تقدير...

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

. 2 المطورSolowإضافية في نموذج

1 nabil [email protected]جامعت حسيبت بن بو علي الشلف (أ)أستاذ محاضر

2 [email protected]جامعت حسيبت بن بو علي الشلف (ب) أستاذ مساعد

عرض النموذج2المقدـ عمى فرضية أف رأسماؿ البشري يتراكـ بنفس تقنية تراكـ رأسماؿ المادي مما يسمح بالتعبير (MRW)يعتمد نموذج

. عنو بوحدات مادية و ليس بوحدات زمنية: دالة اإلنتاج المستخدمة ىي )(ALHKY حيث :α ، β و φ ثوابت موجبة تماما و يعبر AL عف كمية العمؿ

: معدؿ نمو الناتج الفردي ، يكوف Agبوضع و . الفعاؿ

.)1( LHKy gggg

: قترحة لمتقدير و التي تصاغ كما يمي القة الـو ىي الع

tLtHtKtyt gggg 3210

φ-1 تقدير لػα3 و β تقدير لػα ، α2 تقدير لػφ.γ ، α1 تقدير لػα0: حيث : تقدير النموذج3

:نموذج التقدير ىو

ttttt LDHDKDYD loglogloglog 3210

:دراسة استقرارية متغيرات الدراسة3-1

:tYlogالسمسمة استقرارية اختبار3-1-1، والختبار استقرارية 3 تكوف السمسمة مستقرة إذا تذبذبت حوؿ وسط حسابي ثابت، مع تبايف ليس لو عالقة بالزمف

يمكف اختصار نتائج :Dicky-Fuller Augmente Test (ADF) فولر المطور–نستعمؿ اختبار ديكيlogYt السمسمة :ىذا االختبار في الجدوؿ التالي

tYlogالستقرارية السمسمة لػ ADF اختبار :1الجدوؿ رقـ

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


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


-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-


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 -


مف خالؿ الجدوؿ نالحظ أنو عند الفروؽ األولى لمسمسةtHlog تكوف اإلحصائية المحسوبة

1̂ مف (بالقيمة المطمقة)أكبر

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


5%

ADF j

t̂

احلرجة القيمة5 %

ADF j

t̂



tKlog) 1.18 -

(االجتاه م)3.65- 1.09 -


3.02- 1.51 1.96 -


مف خالؿ الجدوؿ نالحظ أنو عند السمسة األصمية tKlog تكوف اإلحصائية المحسوبة

1̂ مف (بالقيمة المطمقة)أصغر

، 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


5%

ADF j

t̂

احلرجة القيمة5 %

ADF j

t̂



tLlog) 1.79 -

(االجتاه غ م)3.64- 0.94 -


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 -


مف خالؿ الجدوؿ نالحظ أنو عند الفروؽ األولى لمسمسة tLlog اإلحصائية المحسوبة

1̂ مف (بالقيمة المطمقة)أكبر

، 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


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

Log likelihood 76.11941 Hannan-Quinn criter. -6.193759

F-statistic 3.114362 Durbin-Watson stat 2.140642

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-


.P = 3 : اليت تدين ادلعايري السابقة هيPنالحظ أن قيمة -

نتائج تقدير النموذج: 8الجدوؿ رقـ

Dependent Variable: DLOGY


Date: 11/12/11 Time: 12:54


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







: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

Godfrey (BG): ]

البواقي بيف التسمسمي لالرتباط رانجغال اعؼمض اختبار: 9الجدوؿ رقـ Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 0.804246 Prob. F(2,8) 0.4806

1 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.

Obs*R-squared 3.180659 Prob. Chi-Square(2) 0.2039

Test Equation:

Dependent Variable: RESID


Date: 11/12/11 Time: 21:03

Sample: 1991 2009

Included observations: 19

Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DLOGY(-1) 0.061868 0.218867 0.282676 0.7846

DLOGY(-2) -0.006087 0.204869 -0.029709 0.9770

DLOGK(-3) -0.006743 0.053425 -0.126216 0.9027

DLOGH 0.012428 0.081273 0.152912 0.8823

DLOGH(-1) 0.024284 0.111379 0.218032 0.8329

DLOGH(-2) -0.085954 0.200288 -0.429155 0.6791

DLOGL 0.041276 0.122898 0.335856 0.7456

DLOGL(-3) 0.005537 0.115188 0.048072 0.9628

C -0.000555 0.003773 -0.147111 0.8867

RESID(-1) -0.496537 0.397188 -1.250133 0.2466

RESID(-2) -0.245052 0.441886 -0.554559 0.5944 R-squared 0.167403 Mean dependent var -3.20E-19

Adjusted R-squared -0.873343 S.D. dependent var 0.004929






:(ARCH ) (Autoregressive Conditional Heteroscedasticity)التبايف ثبات بعدـ المشروط اختبار االنحدار الذاتي. 2

