحصائية T=-1.09E-31 وبمغقيمة( Prob.=1 )وىيأكبرمنمستويداللة 1 % وبالتاليفإنالوسطالحسابيلبواقيالنموذجالمقدريساويصفر ممحقرقم) 26 (. تم :(Homoskedasticity التباين- س )تجا الخطأ ر ح تباين ثبات شتط اختبات - White (لمتحققمنشرطتجانستباينحدودالخطأ Test With Cross استخداماختبار) Product White (وبمغتقيمة) Prob=0.5383 (وىذهالنسبةأكبرمن حيثبمغتقيمةاختبار) Test=7.959 مستوىالداللة 0.01 ممايؤكدعمىتجانستباينحدودالخطأالعشوائي ممحقرقم) 28 (. - متع خطل اخل ت رجر م )ع المستقمة اتت المتغي استقالل شتط اختبات - ترا المتغي بين متعدد خطي تداخل مشكمة وجود عدم من لمتحقق )Multicollinearity Variance ( التباين تضخم معامل قيمة عمى االعتماد تم المقدر النموذج في المستقمة Inflation (حيثكانتنتيجةىذااالختباركمافيالجدولالتالي: Factors )Variance Inflation Factor( اختبات تيجة )01.3(: رل ج Coefficient Variable Uncentere VIF Centered VIF Variance C 0.00089 2.092 NA D (Inrateondepoinisrael) 0.0021 2.6834 2.2397 D (Exchrate) 20.659 1.2131 2.1993 D(loanindex) 0.00004 1.028 1.0193 D(Inrateininisral) من لكل VIF قيمة أن يتبين )25.4( جدول خالل من و( D(Exchrate 2.2558 كانتعمىالتوالي 2.2353 D(loanindex) 2.0258 حيث أنىذهالقيمأقلمن 1 ممايدلعمىعدموجودمشكمةالتداخلالخطي ممحقرقم) 24 (. ذاتل- Autocorrelation (: اتتباط رجر م )ع الخطأ ر ح استقالل شتط اختبات - لمتحققمنعدموجودمشكمةارتباطذاتيفيحدودالخطألمنموذجالمقدرتماعتماداختبار ارتالكشفعنوجودارتباطذاتيمنعدمو ) LM-Test )الذييعدمنأدقوأفضلاختبا حيثبمغتقيمةاختبار) LM-Test=2.3715 ( والقيمةاالحتمالية( Prob.=0.3055 )وىي أكبرمنمستوىداللة 0.01 ممايشيرإلىعدموجودارتباطذاتيفيحدودالخطأالعشوائي ممحقرقم) 21 (. 56

هائية: ال بترتته ات ح اال مرذج DInrateondepo NIS =-0.0044+0.34DInratein israil -6.83 DExchrat nis + 0.009Dloanindex ات: ح اال مرذج معامالت رية مع اختبات 2.3.1.4 1.3.1.4 الثابت: المقطع رية مع اختبات - بمغتالقيمةاالحتمالية). Prob (الختبار t الخاصبالمقطعالثابت). 88330 (وىي أكبرمنمستوىالداللة 0.01 أيأنالمقطعالثابتغيرميمويجبأنيحذفمنالنموذج. اتئيل: اس فل ة الفائ سعت معامل رية مع اختبات - ليئرا بمغتالقيمةاالحتمالية). Prob (الختبار t الخاصبسعرالفائدةعمىالودائعفياس D(Inrateinتساوي) 0.0002 (وىيأقلمنمستوىالداللة 0.01 ممايشيرإلىأنمتغير israil ( ارئيلميمومؤثرعمىسعرفائدةاإليداعفيفمسطين. سعرالفائدةعمىالودائعفياس مجني ةيوئم نقطة بمقدار ارئيل اس الودائعفي الفائدةعمى فيسعر تغير أيأنكل 0.84 نقطة والعكسصحيح مما فمسطينبمقدار في الودائع عمى تغيرأسعارالفائدة عنو ىمعو الفمسطيني االقتصاد عمى اسرائيل في والنقدية االقتصادية السياسات تأثير الى يشير االخصأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكلفيفمسطين وجاءتىذهالنتيجةمتوافقةمع ىلإ النقدي السياسة فائدة سعر أثر انتقال أن بينت التي (Gambacorta, (2004 ارسة د ىلإ اىرثأ انتقال من حساسية وأكثر أسرع )الودائع( الجارية الحسابات عمى الفائدة أسعار القروض. التتف: سعت معامل رية مع اختبات - بمغتالقيمةاالحتمالية). Prob (الختبار t لسعرصرفالدوالر/الشيكلتساوي) 0.0858 ( وىيأقلمنمستوىالداللة 0.02 ممايشيرإلىأنمتغيرسعرالصرفميمومؤثرفيسعر الفائدةعمىالودائعفيفمسطين أيأنكلتغيرفيسعرصرفالشيكل/الدوالراالمريكيبمقدارنقطةمئويةينجمعنو انخفاضأسعارالفائدةعمىالودائعبعممةالشيكلفيفمسطينبمقدار 2.48 نقطة والعكسصحيح. القترض: مؤشت معامل رية مع اختبات - نم ربكأ وىي )0.2551( القروض لمؤشر t الختبار )Prob.( االحتمالية القيمة بمغت نم وفذح ويجب معنوي غير القروض مؤشر متغير أن إلى يشير 0.01 مما الداللة مستوى النموذج. 58

الفتل الخامس: رالترتيات تائج ال

رترتيات تائج ال ممخص اتسة ال الفتل الخامس رالترتيات تائج ال ارسةإلىتحديدالعواملالمحددةألسعارالفائدةعمىالودائعفيالجياز ىدفتىذهالد جئاتنلا من العديد ارسة الد توصمت وقد الوطنية العممة غياب ظل في الفمسطيني المصرفي بناجلا نم كل في الباحث إلييا توصل التي النتائج ألىم تمخيصا يمي وفيما والتوصيات النظريوالتطبيقي: 0.3 0.0.3 تائج: ال الرتفية: اتسة ال تائج زايجلا في المستخدمة الرئيسية بالعمالت الودائع عمى المدفوعة الفائدة أسعار تدني 2- المصرفيالفمسطينيعندمقارنتيابأسعارالفائدةعمىالودائعفيالبمدانالمصدرةلتمك ارسة. العمالتخاللأغمبسنواتالد )يفرصملا )االدخار الودائع حشد عممية في الفائدة سعر عمى المصارف اعتماد عدم 6- ازيداألىميةالنسبيةلودائعالعمالءبدونفائدةإلىودائعالعمالء. ويظيرذلكمنخاللت ىلإ ايل النسبية األىمية لتصل الودائع إجمالي إلى فائدة بدون الودائع نسبة ارتفاع 8-.%44.8 استطاعتالمصارفجذبالحجماألكبرمنمصادراألمواللدييامنخاللاالعتماد 4- عئادو نسبة خالل من ذلك مالحظة ويمكن والعينية النقدية والحوافز التوفير ارمج ب عمى التوفيروالجاريةالتيبمغتنسبتياحوالي 32.2 %منودائعالعمالءفيالعام 6022. تعفترا حيث العممة حسب والموجودات المطموبات ىيكل في جوىري تغير حدوث 1- ارئيميلتصلالىحوالي %88.41 األىميةالنسبيةلودائعالعمالءبعممةالشيكلاإلس بعدأنكانتحوالي 24.81 %فيالعام 6002. نم كلذ مالحظة ويمكن الودائع حشد عممية في الفمسطيني المصرفي الجياز نجاح 2- خاللكلمننسبةإجماليالودائعوودائعالقطاعالخاصإلىالناتجالمحمياإلجمالي االسمي حيثبمغتىذهالنسبة 43 %و 34 %عمىالتواليفيالعام 6022. 51

