منهجيةطور بإستخدام البشري وفق نموذج سولو الم أسمالقتصادي و ر النمو اقة بين تقدير العMRW ائر في الجز محمد نبيل الدكتور هني1 محمدريمستاذ بن م ا2 مخص م: ؿ البشري أسما اسة تأثير روؿ ىذه الورقة البحثية در تتنا( لثانوي التعميـ ا فيسجميفس بعدد الملمقا ا) لماديؿ ا أسما ور( لمقاس الثابتؿ ا أسما اكـ ر بترABFF ) مةلعام واليد ا( بمستوى التشغيؿ مقاس) قتصاديى النمو ا عم( لناتجس بمعدؿ نمو المقا اجماليحمي ا الم) وفؽ نموذجSolow جية المطوربمنيMankiw,Romer,Weil . لتالية ات الحقيقية امتغيرنية لمسؿ الزم أجريت عمى السة التيلقياسيذج النما ا: ؿ البشري أسما ر( سجميفس بمعدؿ نمو الملمقا الثانوي في الطور ا) لماديؿ ا أسما ، ور( ؿ الثبت أسما اكـ رلمقاس بمعدؿ نمو تر اABFF ) مةلعام ، واليد ا( مقاس بمعدؿ نموشتغميف عدد الم) لتاليةئج النتا أعطت ا: - وجود أثر موجب و قوي معنوياقتصادي لمعدؿ النمو ا المتأخرف عمي بسنتي معدؿقتصادي النمو اعني،ويلحالي ا ىذا أف زيادة معدؿقتصادي النمو ا المتأخر بسنتيف بنسبة1 % سوؼ تؤدي إلى زيادة معدؿقتصادي النمو ا بحوالي0.36 % . - وجود أثر موجب و قوي معنويث سنواتدي المتأخر بثلماؿ ا أسما ا لمعدؿ نمو ر عمي معدؿ نمو الػPIB عني ،وي ىذا أف زيادةلماديؿ ا أسما معدؿ نمو ر المتأخرث سنوات بث بنسبة1 % سوؼ تؤدي إلى زيادة معدؿقتصادي النمو ا بحوالي0.17 % . - وجود أثر سالب ومعنويى معدؿلحالي عمؿ البشري ا أسما قوي لمعدؿ نمو ر نمو الػPIB ( ا لنموقتصادي ا) فيجؿ ا القصير فقد بمغت القيمة المقدرةمرونة لم الجزئية لؿقتصادي نمو ا بالنسبةؿ البشري أسما لنمو ر حوالي- 0.33 ، عني ىذا ويادة في أف الزيلحاليؿ البشري ا أسما نمو ر بنسبة1 % سوؼ تؤدي إ ؿ ينخفاض اقتصادي ب معدؿ النمو ا ػ0.33 % فيجؿ ا القصير. - وجود أثر موجب و قوي معنويلماضيةؿ البشري لمسنة ا أسما ا لمعدؿ نمو ر عمي معدؿ نمو الػPIB عني ،وي ىذا أف زيادةؿ البشريلما اس ا معدؿ نمو رلماضية لمسنة ا بنسبة1 % سوؼ تؤدي إلى زيادة معدؿقتصادي النمو ا بحوالي0.66 % . - وجود أثر موجب و ضعيؼ معنوي المتأخر بسنتيفؿ البشري أسما ا لمعدؿ نمو ر عمي معدؿ نمو الػPIB عني ،وي ىذا أف زيادةؿ البشري أسما معدؿ نمو ر المتأخر بسنتيف بنسبة1 % سوؼ تؤدي إلى زيادة معدؿقتصادي النمو ا بحوالي0.33 % . - وجود أثر سالب ومعنويى معدؿلحالي عم لمعدؿ نمو التشغيؿ ا قوي نمو الػPIB ( ا لنموقتصادي ا) فيجؿ ا القصير فقد بمغت القيمة المقدرةمرونة لم الجزئية