التبايف ثبات بعدـ المشروط اختبار االنحدار الذاتي: 10الجدوؿ رقـ

Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic 0.596956 Prob. F(1,16) 0.4510

Obs*R-squared 0.647420 Prob. Chi-Square(1) 0.4210

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2


Date: 11/12/11 Time: 21:05


Included observations: 18 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2.66E-05 9.76E-06 2.722006 0.0151

RESID^2(-1) -0.189167 0.244836 -0.772629 0.4510 R-squared 0.035968 Mean dependent var 2.21E-05

Adjusted R-squared -0.024284 S.D. dependent var 3.28E-05

S.E. of regression 3.32E-05 Akaike info criterion -17.68393

Sum squared resid 1.76E-08 Schwarz criterion -17.58500




"Jarque-Bera" 'بيرا -جاؾ'اختبار : اختبار التوزيع الطبيعي لمبواقي 3.

اختبار التوزيع الطبيعي لمبواقي: 11الجدوؿ رقـ


"Klein " اختبار: اختبار االرتباط بني ادلتغريات ادلفسرة.4

:[Ramsey (RESET)] ليذا النموذج الدالي الشكؿ حيث مف المقدر النموذج تصميـ أو تحديد مالئمة مدى اختبار .5

(Regression error specication test ) :

ليذا النموذج الدالي الشكؿ حيث مف المقدر النموذج تصميـ أو تحديد مالئمة مدى اختبار: 12الجدوؿ رقـ

Ramsey RESET Test

Equation: UNTITLED

Specification: DLOGY DLOGY(-1) DLOGY(-2) DLOGK(-3) DLOGH DLOGH(

-1) DLOGH(-2) DLOGL DLOGL(-3) C

Omitted Variables: Squares of fitted values Value df Probability

t-statistic 1.266043 9 0.2373

F-statistic 1.602865 (1, 9) 0.2373

Likelihood ratio 3.114093 1 0.0776 F-test summary:

Sum of Sq. df Mean

Squares

Test SSR 6.61E-05 1 6.61E-05

Restricted SSR 0.000437 10 4.37E-05

Unrestricted SSR 0.000371 9 4.13E-05

Unrestricted SSR 0.000371 9 4.13E-05 LR test summary:

Value df

Restricted LogL 74.49177 10

Unrestricted LogL 76.04882 9

Unrestricted Test Equation:

Dependent Variable: DLOGY


Date: 11/12/11 Time: 21:17

Sample: 1991 2009

Included observations: 19 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DLOGY(-1) 0.385881 0.191312 2.017020 0.0745

DLOGY(-2) 0.314951 0.184676 1.705426 0.1223

DLOGK(-3) 0.184186 0.050899 3.618617 0.0056

DLOGH -0.266545 0.088912 -2.997839 0.0150

DLOGH(-1) 0.538070 0.139231 3.864585 0.0038

DLOGH(-2) 0.364114 0.175633 2.073158 0.0680

DLOGL -0.400906 0.107471 -3.730369 0.0047

DLOGL(-3) -0.215136 0.107400 -2.003126 0.0762

C 0.006565 0.003808 1.723772 0.1188

FITTED^2 -5.590428 4.415670 -1.266043 0.2373 R-squared 0.939207 Mean dependent var 0.007974







(DLOGY: المتغير التابع )نموذج تقدير نتائج: 13الجدول رقم -Pاالحتمال قيمت

value لمعامل المقدرة القيمت

االنحدار المستقلت المتغيراث

0.1295 0.308304 DLOGY(-1) 0.0555 0.367501** DLOGY(-2)

0.0068 0.176969*** DLOGK(-3)

0.0016 -0.327923*** DLOGH 0.0001 0.658933*** DLOGH(-1) 0.0947 0.329863* DLOGH(-2)

0.0055 -0.388259*** DLOGL

0.0843 -0.211917* DLOGL(-3)

0.2184 0.004788 C

0.928379 R2

2.110903 DW 16.20 *** (0.000088) F

+ االختبارات التشخيصيةRESET ARCH BG LM JB

F = 1.602865

(0.2373)

F =

0.596956

(0.4510)

F =

0.804246

(0.4806)

2 = 0,02

(O,98)

%10مستوي عند معنوي*،.% 5 مستوي عند معنوي ** ،% 1 مستوي عند معنوي*** :مالحظات (p-value). االحتمال قيم متثل األقواس بني األرقام +

من إعداد الباحثان باإلعتماد على النتائج السابقة: ادلصدر

:يمي ما الجدول هذا من ويتضح

.التسمسمي االرتباط مشكمة مف النموذج خمو إلي BG LM إحصائية اختبار تشير. 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

تقدير...

Documents

Transcript of تقدير...