تأثرالجيازالمصرفيالفمسطينيبالسياسةالنقديةلمبنكالمركزياألردنيالذييعتمد 3- ىيكلسعرفائدةمرتفع ويظيرذلكمنخاللنسبةالودائعبفائدةبعممةالدينارمن.ةسرا اجماليالودائعبيذهالعممةوالتيبمغمتوسطيا 32 %خاللفترةالد يالحظأنسعرالفائدةعمىودائعالعمالءبعممةالدينارفيفمسطينأعمىمنأسعار 4- يزكرملا لمبنك النقدية السياسة لتأثير نتيجة والشيكل الدوالر عممتي عمى الفائدة األردني. القياسية: اتسة ال تائج 8.0.3 يمل: ما اتسة ال فل الثالثة ماذج لم القياسل التحميل تائج أظهتت 2 -عدمالمعنويةاإلحصائيةلمتغيرالنفقاتالتشغيميةإلىإجمالياألصولعمىالرغممن ارتالمؤثرةعمىأسعارالفائدة. أنىذاالمتغيرمنأىموأكثرالمتغي 6 -وجودعالقةطرديةذاتداللةإحصائيةبينسعرالفائدةعمىالودائعبالعمالتالثالث سعارالفائدةعمىالودائعبالعمالتالثالث )الدوالروالديناروالشيكل(كمتغيراتتابعة وأ كمت في فيالدولالمصدرةلوكمتغيراتمستقمة ممايشيرالىتأثيرالسياساتالنقدية فمسطين يف الدولعمىأسعارالفائدةعمىالودائع رلاودلا بعممة الودائع عمى الفائدة سعر بين إحصائية داللة ذات طردية عالقة وجود 8- عورفلا عدد زيادة أن يعني مستقل وىذا كمتغير والمكاتب الفروع تابع وعدد كمتغير والمكاتبكمؤشرعمىالمنافسةبينالبنوكيؤديالىزيادةأسعارالفائدةعمىالودائع. وجودعالقةعكسيةذاتداللةإحصائيةبينسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدوالركمتغير 4- تابع ومعدلالتضخمكمتغيرمستقل وىذهالنتيجةمخالفةلمنظريةاالقتصاديةحيثكانمن المفترضزيادةأسعارالفائدةعمىالودائعقريبةمننسبةارتفاعمعدلالتضخم.وجودعالقة رانيدلاو الدوالر بعممتي الودائع عمى الفائدة سعر بين إحصائية داللة ذات طردية وسعرصرفالدوالروالدينار/الشيكلكمتغيرمستقل ممايتوافقمع كمتغيراتتابعة تلامعك العممتين ىاتين يف الثقة تعزز الصرف سعر زيادة بأن االقتصادية النظرية ادخارية. وجودعالقةطرديةذاتداللةإحصائيةبينسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفي 1- فمسطينكمتغيرتابع ومؤشرالقدسكمتغيرمستقل. وجودعالقةطرديةذاتداللةإحصائيةبينسعرالفائدةعمىالودائعبعممةالدينارفي 2- فمسطينكمتغيرتابع ونسبةالتسييالتبالدينارالىالودائعبالدينار. 52

8.3 الترتيات: ار لتأثيرىاعمىأسعارالخدماتالمصرفيةخاصة العملعمىضبطالنفقاتالتشغيميةنظ 2- -6 تامدخلا تعزيز عمى العمل خالل من وذلك والتسييالت الودائع عمى الفائدة أسعار المصرفيةااللكترونيةبمايسيمفيخفضالتكمفةالتشغيمية. ةاالفنسمةعمىاطالقووضرورةأخذالواقع عدماألخذبالمعيارالدوليفرعلكلعشر ار ألنافتتاحالمزيدمنالفروعيؤديالى الفمسطينيبعيناالعتبارعندعمميةالتفرع نظ ىلا التكاليف ىذه تحميل الى يدفعيا الذي األمر البنوك في التكاليف حجم ارتفاع عمالئيامنخاللرفعأسعارالفائدةعمىالتسييالتوخفضياعمىالودائع. العملعمىتعزيزدورسعرالفائدةفيحشداالدخارالمصرفيمنخاللاتباعسياسة 8- رادصا مثل التقميدي المصرفي اإليداع لعممية بديمة استثمارية أدوات إليجاد ىادفة شياداتإيداعبقيمالمختمفة. العملعمىرفعكفاءةالجيازالمصرفيالفمسطيني)منخاللاالندماج وتوسيعالخدمات 4- المصرفيةااللكترونية(. رادصلإ واالستعداد الفمسطيني االقتصاد في العمالت تعدد أثر وتحميل ارسة د ضرورة 1- العممةالوطنية األمرالذييسيمفيخمقسوقنقدفمسطينيمتكامل ويمكنسمطةالنقد منإدارةالسياسةالنقديةباستخداماألدواتالمختمفةوأىمياأسعارالفائدة األمرالذييسيم فيتحسينكفاءةالجيازالمصرفيوخفضاليامشبينأسعارالفائدةالدائنةوالمدينة. إعادةالنظرفيسياسةسمطةالنقدفيمجالأسعارالفائدة وبحثإمكانيةتحديدحد 2- أدنىألسعارالفائدةعمىالودائعخاصة عممتيالدوالروالشيكل. 53

العتبية: اتجع الم أرال : أ- اتجع رالم ت المتا ةيلاملا المؤسسات ) 6000 م(. الفتاح. عبد السيدة السالم وعبد صالح محمد الحناوي البورصاتوالبنوك.اإلسكندرية:الدارالجامعية. ىمع المؤثرة والعوامل المدخرين ونوعية أنواعيا العربية ارت الشماع خميل.) 2543 م(.المدخ حجمياوتطورىا.ط 2.بيروت:اتحادالمصارفالعربية. اإلسكندرية: ط 2. والمال. والمصارف النقود اقتصاديات ) 2552 م(. رشدي. مصطفى شيمة دارالمعرفةالجامعية. E-views.غزة: باستخدام االنحدار نماذج تحميل في مقدمة خالد.) 6024 م(. سمير صافي مكتبةأفاق. صالح مفتاح.) 6001 م(.النقودوالسياسةالنقدية:ط 2.دارالفجرلمنشروالتوزيع..قيبطتلاو النظرية بين القياسي االقتصاد في الحديث ) 6004 م(. محمد. القادر عبد عطية I.S.B.N الترقيمالدولي: 977/328-136.1 الكتب: كنعان عمي.) 6022 م(.النقودوالصيرفةوالسياسةالنقدية.لبنان:دارالمنيلالمبنانيلمطباعة والنشر. داحتا بيروت: ط 2. المصرفي. العمل في اإلنتاجية الكفاءة رفع ) 2542 م(. ارىيم. إب مختار المصارفالعربية. الميداني محمدأيمن.) 6002 (.اإلدارةالتنمويةفيالشركات.ط 1.الرياض:مكتبةالعبيكان. ةيدقنلا لمنظرية حديث مدخل المالية والبنوكواألسواق النقود الناقة أحمد.) 2551 م( نظرية واألسواقالمالية.ط 2.اإلسكندرية:مؤسسةشبابالجامعة. ازءاالستثمارودورهالتاريخي الجزءاألول.ط 2. نصير أحمدمحمد.) 6020 م(.دورالدولةإ القاىرة:دارالنيضةالعربية. اتسات: رال األبحاث ب- ةسرا د الداخمية ومعوقاتيا ازئر الج في النقدية السياسة تأثير آلية ( 2015 م(. أسميان. بقق.ةيرئزا قياسية:)رسالةماجستيرغيرمنشورة(.جامعةأبيبكربمقايد الجميوريةالج 54