لؿقتصادي نمو ا بالنسبة لنمو التشغيؿ حوالي- 0.38 ، ادة في ىذا أف الزيعني وي نمولحالي التشغيؿ ا بنسبة1 % سوؼ تؤدي إ ؿ ينخفاض اقتصادي ب معدؿ النمو ا ػ0.38 % فيجؿ ا القصير. - وجود أثر سالب و ضعيؼ معنويث سنوات ا لمعدؿ نمو التشغيؿ المتأخر بث عمي معدؿ نمو الػPIB عني وي ىذا أف زيادةث سنوات بنسبة معدؿ نمو التشغيؿ المتأخر بث1 % سوؼ تؤدي إلىنخفاض ا معدؿقتصادي النمو ا بحوالي0.21 % . 1 تمهيد: ؿ يحمؿ عنواف في مقا" A Contribution to the Empirics of Economic Growth " و الذي نشر سنة1992 في" The quaterly journal of Economics " إقترح كؿ مفMankiw,Romer,Weil 1 لماؿ كمتغيرة مفسرة أس ا إدخاؿ رة في نموذج إضافيSolow المطور2 . 1 أستاذ محاضر( أ) شلفي الت بن بو عل جامعت حسيبnabil [email protected]2 تاذ مساعد أس( ب) شلفي الت بن بو عل جامعت حسيب[email protected]
This document is posted to help you gain knowledge. Please leave a comment to let me know what you think about it! Share it to your friends and learn new things together.
Transcript
في الجزائرMRWتقدير العالقة بين النمو اإلقتصادي و رأسمال البشري وفق نموذج سولو المطور بإستخدام منهجية
1الدكتور هني محمد نبيل 2األستاذ بن مريم محمد
:ممخصالمقاس )ورأسماؿ المادي (المقاس بعدد المسجميف في التعميـ الثانوي)تتناوؿ ىذه الورقة البحثية دراسة تأثير رأسماؿ البشري
المقاس بمعدؿ نمو الناتج )عمى النمو اإلقتصادي ( مقاس بمستوى التشغيؿ)واليد العاممة ( ABFFبتراكـ رأسماؿ الثابت .Mankiw,Romer,Weil المطوربمنيجية Solowوفؽ نموذج (المحمي اإلجمالي
المقاس بمعدؿ نمو المسجميف )رأسماؿ البشري : النماذج القياسية التي أجريت عمى السالسؿ الزمنية لممتغيرات الحقيقية التاليةمقاس بمعدؿ نمو )، واليد العاممة ( ABFFالمقاس بمعدؿ نمو تراكـ رأسماؿ الثبت )، ورأسماؿ المادي (في الطور الثانوي
: أعطت النتائج التالية (عدد المشتغميف ىذا الحالي،ويعني النمو االقتصادي معدؿ بسنتيف عمي المتأخر لمعدؿ النمو االقتصادي معنويا قوي و موجب أثر وجود- . %0.36 بحوالي النمو االقتصادي معدؿ زيادة إلى تؤدي سوؼ%1 بنسبة بسنتيف المتأخر النمو االقتصادي معدؿ زيادة أف أف ىذا ،ويعني PIBنمو الػ معدؿ عميا لمعدؿ نمو رأسماؿ المادي المتأخر بثالث سنوات معنويقويو موجب أثر وجود-
بحوالي النمو االقتصادي معدؿ زيادة إلى تؤدي سوؼ%1 بنسبة بثالث سنوات المتأخر معدؿ نمو رأسماؿ المادي زيادة0.17% .
