تأثير سعر الصرف الاسمى على عجز الميزان التجارى فى جمهورية مصر العربية (1990-2020)
اعداد : بسملة محمد حمدى سيف , شروق احمد محمود محمد احمد , منى مروان لبيب موسي المنشاوى , نورهان ابراهيم احمد محمود , يارا بهاء محمد السيد – اشراف : د. باكينام فكرى – كلية الأقتصاد والعلوم السياسية – جامعة القاهرة – مصر
- المركز الديمقراطي العربي
المستخلص:
تقوم هذه الدراسة بتحليل أثر سعر الصرف الاسمي علي عجز الميزان التجارى فى جمهورية مصر العربية ، و ذلك باستخدام طريقة المربعات الصغري الاعتيادية على بيانات سلاسل زمنية سنوية في الفترة من 1990 و حتي 2020. ويعد سعر الصرف من أهم المتغيرات التى تعكس وضع الدولة الاقتصادى ومدى استقرارها ، بالإضافة إلى قدرتها على امتصاص الصدمات الاقتصادية الخارجية، فظهرت امكانية أن تفيد دراسة العلاقة بين عجز الميزان التجارى وسعر الصرف الاسمى والأزمات المختلفة التى مر بها الاقتصاد المصري فى التعرف على دورهم فى تحقيق الاستقرار الاقتصادى ، وتحسين وضع الميزان التجارى . و توصلت هذه الدراسة لوجود علاقة سالبة بين سعر الصرف الإسمى وعجز الميزان التجاري المصري؛ فزيادة سعر الصرف أو انخفاض قيمة العملة المحلية ستؤدي إلى تحسن الميزان التجاري.و بناءَ على هذه النتائج قدمت الدراسة سياسة التعويم الحر كأحد بدائل السياسات التي من الممكن أن نستند إليها في اتخاذ القرارات الاقتصادية المتعلقة بكل من سعر الصرف و الميزان التجاري . ولكن قبل تنفيذ السياسة قامت مصر بتقوية اقتصادها ، وتشجيع مصادر تمويل العملة الاجنبية ، بالاضافة لتشجيع الصادرات ، وكل هذا حتى تحصل مصر على الأثر الايجابى من سياسة التعويم وليس الأثر العكسى .
المقدمة:
يعد سعر الصرف حلقة وصل بين الاقتصادات الدولية ومقياسًا هامًا لحجم معاملاتها ، كما يُعد من أهم أدوات السياسة الاقتصادية الكلية ، حيث يشكل إلى جانب السياسات الاخرى آلية فعالة لحماية الاقتصاد المحلى من الصدمات الداخلية والخارجية. وتعتبر التغيرات فى سعر صرف العملة المحلية بالنسبة للعملات الأخرى العامل الأكثر تأثيرًا على حالة الميزان التجارى للدولة، حيث يؤدى ارتفاع سعر صرف العملة المحلية بالنسبة للعملات الأخرى إلى ارتفاع أسعار صادرات الدولة فى الأسواق الخارجية ومن ثم انخفاض الطلب عليها وزيادة الواردات نتيجة انخفاض سعر صرف العملات الاجنبية بالنسبة للعملة المحلية ، ويحدث العكس تماما عند انخفاض سعر صرف العملة المحلية . فالاقتصاد مر بتاريخ طويل من التقلبات فى سعر الصرف التى أثرت بشكل مباشر أو غير مباشر على استقرار الميزان التجارى والذى انعكس بدوره على استقرار الاقتصاد المصري. وهذا كله أدى إلى اتجاه صانعى القرار لإعطاء هذه التقلبات التى كانت بعضها عوامل داخلية : مثل ثورة الثلاثين من يونيو 2013م، وبعضها الاخر نتيجة عوامل خارجية: مثل الأزمة الأسيوية 1997م المزيد من الاهتمام للحد من الأثار السلبية لهذه التقلبات على كل من الاقتصاد بشكل عام ، والميزان التجارى بشكل خاص .وفى الفترة الأخيرة قامت الحكومة بتعديل أنظمة سعر الصرف المتبعة من أجل تنشيط حركة التجارة الخارجية وتحقيق الاستقرار فى الميزان التجارى إلى أنه فى ظل هذه الأوضاع المتدهورة والتذبذبات التى حدثت لسعر الصرف فشلت هذه السياسات الاصلاحية فى تحقيق هدفها فى كثير من الأحيان. وبذلك تظهر امكانية أن تفيد دراسة كل من العلاقة بين عجز الميزان التجاري و سعر الصرف والأزمات المختلفة التي مر بها الاقتصاد المصري في التعرف على دورهم في تحقيق الاستقرار الاقتصادي، و تحسين وضع الميزان التجاري.
هدف البحث :
قياس العلاقة بين عجز الميزان التجارى وسعر الصرف الاسمى فى جمهورية مصر العربية فى الفترة من 1990 وحتى 2020 وأيضًا قياس أثر تقلبات سعر الصرف على الميزان التجارى فى هذه الفترة. وتقديم التوصيات أمام صانعى السياسات الاقتصادية إنطلاقًا من النتائج التى سنصل إليها من تقدير وتحليل النموذج ، وذلك بما يتلاءم مع خصائص وظروف الاقتصاد المصرى.
اهمية البحث:
سعر الصرف يعد من أهم المتغيرات التى تعكس وضع الدولة الإقتصادى ومدى استقرارها ، وأيضًا قدرتها على امتصاص الصدمات الاقتصادية الخارجية. وقد تم اختيار الفترة مابين 1990 وحتى 2020 لوجود أنظمة مختلفة لسعر الصرف تم تطبيقها خلال هذه الفترة والتى كان لها أثرها على الميزان التجارى؛ ففى عام 1990 بدأت مصر لأول مرة فى اتباع نظام مختلف عن نظام سعر الصرف الثابت فاتبعت نظام سعر الصرف الحر المدار ، كما أنها قامت لأول مرة باتباع نظام تعويم العملة المحلية فى عام 2003، واتبعت نفس النظام مرة أخرى خلال فترة الدراسة عام 2016. ونظراً لمرور جمهورية مصر العربية بالعديد من الأزمات التى أثرت بشكل كبير على سعر الصرف الخاص ودفعها لأخذ عدد من السياسات الهامة لتقليل آثار هذه الأزمات ، فإن هذه الدراسة ستقوم بتحليل هذه العلاقة فى ضوء تلك التغيرات ، وكذلك تنبع أهمية البحث فى تغطية الفجوة التى تتمثل فى أن النموذج القياسي الخاص بهذه الدراسة يختلف عن النماذج القياسية الأخرى التى تم استخدامها فى الدراسات الأخرى لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى ؛ حيث أن النموذج المستخدم يتضمن ثلاث متغيرات مستقلة هى سعر الصرف الاسمى ، الناتج المحلى الإجمالى فى جمهورية مصر العربية ، والناتج المحلى الإجمالى فى الولايات المتحدة الأمريكية بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع. ويلاحظ أننا استخدمنا سعر الصرف الاسمى كأحد المتغيرات المستقلة لأننا نهدف لمعرفة الأسعار التى تم تبادل العملة الأجنبية بالعملة المحلية (الجنيه المصرى) أو العكس، ولم يتم استخدام سعر الصرف الحقيقى لأننا لانهدف فى هذه الدراسة لمعرفة عدد الوحدات من سلعة أجنبية معينة لشراء سلعة محلية معينة ؛ حيث أننا لا نهدف لقياس المنافسة الدولية بين دولتين أو مجموعة دول بل نركز على تسليط الضوء على الحالة المصرية ،ولذلك لم يتم استخدام سعر الصرف الحقيقي ؛حيث أننا لا نرغب فى معرفة عدد الوحدات من سلعة أجنبية معينة لشراء سلعة محلية معينة لأننا لا نهدف لقياس المنافسة الدولية . أما بالنسبة للناتج المحلى الاجمالى لمصر نجد أن زيادة الناتج المحلى الإجمالى تؤدى الى زيادة إنتاج السلع المحلية وبالتالى من الممكن أن تؤدى لتحسن الميزان التجارى . وأما بالنسبة للناتج المحلى الإجمالى فى الولايات المتحدة الأمريكية فإن التغيرات به تؤثر على كلًا من الصادرات والواردات المصرية ؛ حيث أن الولايات المتحدة الأمريكية تعد من أهم الشركاء التجاريين لمصر؛ فهى تمثل الشريك التجارى الأول لمصر على مستوى التجارة مع الدول الأخرى.
منهجية البحث :
يعتمد البحث على كل من المنهج الوصفى التحليلى ؛ للإحاطة بالجوانب النظرية للدراسة ، والمنهج القياسي ؛ لقياس أثر تقلبات سعر الصرف على الميزان التجارى باستخدام طريقة المربعات الصغري الاعتيادية المعتمدة علي بيانات سلاسل زمنية سنوية في الفترة من 1990و حتي 2020. كما سيتم ربط هذه النتائج التي سيتم التوصل لها بكل من الخلفية الاقتصادية للفترة محل الدراسة.
مشكلة البحث :
إن التغيرات الاقتصادية التى طرأت على المشهد المصرى فى السنوات الأخيرة، كالقرارت التى يتخذها البنك المركزى بشأن تحرير سعر الصرف ، كان لها تداعيات كثيرة على السوق المصرى ، وظهورالكثير من الآراء بين مؤيد ومعارض بشأن هذه القرا رات ، كان من أهم الأسباب ، لمعرفة تأثير تقلبات سعر الصرف على الميزان التجارى المصري. لذلك تتمثل المشكلة البحثية فى السؤال التالى : مامدى تأثير تقلبات سعر الصرف على الميزان التجارى فى جمهورية مصر العربية ، وإلى جانب هذه الإشكالية العامة ، يوجد عدد من التساؤلات الفرعية :-
1_ ماهو أثر تغير سعر الصرف على الصادرات المصرية خلال الفترة من (1990-2020)؟
2_ ماهو أثر تغير سعر الصرف على الواردات المصرية خلال الفترة من (1990-2020)؟
3_ ماهو تأثيرسعر الصرف الاسمى على الميزان التجارى بصفة عامة ، وعلى الميزان التجارى المصري بصفة خاصة خلال الفترة (1990-2020)؟
4_ ماهى المراحل التى مر بها سعر الصرف فى مصر خلال فترة الفترة من (1990-2020)؟
هيكل الدراسة :
تتكون هذه الدراسة من 3 فصول ، يتناول الفصل الاول الإطار المفاهيمى والنظرى للدراسة حيث يتسعرض الفصل فى المبحث الأول النظريات التى تدرس العلاقة بين سعر الصرف وعجز الميزان التجارى ، أما فى المبحث الثانى تم استعراض مراجعة الأدبيات التى تقوم على مراجعة النتائج التى توصلت لها بعض الدراسات التطبيقية السابقة عن العلاقة بين المتغيرين. ويتناول الفصل الثانى سياسات وأنظمة سعر الصرف بشكل عام وذلك فى المبحث الاول ، وفى المبحث الثانى تم تناول الأنظمة التى تم تطبيقها فى مصر بشكل خاص، بالإضافة الى الأزمات التى تعرض لها الإقتصاد المصري خلال فترة الدراسة ومستتبعاتها على أنظمة سعر الصرف المتبعة. ويمثل الفصل الثالث الجانب التطبيقى للدراسة وينقسم إلى مبحثين،الأول يتناول الإطار المنهجي للنموذج القياسي، والثانى يتناول اختبار وتقدير أثر سعر الصرف الاسمى على الميزان التجاري في جمهورية مصر ، ثم بعد ذلك سيتم تناول تقديم بعض البدائل لصانع القرار التى يمكن أن يستند إليها لتحسين العجز فى الميزان التجارى.
الفصل الأول: الإطار النظري للعلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى
يتناول هذا الفصل مبحثان؛ حيث يتناول المبحث الأول الإطار النظري الذي يتضمن المفاهيم المتعلقة بكل من سعر الصرف و الميزان التجاري، و أهم النظريات التي توصلت لوجود علاقة بينهما.أما الثاني فيتناول مراجعة الأدبيات التي قامت بدراسة العلاقة بينهم .
المبحث الأول:العلاقة بين سعر الصرف و الميزان التجارى فى الأدبيات النظرية
في هذا المبحث سيتم تناول المفاهيم المرتبطة بسعر الصرف و الميزان التجاري .ثم يتم استعراض النظريات التي تدرس العلاقة بين سعر الصرف و العجز في الميزان التجاري.
المفاهيم المتعلقة بسعر الصرف والميزان التجارى :-
يعرف سعر الصرف على أنه السعر الذي يتم من خلاله مبادلة عملة بعملة أخرى لتسوية المعاملات الدولية،و يلاحظ أن هذا التعريف يركز على كون سعر الصرف أداة للمبادلة فقط دون الإهتمام على أنه أداة للربط بين اقتصاديات الدول. ولذلك يتم تعريفه أيضًا على أنه قيمة الوحدة الواحدة من العملة الأجنبية مقدرة بوحدات من العملة المحلية و العكس صحيح ، و بالتالى نجد أن هذا التعريف جعل من سعر الصرف أداة للربط بين الاقتصاد المحلى و الاقتصاد الأجنبى بالإضافة لكونه أداة لتسوية المعاملات الدولية ،ولكنه أهمل علاقة سعر الصرف بالسلع الأخرى والخدمات؛ نتيجة تأثيره على معدل الربح فى الصناعات التصديرية و تكلفة السلع والموارد المستوردة.
وبالتالى فإن التعريف الأشمل لسعر الصرف: هو أنه أداة تربط بين اقتصاد مفتوح لدولة ما واقتصاد أى دولة أخرى فى العالم،وهذا الربط يكون من خلال معرفة التكاليف والأسعار الدولية للسلع والخدمات المختلفة، و هو ما يسهل قيام المعاملات الدولية المختلفة و طرق تسويقها (دوحة، 2015).
ومن الجدير بالذكر أن سعر الصرف له أنواع تختلف فى خصائصها وتعريفاتها فنجد أن هناك:
سعر الصرف الاسمى Nominal Exchange Rate (NER) يعرف سعر الصرف الإسمى الثنائى بأنه سعر عملة أجنبية بدلالة وحدات عملة محلية ،والمقصود بهذا التعريف هو سعر الصرف الاسمى ( الجارى)، والذى لا يأخذ بعين الاعتبار القوة الشرائية من سلع وخدمات بين الدولتين.وينقسم سعر الصرف الإسمى إلى سعر صرف رسمى أى سعر الصرف المستخدم فيما يخص المبادلات الجارية الرسمية ، وسعر الصرف الموازى وهو سعر الصرف المستخدم فى الأسواق الموازية (السوداء) ،ولكن سعر الصرف الحقيقي ((RER Real Exchange Rate هو عدد الوحدات من السلع المحلية اللازمة لشراء وحدة واحدة من السلع الأجنبية، وهو أيضًا عبارة عن سعر الصرف الاسمى بعد أخذ تغيرات الأسعار (التضخم) في الإعتبار.أما سعر الصرف الحقيقى الفعال Real Effective Exchange Rate (REER) هو سعر صرف العملة المحلية بالنسبة لعدة عملات أخرى بعد الأخذ في الاعتبار الأهمية النسبية لشركاء الدولة التجاريين ،وذلك عن طريق إعطاء وزن لسعر صرف العملة المحلية مع كل شريك تجاري، و هو يعبر عن مدى تحسن أو تطور عملة بلد ما بالنسبة لمجموعة أو سلة من العملات الأخري. بينما سعر الصرف التوازنى Equilibrium Exchange Rate (EER) هو السعر الذى يؤدى إلى التوازن المستديم لميزان المدفوعات عندما يكون الاقتصاد ينمو بمعدل طبيعى ، ويتحدد سعر الصرف التوازنى مثل السعر التوازنى لأى سلعة يتم تداولها فى سوق المنافسة الكاملة (عباس ،2003؛مليكة، 2020).
و بالرغم من تعدد أنواع سعر الصرف إلا إن عملية سعر الصرف تتسم بسمات عامة سنقوم بإيضاحها فيما يلى:
خصائص سعر الصرف :-
التحكيم )المراجحة arbitrage ) :اي وجود طرف ثالث فى عملية التبادل هدفه تحقيق الربح مثال لذلك شراء عملة من سوق يكون به السعر منخفض وبيعها فى سوق يكون به السعر مرتفع .ويوجد ثلاث انواع للتحكيم ، النوع الأول هو التحكيم المباشر يتم فيه المقارنة بين سعر عملة محددة بدلالة عملة اخرى فى مركزين ماليين مختلفين.أما النوع الثانى هو عمليات التحكيم غير المباشرة ،وهونوع من التحكيم يوجد به ثلاث عملات حيث تكون إحدى هذه العملات المستعارة مباشرة لدلاله العملتين الأخريتين ولكنها مستعارة بدلالة عملة ثابتة .وأخيرًا عمليات التحكيم على معدلات الفائدة هنا التحكيم يتواجد عندما يكون هناك فرق فى معدلات الفائدة على عملة معينة فى مركزين ماليين مختلفين،وبالتالى يظهر الاختلاف بين الأنواع بالإجابة على الأسئلة التاليه: هل التعامل بين العملتين يتم بصورة مباشرة أم لا ؟ ثم هل يتواجد فروق فى معدلات الفائدة بالنسبة لإحدى العملات فى الأسواق المالية المختلفة ؟أيضًاهل عملية التحكيم تطبق على عملة واحدة أم لا ؟ ومن خصائص سعر الصرف ايضًا المضاربة فالغرض من المضاربه هو تحقيق الربح عن طريق إرتفاع الأسعارأوانخفاضها،ويحقق المضاربون الربح عن طريق التنبؤ بتغيرات أسعار صرف العملات المختلفه فى المستقبل. وتتم هذه المضاربة فى الأسواق الآجلة ،ولذلك يُطلق على المضارب الذي يتوقع إرتفاع العملة المضارب على الصعود بخلاف المضارب على الهبوط الذى يتوقع انخفاض قيمة العملة . والخاصية الثالثة من خصائص سعر الصرف هى التغطية فتعنى الحث على التعامل فى أسواق الصرف الآجلة لتفادى المخاطر الناجمه عن تقلبات سعر الصرف لذا يقوم المستثمرون والمتعاملون فى التجارة الخارجية بالتعامل فى أسواق الصرف الآجله (بغداد،2013 ).
و بعد أن أوضحنا مفهوم وأنواع و خصائص سعر الصرف سنقوم بإيضاح كيفية تحديد هذا السعر:
كيفية تحديد سعر الصرف ؟
يوجد طريقتين لتحديد سعر الصرف بشكل رئيسي :-
الطريقة الأولى هى تحديد سعر الصرف وفقا لآليه السوق: فييتحدد سعر الصرف فى هذه الحالة وفقا لآليه العرض والطلب (بالإعتماد على الكميات المطلوبة والكميات المعروضه ) مثل طريقة تسعير أي سلعة نتيجة تقاطع منحنيى العرض والطلب،وبالتالى نحصل على سعر التوازن ،وعمليًا سعر التوازن لا يستمر طويلًا لحدوث تغييرات مستمرة فى العرض والطلب للعملة الاجنبية والمرتبطة بسعر الصرف . و يتم تحديد الطلب الاجنبي على العملة الوطنية من العناصر الدائنة فى ميزان المدفوعات ،بينما عرض العملة المحلية يتمثل بالعناصر المِدينة . اما الطريقة الثانية هى التحديد الإدارى لسعر الصرف فتقوم السلطات النقدية بتحديد سعر الصرف وفقًا لمستوى معين مقابل واحدة أو أكثرمن العملات الرئيسيه لكي يتم تحقيق الأهداف المرجوة ،و تتحكم السلطات النقدية بعرض العملات الاجنبية وفقًا للسعر الذي تحدده ،ويتبع هذا الأسلوب من التسعير عادة نظام الرقابة على الصرف أونظام يهدف إتباع سياسه تجارية لتشجيع الصادرات . أيضًا تقوم السلطات النقدية بطرح أسعار الصرف الخاصه بعملتها مع عدة عملات أجنبية أخرى بناء على التقاطع بين السعر الذى حددته هذه السلطة لعملتها مع عملة التدخل الرئيسي ،وأيضًا أسعار الأسواق الجارية لعملة التدخل الرئيسي مع باقي العملات الدولية .وتقوم السلطات النقدية بحماية عملتها المحلية من أثر الضغوط الماليه والاقتصادية التى تواجه الدولة عن طريق إحكام نظام رقابة على عمليات الصرف ،حيث تتخذ عملية تثبيت سعر الصرف الوطنية أشكالًا كثيرة، فتختلف على وجه الخصوص بإختلاف الطريقة التي يتم من خلالها تحديد السعر المذكور :
الحالة الأولي لتحديد السعر هى الحالة التى يتم فيها تحديد السعر عن طريق الإرتباط المباشر بعملة التدخل،فتظل هذه العملات ثابتة عبرالزمن تجاه العملة المرتبطة بها ولكن إذا قامت السلطات النقدية للدولة بتغيير سعرالإرتباط المركزى للعملة تتغيرالأسعاروعكس ذلك تظل ثابتة.وبخلاف الحالة الأى توجد الحالة الثانيه وهى حالة التعويم الحر دون أى إرتباط فى هذه الحالة ،ولا يوجد سعر صرف ثابت بين هذه العملة وعملة التدخل أوأى سلة من العملات ؛لأن سعر سوق الصرف يتغير يوميًا لإرتباطه بتقلبات العرض والطلب . وهناك عوامل عديدة تؤثر على العرض والطلب وهي التوقعات والمؤشرات الإقتصادية والنقدية،لذلك تتدخل السلطات النقدية أحيانًا أوعند الضرورة دون المبالغة فى المضاربات للحفاظ على المعاملات المصرفيه داخل السوق .وأخيرًا الحالة الثالثه أى حالة الإرتباط بسلة العملات،فسلة العملات عبارة عن سلة يصدرها صندوق البنك الدولى وتتكون من خمس عملات لكل منها وزن معين. ويحدث إختلاف فى كلًا من سعر الأرتباط ودقة الهوامش حسب الدول وأيضًا تعكس أوزان نسب التوزيع الجغرافي لتجارة الدولة الخارجية، ويحدث الإرتباط بين العملة وحقوق السحب الخاص بسلة من العملات،ويتم هنا الاعتماد على عملة التدخل وهي (الدولار الامريكي )، حيث يتم إرساء القيمة المحددة يوميًا فى سوق صرف العملة المحلية ( على ، 2019 ؛ حريزى واخرون ،2019 )
الميزان التجارى:–
يعد الميزان التجارى من أهم المؤشرات الاقتصادية لأى دولة وتقوم الدولة بقياس الميزان التجارى بهدف معرفة حجم صادراتها لدول العالم ،وهذا إلى جانب معرفة حجم الواردات وأثر ذلك على أسواقها الداخلية. يجب أن نكون على دراية بأن فكرة الميزان التجارى تعود إلى التجاريين، حيث تتمثل فكرالمدرسة التجارية فى تكوين فائض إيجابى للدولة عن طريق زيادة الصادرات ، ولكن هذه الفكرة ليست كاملة لأنها لم تأخذ بعين الأعتبار العديد من العناصر التى أدت إلى ظهور فكرة ميزان المدفوعات فيما بعد. كما أن الفائض التجارى لا يكون دائمًا مرتبطًا بإقتصاد منتعش . ومن هنا سوف نتعرف على مفهوم الميزان التجارى (عثمان، ٢٠٢٢).