ةرتفمل ازئر الج حالة ارسة االقتصاد-د تمويل في النقدي السوق دور ) 6021 م(. سارة. عيسى بن.ةيرئزا 6204-2550 :)رسالةماجستيرغيرمنشورة(.جامعةخيضر بسكرةالجميوريةالج للاخ رئزا ارتاالقتصاديةفيالج بنفميس الخضر.) 6024 م(.أثرسعرالفائدةعمىالمتغي ةعماج منشورة(. غير ماجستير )رسالة تحميمية: قياسية ارسة د 6022-2550 الفترة ازئرية. المسيمة الجميوريةالج ارضيالفمسطينية ارضوالسياسةالتنمويةفياأل ارس والصيرفي عماد.) 6024 م(.اإلق جابر ف ارساتالتنمية جامعةبيرزيت. المحتمة.مركزد جمال بوزيد.) 6026 م(.دورسعرالفائدةفيإحداثاألزماتالمالية:)رسالةماجستيرغير ازئرية. منشورة(.جامعةامحمدبوقرة بومرداسالجميوريةالج كونبلا في الفائدة معدل ىامش محددات ) 6004 م(. وحجازي. والعبيدي حسني اروش خ Jordan Journal Of Business Administration, األردن. حالة التجارية Volume 4, NO.4. التجاريةاالئتمانيةعمىاالستثمارالخاصفي البنوك الخميل جاسر.) 6004 م(.أثرسياسة فمسطين:)رسالةماجستيرغيرمنشورة( جامعةالنجاحالوطنية نابمس. ارسةمقارنةبين دعاس جمال.) 6020 م(.التكاملالوظيفيبينالسياستينالنقديةوالمالية:د جاحلا جامعة منشورة(. غير ماجستير )رسالة الوضعي واالقتصاد اإلسالمي االقتصاد ازئرية. لخضر باتنةالجميوريةالج عبرملا تحقيق في النقدية السياسة فعالية تقييم ) 6024 م(. صالح. وكروش محمد ارتول ازئرخاللالفترة 6020-6000.مجمةبحوثاقتصاديةعربية السحريلكالدرولفيالج العدد) 22 (. مومعلا المصرفي.مجمة النظام سيولة تأمين في النقدية السوق دور ) 6002 م(. حدة. اريس اإلنسانيةجامعةمحمدخيضر العدد) 5 (. -6002 لمفترة فمسطين في العاممة لمبنوك االئتمانية السياسة واقع ) 6028 م(. خالد. زبدة 6026.المجمةاألردنيةلمعمومالتطبيقية المجمد) 22 (. )6004-2553(: فمسطين في العاممة التجارية المصارف ربحية ) 6002 م(. باسل. زعيتر )رسالةماجستيرغيرمنشورة(.الجامعةاإلسالمية غزة. سالمي أحمد.) 6021 م(.اختبارعالقةالتكاملالمشتركبينسعرالصرفومعدالتالتضخم ددعلا ازئرية الج المؤسسات أداء مجمة 6024-2530. لمفترة تطبيقية ارسة د ازئر الج في.)3( 55

تحميمية.المجمة ارسة د الفمسطيني الخاص لمقطاع التمويل ) 6008 (مصادر نضال صبري العربيةلإلدارة المجمد 68 العدد) 2 (. لجلأا طويمة التوازنية العالقة تحميل ) 6028 م(. المطيف. عبد وشومان حسن الزىرة عبد ءاطبلإا توزيع ذاتيا ونماذج المرتبطة النماذج دمج وأسموب الوحدة جذر اختبار باستعمال ) ARDL (.مجمةالعموماالقتصادية 84(5 (. ضعب ىمع تطبيقية ارسة د الفائدة سعر ىامش في المؤثرة العوامل العمي أحمد.) 6026 م(. المصارفالتجاريةالسورية.مجمةجامعةدمشقلمعموماالقتصاديةوالقانونية 66(4 (. ةيسايق ةسرا د الفقر ظاىرة من الحد عمى المصرفي النظام قدرة ارىيم.) 6003 م(. إب العمر MPRA-PAPER تجميعيةعمىالدولالنامية. NO.18804.2009 ةلاد نموذج باستخدام الفمسطيني المصرفي القطاع إنتاجية تحميل ) 6003 م(. سيف عودة ةعماج منشورة(. غير ارة دكتو )رسالة 6001-6000: الفترة خالل كوب-دغالس إنتاج دمشق سوريا. ارم.) 6026 م(.دورالقطاعالمصرفيفيتمويلالتنميةاالقتصاديةالفمسطينية 2551 - ار م الف 6022 :)رسالةماجستيرغيرمنشورة(.الجامعةاإلسالمية غزة. فضيل فارس وساحل محمد.) 6005 م(.تفسيرسعرالفائدةوالعواملالمحددةلوفيضوء يناثلا الدولي التسيير-الممتقى وعموم االقتصادية العموم الحديث-معيد االقتصادي الفكر.6005 ةيقرا علا المجمة واإلسالمية. التقميدية النظر وجية من الفائدة سعر ) 6026 م(. عماد. كاظم لمعموماالقتصادية السنةالعاشرة-العدد) 86 (. محمود فيحاء وجاسم سيام.) 6026 م(.أثراستخدامالتقنياتالحديثةفيتخفيضالتكاليف ارداتالمصرفية.مجمةالعموماالقتصادية العدد) 80 ( المجمدالثامن. وزيادةاإلي المصرفي القطاع تطور ) 6024 م(. الفمسطيني)ماس(. االقتصادية السياسات أبحاث معيد ارضيالفمسطينيةالمحتمة. وتنافسيةخدماتوفياأل مئلاتت نقدية لترتيبات الممكنة ارت والخيا الوطني النقد إصدار ) 6003 م(. سامي. مقداد وخصوصيةاالقتصادالفمسطيني:)رسالةماجستيرغيرمنشورة(.الجامعةاإلسالمية غزة. ةيدقنلا والبدائل فمسطين في الوطني النقد إصدار ) 6005 م(. سامي. ومقداد محمد مقداد ارفدين العدد) 51 (المجمد 82. المتاحة.مجمةتنميةال 200

زايجلا والربحية الفائدة معدل ىامش محددات ) 6022 م(. محمد. وجويد سامي نصار.SSPN. Working Paper no المصرفيالتونسي. 856365 لظ يف البنوك أداء محددات ) 6021 م(. أنيس. وأوشي الدين عز وأبواب مكرم نويمي International Journal Of ارسيةالبنوكالتجاريةالتونسية. ارتالمالية.حالةد التغي Economics And Financial Issues vol.5, Issue.2. وىبة محمودعارف.) 2540 (.نظريةالفائدةفيالفكراالقتصادي.مجمةالمسممالمعاصر العدد) http://almuslimalmuaser.org.)68 عمل: اتق أر ت- )عودة(. الفمسطينية النقد سمطة االقتصاد تنمية في المصرفي القطاع دور ) 6022 م(. الفمسطيني. قوس يف االستثمار لتشجيع الالزمة المصرفية الفمسطينية.) 6004 م(.السياسات النقد سمطة أرسالمالالفمسطيني. في سمطةالنقدالفمسطينية.) 6028 م(.التجربةالفمسطينية مجالتطويرالبنيةالتحتيةلمقطاع الماليوالمصرفي. ةدئافلا لسعر الموجية االنتقادات أىم ) 6022 م(. اربي. الع ومصطفى مخموفي السالم عبد ارتيجيفيالنظاماالقتصاديالمعاصر.ورقةعملمقدمةلممؤتمرالعمميالثامن كسعراست لالقتصادوالتمويلاإلسالمي الدوحة قطر. ندرلأا يف عقل مفمح.) 6000 م(.نظرةسريعةعمىأسعارالفائدة http://www.muflehakel.com. في عقل مفمح.) 2555/4/65 م(.أسعارالفائدةواتجاىاتيا السوقاألردنية ورقةعملمقدمة يف لجمعيةالبنوك األردن. في عيجولي خالد.) 6005 م(.فاعميةتخفيضأسعارالفائدةمنقبلالبنوكالمركزية الحدمن في المالية األسواق انييار ىقتمممل مقدمة عمل ارىنة.ورقة ال العالمية المالية االزمة ظل العمميالدولي بعنواناألزماتالماليةواالقتصاديةالدوليةوالحوكمةالعالمية. النقديةفياألردنفيظل السياسة 2554 (.تجربة ديسمبر مصطفى احمد.) 8-6 عمميةالتصحيحاالقتصادي.ورقةمقدمةإلىالمؤتمرالمصرفيالفمسطينياألول حولدور القطاعالمصرفيوالماليفيالتنميةواعادةاألعمار عزة فمسطين. 202