األجؿ في( االقتصادي لنموا) PIBالػ نمو قوي لمعدؿ نمو رأسماؿ البشري الحالي عمى معدؿ ومعنوي سالب أثر وجود- ويعني ىذا ، 0.33- حوالي لنمو رأسماؿ البشريبالنسبة نمو االقتصاديلؿ الجزئية لممرونة المقدرة القيمة فقد بمغت القصير
في % 0.33 ػمعدؿ النمو االقتصادي بانخفاض ي ؿ سوؼ تؤدي إ% 1 بنسبة نمو رأسماؿ البشري الحالي أف الزيادة في .القصير األجؿ
زيادة أف ىذا ،ويعني PIBنمو الػ معدؿ عميا لمعدؿ نمو رأسماؿ البشري لمسنة الماضية معنويقويو موجب أثر وجود- . %0.66 بحوالي النمو االقتصادي معدؿ زيادة إلى تؤدي سوؼ%1 بنسبة لمسنة الماضية معدؿ نمو راس الماؿ البشري
زيادة أف ىذا ،ويعني PIBنمو الػ معدؿ عميا لمعدؿ نمو رأسماؿ البشري المتأخر بسنتيف معنويضعيؼو موجب أثر وجود- . %0.33 بحوالي النمو االقتصادي معدؿ زيادة إلى تؤدي سوؼ%1 المتأخر بسنتيف بنسبة معدؿ نمو رأسماؿ البشري
فقد القصير األجؿ في( االقتصادي لنموا) PIBالػ نمو قوي لمعدؿ نمو التشغيؿ الحالي عمى معدؿ ومعنوي سالب أثر وجود- نمو ويعني ىذا أف الزيادة في، 0.38- حوالي لنمو التشغيؿبالنسبة نمو االقتصاديلؿ الجزئية لممرونة المقدرة القيمة بمغت
.القصير األجؿ في % 0.38 ػمعدؿ النمو االقتصادي بانخفاض ي ؿ سوؼ تؤدي إ% 1 بنسبة التشغيؿ الحالي زيادة أف ىذا ويعني PIBنمو الػ معدؿ عميا لمعدؿ نمو التشغيؿ المتأخر بثالث سنوات معنويضعيؼو سالب أثر وجود-
. %0.21 بحوالي النمو االقتصادي معدؿ انخفاض إلى تؤدي سوؼ%1 معدؿ نمو التشغيؿ المتأخر بثالث سنوات بنسبة : تمهيد1
في 1992 و الذي نشر سنة " A Contribution to the Empirics of Economic Growth"في مقاؿ يحمؿ عنواف "The quaterly journal of Economics " إقترح كؿ مفMankiw,Romer,Weil 1 إدخاؿ رأس الماؿ كمتغيرة مفسرة
1 N. Gregory Mankiw , David. Romer & David. N. Weil : A contribution on the empirics economic gowth. The Quarterly Journal of
Economics , Vol 107 , N°3. May , 1992.
2 إرجع إلى
Philippe Darreau , Croissance et politique économique , 1er édition , édition De Boeck Université , Bruxelles, Belgique , 2003 , p32-
33 .
و الوقوؼ عمى فرضياتو Solowمف أجؿ عرض نموذج 3 .كيؼ أف الجذر األحادي موجود في أغمبية السالسؿ الزمنية في االقتصاد الكمي (Nelson & Plosser 1982) 'بموسير' و 'نيمسف'قد نبو كؿ مف
النموذج االول النموذج الثاين النموذج الثالث نوع النموذج
ADF
j
t̂
القيمة احلرجة
5%
ADF j
t̂
القيمة% 5 احلرجة
ADF j
t̂
القيمة% 5 احلرجة
للسلسلةADFاختبار)األصلية
tYlog) 1.94-
(االجتاه غ م)-3.69 -2.73
الثابت غ ) (م
-3.04 0.10 -1.96
للسلسلة ادلفرقةADFاختبار )من الدرجة األوىل
tYD log) 0.62-
(االجتاه غ م)-3.71 -1.19
الثابت غ ) (م
-3.08 -1.29 -1.96
للسلسلة ادلفرقة ADFاختبار من الدرجة
)الثانيةtYDDlog)
0.95- االجتاه غ ) (م
3.71- 0.27 الثابت غ ) (م
3.08- 0.01 1.96-
للسلسلة ادلفرقة ADFاختبار لثة من الدرجة الثا
(tYDDDlog)
5.32-
االجتاه غ ) (م
3.71- 4.47-
الثابت غ ) (م
3.04- 4.99- 1.96-
Eviews 7.0من إعداد الباحثان باإلعتماد على برنامج : ادلصدر