مفهوم الميزان التجاري :
يعرف الميزان التجاري (TB) Trade Balance: بأنه أحد مكونات ميزان المدفوعات، وهو يعبرعن الفرق بين الصادرات و الواردات من السلع و الخدمات، فإذا كانت الصادرات أكبر من الواردات يكون الميزان في حالة فائض، بينما إذا كانت الواردات أكبر من الصادرات يكون الميزان في حالة
عجز .ونجد أن هناك تعريف أوسع وأشمل للميزان التجارى ويكثر إستخدامه فى الوقت الحالى،فيُعرف بإنه رصيد العمليات التجارية،وتشمل هذه العمليات المشتريات المتمثلة فى الواردات من السلع والخدمات ،و المبيعات المتمثلة فى الصادرات من السلع والخدمات (دوحة،2015).
و يلاحظ أن الميزان التجارى يمثل نوعًا من المعاملات الجارية والمتمثلة فى المبادلات من السلع ،فإذا زادت الصادرات السلعية عن الواردات يكون هناك فائض والعكس إذا زادت الواردات عن الصادرات يكون هناك عجز فى الميزان التجارى ، وليس من الصحيح القول دائمًا بأن وجود فائض فى الميزان التجارى فى صالح الدولة أو العجز فى غير صالحه قبل أن نعرف الأهمية النسبية للميزان التجارى فى ميزان الحساب الجارى،ذلك غير أن بعض الظروف الاقتصادية يتحقق فى ظلها الفائض والعجز فى الميزان التجارى.فالميزان التجارى يمثل الفرق بين قيم الصادرات وقيم الواردات من السلع خلال فترة زمنية معينة، ويمكن تقيم العلاقة بين الصادرات و واردات الدولة بالمعادلة التالية:
رصيد الميزان التجارى= إجمالى صادرات الدولة – إجمالى واردات الدولة
ويجب معرفة أهمية الميزان التجارى للإجابة على السؤال التالي وهو أيهما فى صالح الدولة الفائض أم العجز.فالميزان التجارى هو جزء مهم جدا من فهم اللغزالعالمى للتجارة الدولية ، فهو يشبه بيان الدخل . ويمكن أن تؤدى أرقام الميزان التجارى إلى عجز تجارى ، مما يدل على أن الدولة استوردت اكثر مما صدرت ، أو يمكن أن تعكس فائضًا تجاريًا ، وحينئذٍ تصدرأكثرمما تستورد فى فترة زمنية محددة (على، ٢٠١٧).
مكونات الميزان التجارى:
وبعد استعراض التطور التاريخي لتعريف الميزان التجارى وأهميته يجب معرفة مكونات الميزان التجارى،حيث ينقسم الميزان التجارى بدوره إلى قسمين هما الميزان التجارى السلعى( التجارة المنظورة) والميزان التجارى الخدمى ( التجارة غير المنظورة) .
أولًا الميزان التجارى السلعى وهو يشمل جميع البنود المتعلقة بالصادرات والواردات من السلع المادية ( الملموسة) التى تمر عبر الحدود الدولية ،ويحسب هذا القسم عن طريق طرح صادرات البلد للسلع الملموسة من وارداته لنفس السلع.ثانيًا الميزان التجارى الخدمى حيث يشمل جميع أنواع الخدمات المتبادلة بين الدولة والخارج كخدمات ( النقل والتأمين والسياحة ..الخ ) ،حيث تعتبر الخدمات التى تقدمها الدولة للخارج صادرات فى حين تسجل الخدمات التى تتحصل عليها الدولة من الخارج فى جانب الواردات، ويمثل الفرق بين الإيرادات من صادرات الخدمات ومدفوعات الواردات من الخدمات رصيد الميزان التجارى الخدمى (مانع وآخرون ، ٢٠١٨).
ويمكن الآن الإنتقال إلى نقطة اخرى وهى الخلل فى الميزان التجارى؛حيث أن الخلل يكون فى أقسام معينة فيه، وعادة يكون العجز فى الحساب الجارى باعتباره من اكبر الحسابات والذى يؤدى عجزه الى اضرار فى الاقتصاد الوطنى ، مما يؤثر سلبا على قيمة العملة المحلية فى سوق الصرف الاجنبي .وتوجد أسباب عديدة تؤدى إلى حدوث هذا الخلل ولعل أهمها : التقييم الخاطئ لسعر صرف العملة المحلية ؛ حيث توجد علاقة وثيقة بين ميزان المدفوعات وسعر صرف العملة للدولة ،فإذا كان سعر الصرف لعملة دولة ما أكبر من قيمتها الحقيقية ، سيؤدى ذلك الى إرتفاع أسعار سلع الدولة ذاتها من وجهة نظرالأجانب مما يؤدى إلى انخفاض الطلب الخارجى عليها ، وبالتالى حدوث إختلال فى الميزان التجارى للدولة . ونجد أيضًا أن تركز هيكل صادرات الدولة على سلعة أو سلعتين يجعلها عرضة لحدوث إختلال بميزانها التجارى ، وقد يكون أيضاً هناك أسباب دورية لحدوث هذا الخلل فهى تشمل التقلبات التى تحدث حسب الدورات الاقتصادية التى تمر بها الدولة .بالإضافة إلى ذلك حدوث أسباب عرضية لا يمكن التنبؤ بها وقد تؤدى إلى حدوث إختلال فى ميزان مدفوعات الدولة مثل الكوارث الطبيعية ،اندلاع الحروب والتغيرالمفاجئ فى أذواق المستهلكين محليًا أو دوليًا، فهذه الحالات ستؤثر على صادرات الدولة المعنية ، وخصوصًا عندما يصاحب ذلك تحويلات رأسمالية إلى خارج القطرفيحدث عجز فى ميزان المدفوعات ( دوحة، ٢٠١٥).
نظريات سعر الصرف والميزان التجارى:
اولًا : شرط مارشال ليرنر Marshall-Lerner Condition
يُعرف شرط مارشال ليرنر الذي يوضح أثر سعر الصرف علي الميزان التجاري بمدخل المرونات Elasticity Approach ، و يقوم هذا المدخل على عدة فروض وهي أن الميزان التجاري متوازن، و أن مرونة عرض الواردات في الداخل و الخارج لا نهائية مما يعني أنه إذا ارتفعت أسعار الواردات بالعملة المحلية فإن الكمية المعروضة منها سترتفع بنسبة أكبر من ارتفاع الأسعار و بالتالي فإن التغير في الطلب علي الواردات في الداخل و الخارج لن يؤثر علي الأسعار المحلية أو الدولية. و من ذلك فإن التغير في الأسعار النسبية يعود كليًا إلي تخفيض سعر الصرف. كما يفترض هذا المدخل وضع التشغيل الكامل لعناصر الإنتاج و بالتالي ثبات مستويات الدخل في الاقتصاد، و يستبعد تحليل السلع الوسيطة و يركز علي السلع النهائية (دياب، 1995؛ معاطي، 2009) .
و من خلال هذه الفروض يبرز مدخل المرونات شرط مارشال ليرنر الذي توصل إلي وجود علاقة سالبة بين سعر الصرف و العجز في الميزان التجاري، حيث أن زيادة سعر الصرف ستؤدي إلي تحسن الميزان التجاري. و ليتحقق ذلك يلزم أن يكون مجموع القيمة المطلقة لمرونتي الطلب علي الصادرات و الواردات أكبر من الواحد. وذلك لأنه إذا ارتفعت أسعار الصادرات و الواردات بالعملة المحلية ستزداد حصيلة الصادرات و ستنخفض حصيلة الواردات بنسبة أكبر من تغير أسعارهم (دياب، 1995).
)1) X + £M > 1…………… £
في المعادلة (1)، £M تعبر عن مرونة الطلب على الصادرات،£M تعبر عن مرونة الطلب على الوادرات (Akorli, 2017).
منحنى J-Curve
هو منحني يشير إلى أن انخفاض قيمة عملة دولة ما يؤدي في البداية إلى زيادة العجز في الميزان التجاري لهذه الدولة، ثم بعد ذلك يحدث انخفاض في هذا العجز. و يوضح هذا المنحنى عدم تحقق شرط مارشال ليرنر في الأجل القصير إلا أنه يتحقق في الأجل الطويل، فمع ارتفاع سعر الصرف في الأجل القصير يتغير حجم كل من الصادرات و الواردات لكن بدرجة غير كافية، و بالتالي تنخفض حصيلة الصادرات و تزيد مدفوعات الواردات مما يؤدي إلي تدهور الميزان التجاري.
إلا أنه بعد فترة يبدأ حجم الصادرات في الزيادة في حين ينكمش حجم الواردات نتيجة انخفاض قيمة العملة المحلية مما يؤدي إلى تحسين الميزان التجاري في الأجل الطويل. و ذلك يرجع لأن المستهلكين بحاجة إلى فترة زمنية ليستجيبوا للتغير في الأسعار النسبية الراجع لخفض سعر الصرف، و كذلك حاجة المنتجين لفترة زمنية ليستجيبوا لزيادة إنتاج السلع المصدرة، ووجود عناصر إحتكارية في السوق الدولية تقوم بخفض أسعار صادراتها مقابل الدولة التي تخفض سعر الصرف لديها للمحافظة على نصيبها من سوق هذه الدولة (دياب، 1995؛ معاطي، 2009) كما يظهر فى شكل (1).
وقد وجهت بعض الانتقادات لمنهج المرونات علي النحو التالي :أفترض المنهج أن الطلب على الصادرات والواردات مرن ،وهذا لا يتطابق في أغلب الأحيان مع ظروف بعض الدول النامية والتي تعتمد في صادرتها على المواد الأولية الضرورية ،ويأتي خفض قيمة العملة المحلية إلي عدم النفع لهذه الدول نظرًا لعدم وجود قدرة تنافسية لصادرتها السلعية ،وكذلك الطلب على الواردات في هذه الدول عادة يكون ذا مرونة سعرية منخفضة ومع خفض قيمة العملة الوطنية يؤدي إلى ارتفاع قيمة الواردات ويؤثر سلبًا على الميزان التجاري .وهذا عكس ما توصل إليه منهج المرونات لذا فلا يمكن تطبيقه على هذه الدول،ونجد أيضًا أن المنهج افترض وجود منافسة كاملة فى الأسواق وهذا غيرمتوفر في كثير من الأحيان حيث يعتمد تحديد الصادرات والواردات على اعتبارات أخرى غير الأسعار النسبية ؛لذا لا يمكن الاعتماد على هذا المنهج في الدول النامية التي تعاني من اختلالات هيكلية وليست فقط تجارية (سفيان،2017).
ثانيًا : مدخل الطاقة الاستيعابية Absorption Approach
كان أول من تحدث عن هذا المدخل هو Alexander عام 1952م. فقد توصل من خلال دراسته لمدخل الطاقة الإستيعابية إلى أن الإستيعاب هو الإنفاق بواسطة المقيمين المحليين على السلع و الخدمات، و الذي يتمثل في الإستهلاك الخاص، الإستثمار الخاص، و الإنفاق الحكومي. كما توصل إلى أن أثر تخفيض سعر الصرف على الميزان التجاري يتوقف على الوزن النسبي لتأثيره على كل من الدخل، و الطاقة الإستيعابية (دياب، 1995 ؛ (Salvatore, 2004 .
توصل الكسندر إلي أن العلاقة بين سعر الصرف و العجز في الميزان التجاري سالبة، حيث أن زيادة سعر الصرف ستؤدي إلى التحسن في الميزان التجاري إلا أنه يشترط لحدوث ذلك أن يكون الدخل أكبر من الطاقة الإستيعابية، و هذا يتحقق في حالة وجود طاقات عاطلة، وذلك لأن تخفيض قيمة العملة المحلية سيؤدي إلى زيادة الصادرات نتيجة انخفاض أسعارها مقومة بالعملة المحلية و بالتالي ستظهر الحاجة لزيادة الإنتاج و الحاجة إلى تشغيل عمال و بالتالي سيحدث زيادة في الدخل .كما قام هذا المدخل بدراسة أثر معدل التبادل الدولى الذي يعبر عن كمية الواردات التي يمكن أن تحصل عليها دولة ما مقابل وحدة واحدة من صادراتها، فهو النسبة بين أسعار الصادرات في دولة ما إلى أسعار وارداتها .و توصل من ذلك إلى العلاقة بين أثر زيادة سعر الصرف على النسبة بين ثمن وحدة الصادرات و ثمن وحدة الواردات، فوجد أن العلاقة سالبة بين سعر الصرف و العجز في الميزان التجاري؛ و ذلك لأن زيادة سعر الصرف ستؤدي إلى انخفاض قيمة العملة المحلية و مع إنخفاضها سيحدث زيادة في ثمن الواردات مقومة بالمحلية مما يؤدي إلى تدهور معدل التبادل الدولي. و ذلك لأن الحصول علي وحدة واحدة من الوادرات سيتطلب عدد أكبر من وحدات الصادرات مما يعرقل امكانية تحسن الميزان التجاري (Vines, 2017؛ دياب، 1995).
وقد وجهت بعض الانتقادات لمنهج الاستيعاب على النحو التالى: تجاهل هذا المنهج حركة رأس المال ومشاكل العجز ،ويفترض أن هذا المنهج قد نشأ في بيئة مقيده فيها حركة رأس المال بقيود صارمه، مما يجعله غير ملائم في كثير من الاحيان.وأيضًا الاعتماد على التاثير المباشر سواء على الانفاق الاستهلاكي الداخلي أو الدخل الحقيقي ودوره فى الميزان التجارى ،وعدم النظر إلى المتغيرات النقديه الأخرى ذات التأثيرعلى سعرالصرف في الأسعار.وافترض المنهج أن الدول تستجيب لتخفيض قيمة العملة المحلية في احدى الدول ولكن نظرًا لترابط الاقتصاديات الدوليه قد يكون له تأثير معاكس على بعض الدول الاخر.وأخيرًا تجاهل أثرالسياسات النقدية واعطاء دور ثانوى لها (سفيان ،2017) .
ثالثاً: المدخل النقدى Monetary Approach
بدأ هذا المدخل في أوائل الستينات من قبل Robert Mundell، و Harry Johnson لدراسة دور النقود في التأثير علي ميزان المدفوعات في الأجل الطويل. و ينظر هذا المدخل لميزان المدفوعات على أنه ظاهرة نقدية و ليست ظاهرة حقيقية مما يعني أن أي اختلال فيه يعود لعدم توازن الأسواق النقدية (Salvatore, 2004).
و توصل هذا المدخل إلى أن العلاقة بين سعر الصرف و العجز في الميزان التجاري سالبة و ذلك لأنه في ظل نظام سعر الصرف الثابت تكون الكمية المعروضة من العملة المحلية أكبر من الكمية المطلوبة منها من قبل المقيمين في الدولة مما يؤدي إلى تدفق العملة المحلية للخارج و العجز في ميزان المدفوعات. أما في ظل السعر المرن يتم تصحيح هذا العجز في ميزان المدفوعات من خلال التغيرات في سعر الصرف بدون أي زيادة في التدفقات النقدية من الخارج (الاحتياطي النقدي)؛ و ذلك لأن التغيرات في سعر الصرف تحدث نتيجة التغير في الأسعار المحلية، و بالتالي فإن الانخفاض في قيمة العملة المحلية (زيادة سعر الصرف) سيؤدي إلى ارتفاع كل من الأسعار، و الطلب علي النقود ليمتص هذا العرض المتزايد للنقود مما سيؤدي إلى انخفاض العجز في ميزان المدفوعات(Salvatore, 2004) .
تناولت النظريات السابقة العلاقة بين سعر الصرف و العجز في الميزان التجاري. و توصلت إلى أنه يوجد علاقة سالبة بين سعر الصرف و العجز في الميزان التجاري إلا أن ذلك يتحقق في ظل توافر عوامل محددة، فإذا لم تتوافر هذه العوامل قد لا تتحقق هذه العلاقة. فعلي سبيل المثال أشار مدخل المرونات أنه لتتحقق هذه العلاقة يجب أن يكون مجموع القيمة المطلقة لمرونتي الطلب علي الصادرات و الواردات أكبر من الواحد، و وضح منحني J-Curve أن العلاقة بين سعر الصرف و عجز الميزان التجاري تكون في البداية موجبة بينما في الأجل الطويل تصبح هذه العلاقة سالبة. كما أشار مدخل الطاقة الإستيعابية إلا أنه يشترط لحدوث ذلك يجب ألا تكون الدولة تعمل في ظل مستوي التشغيل الكامل، و بالتالي يتضح من ذلك عدم وجود تفاوت بين النظريات إلى حد كبير فتوصلوا إلى نتيجة واضحة للفصل في العلاقة بين سعر الصرف و كلا من الصادرات و الواردات.
المبحث الثانى :العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجاري في الأدبيات التطبيقية
فى هذا الجزء سنتناول الدراسات السابقة التى أوضحت العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى وسنقوم بتقسيم هذه الدراسات تبعًا لنتائج الدراسة ومنهجية الدراسة، فنجد أن الدراسات تنوعت فى النتائج فمنها توصل لوجود علاقة موجبة بين سعر الصرف والميزان التجارى ،ومنها توصل لوجود علاقة سالبة، ودراسات أخرى توصلت لعدم وجود علاقة محددة بين سعر الصرف والميزان التجارى .كما نجد أنها تنوعت أيضًا فى المنهجية فمنها استخدم الأسلوب الوصفى التحليلى، ودراسات أخرى استخدمت الأسلوب الكمى القياسى، ونجد أن الدراسات التى أثبتت وجود علاقة موجبة بين سعر الصرف والميزان التجارى تنقسم إلى دراسات أثبتت وجود علاقة موجبة مستخدمة الأسلوب الكمى القياسى وأخرى استخدمت الأسلوب الوصفى التحليلى .وهناك دراسات أثبتت وجود علاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى وتنقسم إلى دراسات استخدمت الأسلوب الكمى القياسى وأخرى على النقيض استخدمت الأسلوب الوصفى التحليلى ، فى حين أن هناك دراسات لم تستطع الوصول إلى علاقة محددة بين سعرالصرف والميزان التجارى وهى تنقسم أيضًا إلى دراسات استخدمت الأسلوب الكمى القياسى وأخرى استخدمت الأسلوب الوصفى التحليلى فنجد أن:
بالنسبة للدراسات التى توصلت إلى علاقة موجبة فنجد أن دراسة (راضية وسهام، 2017)استخدمت المنهج الوصفى التحليلى وذلك بهدف دراسة مدى تأثر الميزان التجارى بتقلبات أسعار الصرف والحد من الآثار السلبية لتقلبات سعر الصرف على الميزان التجارى الجزائرى وذلك خلال الفترة من1990 إلى 2015. وكانت متغيرات الدراسة هم سعر الصرف والميزان التجارى الجزائرى و أسعار البترول، وتوصلت لوجود علاقة طردية بين سعر الصرف و الميزان التجارى الجزائرى، أى كلما انخفضت قيمة العملة الوطنية أدى هذا إلى تحسن وضعية الميزان التجارى بالإضافة إلى وجود علاقة طردية أيضًا بين تغيرات أسعار البترول و الميزان التجارى.
وذلك فى حين أن دراسة (Mun,2009) استخدمت المنهج الكمى القياسى لدراسة العلاقة بين سعر الصرف الحقيقى والميزان التجارى لدولة ماليزيا، وتم التوصل إلى وجود علاقة موجبة بين سعر الصرف الحقيقى والميزان التجارى لماليزيا فى الأجل الطويل مستخدمة فى ذلك بيانات للفترة (1955-2006) .وتم استخدام تحليل التكامل ونموذج تصحيح الخطأ ، ونجد فى النموذج القياسى الخاص بالدراسة تم استخدام عدد من المتغيرات و هم الدخل القومى والانفاق الإستهلاكى والضرائب الدخلية و الاستثمار وسعر الفائدة والإنفاق الحكومى وسعر الصرف الحقيقى و الصادرات والواردات ،وتعنى هذه العلاقة الموجبة أن انخفاض قيمة العملة يؤدى إلى تحسن الميزان التجارى للأجل الطويل .