التقاتيت: ث- اررالمالي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6021 م(.تقاريراالستق اررالمالي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6024 م(.تقاريراالستق اررالمالي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6028 م(.تقاريراالستق اررالمالي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6026 م(.تقاريراالستق اررالمالي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6022 م(.تقاريراالستق اررالمالي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6020 م(.تقاريراالستق اررالمالي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6005 م(.تقاريراالستق سمطةالنقدالفمسطينية.) 6021 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6024 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6028 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6026 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6022 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6020 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6005 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6003 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6002 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6001 م(.التقريرالسنوي. سمطةالنقدالفمسطينية.) 6004 م(.التقريرالسنوي. صندوقالنقدالعربي.) 6023 (.التقريراالقتصاديالعربيالموحد. ت تت اال شبكة عمى مراع ج- موقعالبنكالمركزياألمريكي. موقعالجيازالمركزيلإلحصاءالفمسطيني. موقعسمطةالنقدالفمسطينية PMA موقعصندوقالنقدالدولي إحصائياتالماليةالعالمية( ISF ( 206

ثا يا : الم اتجع االج بية: Karl, E. C., Ray C. F., & Sharon M. O. (2012). Principles of Macroeconomics. (10th ed). New York, Prentice Hall. Wright, R., E., Quadrini, v,. (2012). Finance, Banking, and Money. (1th ed). 2012books, lardbucket.org. Modiglini, F,. (2012). Liquidity Preference and Theory of Interest and Money. (1th ed). Econometrica Society, V01,12. N01. Abel, A. B., Bernanke, B. S., Croushore, D. (2008). Macroeconomics. (6th ed.). New York, Pearson Adaison Wesley. Frank, F. (1993). Bond Markets Analysis and Strategies. (2th ed.). new jersey Englewood Cliffs, NJ 07632: prentice hall. Alencar, S. (2011). Revisiting Bank Pricing Policies in Brazil Evidence From Loan and Deposit Markets. Banco Central Do Brasil, Working Paper Series 235. Rosen, R. (2003). Banking Market Conditions and Deposit Interest Rate. Working Paper 2003/19, Federal Reserve Bank of Chicago. Tannant, D., & Folawewo,T. (2008). Macroeconomic and Market Determinants of Banking Sector Interest Rate Spreads, Empirical Evidence From Low and Middle Income Countries. the University of the West Indies, Mona Campus Kingston, Jamaica, Department of Economics. Leonardo, G. (2004). How Do Banks Set Interest Rate, NBER Working Paper 10295. Vink, H. (2010). Determinants of Deposit Rate in Dutch Savings Market (Unpublished Master Thesis). University of Tilburg, Dutch. Uzeru, A. (2012). the Determinants of Lending Rats In Ghana (Unpublished Master Thesis). University of Kwame, Nkrumah. Oster, J. (2003). the Determinants Short Term Interest Rates (Unpublished Master Thesis). University of South Africa. Bank of Albania (Kalluci, I.) (2010). Determinants of Net Interest Margin in the Albanian Banking System. 208

Were, M., & Wambuam J. (2013). Assessing the Determinants of Interest Rate Spread of Commercial Banks in Kenya An Empirical Investigation, Research Center, Kenya School of Monetary Studies, Central Bank Of Kenya, 2013 National Bank of the Republic of Macedonia. (2010). Determinants of Lending Rate And Interest Rate Spreads In Macedonia, JEL Classification Number: C23, E43, G21. Rjoroge, J. (2010). the Relationship Between Lending Interest Rates and Financial Performance of Commercial Banks in Kenya (Unpublished Master Thesis). University of Nairobi. Central Bank of the Republic of Turkey. (1999). Determinants of Interest Rates in Turkey. Research Department. Krnic, B. (2014). Determinant of Lending Interest Rates Granted to Companies in Croatia, journal of Accounting and Management UDC 658.1 Cihak, M. (2004). the Determinants of Lending Rate and Domestic Spreads in Coratia, in Republic of Croatia: Selected Issues and Statistical Appendix, IMF Country Report No. 04/251. Nikoloz G. (2011). Determinants of Interest Rate Pass-Through. Do Macroeconomic Conditions and Financial market Structure Matter. IMF Working Paper, no 11/176 Onauga, A,. & Shittu, A. (2010). Determinants of Interest Rate in Nigeria. Journal of Economics and International Finance. Vol 2(12), pp. 261-271. Franco, M. (2012). Liquidity Preference and the Theory of Interest and Castro, G., & Carlos, S. (2010). Bank Interest Rate and Laon Determinants: Economic Bullettin Banco De Portal. Richard, E. (2012). Determinant of Chort-Term Consumer Lending Interest Rates, Brigham Young University, Department of Economics. 167 FOP Fuertes, m., Shelagh H., & Elena K.(2008). How Do UK Banks React to Changing Central Bank Rates. Cass Business School- City University London. 204

Tily. G. (2010). Keynes, s Monetary Theory of Interest, BIS Papers No 65. Hanwech, G., Lisa, R. (2005). the Sensitivity of Bank Net Interest Margins and Profitability to Credit, Interest- Rate, and Term- Structure Shocks Across Bank Product Specializations. Working Paper, Professor of Finance School of Management- George Mason University. Muhammad, H. Department of Cost Financial Intermediation in Nigeria. s Pre-Consolidated Banking Sector, Ahmadu Bello University-Zaria, Nigeria. Celine, G., David, T., Virginie, T. (2004). Do Domestic Macroeconomic Factors Play A Role in Determining Long-Term Nominal Interest Rates. Journal of Economic Literature, E43. Emily, b., & Kathleen, G. Determinants of Loan Interest Rates, Evidence From the Survey of Smal Business F inances.http:// SSRN.com/ Abstract=1140739 Ben, B., & Kristina, L. (1999). the Determination of Interest Rate. European Parliament L-2929 Luxembourg, PE (168-283). Tily, G.(2010). Keyness Monetary Theory of Interest. JEL, Classification, B22, E12, E43, F50M F30, PP(52-81). Colin, R.(2008) Keynes, Keynesinans and Contemporary Monetary Theory and Policy, An Assessment. University of Adelaide, Australia. Michal, B. (2001). The Relationship Between Real Interest Rates and Inflation. JEL, E31, E40 Berument, H,. & Malatyali, K,. (1999). Determinants of Interest Rates in Turkey. Bikker, J,. & Gerritsen, D,. (2017). Determinants of Interest Rates on Time Deposits and Savings Accounts: Macro Factors, Bank Risk, and Account Features. Internationl Review of Fiinance, 18:2, 2018: pp169-216. 201

المالحق

203 :)0( قحمم ل يطسمفلا لفتتملا اهجمل تئاسخلار حابتلأا تا ايب 8103-8112 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 دئاوفلا ةضوبقملا 255.1 304.8 299.1 234.1 274.2 312.8 349.1 402.7 423.1 438 484.2 دئاوفلا ةعوفدملا 81.8 99.4 75.5 34.4 26.3 35.3 42.5 56.7 63.3 64.2 78 لخدلا يفاص دئاوفلا نم 173.3 205.5 223.6 199.7 220.9 277.5 306.6 346 359.9 373.8 406.2 لخدلا يفاص دئاوفلا ريغ نم 55.4 70 69.5 103.8 147.5 107 113.2 115.9 132.8 138.3 149 لخدلا يفاص ةفاك نم تايممعلا 228.7 275.5 293.1 303.8 368.4 384.5 419.8 461.9 492.7 512.1 555.2 تاقفنلا ةيميغشتلا 126.9 145.9 173.8 184.7 201.3 218.6 231.1 251.5 294.5 320.3 345.4 لخدلا يفاص ةبيرضلا لبق 78.7 91.7 116.1 134.2 171.1 163.8 168.5 201.2 196.1 177.3 194.5 بئرا ضلا 27.2 23.9 32.2 91.1 32.6 34.9 44.3 58.3 50.4 43.4 46.5 لخدلا يفاص ةبيرضلا دعب 51.5 67.8 84.4 103.2 138.5 128.9 124.2 142.9 145.7 133.9 148 )6022 6020( ما وعلأل دقنلا ةطمس نع ةرداصلا ةيونسلا ريراقتلا :ت تملا