tYDDDlog أيtYlog مف خالؿ الجدوؿ نالحظ أنو عند الفروؽ الثالثة لمسمسة تكوف اإلحصائية المحسوبة
1̂ أكبر
، و منو نقبؿ الفرضية %5 في النماذج الثالثة عند مستوى معنوية tabulèمف اإلحصائية المجدولة (بالقيمة المطمقة)
0:0 H أو 1: 10 H ، وىذا يعني عدـ وجود جذر وحدوي في السمسمة ،وكذلؾ عدـ معنوية الثابت و معامؿtYDDDlog االتجاه، ومنو فاف السمسمة
.(Sant dérivé) بمشتؽبدوف DS مستقرة مف نوع
:tHlogالسمسمة استقرارية اختبار3-1-2tYlogبإتباع نفس اخلطوات ادلطبقة على السلسلة
: ، حنصل على اجلدول التايل
tHlogالستقرارية السمسمة ADF اختبار: 2الجدوؿ رقـ النموذج االول النموذج الثاين النموذج الثالث نوع النموذج
ADF القيمةADF ADF احلرجة القيمة
القيمة
j
t̂ احلرجة
5% j
t̂ 5 %
j
t̂ 5 احلرجة %
للسلسلةADFاختبار )األصلية
tHlog) 1.79 -
(االجتاه غ م)3.64- 1.27 -
غ الثابت ) (م
3.01- 1.82 1.96 -
للسلسلة ADFاختبار من الدرجة ادلفرقة)األوىل
tHD log)
4.9–
(االجتاه غ م)3.67- 5.29-
غ الثابت) (م
3.02 -4.69 - 1.95 -
Eviews 7.0من إعداد الباحثان باإلعتماد على برنامج : ادلصدر
و منو نقبؿ الفرضية ، %5 في النماذج الثالثة عند مستوى معنوية tabulèاإلحصائية المجدولة 0:0 H أو 1: 10 H ، وىذا يعني عدـ وجود جذر وحدوي في السمسمة ،وكذلؾ عدـ معنوية الثابت و معامؿ االتجاه، ومنو فاف
tHDالسمسمة log مستقرة مف نوع DS بمشتؽبدوف (Sant dérivé).
:tKlogالسمسمة استقرارية اختبار3-1-3
: ، نحصؿ عمى الجدوؿ التالي بإتباع نفس الخطوات السابقة
tKlogالستقرارية السمسمة ADF اختبار: 3الجدوؿ رقـ النموذج االول النموذج الثاين النموذج الثالث نوع النموذج
ADF
j
t̂
القيمة احلرجة
5%
ADF j
t̂
احلرجة القيمة5 %
ADF j
t̂
القيمة% 5 احلرجة
للسلسلةADFاختبار )األصلية
tKlog) 1.18 -
(االجتاه م)3.65- 1.09 -
غ الثابت ) (م
3.02- 1.51 1.96 -
Eviews 7.0من إعداد الباحثان باإلعتماد على برنامج : ادلصدر
، و منو ال نقبؿ الفرضية %5 في النماذج الثالثة عند مستوى معنوية tabulèاإلحصائية المجدولة 0:0 H أو 1: 10 H ،5 وىذا يعني وجود جذر وحدوي في السمسمة ،ونجد معامؿ االتجاه العاـ معنوي عند مستوى معنوية%
.TS مستقرة مف نوع غير tKlog ومنو فاف السمسمة
:tLlogالسمسمة استقرارية اختبار3-1-4
tYlog بإتباع نفس الخطوات المطبقة عمى السمسمة :، نحصؿ عمى الجدوؿ التالي
tLlog الستقرارية السمسمةADF اختبار: 4الجدول رقم النموذج االول النموذج الثاين النموذج الثالث نوع النموذج
ADF
j
t̂
القيمة احلرجة
5%
ADF j
t̂
احلرجة القيمة5 %
ADF j
t̂
القيمة% 5 احلرجة
للسلسلةADFاختبار )األصلية
tLlog) 1.79 -
(االجتاه غ م)3.64- 0.94 -
غ الثابت ) (م
3.01- 4.52 1.96 -
للسلسلة ADFاختبار من الدرجة ادلفرقة)األوىل
tHD log)
7.18–
(االجتاه غ م)3.64- 6.96-
غ الثابت) (م
3.01 -3.83 - 1.95 -
Eviews 7.0من إعداد الباحثان باإلعتماد على برنامج : ادلصدر
، و منو نقبؿ الفرضية %5 في النماذج الثالثة عند مستوى معنوية tabulèاإلحصائية المجدولة 0:0 H أو 1: 10 H ، وىذا يعني عدـ وجود جذر وحدوي في السمسمة ،وكذلؾ عدـ معنوية الثابت و معامؿ االتجاه، ومنو فاف
tLDالسمسمة log مستقرة مف نوع DS بمشتؽبدوف (Sant dérivé).