و نجد أيضًا دراسة (2014, (VijayakuMar استخدمت المنهج الكمى القياسى لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة سريلانكا و توصلت لوجود علاقة موجبة بين سعر الصرف والميزان التجارى فى الأجل الطويل والقصير لدولة سريلانكا للفترة من 1977 إلى 2010،و تم الإستعانة فى ذلك بثلاث متغيرات هم الميزان التجارى لدولة سريلانكا و الناتج المحلى الإجمالى لسريلانكا والناتج المحلى الإجمالى للولايات المتحدة الأمريكية ،كما نجد أن دراسة (Brada&Kutan&Zhou,1993) استخدمت المنهج الكمى القياسى لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة الصين توصلت لوجود علاقة موجبة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة الصين ،فانخفاض قيمة العملة يؤدى إلى تحسن الميزان التجارى فى الأجل الطويل والقصير مستخدمة فى ذلك بيانات ربع سنوية للفترة من 1980 إلى 1989 ،وتم استخدام تحليل التكامل ونموذج تصحيح الخطأ ،وتم الاستعانة بثلاثة متغيرات مفسرة بالنموذج القياسى هم سعر الصرف الحقيقى و الدخل المحلى الحقيقى والدخل الحقيقى للعالم بالاضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع.
وهناك دراسة(Strucka,2004)استخدمت المنهج الكمى القياسى لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة كورواتيا وتوصلت أيضاً لوجود علاقة موجبة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة كورواتيا ؛حيث أن انخفاض قيمة العملة الوطنية يؤدى إلى تحسن الميزان التجارى ،وتم التوصل إلى هذه العلاقة من خلال استخدام خمس متغيرات فى النموذج القياسى هى:الميزان التجارى كمتغير تابع و الدخل المحلى والدخل الأجنبى و صافى الأصول الصافية الأجنبية وسعر الصرف الحقيقى كمتغيرات مفسرة.
واستهدفت دراسة (Oguto, 2014) دراسة العلاقة بين سعر الصرف و الميزان التجارى لدولة كينيا،واستخدمت الدراسة المنهج الكمى القياسى للوصول لهذه العلاقة. وتم استخدام بيانات سلاسل زمنية سنوية بالتطبيق على دولة كينيا فى الفترة من عام 1963 و حتي عام 2013 لتقدير نموذج المربعات الصغرى (OLS) Ordinary Least Squares. واستخدمت الدراسة أيضًا تحليل التكامل المشترك Co-integration Analysis و نموذج تصحيح الخطأ Vector Error Correction Model (VECM) فى التحليل. ونجد أن النموذج القياسى الخاص بالدراسة يحتوى على أربعة متغيرات مستقلة هى سعر الصرف الحقيقى والدخل المحلى والدخل الأجنبى و عرض النقود و ذلك بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع. وتوصلت نتائج الدراسة إلى أنه هناك علاقة موجبة بين سعر الصرف الحقيقي و الميزان التجارى فى كلًا من الأجل القصير و الطويل ،كما توصلت إلى أن هناك علاقة موجبة بين الدخل الأجنبى والميزان التجارى و أيضاً بين عرض النقود و الميزان التجارى و لكن توجد علاقة سالبة بين الدخل المحلى و الميزان التجارى . و توصلت الدراسة إلى أنه عند ارتفاع سعر الصرف الحقيقي سيحدث انخفاض فى قيمة العملة المحلية مما سيؤدي إلى انخفاض العجز فى الميزان التجارى، و ذلك على الرغم من اتباع دولة كينيا نظام سعر الصرف المرن بدلًا من نظام سعر الصرف الثابت. فلم يكن هناك تأثير مختلف لكلًا النظامين على التجارة الخارجية لدولة كينيا فى الأجل الطويل وذلك لأن زيادة سعر الصرف أدت إلى تحسن الميزان التجارى فى النظامين.
و كذلك نجد دراسة (Baharumshah, 2001) استهدفت دراسة العوامل الاقتصادية الكلية التى تؤثر على الميزان التجارى الثنائى لدولتى ماليزيا و تايلاند مع كلًا من الولايات المتحدة الأمريكية و اليابان ، واستخدمت المنهج القياسى للوصول لهدف الدراسة ؛ حيث استخدمت بيانات سلاسل زمنية ربع سنوية للفترة من عام 1980 و حتي عام 1996 و أيضاً استخدمت تحليل التكامل المشترك Johansen Co-integration Analysisو نموذج تصحيح الخطأ .Vector Error Correction Model (VECM)
و تضمن النموذج القياسى الخاص بالدراسة ثلاثة متغيرات مستقلة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال
والدخل المحلى و الدخل الأجنبى بالإضافة للميزان التجارى كمتغير تابع. و توصلت نتائج الدراسة إلى
أن العلاقة موجبة بين سعر الصرف الحقيقي الفعال و الميزان التجارى بالإضافة إلى وجود علاقة موجبة بين الدخل الأجنبى و الميزان التجارى و أيضًا بين الدخل المحلى والميزان التجارى. وهذا يعنى أن إنخفاض قيمة العملة المحلية نتيجة زيادة سعر الصرف سيؤدي إلى انخفاض العجز فى الميزان التجارى. كما توصلت الدراسة إلى أن تأثير J-curve لا يتحقق لعدم وجود علاقة قصيرة أو متوسطة
الأجل بين سعر الصرف الحقيقي الفعال و الميزان التجارى.و يرجع السبب فى هذه العلاقة إلى أن تعويم عملتي ماليزيا و تايلاند أدى إلى زيادة منافسة سلعهم المصدرة مع السلع الأجنبية وهذا أدى إلى تقليل
العجز فى ميزانهم التجارى.
و يوجد أيضاً دراسة (Diouf and Ndong, 2014) التى كانت تهدف لدراسة أثر سعر الصرف الحقيقى الفعال على الميزان التجارى لدولة السنغال فى الأجل الطويل.واتبعت الدراسة المنهج القياسى فى
التحليل .و تم استخدام بيانات سلاسل زمنية مكونة من عشرين عامًا تبدأ من بعد قرار التعويم فى السنغال عام 1994 ، و استخدمت الدراسة نموذج تصحيح الخطأVector Error Correction Model فى التحليل. و تضمن النموذج القياسى الخاص بالدراسة ثلاثة متغيرات مستقلة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال و الطلب المحلى وعرض النقود بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع. وتوصلت نتائج الدراسة إلى أن هناك علاقة موجبة يين سعر الصرف الحقيقى الفعال و الميزان التجارى فى الأجل الطويل ،كما توجد علاقة سالبة بين الطلب المحلى و الميزان التجارى و أيضًا هناك علاقة سالبة بين
عرض النقود و الميزان التجارى ، وبالتالى عند ارتفاع سعر الصرف الحقيقى ينخفض عجز
الميزان التجارى ، و السبب فى ذلك يرجع إلى أنه على الرغم من ارتفاع سعر الصرف إلا أن قيمة العملة المحلية ارتفعت نتيجة السيطرة على معدل التضخم فى هذه الفترة، مما أدي إلى زيادة قيمة الصادرات مقومة العملة المحلية و تحسن الميزان التجارى و انخفاض العجز به.
وهناك دراسة( Kharroubi, 2011) التى هدفت إلى دراسة أثر سعر الصرف الحقيقى على الميزان التجارى ، واستخدمت المنهج القياسى فى تحليلها لهذه العلاقة . واستعانت الدراسة ببيانات طولية panel data لعشرين دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادى و التنمية خلال الفترة الزمنية من 1985 إلى 2008 ، كما قامت بتطبيق طريقة المربعات الصغرى Ordinary least squares. واستخدمت فى النموذج القياسى الخاص بالدراسة ثلاثة متغيرات مستقلة هى سعر الصرف الحقيقى الفعال و معدل نمو الاستيعاب المحلى و تجارة المنتجات الصناعية لمعرفة تأثيرها على الميزان التجارى كمتغير تابع .و توصلت نتائج الدراسة إلى وجود علاقة سالبة بين سعر الصرف الحقيقى الفعال والعجز فى الميزان التجارى ،و يرجع السبب فى هذه العلاقة إلى أن معدل التجارة industry trade – Intra بين الدول الأعضاء فى منظمة التعاون الاقتصادى والتنمية ،و لذلك مع زيادة سعرالصرف الحقيقى الفعال تحدث زيادة فى التجارة الدولية وينخفض عجز الميزان التجارى لهذه الدول.
و كذلك هناك دراسة(Drama, 2010) استهدفت دراسة أثر سعر الصرف على الميزان التجارى لدولة كوت ديفوار ، و استخدمت المنهج القياسى لتحليل هذه العلاقة . و تم استخدام بيانات سلاسل زمنية للفترة من عام1975 و حتي عام 2007 لدولة كوت ديفوار بالإضافة إلى تحليل التكامل المشترك Johansen Co-integration Analysis و نموذج تصحيح الخطأvector Error Correction Model. واستخدمت الدراسة أيضاً نموذج قياسى يتكون من متغيرات مستقلة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال و الدخل المحلى و الدخل الأجنبى الحقيقى . وتوصلت نتائج الدراسة إلى أن سعر الصرف الحقيقي يؤثر سلبًا على العجز فى الميزان التجارى ، و ذلك لأن الارتفاع غى سعر الصرف سيؤدي إلى انخفاض قيمة العملة المحلية و بالتالى التحسن فى الميزان التجارى نتيجة انخفاض العجز فى الميزان التجارى وذلك فى ظل نظام سياسة سعر الصرف الثابت. كما توصلت الى أن نظام تعويم سعر الصرف جيد لكن لا يمكن اتباعه بشكل مستمر؛ و يرجع السبب فى ذلك إلى أن سرعة تغير سعر الصرف سيجعل المتغيرات الاقتصادية الكلية غير مستقرة مثل معدل التصخم، سعر الفائدة، و عرض النقود و التى بدورها ستؤثر على سعر الصرف من خلال قيمة العملة المحلية.
و هناك دراسة (Yaya and Lu, 2012 ) هدفت لتحليل العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى فى دولة الصين فى الأجل الطويل والقصير،و استخدمت الدراسة المنهج القياسى لتحليل العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى.و استعانت ببيانات سلاسل زمنية شهرية للفترة من يناير 1994 و حتى أغسطس 2009، و قد تم استخدام مجموعة من المتغيرات بالنموذج القياسى هم الناتج المحلى الاجمالى للصين و الناتج المحلى الاجمالى للولايات المتحدة و الميزان التجارى بالاضافة إلى سعر الصرف الحقيقى الفعال (كمتغير تابع).وتوصلت نتائج الدراسة لوجود علاقة عكسية بين سعر الصرف الحقيقى
الفعال و عجز الميزان التجارى حيث توصلت الدراسة إلى أن العجز فى الميزان التجارى يؤثر سلباً على سعر الصرف الحقيقى وليس العكس .
وقامت دراسة (Rincón, 1999) بتحليل أثر سعر الصرف الحقيقي الفعال على عجز الميزان التجارى فى دولة كولومبيا، و استخدمت المنهج القياسى فى التحليل.واستخدمت بيانات ربع سنوية للفترة من 1979و حتي 1995، واتبعت طريقة المربعات الصغرىOrdinary Least Squares واستخدمت تحليل التكامل المشترك Co-integration Analysis. و كان النموذج القياسى الخاص بالدراسة يحتوى على متغيرات مستقلة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال و الناتج المحلى الاجمالى الحقيقى و الاحتياطى النقدى بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع . توصلت إلى العلاقة بين سعر الصرف الحقيقي الفعال والعجز الميزان التجارى سالبة فى الأجل الطويل ، كما أن العلاقة بين الناتج المحلى الاجمالى الحقيقى و عجز الميزان التجارى سالبة أيضُا ،و لكن العلاقة بين الاحتياطى النقدى وعجز الميزان التجارى موجبة. فنجد أن تعويم سعر الصرف لدولة كولومبيا يحسن من الميزان التجارى.
و كذلك قامت دراسة (Ari and Cergibozan, 2017) باستخدام المنهج القياسى لتحليل العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى التركى و ذلك بهدف حل مشكلة عجز الميزان التجارى التركى و التى ظهرت خلال الخمسين عام الأخيرة ، فاستخدمت الدراسة بيانات سلاسل زمنية نصف سنوية لدولة تركيا
وذلك خلال الفترة من 1987 و حتي 2015 ، و استخدمت تحليل التكامل المشترك Johansen Co-integration Analysis، و نموذج تصحيح الخطأ .vector Error Correction Model (VECM) ونلاحظ أن النموذج القياسى الخاص بالدراسة كان يحتوى على ثلاثة متغيرات مستقلة هى سعر الحقيقى الفعال و الدخل المحلى الحقيقى و الدخل الأجنبى الحقيقى وذلك بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع. و توصلت من ذلك أن العلاقة سالبة بين سعر الصرف الحقيقي الفعال و عجز الميزان التجارى، كما وجدت الدراسة علاقة موجبة بين الدخل المحلى الحقيقى و عجز الميزان
التجارى و أيضًل بين الدخل الأجنبى الحقيقى و عجزالميزان التجارى ،وبالتالى فإن تخفيض قيمة العملة المحلية نتيجة زيادة سعر الصرف الحقيقي الفعال ستؤدي إلى تحسن الميزان التجارى التركي على المدى الطويل.
وهناك أيضًا دراسة (Ibrahim, 2016) كانت تهدف لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لمصر، وذلك بهدف التعرف على كيفية تخفيض العجز فى الميزان التجارى المصرى والتحكم فيه ووضع خطط سليمة للتنمية الاقتصادية فى المستقبل . و اتبعت الدراسة المنهج القياسى فى التحليل ؛حيث استخدمت نموذج المربعات الصغرى الديناميكى Dynamic Ordinary Least Squares ، واستعانت ببيانات سلاسل زمنية لمصر خلا الفترة من 1970 و حتى عام 2014 .و تضمن النموذج القياسى الخاص بالدراسة عدد من المتغيرات المستقلة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال و الدخل الحقيقى والاحتياطات الدولية من النقود و العجز فى الميزان التجارى .و توصلت نتائج الدراسة إلى وجود علاقة موجبة بين سعر الصرف الحقيقى الفعال و الميزان التجارى ولكن هناك علاقة موجبة بين عجز الميزان التجارى و الدخل الحقيقى و أيضًا بين الاحتياطات الدولية من النقود وعجز الميزان التجارى،وبالتالى فإن انخفاض سعر الصرف الحقيقي الفعال سيؤدي إلى تدهور الميزان التجارى أو زيادة العجز فيه.
أما بالنسبة للدراسات التى توصلت لوجود علاقة سالبة بين سعر الصرف و الميزان التجارى ،فنجد دراسة( shifaniya,2021) استخدمت المنهج الكمى القياسى لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة سريلانكا و توصلت لوجود علاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة سريلانكا،وتم استخدام بيانات سلاسل زمنية فى الفترة من (1977-2019 ) بالإضافة إلى نموذج تصحيح الخطأ و ذلك للتوصول لهذه العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى . و نجد أنه تم استخدام سعر الصرف و الناتج المحلى الإجمالى و التضخم كمتغيرات مستقلة فى حين أن الميزان التجارى متغير تابع.
كما يوجد دراسة (دياب ،2020) استخدمت المنهج الكمى القياسى واستهدفت الدراسة تحديد أثر المتغيرات الاقتصادية على الميزان التجارى المصرى فى الفترة (1960-2018)، وتوصلت
لوجود علاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى فى الأجل الطويل ، و استخدمت فى ذلك
تحليل التكامل المشترك و نموذج تصحيح الخطأ وتوصلت أيضًا لوجود علاقة سالبة بين سعر الصرف و
الميزان التجارى فى الأجل الطويل .و للتوصل لهذه النتيجة تم استخدام نموذج قياسى يتكون من ثلاثة
متغيرات مستقلة هم الدخل الأجنبى الحقيقى و الدخل المحلى الإجمالى و سعر الصرف الحقيقى ،بالإضافة إلى متغير واحد تابع هو الميزان التجارى .
كما نجد أيضاً أن دراسة(chiloane and Pretorius,2014) استخدمت المنهج الكمى القياسى و
ذلكلدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة جنوب أفريقيا وتوصلت إلى وجود علاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى ، حيث أن انخفاض قيمة العملة الوطنية لدولة جنوب أفريقيا يؤدى إلى تدهور فى الميزان التجارى الصناعى فى الأجل القصير إلا أن ذلك يعقبه تحسن فى الميزان التجارى فى الأجل الطويل و قد استخدمت الدراسة بيانات ربع سنوية للفترة من 1995 إلى 2010 وتم استخدام نموذج تصحيح الخطأ للوصول لهذه النتائج ،و قد تم استخدام ثلاثة متغيرات مستقلة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال والدخل المحلى الحقيقى والدخل الأجنبى الحقيقى و متغير واحد تابع هو الميزان التجارى و ذلك بالنموذج القياسى للدراسة .
وأيضًا يوجد دراسة (Xuan,2018 ) استخدمت المنهج الكمى القياسى لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة فيتنام، وتوصلت نتائج الدراسة لوجود علاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة فيتنام فى الأجل الطويل أى أن انخفاض قيمة العملة يؤدى إلى تدهور الميزان التجارى ، واستخدمت الدراسة بيانات ربع سنوية للفترة من 2001 إلى 2015 ، و قد تم الاستعانة بثلاثة متغيرات مستقلة مفسرة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال و الناتج المحلى الحقيقى و الناتج الأجنبى الحقيقى و متغير تابع واحد هو الميزان التجارى بالنموذج القياسى.
كما يوجد دراسة (Ogheneovo and Oladipupo,2011)استخدمت المنهج الكمى القياسى، والتى
استهدفت دراسة أثرتغيرسعرالصرف على الميزان التجارى لدولة نيجيريا و توصلت نتائج الدراسة إلى أن انخفاض سعر الصرف يؤدى إلى تحسن وضع الميزان التجار، ممايعنى وجود علاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى مستخدمة فى ذلك بيانات للفترة من 1970 إلى 2008 .و استخدمت أيضًا طريقة المربعات الصغرى للوصول لهذه النتيجة ،كما استعانت الدراسة بستة متغيرات مفسرة بالنموذج القياسى لتوضيح العلاقة بين سعر الصرف و الميزان التجارى و هم سعر الصرف و عرض النقود والناتج الحقيقى ومعدل التضخم و سعر الفائدة و الائتمان المحلى بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع .
وهناك دراسة (Bleaney and Tian,2014) استخدمت أيضًا المنهج الكمى القياسى و استهدفت دراسة أثر تعويم سعر الصرف على الميزان التجارى ، وتوصلت نتائج الدراسة لوجود علاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى فى الأجل الطويل حيث أن انخفاض سعر الصرف يؤدى إلى تحسن الميزان التجارى مستخدمة فى ذلك بيانات سنوية ل87 دولة للفترة من 1994 إلى ،2010 ونجد أن هذا التحسن فى الميزان التجارى يكون أبطأ فى الدول الصناعية عنه فى الدول الأخرى فى العينة محل الدراسة . وتم استخدام متغيرين مفسرين بالنموذج القياسى هم سعر الصرف الحقيقى و معدل نمو الناتج المحلى الاجمالى و ذلك بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع.
كما توجد دراسة (عبد اللطيف ,2017) التى استخدمت المنهج الكمى القياسى و المنهج الوصفى التحليلى وذلك لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى فى مصر و أوضحت نتائج الدراسة وجود علاقة عكسية معنوية بين سعر الصرف و الميزان التجارى ،كما توجد علاقة موجبة بين سعر الصرف بالدولاربالنسبة للجنيه المصرى وكلًا من معدل البطالة و معدل الفائدة ومعدل التضخم وقيمة الصادرات الزراعية.
و هناك أيضاً دراسة (Akorli, 2017) التى كانت تهدف لدراسىة العلاقة بين سعر الصرف و الميزان التجارى لدولة غانا ، و استخدمت الدراسة المنهج القياسى للوصول إلى ماهية العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى ، وذلك من خلال تقدير نموذج المربعات الصغرى Ordinary Least Squares،و استخدمت بيانات سلاسل زمنية للفترة من 1980 إلى عام 2010 لدولة غانا ،و استعانت بتحليل التكامل
المشترك Co-integration Analysis و نموذج تصحيح الخطأ Vector Error Correction.
ونجد أن النموذج القياسى الخاص بالدراسة يتضمن أربعة متغيرات مستقلة هى سعر الصرف الحقيقى و الناتج المحلى الإجمالى لغانا والناتج المحلى الإجمالى للهند بالإضافة إلى الرقم القياسى لأسعار المستهلكين و متغير تابع هو الميزان التجارى لدولة غانا . ووجدت الدراسة أن العلاقة بين سعر الصرف الحقيقي الفعال و الميزان التجارى سالبة . كما أن هناك علاقة سالبة بين الناتج المحلى الاجمالى
لغانا و الميزان التجارى وأيضاً هناك علاقة سالبة بين الناتج المحلى الاجمالى للهند والميزان التجارى ، وذلك بالإضافة لوجود علاقة موجبة بين الرقم القياسى لأسعار المستهلكين و الميزان التجارى. و هذا يعنى أنه عند زيادة سعر الصرف الحقيقي الفعال أي تخفيض قيمة العملة سينخفض العجز و يتحسن الميزان التجارى. و لذلك نجد أن تعويم العملة لدولة غانا يؤدى لتحسن الميزان التجارى.
واستهدفت دراسة (Phan and Jeong, 2015) تحليل أثر سعر الصرف على الميزان التجارى لدولة
فيتنام ، واستخدمت الدراسة المنهج القياسى فى التحليل ؛ حيث اعتمدت على نموذج المربعات الصغرى الديناميكى Dynamic Ordinary Least Squares بالإضافة إلى نموذج المربعات الصغرى المعدل
بالكامل Fully Modified Ordinary Least Square . و استعانت الدراسة أيضًا ببيانات طولية
ربع سنوية panel data و ذلك للفترة من عام 1999 و حتى عام 2012 و استخدمت تحليل التكامل المشترك Analysis Co-.integration لتحليل العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى .و نجد أن النموذج القياسى الخاص بالدراسة تضمن ثلاثة متغيرات مستقلة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال و الدخل المحلى الحقيقى لدولة فيتنام و الدخل الأجنبى الحقيقى بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع .
وتوصلت نتائج الدراسة إلى وجود علاقة سالبة بين سعر الصرف الحقيقى الفعال و الميزان التجارى حيث أن ارتفاع سعر الصرف يؤدى إلى زيادة العجز فى الميزان التجارى، كما أن هناك علاقة سالبة بين الدخل الأجنبى و الميزان التجارى ولكن توجد علاقة سالبة بين الدخل المحلى لدولة فيتنام و الميزان التجارى .وتوصلت أيضاً من خلال حساب المرونة أن زيادة سعر الصرف ستؤدى لتدهور الميزان التجارى.و السبب فى ذلك أن إنتاج دولة فيتنام يعتمد بشكل كبير على الواردات خاصة واردات السلع الأولية و السلع الوسيطة ولذلك فإن تخفيض قيمة العملة أدى إلى زيادة أسعار الواردات و بالتالى زيادة العجز فى الميزان التجارى.
و كذلك نجد دراسة (Begović and Kreso, 2017) استهدفت دراسة أثر سعر الصرف الحقيقى الفعال على عجز الميزان التجارى،و استخدمت لذلك المنهج القياسى.و قامت الدراسة بتطبيق نموذج الأثر الثابت Fixed Effect Model، ونموذج المربعات الصغرى Ordinary Least Squares لدراسة أثر سعر الصرف الحقيقي الفعال على عجز الميزان التجارى.واستخدمت بيانات طوليةPanel Data للاقتصاديات الأوروبية ال17 فيما عدا كوسوفو و مونتينجرو (الجبل الأسود) و ذلك للفترة من عام 2000 و حتى عام 2015 .و تضمن النموذج القياسى الخاص بالدراسة عدد من المتغيرات مستقلة و هم سعر الصرف الحقيقى الفعال و الناتج المحلى الاجمالى للفرد و معدل نمو الناتج المحلى الإجمالى الحقيقى والانفاق الحكومى كنسبة من الناتج المحلى الإجمالى و الاستثمار الأجنبى المباشر وإنتاجية العامل وذلك بالإضافة إلى متغير تابع هو الميزان التجارى.وتوصلت نتائج الدراسة لوجود علاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى ؛ حيث وجدت أن ارتفاع سعر الصرف الحقيقي الفعال يؤدي
إلى زيادة العجزفى الميزان التجارى و بالتالى فإن استخدام سياسات تخفيض قيمة العملة المحلية لن يؤدي إلى تحسن الميزان التجارى. وأوضحت الدراسة أنه من الممكن أن يكون السبب فى هذه العلاقة الموجبة بين سعر الصرف و عجز الميزان التجارى هوالاعتماد بشكل كبير على الواردات و عدم وجود طاقة إنتاجية كافية للتصدير.
نجد أيضًا دراسة (Gantman and Dabós, 2017) استهدفت دراسة العلاقة بين سعر الصرف الحقيقى الفعال والميزان التجارى ، واستخدمت الدراسة المنهج القياسى لتحليل العلاقة بين سعر الصرف
والميزان التجارى و استعانت ببيانات طولية Panel Data ل 101 دولة فى الفترة من 1960 وحتى 2011 ، و تم تحليل البيانات باستخدام نموذج المربعات الصغرى Ordinary Least Squares. وتضمن النموذج القياسى الخاص بالدراسة عدد من المتغيرات هم الميزان التجارى و إنتاجية العامل ونسبة الصادرات للواردات بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع. و توصلت نتائج الدراسة إلى أن
العلاقة سالبة بين سعر الصرف و الميزان التجارى. و يرجع السبب فى ذلك إلى أن زيادة الواردات قد تؤدي إلى انخفاض أسعار بعض السلع القابلة للتداول داخل الدول كما يوضح منطق نظرية القوة الشرائية، فمع ثبات قيمة العملة الأجنبية و الزيادة فى قيمة العملة المحلية تصبح السلع القابلة للتداول أرخص نتيجة زيادة المعروض منها.
فى حين أننا نجد دراسة (على ، 2017) استخدمت المنهج الوصفى التحليلى لدراسة أثر تغير سعر الصرف على الميزان التجارى فى السودان و توصلت نتائج الدراسة لوجود علاقة عكسية بين سعر الصرف والميزان التجارى السودانى فى الفترة من 2005 إلى 2015 ،وأيضًا هناك علاقة عكسية بين سعر الصرف و الصادرات إلا أنه يوجد علاقة طردية بين سعر الصرف والواردات ، فى حين أن دراسة (الحديدى وآخرون ،2017) استخدمت المنهج الوصفى التحليلى و توصلت نتائج الدراسة لوجود علاقة عكسية بين سعر الصرف و الصادرات وأيضًا توجد علاقة عكسية بين سعر الصرف والواردات وبالتالى يوجد تأثير لسعر الصرف على الميزان التجارى المصرى.
ونجد أيضًا دراسة (Liew et al., 2003) التى استهدفت دراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى ومعرفة ما إذا كان هناك علاقة معنوية بين سعر الصرف والميزان التجارى، و استخدمت الدراسة المنهج الوصفى لتحليل العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى . فاستخدمت سعر الصرف الاسمى للعملة الأجنبية مقابل العملة المحلية لمعرفة أثره على عجز الميزان التجارى بين 5 دول آسيوية وهي اندونيسيا و ماليزيا و سنغافورة و الفلبين وتايلاند مع اليابان فى الفترة من 1986 و حتي 1999
باستخدام إطاررياضي دون استخدام أي نماذج قياسية. وتوصلت نتائج الدراسة إلى أنه يوجد علاقة سالبة بين سعر الصرف الاسمي و الميزان التجارى و ذلك لأن انخفاض سعر الصرف فى هذه الدول سيؤدي إلى تحسن الميزان التجارى لديهم، ولكن لا يمكن الاعتماد على سعر الصرف وحده لإدارة الميزان التجارى. وذلك يرجع لتأثير التغير الذي يحدث فى القيمة الحقيقية للنقود و عدم الاستقرار فى الأسعار المحلية للسلع على سياسة التعويم.
وبالنسبة للدراسات التى لم تستطع الوصول لعلاقة محددة بين سعر الصرف والميزان التجارى،فإن دراسة (shao,2008) استخدمت المنهج الكمى القياسى بهدف معرفة المتغيرات الرئيسية التى تؤثر على الميزان التجارى بين اليابان والولايات المتحدة الأمريكية ، وتوصلت نتائج الدراسة لعدم وجود علاقة محددة بين سعر الصرف والميزان التجارى بين دولتى اليابان والولايات المتحدة الأمريكية و استخدمت الدراسة بيانات ربع سنوية للفترة من 1980 إلى 2006 ، و تم الاستعانة بخمس متغيرات كلية بالنموذج القياسى هم الميزان التجارى (كمتغير تابع) والدخل المحلى والدخل الأجنبى و الأصول الأجنبية الصافية بالإضافة إلى سعر الصرف الحقيقى كمتغيرات مستقلة .
وهناك أيضًا دراسة( 4(Lotfalipour and Bazargan,201 استخدمت المنهج الكمى القياسى بهدف معرفة أثر سعر الصرف على الميزان التجارى لدولة إيران ،و توصلت أيضًا إلى عدم وجود علاقة بين سعر الصرف و الميزان التجارى حيث توصلت إلى أن سعر الصرف الحقيقى ليس له تأثير معنوى على الميزان التجارى لدولة إيران و استخدمت الدراسة فى ذلك بيانات للفترة من 1993 إلى 2011 ، و استعانت الدراسة بعدد من المتغيرات بالنموذج القياسى و هم الميزان التجارى و الصادرات والواردات و سعر الصرف الحقيقى . كما نجد دراسة (Korbi and Banushaj,2021)استخدمت المنهج القياسى حيث استهدفت تحليل العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة ألبانيا و توصلت إلى عدم وجود علاقة مستقرة بين سعر الصرف و الميزان التجارى لدولة ألبانيا ،و استخدمت الدراسة فى ذلك بيانات من البنك الدولى للفترة من 2000 إلى 2018 ، وتم استخدام عدد من المتغيرات بالنموذج القياسى هم الميزان التجارى (كنسبة من الناتج المحلى الاجمالى) وسعر الصرف و الاستثمار الأجنبى المباشر والنمو الاقتصادى و ذلك بالإضافة إلى التحويلات النقدية.
كما نجد دراسة (الحسين ،2017) استخدمت المنهج الكمى القياسى و توصلت نتائج الدراسة إلى أن الميزان التجارى غير حساس لتغيرات سعر الصرف فى الأجل القصير ولذلك فإنه عند تخفيض سعر الصرف فإن ذلك لا يؤدى إلى تحسن الميزان التجارى كما أن الفائض فى الميزان التجارى فى العقود الماضيه سببه هو تحسن أسعار البترول وليس انخفاض قيمة الدينار الجزائرى كما أن العجز فى الميزان التجارى يعود لتراجع أسعار المحروقات وقد استخدمت الدراسة .
وهناك دراسة (Senadheera, 2015) استهدفت تفسير العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى لدولة سريلانكا أثناء فترة التعويم،و استخدمت لذلك المنهج القياسى لتحليل هذه العلاقة. و استعانت ببيانات سلاسل زمنية ربع سنوية للفترة من 2000 و حتى 2013 واستخدمت أيضاًاختبار تحليل التكامل المشترك و نموذج تحليل الخطأ.و تضمن النموذج القياسى الخاص بالدراسة عدد من المتغيرات المستقلة هم سعر الصرف الحقيقى الفعال و الناتج المحلى الاجمالى الحقيقى و عرض النقود بالاضافة للميزان التجارى كمتغير تابع. وتوصلت نتائج الدراسة إلى أنه لايوجد أى تأثير لتعويم سعر الصرف على الميزان التجارى، كما أن هناك تأثير إيجابى للناتج المحلى الاجمالى على الميزان التجارى و لكن عرض النقود له تأثير سلبى على الميزان التجارى .
وكذلك نجد دراسة (Lotfalipour and Bazargan, 2014) هدفت إلى معرفة ما إذاكان هناك أثر لتقلبات سعر الصرف على الميزان التجارى لدولة إيران ،و اتبعت الدراسة المنهج القياسى فى التحليل.و استخدمت بيانات طولية Panel Data للفترة من 1993 وحتى 2011 .ونجد أن النموذج القياسى الخاص بالدراسة يحتوى على ثلاثة متغيرات مستقلة هم الصادرات والواردات و سعر الصرف الحقيقى الفعال بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع.و توصلت نتائج الدراسة إلى أن سعر الصرف الحقيقى الفعال ليس له تأثير معنوى على الميزان التجارى . ويرجع السبب فى ذلك إلى أنه يوجد متغيرات أخري لها تأثير على الميزان التجارى ، و قد ترتبط هذه المتغيرات بجانب الطلب مثل (حجم السكان وتفضيلاتهم، و دخل الفرد)؛ فزيادة عدد السكان أو زيادة دخول الأفراد ستؤدي إلى زيادة الطلب و بالتإلى سيزداد الطلب على الواردات، أو بجانب العرض مثل (كفاءة الإنتاج و الجودة)؛ فانخفاض جودة السلع المنتجة ستؤدي إلى انخفاض الطلب الخارجي على السلع المصدرة و بالتالى انخفاض حصيلة الصادرات. وهي نفس النتيجة التى توصلت لها دراسة (Ewubare and Merenini, 2019) التى استهدفت دراسة أثر تذبذبات سعر الصرف الاسمى على التجارة الخارجية فى نيجيريا ،و استخدمت الدراسة المنهج القياسى فى التحليل. واستخدمت أيضاًبيانات سلاسل زمنية فى الفترة من 1980 و حتي 2014 لتقدير نموذج المربعات الصغرى Ordinary Least Squares بالإضافة إلى تحليل التكامل المشترك Co-integration Analysis ونموذج تصحيح الخطأVector Error Correction Model (VECM). و كان النموذج القياسى الخاص بالدراسة يحتوى على ثلاثة متغيرات مستقلة هم سعر الصرف الاسمى و الناتج المحلى الاجمالى والمستوى العام للأسعار و التجارة الخارجية كمتغير تابع . و توصلت الدراسة إلى أنه لا يوجد علاقة معنوية بين سعر الصرف الاسمي و الميزان التجارى لدولة نيجيريا و أيضاً كلاً من الناتج المحلى الاجمالى و المستوى العام للأسعار ليس لهم تأثير معنوى على التجارة الخارجية خلال فترة الدراسة.
نجد أيضاًدراسة (Dzanan and Masih, 2017) استهدفت دراسة أثر تغير سعر الصرف على الميزان التجارى لدولة النرويج ، و استخدمت المنهج القياسى فى التحليل ،و ذلك من خلال استخدام طريقة المربعات الصغرى فى التحليلOrdinary Least Squares وتحليل التكامل المشترك Co- integration analysis بالإضافة إلى نموذج تصحيح الخطأ Vector Error Correction Model (VECM) . و استعانت الدراسة ببيانات سلاسل زمنية ربع سنوية لدولة النرويج للفترة من 1980 و حتى 2009 . و نلاحظ أن النموذج القياسى الخاص بالدراسة يحتوى على متغيرات هى سعر الصرف و الرقم القياسى لأسعار المستهلكين و سعر الفائدة للإقراض و الناتج المحلى الاجمالى و متغير درجة الانفتاح(و هو عبارة عن نسبة التجارة للناتج المحلى الاجمالى ) بالإضافة إلى الميزان التجارى.وتوصلت نتائج الدراسة لعدم وجود علاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى. وهذا يرجع إلى أن النرويج كان لديها فائض فى الميزان التجارى لفترة طويلة و بالتالى فإن التغييرات فى سعر الصرف لا يكون لها تأثير على الميزان التجارى .كما توصلت نتائج الدراسة إلى أن النرويج قد لا تكون لديها حساسية للتغيرات فى الأسعار و بالتالى فإن أي تغير فى الأسعار لن يؤثر بشكل كبير على قيمة عملتها المحلية و بالتالى لن يتأثر سعر الصرف، كما أن معظم إنتاجها من المنتجات البترولية التى لها مرونة سعرية منخفضة فعند تخفيض قيمة العملة المحلية مقابل العملة الأجنبية لن يؤدى ذلك لتغير كمية الصادرات المطلوبة من هذه السلع. فى حين أننا نجد دراسة(حسام الدين ونصر الدين ،2019) استخدمت المنهج الوصفى حيث استهدفت دراسة مدى فعالية سعر الصرف فى معالجة الاختلال فى الميزان التجارى الجزائرى للفترة من 2000إلى 2017 وتوصلت نتائج الدراسة إلى عدم وجود تأثير معنوى لسعر الصرف كأداة لمعالجة الاختلال فى الميزان التجارى الجزائرى.
ومما سبق نجد أن النموذج القياسى الخاص بهذه الدراسة يختلف عن النماذج القياسية الأخرى التى تم
استخدامها فى الدراسات الأخرى لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى فى مصر؛حيث أن يتضمن النموذج ثلاثة متغيرات مستقلة هم سعر الصرف الاسمى، الناتج المحلى الاجمالى لمصروالناتج المحلى الاجمالى للولايات المتحدة الأمريكية بالإضافة إلى الميزان التجارى كمتغير تابع.وتم استخدام سعر الصرف الاسمى كأحد المتغيرات المستقلة لأننا نهدف لمعرفة الأسعار التى يتم بها تبادل العملة الأجنبية بالعملة المحلية(الجنيه المصرى) أو العكس، و بالنسبة للناتج المحلى الاجمالى لمصر نجد أن زيادة الناتج المحلى الإجمالى تؤدى إلى زيادة إنتاج السلع المحلية و بالتالى من الممكن أن تؤدى لتحسن الميزان التجارى ،وأما بالنسبة للناتج المحلى الاجمالى للولايات المتحدة الأمريكية فإن التغيرات به تؤثر على كلاً من الصادرات والواردات المصرية؛ حيث أن الولايات المتحدة الأمريكية تعد من أهم الشركاء التجاريين لمصر فهى تمثل الشريك التجارى الأول لمصر على مستوى التجارة مع الدول الأخرى بشكل عام.وتمثل أيضًا الشريك التجارى الثانى لمصر على مستوى التكتلات الاقتصادية.
ويتضح أيضًا من الادبيات السابقة أن معظم الادبيات التى توصلت لوجود علاقة سالبة (موجبة) بين سعر الصرف والعجز / الفائض فى الميزان التجارى أكدت على أن افضل سياسة لتقليل العجز فى الميزان التجارى هى سياسة تعويم العملة المحلية وكان المشترك بين اغلب هذه الادبيات انها استخدمت بيانات زمنية طويلة المدى كما توصلت بعض هذه الادبيات إلى أن انخفاض قيمة العملة المحلية يحسن الميزان التجارى سواء تم اتباع نظام سعر الصرف الثابت أونظام سعر الصرف المرن فى حين توصل البعض الأخر الى نفس النتيجة وهى أن انخفاض قيمة العملة المحلية يحسن الميزان التجارى ولكن باتباع نظام سعر الصرف المرن لفترة قصيرة وذلك لأن اتباع نظام التعويم لفترات طويلة قد يؤدى إلى تدهور الاقتصاد نتيجة لاثره على متغيرات أخرى مثل معدل التضخم وسعر الفائدة وعرض النقود .فى حين أن الدراسات التى لم تتوصل لوجود علاقة بين سعر الصرف والعجز / الفائض فى الميزان التجارى توصلت إلى أنه للقضاء على العجز فى الميزان التجارى لا يمكن بالاعتماد على أنظمة سعر الصرف أو تغيير قيمة العملة المحلية بل هناك عوامل اخرى مؤثرة بعضها يرتبط بجانب الطلب مثل السكان ودخل الفرد فزيادة عدد السكان أو زيادة دخول الافراد ستؤدى إلى زيادة الطلب على الواردات وبعضها يرتبط بجانب العرض مثل كفاءة الانتاج والجودة فانخفاض جودة السلع ستؤدى إلى انخفاض الطلب الخارجى على السلع المصدرة وبالتالى اخفاض حصيلة الصادرات .
الفصل الثاني: أنظمة سعر الصرف و الأزمات التي تعرض لها الاقتصاد المصري
في هذا الجزء سيتم التعرف علي الأنظمة التي تم تطبيقها في مصر في فترة الدراسة من 1990م و حتي 2020م ، لمعرفة أثرها علي الميزان التجاري من خلال تأثيرها علي كل من قيمة العملة المحلية و الاحتياطي النقدي من العملة الأجنبية .ثم استعراض أهم الأزمات التي مر بها الاقتصاد المصري في تلك الفترة، و أهم السياسات التي اتبعت للخروج من هذه الأزمات فيما يتعلق بكل من سعر الصرف و الميزان التجاري .ثم سيتم تناول الوضع المصري وتحليله للنقاط التى تناولناها.
المبحث الاول : سياسات سعر الصرف وأهم اسباب الأزمات
سياسات سعر الصرف :-
تختلف سياسات سعر الصرف من دولة لاخرى حسب الاوضاع الاقتصادية للدولة ؛ حيث تنقسم تلك السياسات إلى ثلاثة انواع :
النوع الاول سياسة خفض قيمة العملة، فالمقصود بها انخفاض قيمة عملة الدولة مقابل العملات الاجنبية، فتخفيض قيمة العملة يوفر امكانية تصدير منتجاتها بسعر أقل فى السوق الدولية ؛ لان الاسعار المنخفضة تجعل البلاد أكثر تنافسية فيما يتعلق بالاخرين . بالاضافة إلى ذلك يسمح هذا الأجراء حماية اقتصاد البلاد ، مما يجعل تكاليف الاستيراد أعلى ، ولكن أقل من تكاليف السوق المحلية. أما النوع الثانى: سياسة رفع قيمة العملة هنا تقوم الدولة برفع قيمة العملة المحليه بالنسبة للأجنبيه ،أى أن الوحدة الواحدة من العملة الوطنية يقابلها زيادة عدد الوحدات من العملة الاجنبيه،وهي عكس سياسه تخفيض السعر. وأيضًا هناك عدة أسباب تجعل الدولة تقوم بهذه السياسه ؛أولًا وجود فائض فى ميزان المدفوعات، مما يجعل الحكومة تقوم بإصدار العملة لمجابهة الفائض، وهذا يؤدى إلى حدوث التضخم وتزايد الواردات وانخفاض الصادرات حتي يحدث التوازن. ثانيًا حدوث ارتفاع فى اسعار سلعة مهمة عالمية ،مما يجعل الدولة تحاول معالجتها.ثالثًا الحد من تصدير رؤوس الاموال بل وجذبها للاستثمار في الداخل أي استيرادها. كما يمكن استخدام هذه السياسه لدعم عملة دولة اخرى ، مثال على ذلك ما فعلته اليابان وألمانيا من رفع قيمة عملتهم لدعم عملة الولايات المتحدة الامريكيه .
وأخيرًا سياسة الرقابه على الصرف الخارجي للعملة: هنا تتدخل السلطات الحكوميه فى مجال الصرف الاجنبي ،وتقوم إما بتحديد سعر صرف معين للعملة المحلية أو تحديد الكميات المسموح بها لتحويلها ،وقد تم استخدام هذه السياسه بعد الحرب العالمية الأولي وفى اثناء ازمة الكساد الكبير،وهناك بعض الدول التى تستخدمها للقيام بالرقابه على ميزان المدفوعات. ولكن درجة الرقابة هذه تختلف من دولة لاخرى ؛ فهناك الرقابه الجزئية أي الرقابة على اجزاء معينة من ميزان المدفوعات ،وهناك الرقابه التامة وهي السيطرة الكليه على جميع اجزاء ميزان المدفوعات وإلغاء جميع المؤثرات على العرض والطلب ،وهناك أيضًا أهداف أخري مثل تحقيق التوازن فى ميزان المدفوعات بالحد من الواردات عن طريق فرض قيود على الاستيراد، ولكن بشروط تحددها السياسه التنمويه واحتياطات الصرف، وذلك لحمايه الاقتصاد المحلي من التأثر من الازمات الاقتصاديه العالمية، وبالاضافه لذلك العمل على تشجيع رؤوس الاموال الأجنبيه على الاستثمار فى المجالات التى تحقق الازدهار للأقتصاد الوطني ( بوقطة ،2018 ) .