ل الفمسطي المتتفل الجها فل التئيسية العمالت عمى ة الفائ أسعات )8(: ممحق ات ي رالت الشيكل ائع ر تسهيالت ائع ر تسهيالت ائع ر 2 2.5 2.5 1 0.2 0.3 1 1.2 1.3 1.5 1.6 1.49 تسهيالت 13.5 13.2 12.7 12 11 10.9 11.7 11.3 11.6 11 10.2 10.2* 7.3 7.8 8 7.5 6.2 6.3 6.8 7 7.5 6.4 6.8 7.3* 2.2 3 3 0.8 0.4 0.3 0.3 0.5 0.6 0.8 0.9 1.01 8.9 9.1 9.2 9 7.4 7.5 7.6 8.1 9.2 9 9.1 8.8* 1.8 2.7 3.5 2 1.9 1.1 1.2 1.7 2.1 2.1 2.2 2.53 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 *الربعالثالث ت:النشرةاإلحصائية-سمطةالنقد الربعالثالث 6022. المت اتئيل راس ة المتح الراليات من كل فل رالتسهيالت ائع الر عمى ة الفائ أسعات ية األت رالمممكة )4(: ممحق اتئيل اس فل ة المتح الراليات فل ن االت فل ائع ر تسهيالت ائع ر تسهيالت ائع ر تسهيالت 8.18 8.68 9.03 9.25 9.06 8.71 8.78 9.01 8.99 8.48 8.12 4.62 5.45 5.46 4.94 3.56 3.4 3.77 4.85 4.52 3.5 3.03 7.96 8.5 5.09 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.26 3.26 5.2 5.3 3 0.6 0.3 0.2 0.19 7.76 6.91 5.74 4.38 4.955 5.25 5.23 4.45 3.825 3.45 3.42 4.31 3.5 2.31 1.11 1.56 2.48 1.92 1.36 0.73 0.44 0.48 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 ارلياألمريكي وموقعاالحتياطيالفد ت:صندوقالنقدالدولي إحصاءاتالماليةالدولية) IFS ( المت 204

سبة سبة كل من ر ائع العمالء بالعمالت التئيسية رالر ائع بالعمالت التئيسية بفائ ة تسهيالت إلى ر ائع العمالء بتمك العمالت. خطأ! اتتباط غيت تحيح. الشيكل / ر ائع العمالء بالشيكل نسبة ودائع العمالء بالشيكل بفائدة / ودائع العمالء بعملة الشيكل سبة تسهيالت ال ي ات/ ر ائع العمالء بال ي ات نسبة ودائع العمالء بالدينار بفائدة/ ودائع العمالء بالدينار سبة تسهيالت ال رالت / ر ائع العمالء بال رالت نسبة ودائع العمالء بالدوالر بفائدة / ودائع العمالء بملة بالدوالر سبة التسهيالت / ر ائع العمالء بفائ ة 67.08 72.7 58.37 72.38 19.44 41.09 55.18 ممحق )3(: 2006 52.72 72.6 45.77 73.67 12.48 36.81 38.63 2007 47.48 72.94 45.84 78.7 9.2 41.12 36.74 2008 56.63 67.18 52.92 78.82 12.2 37.97 39.5 2009 72.87 61.94 60.1 74.89 12.77 32.6 49.6 2010 95.16 54.7 81.2 69.38 22.48 36.7 40.2 2011 108.52 52.67 73.6 68.94 31.6 39.44 58.86 2012 106.29 51.2 71.2 66.57 22.37 37.83 62.7 2013 106.73 52.83 79.9 67.83 25.3 36.88 52.48 2014 118.57 53.58 81.84 65.03 34.8 38.56 61.45 2015 125.4 55.1 85 65.24 36.76 40.6 70.18 2016 المت ت:اعدادالباحثمنخاللبياناتالنشرةاإلحصائيةالصادرةعنسمطةالنقدالفمسطينية الربعالثالث.6023 205

GDP ALQUDSINDEX COSTTOTALASSETS LOANINDEXUSA INFLATION NOOFBANK EXCHRATE INRATEINUSA مالحق الفتل ال اتبع أرال : مالحق مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال رالت: ممحق )3(: لرحة ا تشات لممتغي اتت التفسيتية لسعت الفائ ة عمى ال رالت مقابل المتغيت التابع 6 4 2 0 4.8 4.4 4.0 3.6 3.2 300 250 200 150 100 4 2 0-2 -4 80 60 40 20.7.6.5.4 1,000 800 600 400 20 10 0-10 -20 0 1 2 3 4 0 2 4 6 3.2 3.6 4.0 4.4 4.8 100 150 200 250 300-4 -2 0 2 4 20 40 60 80.4.5.6.7 400 600 800 1,000 INRATEONDEPOUSA INRATEINUSA EXCHRATE NOOFBANK INFLATION LOANINDEXUSA COSTTOTALASSETS ALQUDSINDEX 220

ممحق )2(: تائج تق يت ال مرذج األرلل ألسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال رالت Dependent Variable: INRATEONDEPOUSA Method: Least Squares Date: 10/29/17 Time: 12:47 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. INRATEINUSA 0.804777 0.036328 22.15331 0.0000 ALQUDSINDEX -0.000465 0.000449-1.036333 0.3074 COSTTOTALASSETS 0.208475 0.657573 0.317037 0.7532 EXCHRATE 0.275881 0.143947 1.916546 0.0637 GDP -0.001678 0.006019-0.278748 0.7821 LOANINDEXUSA 0.000212 0.003852 0.054979 0.9565 INFLATION -0.071576 0.028734-2.490966 0.0178 NOOFBANK 0.006457 0.001598 4.040280 0.0003 C -2.059553 0.762108-2.702443 0.0107 R-squared 0.979915 Mean dependent var 1.087907 Adjusted R-squared 0.975189 S.D. dependent var 1.033138 S.E. of regression 0.162734 Akaike info criterion -0.609631 Sum squared resid 0.900403 Schwarz criterion -0.241008 Log likelihood 22.10707 Hannan-Quinn criter. -0.473694 F-statistic 207.3511 Durbin-Watson stat 1.374847 Prob(F-statistic) 0.000000 تائج اختبات استق اتت البرال ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال رالت Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.646266 0.0000 Test critical values: 1% level -2.621185 5% level -1.948886 10% level -1.611932 ممحق )7(: تائج اختبات استق اتت البرال ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال رالت Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-statistic ممحق )2(: Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.5219 0.004197 Test critical values: 1% level -4.1923 5% level -3.5207 10% level -3.1912 222

رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.588271 0.0006 Test critical values: 1% level -3.596616 5% level -2.933158 10% level -2.604867 )1(: ممحق رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 4 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Adj. t-stat Prob.* Phillips-Perron test statistic -4.770420 0.0004 Test critical values: 1% level -3.596616 5% level -2.933158 10% level -2.604867 )01(: ممحق ممحق رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Bandwidth: 4 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Adj. t-stat Prob.* :)00( Phillips-Perron test statistic -4.710638 0.0025 Test critical values: 1% level -4.192337 5% level -3.520787 10% level -3.191277 رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج )08(: ممحق Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: None Bandwidth: 4 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Adj. t-stat Prob.* Phillips-Perron test statistic -4.822986 0.0000 Test critical values: 1% level -2.621185 5% level -1.948886 10% level -1.611932 226

تائج اختبات التكامل المشتتك )Co-Integration( لمتغي اتت مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال رالت Date: 07/11/17 Time: 11:57 Sample (adjusted): 2007Q3 2016Q3 Included observations: 37 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: INRATEONDEPOUSA INRATEINUSA INFLATION EXCHRATE LOGNOOFBANK Lags interval (in first differences): 1 to 5 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.975066 250.8463 69.81889 0.0000 At most 1 * 0.805133 114.2596 47.85613 0.0000 At most 2 * 0.633301 53.74849 29.79707 0.0000 At most 3 * 0.354154 16.62958 15.49471 0.0336 At most 4 0.012180 0.453418 3.841466 0.5007 Trace test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.975066 136.5867 33.87687 0.0000 At most 1 * 0.805133 60.51112 27.58434 0.0000 At most 2 * 0.633301 37.11891 21.13162 0.0001 At most 3 * 0.354154 16.17616 14.26460 0.0246 At most 4 0.012180 0.453418 3.841466 0.5007 Max-eigenvalue test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values ممحق )04(: 228

رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج يت تق تائج Dependent Variable: INRATEONDEPOUSA Method: Least Squares Date: 07/17/17 Time: 09:54 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 )03(: ممحق Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. INRATEINUSA 0.818833 0.034266 23.89650 0.0000 INFLATION -0.065902 0.024989-2.637263 0.0120 LOG(NOOFBANK) 1.599583 0.216698 7.381618 0.0000 EXCHRATE 0.335647 0.133927 2.506187 0.0166 C -9.584718 1.304557-7.347105 0.0000 R-squared 0.979101 Mean dependent var 1.087907 Adjusted R-squared 0.976901 S.D. dependent var 1.033138 S.E. of regression 0.157021 Akaike info criterion -0.755927 Sum squared resid 0.936916 Schwarz criterion -0.551136 Log likelihood 21.25243 Hannan-Quinn criter. -0.680406 F-statistic 445.0577 Durbin-Watson stat 1.387094 Prob(F-statistic) 0.000000 رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج لبرال الطبيعل يع التر اختبات تائج )03(: ممحق 224

رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل رالبرال رالحقيقية تة المق القيمة )02(: ممحق رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج برال مترسط اختبات تائج Hypothesis Testing for RESID03 Date: 07/17/17 Time: 09:55 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 Test of Hypothesis: Mean = -7.85e-16 )07(: ممحق Sample Mean = -7.85e-16 Sample Std. Dev. = 0.149357 Method Value Probability t-statistic 0.000000 1.0000 221

رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل التباين س تجا اختبات Heteroskedasticity Test: White )02(: ممحق F-statistic 2.273804 Prob. F(14,28) 0.0313 Obs*R-squared 22.87741 Prob. Chi-Square(14) 0.0623 Scaled explained SS 14.62648 Prob. Chi-Square(14) 0.4042 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 07/02/17 Time: 18:40 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C -19.03841 14.46945-1.315766 0.1989 INRATEINUSA -0.854401 0.710790-1.202044 0.2394 INRATEINUSA^2-0.015355 0.012784-1.201150 0.2398 INRATEINUSA*INFLATION 0.002002 0.006021 0.332521 0.7420 INRATEINUSA*(LOG(NOOFBANK)) 0.215471 0.126124 1.708408 0.0986 INRATEINUSA*EXCHRATE -0.042221 0.049902-0.846089 0.4047 INFLATION -0.162796 0.385758-0.422015 0.6762 INFLATION^2-0.003448 0.004258-0.809879 0.4248 INFLATION*(LOG(NOOFBANK)) 0.025888 0.058234 0.444555 0.6601 INFLATION*EXCHRATE 0.007816 0.028148 0.277678 0.7833 LOG(NOOFBANK) 4.863766 4.108891 1.183717 0.2465 (LOG(NOOFBANK))^2-0.236221 0.323951-0.729188 0.4719 (LOG(NOOFBANK))*EXCHRATE -0.619640 0.385542-1.607191 0.1192 EXCHRATE 3.176940 2.551499 1.245127 0.2234 EXCHRATE^2 0.019677 0.120058 0.163894 0.8710 R-squared 0.532033 Mean dependent var 0.021789 Adjusted R-squared 0.298049 S.D. dependent var 0.028210 S.E. of regression 0.023635 Akaike info criterion -4.383471 Sum squared resid 0.015642 Schwarz criterion -3.769099 Log likelihood 109.2446 Hannan-Quinn criter. -4.156910 F-statistic 2.273804 Durbin-Watson stat 2.444322 Prob(F-statistic) 0.031251 222

تائج اختبات االتتباط الخطل ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال رالت Variance Inflation Factors Date: 07/02/17 Time: 18:50 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 Coefficient Uncentered Centered Variable Variance VIF VIF INRATEINUSA 0.001174 6.562131 4.284460 INFLATION 0.000624 1.796861 1.344124 LOG(NOOFBANK) 0.046958 2351.010 3.278057 EXCHRATE 0.017937 462.3814 2.409548 C 1.701870 2968.095 NA ممحق )01(: تائج اختبات االتتباط الذاتل ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال رالت Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: ممحق )81(: F-statistic 3.797923 Prob. F(1,37) 0.0589 Obs*R-squared 4.002917 Prob. Chi-Square(1) 0.0454 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 07/25/17 Time: 12:18 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. INRATEINUSA -0.013573 0.033795-0.401623 0.6903 INFLATION -0.001639 0.024131-0.067929 0.9462 LOG(NOOFBANK) -0.084915 0.213626-0.397494 0.6933 EXCHRATE 0.017686 0.129572 0.136493 0.8922 C 0.401153 1.275746 0.314446 0.7549 RESID(-1) 0.316581 0.162447 1.948826 0.0589 R-squared 0.093091 Mean dependent var -6.13E-16 Adjusted R-squared -0.029464 S.D. dependent var 0.149357 S.E. of regression 0.151541 Akaike info criterion -0.807129 Sum squared resid 0.849697 Schwarz criterion -0.561380 Log likelihood 23.35326 Hannan-Quinn criter. -0.716504 F-statistic 0.759585 Durbin-Watson stat 2.099710 Prob(F-statistic) 0.584676 223

تائج تق يت معامل االتتباط الذاتل p بعممة ال رالت ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع ممحق )80(: Dependent Variable: RESID01 Method: Least Squares Date: 07/16/17 Time: 13:21 Sample (adjusted): 2006Q2 2016Q3 Included observations: 42 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C 0.000226 0.022517 0.010050 0.9920 RESID01(-1) 0.300587 0.152435 1.971906 0.0556 R-squared 0.088598 Mean dependent var 0.001251 Adjusted R-squared 0.065813 S.D. dependent var 0.150939 S.E. of regression 0.145888 Akaike info criterion -0.965506 Sum squared resid 0.851333 Schwarz criterion -0.882760 Log likelihood 22.27563 Hannan-Quinn criter. -0.935177 F-statistic 3.888411 Durbin-Watson stat 2.099017 Prob(F-statistic) 0.055563 تائج تق يت مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال رالت بع التحريل لترتة GLS ممحق )88(: Dependent Variable: INRATEONDEPOUSA-0.3*INRATEONDEPOUSA(-1) Method: Least Squares Date: 07/16/17 Time: 13:28 Sample (adjusted): 2006Q2 2016Q3 Included observations: 42 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. INRATEINUSA- 0.3*INRATEINUSA(-1) 0.782897 0.042729 18.32239 0.0000 INFLATION-0.3*INFLATION(-1) -0.062218 0.025359-2.453428 0.0190 EXCHRATE-.3*EXCHRATE(-1) 0.420872 0.161300 2.609245 0.0130 LOGNOOFBANK-.3*LOGNOOFBANK(-1) 1.386029 0.279856 4.952648 0.0000 C -6.111131 1.125007-5.432083 0.0000 R-squared 0.958186 Mean dependent var 0.713714 Adjusted R-squared 0.953666 S.D. dependent var 0.696598 S.E. of regression 0.149945 Akaike info criterion -0.845751 Sum squared resid 0.831891 Schwarz criterion -0.638886 Log likelihood 22.76077 Hannan-Quinn criter. -0.769927 F-statistic 211.9693 Durbin-Watson stat 1.978499 Prob(F-statistic) 0.000000 224

رالت ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل الذاتل االتتباط اختبات تائج Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: GLS لتيغة التحريل بع )84(: ممحق F-statistic 0.001969 Prob. F(1,36) 0.9649 Obs*R-squared 0.002297 Prob. Chi-Square(1) 0.9618 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 07/25/17 Time: 12:29 Sample: 2006Q2 2016Q3 Included observations: 42 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. INRATEINUSA- 0.3*INRATEINUSA(-1) -0.000601 0.045387-0.013247 0.9895 INFLATION-0.3*INFLATION(-1) -6.23E-05 0.025747-0.002421 0.9981 EXCHRATE-.3*EXCHRATE(-1) 0.000609 0.164096 0.003712 0.9971 LOGNOOFBANK-.3*LOGNOOFBANK(-1) -0.003955 0.297379-0.013299 0.9895 C 0.013665 1.181341 0.011568 0.9908 RESID(-1) 0.007844 0.176783 0.044373 0.9649 R-squared 0.000055 Mean dependent var 1.09E-15 Adjusted R-squared -0.138827 S.D. dependent var 0.142443 S.E. of regression 0.152009 Akaike info criterion - 0.798187 Sum squared resid 0.831846 Schwarz criterion - 0.549948 Log likelihood 22.76192 Hannan-Quinn criter. - 0.707197 F-statistic 0.000394 Durbin-Watson stat 1.994719 Prob(F-statistic) 1.000000 225