: Grangerلـ العالقة السببية اختبار3-2
لمتأكد مف مدى وجود عالقة سببية بيف متغيريف كمعدؿ نمو رأسماؿ البشري و معدؿ نمو Granger يستخدـ اختبار ، وذلؾ في حالة وجود بيانات سالسؿ زمنية، ومف المشاكؿ التي توجد في ىذه الحالة أف بيانات السالسؿ الزمنية PIBالػ
لمتغير ما كثيرا ما تكوف مرتبطة، أي يوجد ارتباط ذاتي بيف قيـ المتغير الواحد عبر الزمف، والستبعاد أثر ىذا االرتباط الذاتي إف وجد،يتـ إدراج قيـ نفس المتغير التابع لعدد مف الفجوات الزمنية كمتغيرات تفسيرية في عالقة السببية المراد قياسيا يضاؼ
بالنسبة لحالتنا ىذه تحصمنا إلى ذلؾ قيـ المتغير التفسيري اآلخر لعدد مف الفجوات الزمنية كمتغيرات تفسيرية أيضا، :عمى النتائج التالية Eviews باستعماؿ برنامج
.'غرانجر'نتائج اختبار : 5الجدوؿ رقـ
Pairwise Granger Causality Tests
Date: 11/12/11 Time: 11:55
Sample: 1987 2009
Lags: 2
Null Hypothesis: Obs F-
Statisti
Prob.
c
DLOGH does not Granger Cause
DDDLOGY
18 12.84
72
0.000
8
DDDLOGY does not Granger Cause
DLOGH
0.412
06
0.670
6
Eviews 7.0من إعداد الباحثان باإلعتماد على برنامج : ادلصدر
84.12F لدينا
):05.00008.0(و كذلؾ % 5 وىي أكبر مف الجدولية عند حد معنوية prob
و ىذا يعني
كذلؾ و% 5 معنوية حد عند الجدولية مف أصغر وىي 41.0Fومف جية أخرى في المعادلة الثانية0Hرفض
)05.067.0:( probأي عدـ رفض 0H
و المتغير DDDlogY يسبب في المتغير DlogH فاف المتغير: و منو
DDDlogY ال يسبب في المتغير DlogH .