مفهوم أزمات سعر الصرف:
تشير أزمة العملة إلى الانخفاض الحاد فى قيمة العملة الوطنية ،فيؤثر ذلك بالسلب على الاقتصاد ويساعد فى ظهور حالة من عدم استقرار اسعار الصرف ،و هو ما يجبر البنك المركزى فى مختلف الدول على اتخاذ تدابير مضادة عنيفة عن طريق اتباع واحدة من السياسات التى تم التحدث عنها فيما سبق .ويتم اختيار السياسه المتبعه لإصلاح الوضع الاقتصادى حسب الظروف الاقتصادية للدولة ونظام سعر الصرف المتبع بها ،وعادةً ما تكون تلك التدابير على حساب الأهداف الأخرى للسياسة الاقتصادية ،وهو ما يُسمى بالضغط على سوق الصرف الأجنبى.ويرى كلًا من جيفرى فرانكل و أندروا روز أن أزمة العملة وانهيارها تحدث عند انخفاض سعر الصرف الاسمى لعملة دولة ما بمقدار 25% على الأقل ، كما يرى كروجهان أن أزمة العملة ترتبط بنظام سعر الصرف الثابت ،و ذلك حينما تحدث زيادة فى الائتمان المحلى بشكل يفوق الطلب النقدى، وهو ما يؤدى إلى انخفاض الاحتياطى الدولى للدولة والتشجيع على المضاربة على العملة الوطنية ،ومع اقتراب نفاذ الاحتياطى النقدى أصبحت الدولة مضطرة للتخلى عن سعر الصرف الثابت. كما نجد أيضاً أن هناك من يعتقد أن أزمة النظام المصرفى ترتبط بأزمة العملة حيث تغذى كلاً منهما الأخرى (صابر،2010).
أسباب أزمات سعر الصرف:
هناك مجموعة من الأسباب تؤدى إلى حدوث أزمات فى سعر الصرف ،وفيما يلى سنقوم باستعراض أهمها:
أولًا:عدم الاستقرار فى المتغيرات الاقتصادية الكلية:
تنمو أزمة العملة جذورها عند وجود حالة من عدم الاستقرار فى المتغيرات الاقتصادية الكلية فقد تطبق السلطات الاقتصادية سياسات نقدية ومالية توسعية يترتب عليها توسع كبير فى عملية الاقراض ، وبالتالى حدوث تراكم مفرط فى الديون . ويصاحب ذلك زيادة مفرطة فى الاستثمار فى الاصول الحقيقية ، وينجم عن ذلك فى الغالب حدوث ارتفاع فى اسعار الاوراق المالية والعقارات الى مستويات عالية جدَا يصعب استثمارها ،وفى ظل هذا الوضع تسعى السلطات الاقتصادية إلى محاولة احتواء التضخم من خلال انتهاج سياسات تقيدية ، وبالتالى لا يكون هناك مناص من تصحيح اسعار الاصول ويؤدى ذلك إلى ابطاء فى النشاط الاقتصادى ، يصاحبه صعوبات فى خدمة الدين ، وتزداد نسبة الديون المشكوك فى تحصيلها ، الامر الذى يهدد بحدوث اعسار فى الجهاز المصرفى .
ثانيًا: سوء تحديد سعر الصرف:
تقع كثير من الحكومات فى خطأ و هو اعتبار ثبات سعر الصرف الأجنبى الهدف الرئيسى للسياسة النقدية بدلًا من ضبط معدلات التضخم المحلية، و فى هذه الحالة تواجه الدولة هدفين متعارضين الأول هو تخفيض معدلات التضخم ،و الثانى هو الحفاظ على مستوى النشاط الاقتصادى قريبًا من المستوى المستهدف. وينشأ هذا التعارض بين الهدف الأول وهوتخفيض معدلات التضخم و الهدف الثانى وهو الحفاظ على مستوى النشاط الاقتصادى و التناسفية الدولية عندما تكون الدولة من الدول النامية التى تزيد وارداتها على صادراتها ،فتلجأ لتغيير سعر الصرف لزيادة صادراتها و خفض وارداتها و إستعادة التنافسية الدولية .
وبالتالى نجد أن ثبات أسعار الصرف يساعد على تخفيض معدلات التضخم ،إلا أن ذلك يكون على حساب فقدان التنافسية الدولية أو الركود، ولإستعادة التنافسية يتطلب ذلك التقليل فى معدلات البطالة و التخلى عن سعر الصرف الثابت و اللجوء لتخفيض العملة الوطنية. (صابر,2010).
ثالثًا: ضعف الهيكل المالى:
يؤدى ضعف الهيكل المالى للدولة إلى التحرير المالى السريع دون أن يكون هناك قواعد قوية وسريعة للإشراف والتنظيم،وينتج عن هذا التحرير المالى إزالة القيود المفروضة على القطاع المالى و تقليل احتكار الدولة له والاعتماد على عمليات السوق المفتوحة لتوجيه السياسة النقدية.و نجد أن الدول النامية يكون لديها نظم مالية على درجة عالية من التقييد ، وبالتالى يكون هناك قدر ضئيل من المنافسة داخل هذه الدول ،و عندما تقوم هذه الدول بعمليات التحرير المالى السريع نجد أن المؤسسات المالية فى هذه الدول تكون لديها قدرة محدودة للمواءمة مع الخيارات الجديدة فى ظل التحرير المالى ؛ حيث أن المؤسسات المالية فى هذه الدول لا تكون لديها القدرة على تحفيز الاستثمار فى عمليات تقييم الائتمان و الاستفادة من التحرير المالى و تفتقر أيضاً لمهارات رصد و معالجة المخاطر الناجمة عن التحرير المالى، و تكون أيضاً المصارف فى هذه الدول لديها قدرة تنافسية ضعيفة فى ظل هذا التحرير المالى مما يجعل سعر الصرف أكثر عرضة للأزمات.
رابعًا: عدوى الأزمات الخارجية:
تعد العدوى الاقتصادية أحد أهم أسباب حدوث أزمة العملة؛ حيث تنتقل أعراض عدم الاستقرار فى أسواق الصرف الأجنبى من دولة لأخرى ،فعندما تحدث هجمات مضاربة على عملة معينة تنتشر تلك العدوى وتؤثر على عملات دول أخرى حتى لو كانت هذه الدول تمتلك أساسيات اقتصادية سليمة(صابر, 2010).
ثانيًا : المبحث الثاني : تحليل الانظمة المتبعة فى الحالة المصرية واهم الأزمات
هذا المبحث سوف يتناول أنطمة سعر الصرف المتبعة فى مصر من 1990 الى 2020،وأهم الأزمات التى تخللت فترة الدراسة ، والسياسات التي اتبعتها الدولة لمجابهة الأزمة والتصدي لها ونتيجة الأزمة على الوضع الاقتصادى المصري .
يجب أخذ نبذة عن أنظمة سعر الصرف المتبعة قبل فترة البحث ،ولذلك نقوم بأخذ نبذة بسيطة عن سعر صرف الجنيه المصرى منذ 1948 إلى 1989 الاولى هى مرحلة تدخل الدولة؛ حيث بلغ سعر صرف الجنيه المصري 4.1 للدولار الامريكي عام 1948و انخفض بمقدار 30% بعد عامين،بالاضافة الى استمرار ثبات نظام سعر الصرف خلال فترة التخطيط المركزي من 1952 الى 1973.ثم المرحلة الثانيه وهى مرحلة سياسة الانفتاح حيث تبدأ عام 1974عندما تبنت مصر سياسة اقتصادية جديدة وهي الانفتاح وظهور العديد من اسواق الصرف الاجنبيه،وفى عام 1979 تم صدور قرار بتوحيد سعر الصرف ليكون 1.43 دولار امريكي لكل جنيه مصري .
ونجد بعد ذلك مرحلة محاولات الاصلاح فى الثمانينات وكانت البدايه فى عام 1986 ؛حيث واجه الاقتصاد المصرى صعوبات بسبب الانخفاض المفاجئ فى الايرادات واسعار النفط ،وكانت نهاية الثمانينات هى فترة معاناة الاقتصاد المصري من اختلالات هيكليه فى العديد من الأوجه مثل تشوهات الاسعار وارتفاع الديون، ثم اجرت الحكومة فى عام 1987 مجموعة من الاصلاحات الهيكلية بالتعاون مع صندوق النقد الدولى. فقد تم تخفيض قيمة الجنيه المصري امام الدولار الامريكي بنسبة 25% بالتدريج ،وأخيرًا فى عام 1987 تم السماح للبنوك المتعمدة العاملة فى مصر،ونشأة السوق الحرة للنقد الاجنبي .
انظمة سعر الصرف المتبعة فى مصر منذ عام 1990م وحتى عام 2020م وأزمات هذه الفترة :
أولاً:المرحلة الأولى من 1990 إلى 1999:
|
|
كان برنامج الإصلاح الإقتصادى مدعومًا من صندوق النقد الدولى و له تأثير على سعر الصرف ؛حيث تم دمج سوقى التبادل وتحديد سوق حر واحد وفقًا لنظام صرف جديد قائم على الربط بين الجنيه المصرى والدولار على اساس نظام التعويم المُدار[1] managed Flotation Exchange rate system .و السبب فى اتباع مصر لنظام سعر الصرف المدار هو العمل على تحسين وضع الاقتصاد المصرى ،والذى تدهور نتيجة لإندلاع حرب الخليج الثانية 1990/1991 و التى قامت فيها العراق بغزو الكويت ، ونتيجة لذلك قامت مصر بمقاطعة العراق و بالتالى انخفضت الاستثمارات الأجنبية القادمة من العراق ،كما انخفضت تحويلات المصريين العاملين فى دول الخليج . و هو ما أدى إلى عمل اتفاق بين دول الخليج والولايات المتحدة الأمريكية لدعم مصر مما ساعد على تطبيق برنامج الاصلاح الاقتصادى واتباع نظام التعويم المدار لسعر الصرف، الذى بموجبه يصبح تحديد سعر الصرف متروكا لقوى السوق و هذا مايفسره الشكل(2) . فهناك ارتفاع فى سعر الصرف من عام 1990الى عام 1992 حيث يتجه المنحنى لأعلى ، كما ان تدخل السلطة النقدية فى سوق سعر الصرف الاجنبي كان عند حدود معينة.
|
|
و قد كان برنامج الاصلاح الاقتصادى له تأثير ايجابي على الاقتصاد المصرى ؛ حيث زادت عوائد قناة السويس وارباح الشركات النفطية ،كما زاد تراكم النقد الاجنبي من حوالى 6.2 مليار دولار عام 1991 الى حوالى 19.5 مليار دولار عام 1997 ، كما بدأ الميزان التجارى المصرى يتحسن تدريجياً نتيجة زيادة للصادرات المصرية ،و يتضح ذلك فى شكل (3) حيث يتجه منحنى الصادرات لأعلى من عام 1990 إلى عام 1997 .وهذا جعل الدولة تلتزم اكثر بنظام سعر الصرف القائم( نظام التعويم المدار) ،و هوما أثر بالايجاب على الاقتصاد المصرى حيث انخفضت التوقعات الخاصة بالتضخم، وانخفض عجز الموازنة من حوالى 20% من الناتج المحلى الاجمالى عام 1991 إلى حوالى 1% عام 1997،وايضًا حدث استقرارفى سعر الصرف من عام 1994 الى عام1999 فى الشكل (2) حيث ان المنحني افقي يوازى محور السنين (البدري واخرون ،2021 ؛ كشك ،2017).
لم يستمر الأثر الإيجابى لبرنامج الإصلاح على الميزان التجارى – كما ذكرنا سابقاً- نتيجة للأزمة المالية الأسيوية عام 1997 و التى تمثلت فى انخفاض قيمة العملة المحلية لدول جنوب شرق أسيا ، وهو ما أدى إلى زيادة الواردات المصرية من هذه الدول و ذلك لأن سلعهم أصبحت أرخص مقارنة بالدول الأخرى ،و بالتالى زاد العجز فى الميزان التجارى المصرى. و هو مايوضحه شكل (3) فنجد ارتفاع فى قيمة الواردات بمعدل كبير فى عام 1997 مقارنة بعام 1996، و ذلك فى حين نجد زيادة الصادرات زيادة طفيفة فى عام 1997 مقارنة بعام 1996 ،و هو ما أدى إلى ارتفاع قيمة العجز فى الميزان التجارى
ثانيًا:المرحلة الثانية من 2000إلى 2009 :
|
|
وكانت بداية المرحلة الثانيه استقرار فى سعر الصرف ولكن هذا الاستقرارفى سعر الصرف خلال الفترة من 1994 إلى 1998 – كما يتضح من الشكل (2)- لم يستمر طويلًا، ولذلك نجد أنه فى يوليو عام 2001 حدث ما يسمى ب “أزمة العملة فى مصر” ،و السبب فى ذلك هو حادثة الأقصر عام 1997 التى أدت لإنخفاض إيرادات السياحة والنفط و هو ما أدى إلى اضطرار الحكومة للسحبمن الاحتياطى من النقد الأجنبى. وقد وصلت الأزمة ذروتها فى منتصف يوليو عام 2001 حيث فقد الجنيه المصرى 70% من قيمته ، ولذلك يتضح من شكل(4) أنه مع بداية عام 2001 حدث ارتفاع فى سعر الصرف مقارنة بعام 2000 حيث نجد اتجاه المنحنى لأعلى ، وهو ما يدل على انخفاض قيمة العملة المحلية (الجنيه المصرى)، فنجد فى أوائل عام 2001 بدأت العملة فى الاختفاء مما أدى لظهور السوق السوداء(الحديدى و آخرون ، 2017).
|
|
نجد أيضًا أن أزمة العملة التى حدثت عام 2001 كان لها تأثير على الميزان التجارى المصرى ؛حيث انخفضت قيمة كلًا من الصادرات والواردات . ولذلك فى شكل (5) يتجه منحنى كلاً من الصادرات والواردات لأسفل ، فنجد انخفاض الصادرات والواردات فى عام 2001 مقارنة بعام 2000 .حيث قام البنك المركزى المصري فى يناير2001- نتيجة لأزمة العملة فى 2001 – بتبني نظام سعر صرف جديد ألا وهو: نظام سعر الصرف الزاحف [2] Creeping Exchange Rate System، وقد أثر ذلك على تحديد سعر صرف الجنيه المصري عند 3.85/ دولار وكان هذا فى سبتمبر، وذلك نتيجة لما حدث لهجمات 11 سبتمبر فى الولايات المتحدة الامريكية ، تأثر الاقتصاد المصري وخاصة القطاع السياحى بذلك، فتم تخفيض قيمة الجنيه المصري إلى 4.14 جنيه / دولار ،ولذلك اضطر البنك المركزى أن يقوم بتخفيض قيمة العملة مرة اخرى فى يناير 2002 فأصبحت 4.50 جنيه مصري/ دولار، فيتضح من الشكل (4) صعود منحني سعر الصرف الجنيه المصري مقابل الدولار تعبيرًا عن الانخفاض الحادث في قيمة الجنيه المصري . وكان السبب فى ذلك عدم قدرة الصادرات السلعية على تغطية نصف الواردات؛ حيث تبلغ الصادرات 6مليار دولار فى مقابل 14 مليار دولار فى حساب الواردات، وقد استمر ذلك النظام حتى اعلن البنك المركزى عن اتباع نظام اخر ،وهو: النظام العائم ( الحر ) [3]فى عام Floating Exchange Rate System2003(كشك ، 2017 ).
ثم قام بعد ذلك البنك المركزى باعتماد نظام سعر صرف جديد وهوالنظام العائم فى يناير 2003 ،و ذلك نتيجة لفشل السياسة النقدية للدولة فى السيطرة على معدلات التضخم ،و التى نتجت عن انخفاض الاحتياطى من النقد الأجنبى للدولة نتيجة لهروب رؤوس الأموال وانخفاض عوائد السياحة ، و ذلك فى ظل أحداث حادثة الأقصرعام 1997 بالإضافة إلى هجمات 11سبتمبر عام 2001فى الولايات المتحدة الأمريكية . ونتج عن ذلك انخفاض سعر الصرف بنسبة 20% حتى وصل الى 5.4 جنيه/ دولار ،وقد استمر ذلك الانخفاض حتى نهاية عام 2004 حتى استقر عند 6.3 جنيه / دولار، و لذلك نجد فى شكل (4) ارتفاع سعر الصرف واتجاه المنحنى لأعلى ، فنجد ارتفاع سعر الصرف فى عام 2003 مقارنة بالأعوام التى تسبقه ، وبعد ذلك بدأ سعر الصرف فى الانخفاض عام 2004 ، ولذلك بدأ المنحنى فى الاتجاه لأسفل- كما يتضح فى شكل رقم (4) – تعبيرًا عن بداية استقرار سعر الصرف و ارتفاع قيمة العملة المحلية (الجنيه المصرى)، وقد أثر ذلك على رصيد الاحتياطى الدولى؛ حيث ازدادت قيمته لتصبح 14.3 مليار دولار نهاية عام 2004 .
وكان تعويم سعر الصرف عام 2003 له أثر على الميزان التجارى المصرى ؛ حيث ازدادت قيمة كلاً من الصادرات والواردات ، فنجد زيادة قيمة الصادرات بنسبة 46% فى عام 2003 مقارنة بعام 2002 ،وبلغت قيمة الصادرات نحو 10.5 مليار دولار عام 2003 وأيضاً نجد زيادة قيمة الواردات بنسبة 21.5% ،واصبحت قيمة الواردات عام 2003 نحو 18.28 مليار دولار ،و لذلك نجد فى شكل (5) اتجاه منحنى كلاً من الصادرات والواردات لأعلى.وقد لُوحظ أنه بعد تعويم 2003 كان هناك أثر للتعويم على رصيد الاحتياطى الدولى ؛ حيث تزايدت قيمته لتصبح 14.3 مليار دولار فى نهاية عام 2004 ،و قد اتجه البنك المركزى فى عام 2005 لاتباع سياسة أكثر مرونة مع شركات الصرافة ،ونجد أن هذه السياسة ساهمت فى تحسن سعر صرف الجنيه أمام الدولار ؛حيث انخفض سعر الدولار الأمريكى ليصل إلى 5.697 جنيهًا فى نهاية عام 2007 . و يتضح لنا من شكل (4) أنه بداية من عام 2005 بدأ سعر الصرف فى الانخفاض حيث بدأ المنحنى فى الاتجاه لأسفل ، وهو مايدل على تحسن قيمة العملة المحلية (الجنيه المصرى)، كما نجد استمرار قيمة كلاً من الصادرات والواردات فى الارتفاع منذ تعويم 2003و ذلك حتى عام 2008 ،فنجد اتجاه المنحنى لأعلى – فى شكل (5) – لكلا من الصادرات والواردات (محمد،2017).
يتبين أنه فى سبتمبرعام 2008 حدثت الأزمة المالية العالمية ،و قد نتج عن هذه الأزمة ارتفاع سعر الصرف فى عام 2009 مقارنة بعام 2008 . فوصل سعر الصرف فى عام 2009 إلى 5.54 جنيه/دولار و كان يبلغ فى عام 2008 ( 5.43 جنيه/دولار)، و لذلك يتضح من شكل (4) ارتفاع سعر الصرف فى عام 2009 مقارنة بعام 2008 حيث يتجه المنحنى لأعلى .ونلاحظ أيضًا أن الأزمة المالية العالمية كان لها تأثير على الميزان التجارى ؛ حيث انخفضت قيمة الصادرات بمعدل 14.3% لتبلغ نحو 25.2 مليار دولار ، وذلك نتيجة لانخفاض قيمة الصادرات البترولية وغيرالبترولية ، كما انخفضت قيمة الواردات بمعدل 4.6% لتبلغ 50.3 مليار دولار لتصبح قيمة العجز بالميزان التجارى نحو 25.18 مليار دولار ، لذلك يتضح لنا فى شكل(5) اتجاه منحنى كلاً من الصادرات والواردات لأسفل ، كما يلاحظ أيضًا انخفاض قيمة كلًا من الصادرات والواردات عام 2009 لتبلغ قيمة الصادرات نحو 23.87 مليار دولار وبلغت قيمة الواردات نحو 48.99 مليار دولار ، وانخفضت قيمة العجز بالميزان التجارى 0.6 مليار دولار مقارنة بعام 2008.وأيضًا هذه الأزمة أثرت على سعرصرف العملة المحلية مقابل الدولار حيث أتجه منحني سعر الصرف إلى أعلى فى الشكل (4) معبرًا عن حدوث انخفاض فى قيمة الجنيه المصري (برسوم،2018).
ثالثًا:المرحلة الثالثة من 2010 إلى 2020 :
أهتمت الدولة بظاهرة التضخم منذ أوائل المرحلة الثالثة ؛ حيث اعتمدت سياسة دعم قيمة الجنيه المصري أمام الدولار ( اى حدث تزايد فى قيمة الجنيه المصري مقابل الدولار) ،كما تزايدت قيمة الاحتياطى النقدي حتى أصبحت قيمته 33.6 مليار دولار وكان ذلك فى نهاية عام 2010 ،ومن الجدير بالذكر هنا أنه منذ عام 2005 الى نهاية عام 2010 حدث استقرار ملحوظ فى سعرصرف الجنيه المصرى أمام الدولار الأمريكى؛حيث تراوح قيمة الجنيه المصري من 5.4 الى 5.9 للدولار الواحد. وعندما حدثت ثورة 25 يناير 2011 رأينا إحداث تغييرات غير متوقعه سياسيًا واقتصاديًا واجتماعيًا، كما حدث انخفاض فى قيمة العملة المحلية (الجنيه المصرى) مقابل الدولار من 5.8 جنيه /دولار عام 2011 الى 6.1 جنيه /دولارعام 2012، لذلك نجد فى شكل(6) ارتفاع سعر الصرف واتجاه المنحنى لأعلى .وحدث أيضًا انخفاض فى احتياطات النقد الأجنبى ؛حيث خسرت مصر 21 مليار دولار منذ الثورة و حتى ديسمبر 2012.
|
|||
|
|||
|
|
||||
وقد كان لثورة 25 ينايرأثر على الميزان التجارى؛ حيث انخفضت قيمة الصادرات فى عام 2011 مقارنة بعام 2010 لتبلغ نحو 25.07 مليار دولار ،ولكن ازدادت قيمة الواردات فى عام 2011 مقارنة بعام 2010 لتبلغ نحو 59.21 مليار دولار. وازدادت قيمة العجز فى الميزان التجارى عام 2011 مقارنة بعام 2010 لتبلغ نحو 34.14 مليار دولار عام 2011 ، ولذلك نجد فى شكل (7) اتجاه منحنى الصادرات لأسفل مما يدل على انخفاض قيمة الصادرات ، و ذلك فى حين اتجاه منحنى الواردات لأعلى مما يدل على زيادة حجم الواردات (برسوم،2018) .