EXCHRATEJD GDP COSTTOTALASSETS ALQUDSINDEX NOOFBANK LOANINDEXJD INFLATION INRATEONDEPOINJORDIAN ثا يا : مالحق مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال ي ات: ممحق )83(: لرحة ا تشات لممتغي اتت التفسيتية لسعت الفائ ة عمى ال رالت مقابل المتغيت التابع 6 5 4 3 2 4 2 0-2 -4 40 30 20 10 0 300 250 200 150 100 1,000 800 600 400.8.7.6.5.4 20 10 0-10 -20 6.8 6.4 6.0 5.6 5.2 4.8 1 2 3 4 2 3 4 5 6-4 -2 0 2 4 0 10 20 30 40 100 150 200 250 300 400 600 800 1,000.4.5.6.7.8-20 -10 0 10 20 INRATEONDEPOJD INRATEONDEPOINJORDIAN INFLATION LOANINDEXJD NOOFBANK ALQUDSINDEX COSTTOTALASSETS GDP 260

ممحق )83( تائج تق يت ال مرذج األرلل لسعت الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال ي ات Dependent Variable: INRATEONDEPOJD Method: Least Squares Date: 10/30/17 Time: 16:33 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. INRATEONDEPOINJORDIAN 0.608430 0.104353 5.830488 0.0000 INFLATION 0.134678 0.068647 1.961882 0.0580 LOANINDEXJD 0.061470 0.017478 3.517062 0.0013 NOOFBANK -0.002351 0.004064-0.578467 0.5668 ALQUDSINDEX 0.002545 0.001060 2.399825 0.0220 COSTTOTALASSETS 1.248712 1.683788 0.741609 0.4634 GDP 0.019926 0.015207 1.310343 0.1989 EXCHRATEJD 0.975394 0.229110 4.257310 0.0002 C -8.647467 2.213082-3.907432 0.0004 R-squared 0.728028 Mean dependent var 2.105349 Adjusted R-squared 0.664035 S.D. dependent var 0.723284 S.E. of regression 0.419234 Akaike info criterion 1.282988 Sum squared resid 5.975733 Schwarz criterion 1.651612 Log likelihood -18.58425 Hannan-Quinn criter. 1.418925 F-statistic 11.37661 Durbin-Watson stat 0.750158 Prob(F-statistic) 0.000000 تائج اختبات استق اتت البرال ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال ي ات Dependent Variable: INRATEONDEPOJD Method: Least Squares Date: 10/30/17 Time: 16:33 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 ممحق )82(: Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. INRATEONDEPOINJORDIAN 0.608430 0.104353 5.830488 0.0000 INFLATION 0.134678 0.068647 1.961882 0.0580 LOANINDEXJD 0.061470 0.017478 3.517062 0.0013 NOOFBANK -0.002351 0.004064-0.578467 0.5668 ALQUDSINDEX 0.002545 0.001060 2.399825 0.0220 COSTTOTALASSETS 1.248712 1.683788 0.741609 0.4634 GDP 0.019926 0.015207 1.310343 0.1989 EXCHRATEJD 0.975394 0.229110 4.257310 0.0002 C -8.647467 2.213082-3.907432 0.0004 R-squared 0.728028 Mean dependent var 2.105349 Adjusted R-squared 0.664035 S.D. dependent var 0.723284 S.E. of regression 0.419234 Akaike info criterion 1.282988 Sum squared resid 5.975733 Schwarz criterion 1.651612 Log likelihood -18.58425 Hannan-Quinn criter. 1.418925 F-statistic 11.37661 Durbin-Watson stat 0.750158 Prob(F-statistic) 0.000000 262

ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج )87(: ممحق Null Hypothesis: RESID02 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.701390 0.0005 Test critical values: 1% level -3.600987 5% level -2.935001 10% level -2.605836 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج Null Hypothesis: RESID02 has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) )82(: ممحق t-statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.664771 0.0029 Test critical values: 1% level -4.198503 5% level -3.523623 10% level -3.192902 ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج Null Hypothesis: RESID02 has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.760354 0.0000 Test critical values: 1% level -2.622585 5% level -1.949097 10% level -1.611824 )81(: ممحق 266

ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج Null Hypothesis: RESID02 has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 0 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Adj. t-stat Prob.* Phillips-Perron test statistic -4.701390 0.0005 Test critical values: 1% level -3.600987 5% level -2.935001 10% level -2.605836 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. )41(: ممحق ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج Null Hypothesis: RESID02 has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Bandwidth: 1 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Adj. t-stat Prob.* Phillips-Perron test statistic -4.656713 0.0030 Test critical values: 1% level -4.198503 5% level -3.523623 10% level -3.192902 )40(: ممحق ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل البرال اتت استق اختبات تائج Null Hypothesis: RESID02 has a unit root Exogenous: None Bandwidth: 0 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Adj. t-stat Prob.* Phillips-Perron test statistic -4.760354 0.0000 Test critical values: 1% level -2.622585 5% level -1.949097 10% level -1.611824 )48(: ممحق 268

تائج اختبات التكامل المشتتك )Co-Integration( لمتغي اتت مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال ي ا ممحق )44(: Date: 07/05/17 Time: 10:22 Sample (adjusted): 2007Q3 2016Q2 Included observations: 36 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LOGINRATEONDEPOINJORDIAN LOGINRATEONDEPOJD LOGLOANINDEXJD LOGEXCHRATEJD LOGALQUDSINDEX Lags interval (in first differences): 1 to 5 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.969036 344.8778 69.81889 0.0001 At most 1 * 0.950574 219.7798 47.85613 0.0001 At most 2 * 0.865984 111.5174 29.79707 0.0000 At most 3 * 0.569653 39.16485 15.49471 0.0000 At most 4 * 0.217100 8.810990 3.841466 0.0030 Trace test indicates 5 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values تائج تق يت مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال ي ات Dependent Variable: LOGINRATEONDEPOJD Method: Least Squares Date: 07/17/17 Time: 09:07 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 ممحق )43(: Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. LOGINRATEONDEPOINJORDIAN 1.358115 0.199559 6.805566 0.0000 LOGEXCHRATEJD 2.218522 0.428112 5.182103 0.0000 LOGALQUDSINDEX 0.876368 0.267171 3.280178 0.0022 LOGLOANINDEXJD 0.501453 0.092400 5.426973 0.0000 C -11.90711 1.798808-6.619444 0.0000 R-squared 0.720723 Mean dependent var 0.686726 Adjusted R-squared 0.691325 S.D. dependent var 0.346504 S.E. of regression 0.192512 Akaike info criterion -0.348370 Sum squared resid 1.408316 Schwarz criterion -0.143580 Log likelihood 12.48996 Hannan-Quinn criter. -0.272850 F-statistic 24.51640 Durbin-Watson stat 0.770224 Prob(F-statistic) 0.000000 264

بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج لبرال الطبيعل يع التر اختبات تائج ات ي ال )43(: ممحق ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج برال مترسط اختبات تائج Hypothesis Testing for RESID02 Date: 07/17/17 Time: 08:37 Sample (adjusted): 2006Q2 2016Q3 Included observations: 42 after adjustments Test of Hypothesis: Mean = -3.39e-15 )42(: ممحق Sample Mean = -3.39e-15 Sample Std. Dev. = 0.149297 Method Value Probability t-statistic 0.000000 1.0000 261