:ت الدراسة ااختبار التكامل المتزامن بين متغير3-3 بيف مشترؾ وجود مسار إمكانية اختبار أف القوؿ بمأننا في التقدير سوؼ نعتمد عمى المتغيرات المستقرة ومنو نستطيع
وعميو و الطويؿ، المدى بنفس وتيرة االتجاه عمى تنمو والتي المتكاممة مف نفس الدرجة المتغيرات بيف إال يكوف ال المتغيرات .المتغيريات بيف (المتزامف)المشترؾ لمتكامؿ مجاؿ يوجد لدينا فانو ال ىي التي المعطيات حسب
األولي تقدير النموذج3-4
: االنحدار سوف تأخذ الشكل التالي و عميه فان معادلة
ttttt LDHDKDYD loglogloglog 3210
) عالقة البسيطةاؿيتـ التطرؽ لتقدير لـ :مالحظةttttt LDHDKDYD loglogloglog 3210
، أيف كؿ (، (DW صغر قيمة)معممات النموذج نجدىا ال تختمؼ معنويا عف الصفر إضافة إلى وجود مشكؿ االرتباط الخطي لألخطاء
. الصغيرة جدا و قيمة معامؿ التحديد
نتائج تقدير النموذج: 6الجدوؿ رقـ Dependent Variable: DLOGY
Method: Least Squares
Date: 11/12/11 Time: 12:49
Sample (adjusted): 1991 2009
Included observations: 19 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DLOGY(-1) 0.273735 0.456377 0.599800 0.5909
DLOGY(-2) 0.669562 0.646792 1.035205 0.3767
DLOGY(-3) -0.262197 0.588656 -0.445415 0.6862
DLOGK 0.062832 0.140542 0.447070 0.6851
DLOGK(-1) 0.031144 0.152685 0.203979 0.8514
DLOGK(-2) -0.000754 0.119021 -0.006336 0.9953
DLOGK(-3) 0.232121 0.178842 1.297907 0.2851
DLOGH -0.350941 0.177395 -1.978304 0.1423
DLOGH(-1) 0.569472 0.294373 1.934526 0.1485
DLOGH(-2) 0.468126 0.454954 1.028952 0.3792
DLOGH(-3) -0.097439 0.259973 -0.374804 0.7327
DLOGL -0.523945 0.340335 -1.539498 0.2213
DLOGL(-1) -0.115872 0.279793 -0.414134 0.7066
DLOGL(-2) -0.039090 0.242617 -0.161119 0.8822
DLOGL(-3) -0.355578 0.302093 -1.177047 0.3241
C 0.010749 0.013385 0.803106 0.4807 R-squared 0.939657 Mean dependent var 0.007974
Adjusted R-squared 0.637939 S.D. dependent var 0.018420
S.E. of regression 0.011083 Akaike info criterion -6.328359
Sum squared resid 0.000369 Schwarz criterion -5.533041
Prob(F-statistic) 0.189974 Eviews 7.0من إعداد الباحثان باإلعتماد على برنامج : ادلصدر
: األمثل لمنموذج ات تحديد عدد التأخير3-5 المرشحة لمنموذج نقـو بدراسة مختمؼ الحاالتمف أجؿ تحديد العدد األمثؿ لمتأخيرات، ونظرا ألىمية ىذه المرحمة
؛مع األخذ بعني كما يظهر يف اجلدولHQ و AIC، SC نختار النموذج الذي يعطي أقؿ قيمة لممعايير؛ P والمختمفة حسب قيـRاالعتبار مستوى معامل التحديد
.DWو إحصائية ، معنوية ادلعامل ادلقدرة ،2 :بعد تفحص النماذج ادلرشحة السابقة ميكننا اختيار النموذج لعدة اعتبارات - . اقل قيمة للمعايري السابقة كما يظهر يف اجلدول. 1 .R2 مستوى أعلى دلعامل التحديد .2 .معنوية جيدة للمعامل ادلقدرة . 3
:قيـ المعايير عند التأخيرات المختمفة : 7الجدوؿ رقـ
معيار k عدد التأخرياتAkaike
Schwarzمعيار
- Hannan معيار
Quinn
0 5.35 -5.16 -5.31 -