و نجد أيضًا أنه عندما حدثت ثورة 25 يناير 2011أثرت بالسلب على الاقتصاد المصرى فأضطر البنك المركزى لإتخاذ اجراءات جديدة ؛ فقد أعلن فى ديسمبر 2012 اعتماد نظام جديد وهو وضع الدولار الأمريكي فى المزاد لتعويم سعر الصرف عمليًا ،وبالتالى انخفضت قيمة العملة المصرية مقابل الدولار الامريكي واليورو والجنيه الاستراليني . وأتجه الطلب إلى التزايد على العملات الاجنبيه ،وكانت نسبة انخفاض الجنيه المصري 13% بعد القيام بالمزادات النقديه الأجنبية حتى تحقق الاستقرار فى سعر الصرف الاسمى بفضل الدعم من دول الخليج للبنك المركزى، فانخفضت قيمته باقل من 2% مقابل الدولار،وارتفع سعر الصرف الحقيقي بنسبة 18% فى نهاية 2014 (البدرى و آخرون ،2021).
ثم قيام ثورة 30 يونيو عام 2013 في مصر،وقد تأثر الإقتصاد المصري بشكل واضح،و تمثل ذلك في خروج الإستثمارات الأجنبية من مصر، و انخفاض تحويلات العاملين بالخارج، و زيادة القروض الأجنبية التي حصلت عليها مصر في ذلك الوقت بالإضافة إلى زيادة دور السوق السوداء،وذلك لأنه أصبح متحكم في عرض الدولار مما أدي إلى حدوث أزمة الدولار في الفترة من 2013م و حتى2016م.و تمثلت هذه الأزمة في انخفاض المعروض من الدولار الأمريكي، مما أدى إلى ارتفاع قيمة الدرلار مقابل الجنيه المصري، وبالتالى نجد فى الشكل (6) اتجاه منحنى سعر الصرف لأعلى مُشيرًا الى انخفاض قيمة العملة المحلية(الجنيه المصرى) (برسوم،2018 ؛ حسين،2016).
و قد كان لثورة 30 يونيو 2013 تأثير على الميزان التجارى ؛حيث انخفضت قيمة الصادرات مقارنة بعام 2012 لتبلغ فى عام 2013 نحو 26.11 مليار دولار، وذلك فى حين زيادة قيمة الواردات لتبلغ نحو 60.2 مليار دولار و هذا أدى إلى زيادة العجز فى الميزان التجارى ليبلغ نحو 34.09 مليار دولار ، ولذلك نجد فى شكل(7) اتجاه منحنى الصادرات لأسفل فى حين يتجه منحنى الواردات لأعلى (برسوم،2018؛حسين،2016 ).
ثم أتجه البنك المركزى لاتباع سياسة التعويم الحر فى نوفمبر عام 2016 ،و ذلك نتيجة لتدهور الوضع الاقتصادى فى مصر وكمحاولة للدولة لتحسين الوضع الاقتصادى ؛ حيث نجد أنه كان هناك ارتفاع فى سعر الصرف قبل صدور قرار التعويم عام 2016 ، كما كان هناك سعر صرف آخر فى السوق السوداء و كانت قيمته تبلغ حوالى 17 جنيه /دولار أمريكى ، وعلى الرغم من الإجراءات التى قام البنك المركزى باتخاذها لمكافحة السوق السوداء و فرض عقوبات على شركات الصرافة إلا أن سعر الصرف استمر فى الارتفاع وواصل الجنيه المصرى فى الانخفاض أمام الدولار الأمريكى، و هو ما أدى إلى صدور قرار التعويم عام 2016 . ونجد أنه بعد صدور قرار التعويم فى نوفمبر 2016 ارتفع سعر الصرف حتى وصل فى نهاية مايو عام 2017 إلى 18.08 جنيه/دولار، ولذلك نجد فى شكل (6) اتجاه المنحنى لأعلى مما يدل على ارتفاع سعر الصرف و انخفاض قيمة الجنيه المصرى أمام الدولار الأمريكى. وكان لتعويم 2016 أثر على الميزان التجارى، فنجد انخفاض الصادرات فى عام 2016 مقارنة بعام 2015 ، فى حين نجد زيادة قيمة الواردات فى عام 2016 مقارنة بعام 2015 ، ويتضح ذلك فى شكل (7) فنجد اتجاه منحنى الصادرات لأسفل فى حين نجد اتجاه منحنى الواردات لأعلى إلا أننا نجد أن الزيادة فى قيمة الواردات طفيفة (حسين،2016 ؛البدرى و آخرون،2021).
وبدأت الآثار الإيجابية للتعويم فى الظهور فى عام 2017 ؛حيث زاد الاحتياطى من النقد الأجنبى،وعاد المستثمرين الأجانب للعمل فى مصر وتحسن الميزان التجارى؛ حيث انخفض العجز فى الميزان التجارى عام 2017 مقارنة بعام 2016 نتيجة زيادة الصادرات بمعدل أكبر من معدل زيادة الواردات ،و لهذا نجد فى شكل(7) اتجاه منحنى الصادرات لأعلى ويتجه أيضًا منحنى الواردات لأعلى ولكن تزداد الواردات زيادة طفيفة . كما أنه فى عام 2018 كان هناك استقرار نسبى فى سعر الصرف ؛حيث بلغت قيمة سعر الصرف 17.77 جنيه /دولار ، واستمر تراجع سعر الصرف وارتفاع قيمة الجنيه أمام الدولار؛حيث بلغ سعر الصرف فى عام 2019 نحو 16.77 جنيه/دولار ، وفى عام 2020 بلغ نحو 15.76 جنيه /دولار ، ويوضح الشكل (6) اتجاه منحنى سعر الصرف بداية من عام 2018 و حتى عام 2020 لأسفل ، و ذلك نتيجة لزيادة تدفق النقد الأجنبى للأسواق المصرية . ونجد أنه فى المقابل كان هناك آثار سلبية للتعويم تمثلت فى ارتفاع أسعار البنزين والكهرباء ،وذلك بالإضافة إلى ارتفاع معدلات التضخم (سليمان،2019 ).
ويوضح تراجع سعر الصرف منذ عام 2018 و حتى عام 2020- كما ذكرنا فيما سبق- أن جائحة كورونا كانت لها أثر سلبى طفيف على سعر الصرف ؛ حيث انخفضت قيمة الجنيه مقابل الدولار بمعدل 1.2% فقط . وكان لهذه الأزمة أثر على الميزان التجارى ؛ حيث انخفضت قيمة الصادرات بنحو 7.4% فى العام المالى 2019/2020 مقارنة بالعام المالى 2018/2019 ، ولذلك نجد اتجاه منحنى الصادرات لأسفل كما هو موضح فى شكل (7) ،كما يتضح أيضًا أنه حدث انخفاض فى قيمة الواردات بمعدل 5.6% خلال العام المالى 2019/2020 مقارنة بالعام المالى 2018/2019 ، ولذلك نلاحظ اتجاه منحنى الواردات لأسفل فى شكل(7) (فواز،2021 ؛ American chamber of commerce in egypt, 2020).
نلاحظ مما سبق تنوع انظمة سعر الصرف التى تبنتها مصر فى فترة الدراسة ؛حيث كان البنك المركزي في مصر منذ الستينات وحتى عام 1990م يتبع نظام سعر الصرف الثابت، إلا أن مصر بعد أزمة الديون 1987م التي نتجت عن زيادة الديون الخارجية اضطرت لتوقيع برنامج الاصلاح الإقتصادي الشامل والتكيف الهيكلي Economic Reform and Structural Adjustment Program (ERSAP) بالتعاون مع صندوق النقد الدولي IMF و البنك الدولي World Bank من أجل تقليل عجز الموازنة، و الذي تم بدء العمل به عام 1991م. ومنذ ذلك الوقت بدأت مصر في إتباع أنظمة مختلفة لسعر الصرف و التي كان لها أثارها المختلفة على كل من الإقتصاد المصري بشكل عام، و الميزان التجاري بشكل خاص. فقد أثر تطبيق برنامج الإصلاح الإقتصادي ERSAP عام 1991 على كليهما وذلك لأن مصر اتبعت نظام سعر الصرف الحر المدار مما يعني أنها جعلت سعر الصرف حر ولكن البنك المركزي لديه حرية التدخل عند حدوث أي خطر بسبب التعويم وتعديله. وفي عام 1998مرت مصر بأزمة مالية، وكان ذلك بسبب إنخفاض أسعار البترول العالمية في تلك الفترة، ومع استمرار توابع هذه الأزمة حتى عام 2001، حاول البنك المركزي تخطيها بتغيير سياسات سعر الصرف، فقام بإتباع نظام سعر الصرف الثابت حتى عام 2002 . و بقيام ثورة 25 يناير 2011 أثرت على مصر بشكل غير متوقع حيث تدهور الوضع الأمني، و قلت إيرادات السياحة، و إنخفضت الإستثمارات الأجنبية مما أدى إلى إنخفاض حاد في إحتياطي النقد الأجنبي في البنك المركزي، لكن على غير المتوقع لم ينخفض سعر الصرف المصري إلا بنسبة قليلة جداً مقابل الدولار الامريكي . وفي عام 2012 قام البنك المركزي بإتباع نظام سعر الصرف الحر المدار للحد من الانخفاض في الاحتياطيات النقدية من العملة الأجنبية مما أدي إلي انخفاض قيمة الجنيه المصري مقابل الدولار الأمريكي .وفي عام 2015 قام البنك المركزي بتطبيق سياسة سعر الصرف المرن وفقًا لشروط صندوق النقد الدولي في نوفمبر 2016 للمرة الثانية لتطبيق خطة إصلاح إقتصادي مقابل الحصول على قرض بقيمة 12 مليار الدولار . ونجد أنه في عام 2017 حدث ارتفاع لمؤشر البورصة المصرية الرئيسي (EGX30) كنتيجة لتحرير سوق الصرف الأجنبي، و سياسة التعويم التي كانت متبعة في ذلك الوقت.
ووفقًا لتقرير البنك الدولى ،فإن الانخفاض الكبير فى قيمة العملة المصرية الحادث فى 21 مارس 2022بنحو16% ليس من قبيل الصدفة، وأنما حدث ذلك التعويم بعد بيان قام به البنك المركزى عقب اجتماع استثنائي له وأكد على اهمية مرونة سعر الصرف لامتصاص الأزمات،ورفع اسعار الفائدة 100 نقطة ( 1%) لجذب الاستثمارات . وكان تعويم الجنيه المصري عام 2022 نتيجة زيادة الضغط على سيولة النقد الأجنبي فى مصر ،وابتعاد المستثمرين عن الاستثمار فى اسواق الديون (الاستثمار فى الاموال الساخنه ) ، وتداعيات الحرب على اوكرانيا و التى تعتبر السبب الرئيسي على الصعيد السياسي مما اسفر على نقص عدد السياح الروس والاوكرانيين، وأخيرًا ارتفاع أسعار القمح والحبوب والاسمدة ومواد البناء وهم من أهم السلع التى تحصل عليهم مصر من خلال الاستيراد من الاسواق الخارجيه . وقد اعلنت الحكومة المصرية فى ذلك الوقت عن تطبيق إجراءات لمواجهة التعويم الجديد للعملة بقيمة 130 مليار جنيه (1.6% من اجمالى الناتج المحلى الاجمالى للسنه المالية 2022-2023) ذلك لتخفيف الاسعار من خلال رفع الاجور فى شهر ابريل وايضا رفع المعاشات وتوسيع تغطية برامج التحويلات النقدية .
التحليل الوصفي و التحليل الكمي للبيانات
سيتم في هذا الفصل تحليل العلاقة بين عجز الميزان التجاري وسعر الصرف الاسمى وصفياً، و قياسياً،باستخدام بيانات سلاسل زمنية لجمهورية مصر العربية في الفترة من 1990 حتى2020. كما سيتم ربط هذه النتائج التي سيتم التوصل لها بكل من الخلفية الاقتصادية للفترة محل الدراسة، والنظريات التي درست العلاقة بين سعر الصرف و الميزان التجاري، و الأدبيات التي اختبرت هذه العلاقة و ما مدي توافقها مع كل منهم.
المبحث الاول : الاطار المنهجي للنموذج القياسي
1:فرضية الدراسة وتوصيف النموذج القياسي:
فرضية الدراسة :
تتحدد فرضية الدراسة طبقاً للنظرية الاقتصادية فى حالة تعريف سعر الصرف على أنه قيمة العملة الأجنبية مقومة بالعملة المحلية (قيمة الدولار الأمريكى بالجنيه المصري ) فإن الفرض الأساسى الذى يعتمد عليه البحث هو أنه يوجد تأثير ذو دلالة احصائية بين تقلبات سعر الصرف والميزان التجارى فى جمهورية مصر العربية ومنه تنبثق الفروض التالية :
1_وجود علاقة عكسية بين سعر الصرف والصادرات.
2_وجود علاقة طردية بين سعر الصرف والواردات.
3_وجود علاقة عكسية بين سعر الصرف وعجز الميزان التجارى
4_لا يوجد تاثير ذو دلالة احصائية بين الناتج المحلى الاجمالى وعجز الميزان التجارى .
توصيف النموذج القياسي المستخدم:
Log TB = + log NER +log GDPEgypt + log GDPUS+ûi
TB: عجز الميزان التجارى لجمهورية مصر العربية .
NER: سعر الصرف الاسمى لجمهورية مصر العربية .
GDP Egypt:الناتج المحلى الاجمالى لجمهورية مصر العربية .
GDP USA: الناتج المحلى الاجمالى للولايات المتحدة الامريكية .
حيث أن هو الحد الثابت للمعادلة, و كل من () هم معلمات النموذج المراد اختبار معنويتها, هو حد الخطأ وهو متغير عشوائي. و من خلال هذه المعادلة سيتم تقدير معنوية المعلمات، و معنوية النموذج ككل . و قد تم استخدام هذه البيانات فى صورة الدالة العكسية للدوال الأسية (لوغاريتم-Logarithm) بهدف تبسيط الحسابات و تسكين التباين و الاستدلال على مدى حساسية عجز الميزان التجارى بالنسبة للتغير النسبى فى سعر الصرف الاسمى .
2- الاطار المنهجى لمتغيرات النموذج ومصادر البيانات :
وتم الاستعانة بالدراسة (Ari and Cergibozan, 2017) لتحديد المتغيرات محل الدراسة؛ و ذلك لأنها قامت بدراسة العلاقة بين المتغيرين الرئيسين لنفس هدف الدراسة و الذي يتمثل في حل مشكلة العجز في الميزان التجاري إلا أنها طبقت علي دولة تركيا.و تم الحصول علي كافة البيانات من بيانات البنك الدولى بسنة أساس (2010 = 100) ، وتستخدم هذه الدراسة بيانات سنوية عن مصر تغطى الفترة من 1990 وحتى عام 2020. كما تم استخدام هذه البيانات في صورة الدالة العكسية للدوال الأسية (لوغاريتمLogarithm – ) و ذلك لتبسيط الحسابات، تسكين التباين، و الاستدلال منها على مدي حساسية – المرونة- عجز الميزان التجاري المصري بالنسبة للتغير النسبي في سعر الصرف الاسمي ، و تتمثل هذه البيانات في:
TB : يعبر عن عجز الميزان التجاري ، والذي تم الحصول عليه من خلال عملية حسابية بسيطة بالإستعانة ببيانات لكل من الصادرات الكلية و الواردات الكلية مقومتان بالعملة الأجنبية (بالدولار الأمريكي).و تمت هذه العملية من خلال قسمة الواردات الكلية (متضمنة السلع و الخدمات) على الصادرات الكلية (متضمنة السلع و الخدمات) كما يظهر في معادلة (2):
(2) =
تتمثل كل من الواردات imports، و الصادراتexports في السلع والخدمات الخاصة بجميع المعاملات بين المقيمين في دولة محل الدراسة وبقية دول العالم.
NER: يعبر عن سعر الصرف الإسمى (الرسمي) بالعملة المحلية مقابل العملة الأجنبية الذي تحدده السلطات الوطنية مما يعني أنه السعر المحدد المسموح به قانونًا في سوق الصرف.و تتمثل العملة المحلية في الجنيه المصري بينما العملة الأجنبية تتمثل في الدولار الأمريكي؛ و قد تم اختيار الدولار لأن الولايات المتحدة الأمريكية من أهم الشركاء التجاريين لمصر، فهي تمثل الشريك التجاري الأول على مستوي التجارة مع الدول بشكل عام، و تمثل أيضاً الشريك التجاري الثاني بعد الاتحاد الاوروبي علي مستوى التكتلات الاقتصادية،حيث وصل حجم التبادل التجاري بينهم إلى 4.6 مليار دولار من إجمالي التبادل التجاري بين مصر و العالم و الذي يساوي 83.7 مليار دولار في عام 2017م، مع العلم أن نسبة كل من الصادرات و الواردات الكلية الأمريكية مع مصر من إجمالي حجم التجارة المصرية تساوي 7.4%، و4.4% على التوالي في ذلك العام. كما أن مصر حاولت الحفاظ على قيمة الجنيه مقابل الدولار لأكثر من مرة خلال فترة الدراسة – كما تمت الإشارة في جزء الأزمات بالفصل الثاني- بالإضافة إلى أن معظم المعاملات الدولية (85% في ابريل 2010) تمت بالدولار الأمريكي(السقا ،2013؛ عامر، 2018).
ويعبر كلًا من عن الناتج المحلي الإجمالي في كل من جمهورية مصر العربية و الولايات المتحدة الأمريكية علي التوالي. وهو يعبرعن مجموع القيمة المضافة الإجمالية لجميع المنتجين المقيمين في دولة ما(Murray, 2010).
منهجية البحث :
يعتمد البحث على كل من المنهج الوصفى التحليلى ؛ للإحاطة بالجوانب النظرية للدراسة ، والمنهج القياسي ؛ لقياس أثر تقلبات سعر الصرف على الميزان التجارى باستخدام طريقة المربعات الصغري الاعتيادية المعتمدة على بيانات سلاسل زمنية سنوية في الفترة من 1990حتي 2020. كما سيتم ربط هذه النتائج التي سيتم التوصل لها بكل من الخلفية الاقتصادية للفترة محل الدراسة.
الاختبارات الاحصائية المستخدمة:
يتناول هذا الجزء اختبارالعلاقة بين سعر الصرف الإسمى و الميزان التجارى فى جمهورية مصر العربية باستخدام سلاسل زمنية للفترة من 1990 حتى 2020،وأيضًا باستخدام طريقة المربعات الصغرى الاعتيادية (OLS) من خلال معادلة تتكون من ثلاث متغيرات مستقلة وهى سعر الصرف الإسمى ، والناتج المحلى الاجمالى لجمهورية مصر العربية ، والناتج المحلى الاجمالى للولايات المتحدة الامريكية ، والمتغير التابع هو الميزان التجارى .
سيتم تسكين السلاسل الزمنية أولًا قبل تطبيق طريقة المربعات الصغرى الاعتيادية حيث أن معظم المتغيرات الاقتصادية الكلية لا تكون ساكنة عند المستوى (0) او (I) . وبالتالى فإن استخدام طريقة المربعات الصغرى الاعتيادية بدون تسكين السلاسل الزمنية المستخدمة سوف يخلق حالة من الانحدار الزائف Spurious Regression ؛وذلك بسبب النتائج المضللة الناتجة عن ارتفاع قيم معامل الإرتباط (R2) الذى يعبر عن نسبة التباين فى المتغير التابع الذى يمكن تفسيره من خلال المتغيرات المستقلة ، وبالتالى يلزم تسكين السلاسل الزمنية كخطوة أولى لتجنب مشكلة الانحدار الزائف التى لا تعطى مؤشراً حقيقياً أو بعداً اقتصاديًا واقعياً للعلاقة بين المتغيرات ومن ثم عمل اختبار معنوى للنموذج باستخدام طريقة المربعات الصغرى الاعتيادية .
اختبار استقرار السلاسل الزمنية محل الدراسة :
1_اختبار ديكى فولر الموسع Augmentd Dickey fuller test (ADF) :
سيتم استخدام اختبار ديكى فولر الموسع ADF)) بدلًا من اختبار ديكى فولر DF)) لتسكين جميع السلاسل الزمنية من خلال الفروق ؛ وذلك لأن اختبار ADF)) يأخذ فى اعتباره الارتباط الذاتى بين الأخطاء من خلال ضم قيم متباطئة Lags للسلسلة الزمنية محل الاهتمام Holmes and scheuere , 2020)). وسيتم تسكين السلاسل الزمنية من خلال اختبار معنوية معلمة الاستقرار (γ) في المعادلة الداخلية للنموذج غير المقيد و هي تأخذ الشكل العام التالي:
حيث هو المتغير المراد اختبار درجة استقراره, وهو الحد الثابت للمعادلة, هو الاتجاه الزمني للمتغير المراد اختبار درجة سكونه، (ut)حد الخطأ وهو متغير عشوائي, ()هي المعلمة الخاصة بتسكين النموذج وهي تساوي ( (, يعبر عن الفرق الاول, يعبر عن الفرق الثاني, (t) تعبر عن الزمن, () هما معلمات معادلة التسكين, هي القيم المتباطئة التي تعبر عن الإرتباط الذاتي بين الأخطاء.