ممحق )47(: اختبات تجا س التباين ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال ي ات Heteroskedasticity Test: White F-statistic 1.589424 Prob. F(14,28) 0.1441 Prob. Chi- Obs*R-squared 19.04073Square(14) 0.1634 Prob. Chi- Scaled explained SS 13.25973Square(14) 0.5062 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 07/17/17 Time: 08:53 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. - C -19.02660 33.30447 0.571293 0.5724 LOGINRATEONDEPOINJORDIAN 7.129109 6.740207 1.057699 0.2992 LOGINRATEONDEPOINJORDIAN^2 0.457530 0.462756 0.988705 0.3313 LOGINRATEONDEPOINJORDIAN*LOGEXCHRATEJD 0.153203 1.402874 0.109207 0.9138 - LOGINRATEONDEPOINJORDIAN*LOGALQUDSINDEX -1.346433 1.104302 1.219261 0.2329 - LOGINRATEONDEPOINJORDIAN*LOGLOANINDEXJD -0.088405 0.237737 0.371861 0.7128 LOGEXCHRATEJD 16.73986 14.76228 1.133962 0.2664 LOGEXCHRATEJD^2 - -2.965822 1.700023 1.744578 0.0920 LOGEXCHRATEJD*LOGALQUDSINDEX - -0.947826 1.809732 0.523738 0.6046 LOGEXCHRATEJD*LOGLOANINDEXJD - -0.314476 0.728759 0.431523 0.6694 LOGALQUDSINDEX - -1.888187 8.904881 0.212040 0.8336 LOGALQUDSINDEX^2 0.539025 0.736940 0.731436 0.4706 LOGALQUDSINDEX*LOGLOANINDEXJD - -0.455404 0.399668 1.139456 0.2642 LOGLOANINDEXJD 3.874883 2.991769 1.295181 0.2058 LOGLOANINDEXJD^2 - -0.065452 0.116313 0.562720 0.5781 Mean dependent R-squared 0.442808var 0.032752 Adjusted R-squared 0.164211 S.D. dependent var0.044255 Akaike info - S.E. of regression 0.040459criterion 3.308378 - Sum squared resid 0.045834 Schwarz criterion 2.694006 Log likelihood Hannan-Quinn 86.13012criter. - 3.081816 F-statistic Durbin-Watson 1.589424stat 1.937719 Prob(F-statistic) 0.144101 262

تائج اختبات االتتباط الخطل ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال ي ات Variance Inflation Factors Date: 07/25/17 Time: 14:30 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 ممحق )42(: Coefficient Uncentered Centered Variable Variance VIF VIF LOGINRATEONDEPOINJORDIAN 0.039824 97.70831 1.894818 LOGEXCHRATEJD 0.183280 606.1462 1.109781 LOGALQUDSINDEX 0.071380 3241.177 1.361130 LOGLOANINDEXJD 0.008538 81.02091 2.175674 C 3.235711 3754.237 NA تائج اختبات االتتباط الذاتل ل مرذج أسعات الفائ ة عمى الر ائع بعممة ال ي ات Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: ممحق )41(: F-statistic 21.78393 Prob. F(1,37) 0.0000 Obs*R-squared 15.93478 Prob. Chi-Square(1) 0.0001 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 07/25/17 Time: 14:44 Sample: 2006Q1 2016Q3 Included observations: 43 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. LOGINRATEONDEPOINJORDIAN 0.082157 0.161411 0.508995 0.6138 LOGEXCHRATEJD 0.297345 0.350053 0.849428 0.4011 LOGALQUDSINDEX -0.377067 0.229499-1.643004 0.1089 LOGLOANINDEXJD 0.009034 0.074316 0.121567 0.9039 C 1.716818 1.492308 1.150445 0.2573 RESID(-1) 0.674001 0.144408 4.667325 0.0000 R-squared 0.370576 Mean dependent var -9.24E-16 Adjusted R-squared 0.285519 S.D. dependent var 0.183116 S.E. of regression 0.154782 Akaike info criterion -0.764809 Sum squared resid 0.886427 Schwarz criterion -0.519060 Log likelihood 22.44340 Hannan-Quinn criter. -0.674185 F-statistic 4.356785 Durbin-Watson stat 2.252465 Prob(F-statistic) 0.003226 263

ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل p الذاتل االتتباط معامل يت تق تائج Dependent Variable: RESID01 Method: Least Squares Date: 07/17/17 Time: 09:08 Sample (adjusted): 2006Q2 2016Q3 Included observations: 42 after adjustments ات ي ال بعممة )31(: ممحق Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C 0.011726 0.022286 0.526173 0.6017 RESID01(-1) 0.575726 0.124313 4.631268 0.0000 R-squared 0.349050 Mean dependent var 0.008412 Adjusted R-squared 0.332776 S.D. dependent var 0.176726 S.E. of regression 0.144357 Akaike info criterion -0.986614 Sum squared resid 0.833552 Schwarz criterion -0.903867 Log likelihood 22.71889 Hannan-Quinn criter. -0.956284 F-statistic 21.44864 Durbin-Watson stat 1.934797 Prob(F-statistic) 0.000038 التحريل بع ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج يت تق تائج GLS لترتة )30(: ممحق Dependent Variable: LOGINRATEONDEPOJD-(0.57*LOGINRATEONDEPOJ D(-1)) Method: Least Squares Date: 07/17/17 Time: 09:11 Sample (adjusted): 2006Q2 2016Q3 Included observations: 42 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C -4.107131 1.042511-3.939653 0.0003 LOGINRATEONDEPOINJORDIAN- (0.57*LOGINRATEONDEPOINJORDIAN(-1)) 1.196712 0.298743 4.005827 0.0003 LOGEXCHRATEJD- (0.57*LOGEXCHRATEJD(-1)) 1.952114 0.628131 3.107812 0.0036 LOGALQUDSINDEX- (0.57*LOGALQUDSINDEX(-1)) 0.649106 0.274530 2.364422 0.0234 LOGLOANINDEXJD- (0.57*LOGLOANINDEXJD(-1)) 0.418910 0.136593 3.066836 0.0040 R-squared 0.450348 Mean dependent var 0.289112 Adjusted R-squared 0.390926 S.D. dependent var 0.189707 S.E. of regression 0.148053 Akaike info criterion -0.871148 Sum squared resid 0.811030 Schwarz criterion -0.664283 Log likelihood 23.29411 Hannan-Quinn criter. -0.795324 F-statistic 7.578837 Durbin-Watson stat 1.819820 Prob(F-statistic) 0.000145 264

ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل الذاتل االتتباط اختبات تائج GLS لتيغة التحريل بع Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: )38(: ممحق F-statistic 0.169641 Prob. F(1,36) 0.6829 Obs*R-squared 0.196986 Prob. Chi-Square(1) 0.6572 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 07/25/17 Time: 14:55 Sample: 2006Q2 2016Q3 Included observations: 42 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C 0.085847 1.074813 0.079871 0.9368 LOGINRATEONDEPOINJORDIAN- (0.57*LOGINRATEONDEPOINJORDIAN(-1)) -0.001045 0.302163-0.003459 0.9973 LOGEXCHRATEJD- (0.57*LOGEXCHRATEJD(-1)) -0.016671 0.636589-0.026189 0.9793 LOGALQUDSINDEX- (0.57*LOGALQUDSINDEX(-1)) -0.026414 0.284974-0.092690 0.9267 LOGLOANINDEXJD- (0.57*LOGLOANINDEXJD(-1)) -0.001927 0.138232-0.013943 0.9890 RESID(-1) 0.070497 0.171161 0.411875 0.6829 R-squared 0.004690 Mean dependent var -3.24E-17 Adjusted R-squared -0.133547 S.D. dependent var 0.140646 S.E. of regression 0.149743 Akaike info criterion -0.828230 Sum squared resid 0.807226 Schwarz criterion -0.579992 Log likelihood 23.39283 Hannan-Quinn criter. -0.737241 F-statistic 0.033928 Durbin-Watson stat 1.996009 Prob(F-statistic) 0.999349 ات ي ال بعممة ائع الر عمى ة الفائ أسعات مرذج ل رالبرال رالحقيقية تة المق القيمة )34(: ممحق 265