1 5.95 -5.55 -5.86 -
2 6.03 - 5.43 - 5.91 -
3 6.32- 5.53- 6.19-
4 5.25- 4.16- 5.01-
Eviews 7.0من إعداد الباحثان باإلعتماد على برنامج : ادلصدر
.P = 3 : اليت تدين ادلعايري السابقة هيPنالحظ أن قيمة -
نتائج تقدير النموذج: 8الجدوؿ رقـ
Dependent Variable: DLOGY
Method: Least Squares
Date: 11/12/11 Time: 12:54
Sample (adjusted): 1991 2009
Included observations: 19 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DLOGY(-1) 0.308304 0.186617 1.652068 0.1295
DLOGY(-2) 0.367501 0.185296 1.983321 0.0555
DLOGK(-3) 0.176969 0.052082 3.397916 0.0068
DLOGH -0.327923 0.076746 -4.272817 0.0016
DLOGH(-1) 0.658933 0.104360 6.314063 0.0001
DLOGH(-2) 0.329863 0.178691 1.845998 0.0947
DLOGL -0.388259 0.110184 -3.523735 0.0055
DLOGL(-3) -0.211917 0.110559 -1.916779 0.0843
C 0.004788 0.003645 1.313344 0.2184 R-squared 0.928379 Mean dependent var 0.007974
Adjusted R-squared 0.871083 S.D. dependent var 0.018420
S.E. of regression 0.006614 Akaike info criterion -6.893871
Sum squared resid 0.000437 Schwarz criterion -6.446505
Prob(F-statistic) 0.000088 Eviews 7.0من إعداد الباحثان باإلعتماد على برنامج : ادلصدر
:التعميق المستقمة لممتغيرة فترات بالنسبةثالثالتأخر ب أساس عمى الصغرى، المربعات بطريقة االنحدار معادلة حساب أعطى
Tang" (2000)" ،كما أنو عند التقدير تـ إتباع طريقة ((AIC,SC, HQمف كؿ معايير عمى باالعتماد)والتابعة 1
التي
الخاصة بو اقؿ مف الواحد الصحيح، وذلؾ بشكؿ t تتمخص في إلغاء المتغير المستقؿ الذي تكوف القيمة المطمقة إلحصاء ينبغي األجؿ وطويمة قصيرة اآلثار تقدير في الستخدامو النموذج ىذا اعتماد وقبؿ،التالي الشكؿ التقدير أعطى متتالي ، وعميو
:التالية التشخيصية االختبارات بإجراء ذلؾ ويتـ .النموذج ىذا أداء جودة مف التأكد-Lagrange .Multiplier Test of Residual [ Breush: البواقي بيف التسمسمي لالرتباط رانجغال اعؼمض اختبار .1
.المقدر النموذج العشوائي في الخطأ حد تبايف بثبات القائمة العدـ فرضية رفض عدـ إلي ARCH إحصائية تشير. 2
Homoscedasticity
محؿ النموذج في طبيعًيا توزيًعا موزعة العشوائية األخطاء بأف القائمة الفرضية رفض عدـ إلي JB إحصائية اختبار تشير. 3 .التقدير
.ادلستخدم النموذج يف ادلستخدم الدايل الشكل صحة إيل RESET اختبارإحصائية تشير. 4
كؿ بيف االرتباط معامؿ تقدير تـ النموذج المقدر في Multicollinearity خطي ازدواج مشكمة ىناؾ كاف إذا عما والختبار- قيمة كانت إذا حالة في حادة خطي ازدواج مشكمة توجد عامة، وكقاعدة.النموذج ليذا المستقمة المتغيرات مف مستقميف متغيريف معامؿ قيمة أف الجدوؿ ىذا مف يتضح (Ruth, 2005). 0.7مف أكبر ما معادلة داخؿ مستقميف متغيريف االرتباط بيف معامؿ
.المقدر النموذج في خطي ازدواج مشكمة توجد ال ثـ ومف 0.7 يتجاوز لـ مستقميف متغيريف كؿ بيف االرتباطR)التحديد معامؿ قيمة وتشير
2 إحصاء قيمة تشير كما (0.92)محؿ االىتماـ المستقمة لممتغيرات التفسيرية القوة ارتفاع إلي (