2_اختبار السكون للمتغير التابع (عجز الميزان التجاري):
اختبار سكون السلسلة يعتمد على معنوية (γ) من خلال مقارنة P-value بمستوى المعنوية (α) الذي يعبر عن احتمالية رفض الفرض العدمي وهو صحيح -الخطأ من النوع الأول-, فإذا كانت قيمة P-value أقل من مستوى المعنوية α =0.05))، تكون النتيجة معنوية أي أن الميزان التجاري ساكن عند الفرق. و المعادلة للنموذج غير المقيد هي:
ولإجراء اختبار التسكين لسلسلة عجز الميزان التجاري تم صياغة الفرضيتين التاليتين:
(الفرضية الصفرية: تشير لعدم السكون)
(الفرضية البديلة: تشير لسكون السلسلة الزمنية
3_اختبار السكون للمتغيرات المستقلة:
نقوم فى هذا الاختبار باختبار درجات السكون للمتغيرات المستقلة، وهي سعر الصرف الإسمي و سعر الصرف الحقيقي، و الناتج المحلي الاجمالى لكلاً من جمهورية مصر العربية و الولايات المتحدة باستخدام اختبار ديكي فولر الموسع ، من خلال مقارنة قيمة P-value بمستوى المعنوية (α =0.05).وإذا كانت قيمة P-value أقل من مستوى المعنوية α =0.05))، تكون النتيجة معنوية أي أن المتغيرات المستقلة ساكنة عند الفرق المحسوب. و المعادلة للنموذج غير المقيد هي:
المعادلات التي تم اختبارها كانت على الشكل الآتي:
التحليل القياسي : طريقة المربعات الصغرى الاعتيادية Ordinary Least Square(OLS) :
بعد تسكين السلاسل الزمنية لكافة المتغيرات بالاعتماد على اختبار ديكي فولر الموسع، وذلك بحساب الفروق للوصول للسكون ، يتم تطبيق طريقة المربعات الصغرى الاعتيادية التي تقوم على تقليل مجموع مربعات الأخطاء أي تقليل مربعات الفرق بين القيم الفعلية (x) و القيم المحسوبة أو المقدرة () بشرط أن تكون قيمة المشتقات الجزئية لمعلمات النموذج () معدومة (شيخي، 2011) على المعادلة التالية :
Log TB = + log NER +log GDPEgypt + log GDPUS+ȗi
4_اختبار المعنوية الاحصائية لمعلمات النموذج :
يلزم اختبار معنوية معلمات النموذج وذلك من خلال اجراء اختبار للفرضيات الموضوعة حول معالم النموذج () على التوالي. و سيتم استخدام الاختبار الشائع الذي يعتمد على الفرض العدمي الذي يفترض بأنه لا يوجد أثر من قبل المتغير المستقل على المتغير التابع و الذي يوضع لإثبات عكسه إذ أمكن, ولذلك يتم افتراض الفرض البديل الذي يفترض بأن المتغير المستقل يمكن أن يؤثر على المتغير التابع. ومن خلال مقارنة قيمة P-value بمستوى المعنوية ()، يتم رفض الفرض العدمي إذا كانت قيمة P-value أقل من مستوى المعنوية () . ولاختبارالمعنوية الاحصائية لمعلمات النموذج سيتم صياغة فرضيين ، الفرض العدم الذى يوضح أن المعلمة تساوى الصفر ، بينما الفرض البديل يفترض أن المعلمة لا تساوى الصفر (شيخي، 2011).
5_المعنوية الكلية للنموذج :
بعد اجراء اختبار معنوية المعلمات يلزم اختبار المعنوية ككل من خلال اختبارTest Fisher ، و باستخدام الاختبار الشائع الذي يعتمد على الفرض العدمي , الذي يفترض بأنه لا يوجد أثر من قبل أي متغير مستقل على النموذج ككل, و الذي يوضع لإثبات عكسه إذ أمكن, ولذلك يتم افتراض الفرض البديل الذي يفترض بأن متغير مستقل على الأقل يمكن أن يؤثر على النموذج ككل، و من خلال مقارنة قيمة P-value للنموذج ككل بمستوى المعنوية ()، يتم رفض الفرض العدمي إذا كانت قيمة P-value أقل من مستوى المعنوية () . ولاختبارالمعنوية الاحصائية الكلية للنموذج سيتم صياغة فرضيين ، الفرض العدم الذى يوضح ان المعلمات تساوى الصفر ، بينما الفرض البديل يفترض أن معلمة واحدة على الأقل لا تساوى الصفر(شيخي، 2011).
: متغير مستقل على الاقل لا يساوي صفر
6_التأكد من مشكلة التعدد الخطى:
يقصد بمشكلة تعدد العلاقات الخطية وجود علاقة خطية تامة وكاملة بين بعض أو كل المتغيرات المفسرة الموجودة فى نموذج الانحدار الخطى المتعدد. وسيتم اللجوء إلى معامل تضخم التباين VIF للكشف عن هذه المشكلة. فليكن نموذج الانحدار الخطى المتعدد ب k متغير مفسر وبوجود ثابت:
Yi = β1 + β2 X2i + β3 X3i +…..βk Xki + £i
الخطوة الاولى : اجراء تقدير نماذج بدلالة المتغيرات المفسرة فقط لكل متغير مفسر ، مثلا للمتغير X2i :
X2i = β1+β2 β1 + β2 X3i + β3 X4i + ….βk Xki + £I
ومن خلال النموذج المقدر نحسب R22، ونكمل بنفس الطريقة مع المتغيرات المفسرة الاخرى .والخطوة الثانية : نحسب VIF لكل :
حيث Rj2 : هو معامل التحديد R2 للنموذج الذى يكون فيه المتغير Xj متغيراً تابعاً ، وللحكم على النتائج يتم مقارنة ال VIF ب 10 فإذا كانت أكبر من أو يساوى 10 يتم الاقرار بوجود مشكلة تعدد خطى فى النموذج.
7_التاكد من مشكلة عدم ثبات التباين :
يُقصد بها مشكلة عدم تجانس تباين الخطأ العشوائي (residuals) لنموذج الانحدار ols بطريقة المربعات الصغرى و سيتم استخدام اختبارين ؛ للتأكد من صحة النتيجة التى سيتم التوصل إليها وهما اختبار Breusch-pagan-Godfrey، واختبار ال white’s واللذان يعتمدان على الفرض العدمي الذي يفترض عدم وجود مشكلة تجانس تباين الخطأ العشوائي و الذي يوضع لإثبات عكسه إذ أمكن، ولذلك يتم افتراض الفرض البديل الذي يفترض بأنه يوجد مشكلة تجانس تباين الخطا العشوائي. ومن خلال مقارنة قيمة P-value بمستوى المعنوية ()، يتم قبول الفرض العدمي إذا كانت قيمة P-value أكبرمن مستوى المعنوية (). سيتم صياغة فرضيين ، الفرض العدم الذى يوضح ان المعلمات تساوى الصفر ، بينما الفرض البديل يفترض ان المعلمة لا تساوى الصفر.
أ- اختبار Breusch-pagan-Godfrey:
فنفترض لدينا النموذج
Yi = β1 + β2 X2i + β3 X3i + ….+βk XKi + ui
ثم نقدر الانحدار المساعد التالى :
£I
ب_ اجراء اختبار ال white’s :
8_التاكد من مشكلة الارتباط الذاتى :
فهى فرض من فروض طريقة المربعات الصغرى، فانتهاك هذا الفرض تبقى مقدرات OLS غير متحيزة ومتجانسة، إلا إنها غيركفؤ أى أن تباينها أكبر من المقدرات بالطرق الأخرى. فإذا كان التباين المشترك بين الخطأ العشوائي مساويًا للصفر COV (،فمعنى ذلك إن الخطأ العشوائي i غير مرتبط مع الخطأ العشوائي j . أما إذا كان التباين المشترك بين الخطأ العشوائي لا يساوى الصفر، فذلك يعنى أن الخطأ العشوائي فى فترة زمنية معينة تكون مرتبطة مع الخطأ العشوائي فى فترة زمنية سابقة. وهذا مايطلق عليه مشكلة الارتباط الذاتى
COV(
وسيتم الكشف عن هذه المشكلة باستخدام اختبار LM فعلى خلاف أى اختبار آخر، فيمكن لهذا الاختبار أن يختبر ارتباط الاخطاء من رتب اعلى ويعبر عنه رياضياً بالصيغة التالية :
LM = nR2 X2(P)
اختبارLM يعتمد على الفرض العدمي الذي يفترض عدم وجود مشكلة ارتباط ذاتى بين الاخطاء و الذي يوضع لإثبات عكسه اذ أمكن، ولذلك يتم افتراض الفرض البديل الذي يفترض وجود مشكلة ارتباط ذاتى . ومن خلال مقارنة قيمة P-value بمستوى المعنوية ()،و يتم قبول الفرض العدمي إذا كانت قيمة P-value أكبرمن مستوى المعنوية () الذى يقول انه لا توجد مشكلة ارتباط .
المبحث الثانى : اختبار وتقدير اثر سعر الصرف الاسمى على الميزان التجارى
1_ الاحصاء الوصفى لمتغيرات الدراسة:
يظهر في جدول (2) الخاص بالإحصاءات الوصفية أن عدد المشاهدات هو31 مشاهدة لجميع المتغيرات وبالتالي لا يوجد قيم مفقودة في النموذج، و قد تم اختيار هذه الفترة ما بين 1990 حتي 2020 لوجود أنظمة مختلفة لسعر الصرف تم تطبيقها خلالها و التي كان لها أثرها علي الميزان التجاري؛ ففي عام 1990م بدأت مصر لأول مرة في إتباع نظام مختلف عن نظام سعر الصرف الثابت ،فاتبعت نظام سعر الصرف الحر المدار، كما أنها قامت لأول مرة باتباع نظام تعويم العملة المحلية في عام 2003م. كما يظهر أن الناتج المحلي الإجمالي لمصر هو الأكبر قيمة من حيث المتوسط و يساوي دولار, بينما عجز الميزان التجاري هو أقل قيمة بين جميع المتوسطات حيث يساوي 0.131449دولار، في حين أن أعلى قيمة للانحراف المعياري هي 8.82 التي تقابل الناتج المحلى لمصر ، وعلى العكس فإن أقل قيمة للإنحراف المعياري هي 0.072376 التي تناظرعجز الميزان التجاري.
جدول (2) جدول الاحصاءات الوصفية (1)
| الاحصاءات | عجز الميزان التجارى | سعر الصرف الاسمي | الناتج المحلى الاجمالى الحقيقي لجمهورية مصر العربيه | الناتج المحلى الاجمالى الحقيقي للولايات المتحدة الامريكية |
| عدد المشاهدات | 31 | 31 | 31 | 31 |
| المتوسط | 0.131449 | 6,4894 | 2.27 | 1.49 |
| الانحراف المعياري | 0.072376 | 4,468 | 8.82 | 3.13 |
| القيمة الصغرى | 0.0087- | 1,55 | 1.116 | 9.79 |
| القيمة القصوى | 0.307776 | 17,782 | 3.995 | 1.997 |
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
كما يوضح جدول (4) الخاص بمصفوفة الترابطات، أنه يوجد علاقة طردية بين المتغير التابع و هو العجز في الميزان التجاري وكل المتغيرات المستقلة بما فيها سعر الصرف الأسمي. حيث ان قيمة ال p-value التى تعبر عن قبول أو رفض الفرض العدم الخاص بوجود علاقة طردية بين المتغيرات كانت أقل من0.05 ؛ مما يعنى ان العلاقة بين عجز الميزان الجارى والمتغيرات المستقلة علاقة طردية.
جدول (4) مصفوفة العلاقات (الترابطات بين المتغيرات)
| الارتباط | عجز الميزان التجارى | سعر الصرف الاسمي | الناتج المحلى الاجمالى الحقيقي لمصر | الناتج المحلى الاجمالى الحقيقي لامريكا |
| عجز الميزان التجارى | 1 | |||
| سعر الصرف الاسمي | 0.44058 | 1 | ||
| الناتج المحلى الاجمالى الحقيقي لبمصر | 0.48646 | 0.85596 | 1 | |
| الناتج المحلى الاجمالى الحقيقي لامريكا | 0.37942 | 0.80631 | 0.970905 | 1 |
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات بإستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
التمثيل البيانى للمتغيرات:
يوضح شكل رقم (8) أن عجز الميزان التجاري ليس له إتجاه محدد عبر الزمن، فيتارجح بين الانخفاض والارتفاع خلال الفترة محل الدراسة (1990-2020) . في حين أن سعر الصرف الإسمي يتجه للإرتفاع بشكل ملحوظ عبر الزمن خلال نفس الفترة .
شكل رقم (8): العجز فى الميزان التجارى وسعر الصرف الاسمى فى جمهورية مصر العربية خلال الفترة(1990-2020)
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
و ترجع أسباب هذه التذبذبات في عجز الميزان التجاري ما بين الانخفاض و الارتفاع إلي العديد من الأسباب؛ ففي سنة 1990/1991 يظهر أن العجز في الميزان التجاري كان مرتفع ثم أخذ في الإنخفاض حتي عام 2002م، و ذلك يرجع إلى أن مصر بدأت في تطبيق برنامج الإصلاح الإقتصادي ERSAP عام 1991م بعد أزمة الديون عام 1987م مما أثر علي الميزان التجاري بالإيجاب نتيجة إتباع نظام سعر الصرف الحر المدار و تخفيض قيمة الجنيه المصري مما أدى إلى تحسن العجز في الميزان التجاري، هذا بالإضافة إلى المساعدات الخليجية التي حصلت عليها مصر بعد حرب الخليج 1991م كما تمت الإشارة في جزء الأزمات بالفصل الثاني .و بحلول عام 2003م حدثت أزمة سعر الصرف التي أدت لانخفاض قيمة الجنية المصري مقابل الدولار الأمريكي بنسبة 37% فوصل إلى 6.2 جنيهات مقابل الدولار مقارنة ب 4.5 جنيه مقابل الدولار في عام 2002م مما أدي إلي زيادة العجز في الميزان التجاري نتيجة اعتماد مصر بشكل كبير على الواردات في تلك الفترة ( الحديدى واخرون ، 2017؛ 2013 , Osman ).
و بدأ العجز في الميزان التجاري يزداد مرة أخري عام 2008م؛ نتيجة العديد من العوامل أهمها استمرار الاعتماد على الاستيراد لسد الاحتياجات فضلَا عن الأزمة المالية العالمية التي حدثت في الولايات المتحدة الأمريكية و التي كان لها أثارها علي الميزان التجاري المصري. فقد ارتفع العجز في الميزان التجاري من 61.3 مليار جنيه في 2007م إلى 144.6 مليار جنيه في 2008م حتي وصل إلى 115 مليار جنيه في 2009م و ذلك لأن حوالي 32% من الصادرات المصرية في ذلك الوقت كانت تتجه إلي الولايات المتحدة الأمريكية، و 32.5% من الواردات المصرية تأتي من الولايات المتحدة و الاتحاد الأوروبي.ومما سبق يتضح أن العجز في الميزان التجاري ليس له إتجاهTrend محدد عبر الزمن؛ و ذلك لأن الخط الخاص باتجاه عجز الميزان التجاري الذى نعبر عنه ب (Linear) قريب من الشكل الأفقي ليعبر عن معنوية عجز الميزان التجاري بالنسبة للتغير في الزمن ( أى كبر مرونة عجز الميزان التجارى بالنسبة للزمن) ، في حين أن إتجاه سعر الصرف الإسمي يميل للأرتفاع عبر الزمن؛ و ذلك لأنه يتأثر بالزمن بشكل ملحوظ، و لتحديد نوع العلاقة بينهم سيتم رسم شكل الإنتشار Scatter plot كما في شكل (9) ، و الذى يوضح أنه يوجد علاقة معنوية و طردية بين عجز الميزان التجاري و سعر الصرف الإسمي عبر الزمن(عامر،2018 ؛ 2009 , Alasrag ).
شكل رقم (9):العلاقة بين سعر الصرف الاسمى وعجز الميزان التجارى فى فى جمهورية مصر العربية خلال الفترة(1990-2020)
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
يتضح من الشكل السابق أنه كلما زاد سعر الصرف الاسمى يزداد العجز فى الميزان التجارى ، ومع
ذلك لا نستطيع أن نحدد طبيعة العلاقة بين سعر الصرف الاسمى و عجز الميزان التجارى .وذلك لأنه لا يكفي الاعتماد على النتائج التي تم التوصل لها باستخدام الدراسة الوصفية المبدئية فقط في تحليل العلاقة بين عجز الميزان التجاري و سعر الصرف الاسمى ، ولذلك سيتم في الجزء الثاني من الفصل تطبيق التحليل القياسي باستخدام طريقة المربعات الصغرى Ordinary Least Squares لتحليل العلاقة بين المتغيرات في شكل نموذج إنحدار خطي.
شكل(10) العلاقة بين الناتج المحلى الاجمالى لجمهورية مصر العربية وعجز الميزان التجارى خلال الفترة(1990-2020)
المصدر: تم اعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
ويتضح من الشكل السابق أنه كلما زاد الناتج المحلى الاجمالى لجمهورية مصر العربية يزداد العجز فى الميزان التجارى،ولكننا لا نستطيع القول بأن هناك علاقة طردية بين الناتج المحلى الاجمالى لجمهورية مصر العربية و عجز الميزان التجارى وفقًا لهذا التحليل الوصفى . وسنقوم بإيضاح العلاقة بين الناتج المحلى الاجمالى لجمهورية مصر العربية و عجز الميزان التجارى من خلال إجراء نموذج قياسى فى الجزء التالى من الفصل .و ذلك من خلال استخدام طريقة المربعات الصغرى Ordinary Least Squares فى التحليل.
شكل (11) العلاقة بين الناتج المحلى الاجمالى فى الولايات المتحدة الامريكية وعجز الميزان التجارى خلال الفترة(1990-2020)
المصدر: تم اعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
اختبار استقرار السلاسل الزمنية محل الدراسة:
فالبنسبة لاختبار السكون للمتغير التابع (عجز الميزان التجارى ) يتضح من جدول (5) فى الملحق الخاص باختبار ديكي فولر الموسع للميزان التجاري أن السلسلة الزمنية الخاصة بعجز الميزان التجاري المصري ساكنة عند الفرق الثانى، وذلك من خلال مقارنة P-value بمستوى المعنوية (α) الذي يعبر عن وجود خطأ من النوع الأول المتمثل فى احتمالية رفض الفرض العدمي وهوصحيح . و بما أن قيمة P-value أقل من مستوى المعنوية α =0.05))، (P-value=0.0003) < ( =0.05)، تكون النتيجة معنوية أي أن الميزان التجاري ساكن عند الفرق الثانى و المعادلة للنموذج غير المقيد هي:
كما يشير الجدول (5) ايضا أنه لا يوجد قيم تباطؤ حيث أن lag length=0)) و بالتالي لا يوجد ارتباط خطي بين الأخطاء، والمعادلة ستكون على الشكل:
اختبار السكون للمتغيرات المستقلة:
وباختبار درجات السكون للمتغيرات المستقلة، وهي سعر الصرف الاسمى، و الناتج المحلي الإجمالي لكلاً من جمهورية مصر العربية و الولايات المتحدة باستخدام اختبار ديكي فولر الموسع – كما في الجداول (6) ،(7) ،(8) -على التوالي، اتضح أنه من خلال مقارنة قيمة P-value بمستوى المعنوية (α =0.05) أن جميع المتغيرات ساكنة من الدرجة التانية باستخدام الفرضين (العدمي والبديل)، حيث تم رفض الفرض العدمي بمستوى معنوية 5% وذلك لأن قيمة P-value لجميع المتغيرات كانت أقل من مستوى المعنوية (α =0.05), و المعادلات التي تم اختبارها كانت على الشكل الآتي:
و كذلك تشير الجداول (6) ،(7) ،(8) إلى أنه لا يوجد قيم تباطؤ لجميع المتغيرات حيث أن length=0) ) و بالتالي لا يوجد ارتباط خطي بين الأخطاء، والمعادلات ستكون على الشكل:
ومما سبق يظهر أن جميع المتغيرات ساكنة عند نفس الفرق (الفرق التانى) ، فالسلسلة تكون ساكنة عندما يكون كل من وسطها الحسابي, و تباينها ساكن لكل القيم الزمنية, وعندما يعتمد تباينها المشترك على البعد الزمني (k).
جدول (9) ملخص تسكين المتغيرات
| Second diffrence | First diffrence | Level | Variable | |||||
| النتيجة |
p-value |
ADF
Statistic |
النتيجة | ADF Statistic | النتيجة | ADF Statistic | ــــــــــــــ | |
| ساكنة | 0.0003 | -5.762571 | ساكنة | 4.216964- | غير ساكنة |
-1.746656 |
Log TB | |
| ساكنة | 0.0000 | -6.587695 | ساكنة | -4.110868 | غير ساكنة |
0.210130 |
Log NER | |
| ساكنة | 0.0017 | -5.074396 | غير ساكنة | -2.699264 | غير ساكنة |
-0.891115 |
log GDP Egypt | |
| ساكنة | 0.0059 | -4.553026 | غيرساكنة | -2.853255 | غير ساكنة |
-1.836297 |
log GDP USA | |
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
وعندما تم اجراء اختبار ال Multicollinearity وجد ان ال VIF لسعر الصرف الإسمى كانت 1.0816 ، وبالنسبة للناتج المحلى فى جمهورية مصر العربية كان ال VIF له 1.6190 ، والمتغير الأخير كانت قيمة ال VIF له 1.5192 . ومن الواضح أنه بالنسبة لجميع المتغيرات المفسرة فإن
قيمة ال VIF لهم اقل من 10 لذلك يتم القول بأنه لاتوجد مشكلة تعدد خطى بين المتغيرات المفسرة فى النموذج .