.اإلحصائية مف الناحية ككؿ المقدر النموذج جودة إلي F اختبار
:(نتائج التقديرلالتحميل االقتصادي )خالصة -4 :ىي لمنموذج المثمى القياسية وفقا لمنقاط السابقة فاف الصيغة-
3
2132
log21.0log38.0
log33.0log66.0log33.0log17.0log36.0log
tt
tttttt
LdLd
HdHdHdKdYdYd
:يمي مما سبؽ ما يتضح- ىذا الحالي،ويعني النمو االقتصادي معدؿ بسنتيف عمي المتأخر لمعدؿ النمو االقتصادي معنويا قوي و موجب أثر وجود- . %0.36 بحوالي النمو االقتصادي معدؿ زيادة إلى تؤدي سوؼ%1 بنسبة بسنتيف المتأخر النمو االقتصادي معدؿ زيادة أف ىذا ،ويعني PIBنمو الػ معدؿ عميا لمعدؿ نمو راس الماؿ المادي المتاخر بثالث سنوات معنويقويو موجب أثر وجود- النمو االقتصادي معدؿ زيادة إلى تؤدي سوؼ%1 بنسبة بثالث سنوات المتأخر معدؿ نمو راس الماؿ المادي زيادة أف
. %0.17 بحوالي األجؿ في( االقتصادي لنموا) PIBالػ نمو قوي لمعدؿ نمو راس الماؿ البشري الحالي عمى معدؿ ومعنوي سالب أثر وجود-
، 0.33- حوالي لنمو راس الماؿ البشريبالنسبة نمو االقتصاديلؿ الجزئية لممرونة المقدرة القيمة فقد بمغت القصير ػمعدؿ النمو االقتصادي بانخفاض ي ؿ سوؼ تؤدي إ% 1 بنسبة نمو راس الماؿ البشري الحالي ويعني ىذا أف الزيادة في
.القصير األجؿ في % 0.33 زيادة أف ىذا ،ويعني PIBنمو الػ معدؿ عميا لمعدؿ نمو راس الماؿ البشري لمسنة الماضية معنويقويو موجب أثر وجود-
. %0.66 بحوالي النمو االقتصادي معدؿ زيادة إلى تؤدي سوؼ%1 بنسبة لمسنة الماضية معدؿ نمو راس الماؿ البشري أف ىذا ،ويعني PIBنمو الػ معدؿ عميا لمعدؿ نمو راس الماؿ البشري المتأخر بسنتيف معنويضعيؼو موجب أثر وجود-
0.33 بحوالي النمو االقتصادي معدؿ زيادة إلى تؤدي سوؼ%1 المتأخر بسنتيف بنسبة معدؿ نمو راس الماؿ البشري زيادة%.
فقد القصير األجؿ في( االقتصادي لنموا) PIBالػ نمو قوي لمعدؿ نمو التشغيؿ الحالي عمى معدؿ ومعنوي سالب أثر وجود- نمو ويعني ىذا أف الزيادة في، 0.38- حوالي لنمو التشغيؿبالنسبة نمو االقتصاديلؿ الجزئية لممرونة المقدرة القيمة بمغت
.القصير األجؿ في % 0.38 ػمعدؿ النمو االقتصادي بانخفاض ي ؿ سوؼ تؤدي إ% 1 بنسبة التشغيؿ الحالي زيادة أف ىذا ،ويعني PIBنمو الػ معدؿ عميا لمعدؿ نمو التشغيؿ التأخر بثالث سنوات معنويضعيؼو سالب أثر وجود-
. %0.21 بحوالي النمو االقتصادي معدؿ انخفاض إلى تؤدي سوؼ%1 معدؿ نمو التشغيؿ المتأخر بثالث سنوات بنسبة
:المراجعN. Gregory Mankiw , David. Romer & David. N. Weil : A contribution on the empirics economic gowth. The
Quarterly Journal of Economics , Vol 107 , N°3. May , 1992
Philippe Darreau , Croissance et politique économique , 1er édition , édition De Boeck Université , Bruxelles,
Belgique , 2003 , p32-33 .
Pesaran M H. Shin Y.and Smith R J ,Bound Testing Approaches to the Analysis of Long Relationships
,Journal of Applied Econometrics,(2001),p20. in the
cite :http// :www.econ.cam.ac.uk/faculty/pesaran/pss1.pdf , Date of consultation :11/11/2011