جدول (10) اختبار مشكلة التعدد الخطى
| Variance Inflation Factors (Multicollinearity) | |||
| Centered VIF | Uncentered VIF | Coefficient Variance | Variable |
| NA | 1.055551 | 8.67E-05 | C |
| 1.081646 | 1.084183 | 2.59E-05 | DD exchange rate |
| 1.618993 | 1.649963 | 1.37E-25 | DD GDP EGYPT |
| 1.519257 | 1.527751 | 1.31E-27 | DD GDP US |
المصدر: تم اعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
أما بالنسبة لاختبار ال heteroscedasticity وُجد ان قيمة ال p-value 0.7460 بالنسبة اختبار Breusch-pagan-Godfreyأكبر من () لذلك لا نرفض الفرض العدم القائل بعدم وجود مشكلة تجانس تباين الخطأ العشوائى.
جدول (11)اختبارعدم ثبات التباين(1) باستخدام Breusch-Pagan-Godfrey
| Heteroskedasticity Test Breusch-Pagan-Godfrey
Null hypothesis : Homoskedasticity |
|||
| 0.7761
0.7460 0.6991 |
Prob. F(3,25)
Prob. Chi-Square (3) Prob.Chi-Square(3) |
0.368863
1.229231 1.427696 |
F-statistic
Obs*R-squared Scaled explained SS |
| Test Equation:
Dependent variable:RESID^2 Method: Least Squares Date:05/25/22 Time:12.54 Sample:1992 2020 Included observations:29 |
|||
المصدر: تم اعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
وأيضاً عندما تم اجراء اختبار white’s وجد أن قيمة ال p-value 0.97 أكبر من () لذلك لا نرفض الفرض العدم القائل بعدم وجود مشكلة تجانس تباين الخطأ العشوائى.
جدول (12)اختبارعدم ثبات التباين(2) باستخدام White
| Heteroskedasticity test White
Null hypothesis :Homoskedasticity |
|||
| F-statistic | 0.215636
|
Prob.F(9.19)
|
0.98
|
| Obs*R-squared | 2.680842
|
Prob.Chi-square (9)
|
0.97
|
| Scaled explained SS | 3.113675 | Prob. Chi-Square(9)
|
0.95
|
| Test Equation:
Dependent variable:RESID^2 Method: Least Squares Date:05/25/22 Time:12.54 Sample:1992 2020 Included observations:29 |
|||
المصدر: تم اعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
وعند اجراء اختبار ال autocrrelation وجد أن قيمة ال P-value 0.436 أى أكبر من 0.05 ، لذلك يتم قبول الفرض العدم أى لا توجد مشكلة ارتباط ذاتى بين الاخطاء.
جدول (13) اختبار الارتباط الذاتى باستخدام lm
| Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
Null hypothesis :No Serial Correlation at up to 1 lag |
|||
| 0.4775 | Prob. F(1,24) | 0.520826 | F-Statistic |
| 0.4326 | Prob. Chi-Square(1) | 0.615964 | Obs*R-squared |
| Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date:05/28/22 ,Time:20:34 Sample:1992 2020 Included observations:29 Presample missing value lagged residuals set to zero. |
|||
المصدر: تم اعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
3_تقدير النموذج:
اختبار المعنوية الاحصائية لمعلمات النموذج:
يتضح من جدول (14) أن سعر الصرف الإسمى له تاثير معنوى على عجز الميزان التجارى فقيمة P-value = 0.003 وهى اقل من مستوى المعنوية 0.05 .وباختبار معنوية باقي المعلمات الخاصة باستخدام نفس الفرضيات السابقة – العدمية و البديلة- اتضح أنه لايمكن رفض الفرض العدمي لهاتين المعلمتين ( ) وبالتالي لا يوجد لهم تأثير معنوي على عجز الميزان التجاري؛ وذلك لأنه عند مقارنة قيمة P-value بمستوى المعنوية ()، كانت قيمة P-value للمعلمتين أكبر من مستوى المعنوية ().
ومن خلال جدول تقدير النموذج تأخذ المعادلة الشكل التالي:
و بالتالي كما يظهر من جدول (14) الخاص بمعاملات النموذج أن جميع المتغيرات المستقلة لها تأثير غير معنوي على المتغير التابع ( الميزان التجاري ) فيما عدا متغير واحد وهو سعر الصرف الاسمي فله تأثير معنوي على عجز الميزان التجاري المصري عند مستوى معنوية 5%. و يتضح من خلال اشارة معامل سعر الصرف الأسمى أن العلاقة عكسية بين كل من سعر الصرف الإسمي و عجز الميزان التجاري المصري, أي أن عند زيادة سعر الصرف الاسمى (1%) يؤدى ذلك إلى تقليل عجز الميزان التجارى بنسبة (1.65%).ونلاحظ أيضًا فى هذا النموذج إن معامل التحديد (R-squared) قد وصل إلى 31% ؛ مما يعنى أن المتغيرات المستقلة الواردة بالنموذج فسرت حوالى 31% من التغيرات الحاصلة فى المتغير التابع وهو عجز الميزان التجارى وباقى النسبة 69% تعود إلى عوامل أخرى ( الخطأ العشوائي ). وللتأكد من النتائج التى تم الحصول عليها باستخدام برنامج E-views تم تقدير النموذج أيضًا باستخدام Minitab وكانت المخرجات Output كما يوجد فى جدول (15) فى الملحقات
جدول (14) معاملات (مقدرات النموذج )(1)
| Dependent variable :DDTB
Method: Least Squares Data:04/19/22 Time:15:25 Sample (adjusted):1992 2020 Included Observations :29 after adjustments |
|||||||
| Prob. | t-Statistic | Std. Error | Coefficient | Variable | |||
| 0.6317 | 0.485328 | 0.009310 | 0.004518 | C | |||
| 0.0034 | -3.240908 | 0.005093 | -0.016505 | DD exchange rate | |||
| 0.5418 | -0.618521 | 3.70E-13 | -2.29E-13
|
DD GDP EGYPT
|
|||
| 0.5329 | -0.632343 | 3.62E-14 | -2.29E-14 | DD GDP US | |||
| 0.005540 | Mean dependent var | 0.312672 | R-squared | ||||
| 0.055618 | S.D .dependent var | 0.230193
|
Adjusted R-squared
|
||||
| -3.074776 | Akaike info criterion | ||||||
| -2.886183 | Schwarz criterion | 0.048799 | S.E .of regression | ||||
| -3.015711
2.174867 |
Hannan-Quinn criter | 0.059533 | Sum squared resid | ||||
| Durbin-Wastson stat | 48.58425 | Log likelihood | |||||
| 3.790918 | F-statistic | ||||||
| 0.022783 | Prob(F-statistic) | ||||||
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
اختبار المعنوية للنموذج ككل :
يتم تفسير المعنوية للنموذج ككل من خلال جدول تحليل التباين التالى :
جدول (16) تحليل التباين
| Sig. | F | Mean Square | df | Sum of Squares | Model |
| .011a | 4.587 | 0.006 | 3 | 0.018 | Regression |
| 0.001 | 26 | 0.032 | Residual | ||
| 29 | 0.050 | Total | |||
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
يوضح جدول (16) الخاص بتحليل التباين ، اختبار المعنوية الكلية للنموذج من خلال اختبار Test Fisher. فمن خلال مقارنة P-value للنموذج ككل بمستوى المعنوية ()، وجد أن:
(P-value=0.011) < ( =0.05)
رفض الفرض العدمي الذي يفترض أن كل المتغيرات المستقلة تساوي صفر، و عدم رفض الفرض البديل الذي يدعم فرضية معنوية النموذج، و يؤكد على وجود علاقة بين المتغيرات التابع و المتغيرات المفسرة.
النتائج:
ومما سبق يتضح أنه بعد تسكين السلاسل الزمنية لجميع المتغيرات محل الاهتمام سواء المستقلة أو التابعة، توصلت النتائج إلى أن جميع السلاسل الزمنية لجميع المتغيرات ساكنة عند الفرق الثانى وذلك بالاعتماد على اختبار ديكي فولر الموسع (ADF) في تسكين السلاسل الزمنية، ثم تم استخدام طريقة المربعات الصغرى OLS)) لإيجاد معادلة الإنحدار المتعدد لتقدير معنوية المعلمات المصاحبة للمتغيرات المستقلة، ومعرفة إتجاه العلاقة التي تربط كل متغير مستقل بالمتغير التابع, و من ثم اختبار المعنوية الكلية للنموذج. كما يظهر أن سعر الصرف الإسمي هو المتغير الوحيد الذي تربطه علاقة معنوية سالبة بعجز الميزان التجاري، مما يعني أنه له تأثير على عجز الميزان التجاري ،فالانخفاض النسبي في سعر الصرف الإسمي للدولار الأمريكى مقابل العملة المحلية -اتباع سياسة رفع قيمة العملة المحلية – سيؤدي لزيادة قيمة العملة المحلية لمصر، وبالتالي سوف يقل حجم الصادرات الكلية من السلع والخدمات نتيجة لضعف قدرتها التنافسية الناتج عن ارتفاع أسعارها مقومة بالعملة الأجنبية، في حين تزداد قيمة الواردات نظرًا لارتفاع أسعارها مقومة بالعملة المحلية و كون معظم الواردات المصرية من السلع الضرورية كالمنتجات المعدنية والكيميائية (25 %)، والمنتجات الزراعية والمواشي والمواد الغذائية (24% من إجمالي الصادرات) وهذا سينتج عنه زيادة العجز في الميزان التجاري.
و مما سبق يتضح أن العلاقة بين عجز الميزان التجاري و سعر الصرف الإسمى فى المعادلة سالبة مما يعني أن الزيادة النسبية في سعر الصرف سواء الإسمي ستؤدي إلى انخفاض قيمة العملة المحلية (الجنيه المصرى) و بالتالي سيتحسن الميزان التجاري، و للتعرف علي سبب هذه العلاقة سيتم تناول هيكل كل من الصادرات و الواردات في جمهورية مصر العربية. حيث تتمثل الصادرات المصرية حوالي ربع الناتج المحلي الأجمالي، و تتمثل الصادرات الرئيسية في النفط و المنتجات المعدنية الأخرى (32%)، و المنتجات الكيميائية (12%)، و المنتجات الزراعية والماشية و الدهون الأخرى (11%)، و المنسوجات (10.5% قطن بالأساس)، و تشمل الصادرات الأخرى: المعادن الأساسية (5.5%)، و الآلات والأجهزة الكهربائية (4.5%)، و المواد الغذائية والمشروبات و التبغ (4%) كنسب من إجمالي الصادرات في الفترة من 1975م و حتي عام 2017م. أما عن الواردات المصرية، فمصر تستورد بشكل رئيسي المنتجات المعدنية والكيميائية (25 %)، و المنتجات الزراعية و المواشي و المواد الغذائية بشكل رئيسي من القمح والذرة واللحوم (24%)، و الآلات و المعدات الكهربائية (15%)، و المعادن الأساسية (13%). و تشمل الواردات الأخرى: الجلود الخام، و الخشب، و منتجات صناعة الورق، و المنسوجات و الأحذية (9.5%)، و المصبوغات الصناعية والمطاط (6 %) و السيارات و الطائرات (5.5%) كنسب من إجمالي الواردات في الفترة من 1975مو حتي عام 2017م, (Trading Economics,2017).اما بالنسبة لسبب عدم معنوية باقى المتغيرات المستقلة على عجز الميزان التجارى ؛ فهى أن الناتج المحلى الاجمالى فى جمهورية مصر العربية يؤثر على الصادرات والواردات، ولكن تأثير الناتج على الصادرات معنوى ، وتأثيره على الواردات غير معنوى ، وبذلك يهمش تأثير الناتج على الواردات تأثير الناتج على الصادرات فى حالة الدول التى بها عجز فى الميزان التجارى. كما أن الميزان التجارى يضم جميع الواردات الضرورية وغير الضرورية لذلك تاثير الناتج المحلى على الميزان التجارى غير معنوى على عكس السلع الضرورية فقط (عبد الحميد, 2017). ونظرًا لوجود عجز تجارى لدى الولايات المتحدة الامريكية والذى يرجع إلى تخفيض عملة الصين وزيادة صادراتها حيث اصبحت السلع الخاصة بالصين أرخص وأقل تكلفة من السلع الامريكية مما أدى إلى انخفاض الصادرات الأمريكية وصولا إلى عجز تجارى ؛ وهذا يفسر وجود آثر غير معنوى للناتج المحلى الاجمالى الامريكى على عجز الميزان التجارى(Tirsit,2011).
ويتضح من هذه العلاقة السالبة بين سعر الصرف الإسمى وعجز الميزان التجارى أنها تدعم طريقة حساب عجز الميزان التجارى القائمة علي طرح الصادرات من الواردات، بمعنى أنه عند التعويض عن كل المتغيرات المستقلة محل الاهتمام سيجعل ذلك قيمة عجز الميزان التجاري بالموجب (ve+) بسبب زيادة الواردات عن الصادرات ، وهذا ما تدعمه ايضًا إشارة معلمة سعر الصرف الإسمي السالبة. ويتضح من التحليل القياسي للمعادلة أن الفترة التي اعتمدت عليها الدراسة لا تتخطي 30 عام وهذا قد يؤثر علي مدي دقة التقديرات؛ وذلك لأن ما قبل عام 1990 كان نظام سعر الصرف المتبع هو نظام سعر الصرف الثابت و الذي لم يتغير لفترة طويلة، في حين أنه بعد عام 1990 بدأت مصر تتبع أنظمة سعر صرف مختلفة كما تم التوضيح فى الفصل الثانى و التي كان لها أثارها علي الاقتصاد بشكل عام، و الميزان التجاري بشكل خاص.. ،ويمكن تجنب هذه المشكلة من الاعتماد علي فترات زمنية أطول في الأبحاث القادمة.
وبالاضافة إلى ذلك وجد أن هذه النتيجة تتفق مع بعض النظريات الاقتصادية فعلى سبيل المثال، توصل المدخل النقدى إلى أن العلاقة بين سعر الصرف والعجز فى الميزان التجارى سالبة ؛ وذلك لأن التغيرات فى سعر الصرف تحدث نتيجة التغير فى الأسعار المحلية ، وبالتالى فإن الانخفاض فى قيمة العملة المحلية (زيادة سعر الصرف ) سيؤدى الى انخفاض العجز فى ميزان المدفوعات. وبالإضافة إلى ذلك وجد أن هذه النتيجة تتفق مع بعض الدراسات التطبيقية؛ و ذلك لأنه يوجد دراسات توصلت إلى أنه يوجد علاقة سالبة بين العجز في الميزان التجاري و سعر الصرف بالعملة المحلية مقابل العملة الأجنبية، فأغلب هذه الدراسات توصلت إلى أن ارتفاع سعر الصرف سيؤدي إلى تحسن الميزان التجاري كما يظهر في جدول (1) فى الملحق كما تتفق هذه النتيجة السالبة مع الواقع إلى حد كبير؛ حيث قامت مصر في العديد من الفترات – خاصة في فترات الأزمات- بتعويم سعر الصرف في محاولة لتقليل العجز في الميزان التجاري، و الحفاظ علي استقرار العملة المحلية، و زيادة الاحتياطي النقدي من العملة الأجنبية، و كان آخرهم في نوفمبر 2016 عندما قامت بتعويم الجنيه المصري مما أدي إلى زيادة سعر الصرف و تحسن الميزان التجاري ؛ وذلك لأن بعد قرار التعويم هذا بدأت آثاره الإيجابية فى الظهور حيث زاد الاحتياطى من النقد الأجنبي ، وعاد المستثمرين الأجانب للعمل فى مصر ، وتحسن الميزان التجارى نتيجة زيادة الصادرات بمعدل أكبر من معدل زيادة الواردات كما تم ذكره فى الفصل الثانى .و بناءًعلي كل من النتائج السابقة التي تتفق نسبيًا مع كل من النظريات، الأدبيات و الواقع الفعلي، سيتم في تقديم بدائل سياسات من الممكن أن يلجأ لها صانع القرار للإستعانة بها في إتخاذ القرارات المتعلقة بكل من سعر الصرف و عجز الميزان التجاري.
الخاتمة:
فى هذه الدراسة تم اختبار العلاقة بين عجز الميزان التجارى وسعر الصرف الإسمى من خلال بيانات عن جمهورية مصر العربية فى الفترة من 1990 وحتى 2020، فنجد أنه فى الفصل الأول تناولنا المفاهيم المتعلقة بكلاً من سعر الصرف والميزان التجارى و النظريات الاقتصادية الخاصة بكلاً منهما،
كما تم الاستعانة بالأدبيات التطبيقية المفسرة للعلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى. وو جدنا تنوع هذه الأدبيات فى كلاً من النتائج المفسرة للعلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى والمنهجية المتبعة فى التحليل . و فى الفصل الثانى تناولنا سياسات سعر الصرف و تعريف أزمة سعر الصرف و أسباب
حدوثها،ثم قمنا باستعراض أثر كلًا من أنظمة سعر الصرف المختلفة التى اتبعتها مصر، والأزمات الاقتصادية التى تعرض لها الاقتصاد المصري على كلاً من سعر الصرف والميزان التجارى خلال فترة الدراسة. أما بالنسبة للفصل الثالث فوفقًا لنتائج التحليل القياسى الذى تم اجراؤه وجدنا أن العلاقة سالبة بين عجز الميزان التجارى وسعر الصرف الإسمى ؛ فزيادة سعر الصرف ستؤدى إلى انخفاض قيمة العملة المحلية وتحسن الميزان التجارى.أما بالنسبة لباقى المتغيرات المفسرة المتمثلة فى الناتج الإجمالى فى جمهورية مصر العربية ، والناتج الاجمالى فى الولايات المتحدة تم التوصل إلى عدم معنوية العلاقة بينهم وبين عجز الميزان التجارى.
واستناداً لنتائج التحليل القياسي الذي توصل لوجود علاقة سالبة بين عجز الميزان التجاري و سعر الصرف الإسمى سيكون من المحتمل لجوء البنك المركزي لاتباع سياسة التعويم الحر للجنيه المصري وتركه لقوى العرض والطلب في سوق النقد الأجنبي؛ لأن ذلك سيساعد علي استقرار سعر الصرف من جهة و تقليل العجز في الميزان التجاري من جهة أخرى، ولكن قبل ذلك لابد من القيام ببعض السياسات حتي تحصل مصر علي الأثر الايجابي من سياسة التعويم وليس الأثر العكسي منه وهي: يجب علي الدولة تقوية اقتصادها بحيث يكون ذات احتياطات نقدية اجنبية ؛حتي تستطيع الحفاظ علي قيمة العملة لحد ما. وامتلاك قاعدة إنتاجية تعمل بشكل كفء لسد حاجة الطلب المحلي من السلع المستوردة التي سينخفض استيرادها بعد التعويم، ولاسيما السلع الضرورية بالاضافة لتشجيع الصادرات ، وتشيجع مصادر تمويل العملة الأجنبية الأربعة الأساسية ( السياحة –قناة السويس –المصريين بالخارج –البترول)بالإضافة لتشجيع الصادرات لسد حاجة الطلب المحلي علي العملة الاجنبية .والاستفادة من تجارب الدول الاخرى في الحصول علي الأثر الايجابي للتعويم مثل الهند والصين حتي أصبحت الصين في منافسة مع الولايات المتحدة بعد أن اتجه المستثمرين للسلع الصينية لانخفاض أسعارها وتخلوا عن السلع الامريكية لارتفاع أسعارها مقارنة بالسلع الصينية لرفع قيمة العملة المحلية لها لتقليل صادراتها .
و بعد هذه السياسات يمكن تطبيق سياسة التعويم ويكون اثرها: زيادة القدرة التنافسية للصادرات المصرية ويكون ذلك بناءًعلي وجود قاعدة إنتاجية قوية بالدولة؛ و ذلك لأن سياسة التعويم ستؤدي إلى زيادة سعر الصرف ،وبالتالي ستنخفض قيمة الجنية المصري مما سيؤدي إلى انخفاض أسعار الصادرات المصرية مقومة بالعملة الأجنبية، و بالتالي سيحدث زيادة في الطلب عليها و ستزداد قدرتها علي المنافسة مثل ما حدث في حالة الصين.وهذا سيؤدى بدوره لتوفير العملة الاجنبية وأيضاً ستصبح الخدمات المقدمة للسائحين أرخص ، و هذا سيساعد على تنشيط السياحة مما يؤدي إلى تدفق العملات الأجنبية داخل مصر.و زيادة الاحتياطي النقدي من العملة الأجنبية مقابل الدولار الأمريكي و حل أزمة نقص العملة الأجنبية؛ و ذلك لأن تحسن الميزان التجاري الناتج عن زيادة القدرة التنافسية للصادرات المصرية و تحسن الصادرات الخدمية إلى جانب انخفاض الواردات الناتج عن ارتفاع أسعارها مقومة بالعملة المحلية، و زيادة الطلب على الدولار الأمريكي نتيجة لارتفاع قيمته سيؤدي إلى زيادة حجم الاحتياطات الأجنبية. وأيضًا القضاء علي السوق السوداء حتي لا تتكرر فترة تعويم 2016 ؛ فمع اتباع سياسة التعويم و توفير النقد الأجنبي اللازم في سوق النقد الأجنبي سيقترب السعر الرسمي من السعر في السوق السوداء و سيتجه الأفراد للتعامل في البنوك بدلًا من السوق السوداء لكونها أكثر أمانًأ و للاستفادة من الفائدة المقدمة في البنوك.
الملحقات
جدول (1) الدراسات التطبيقية لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والميزان التجارى
| النتيجة | المتغير المستقل | المتغير التابع | الطريقة | التاريخ / الفترة | الكاتب / السنة |
| العلاقة سالب بين سعر الصرف الحقيقى الفعال والعجز فى الميزان التجارى | -سعر الصرف الحقيقى الفعال
-الناتج المحلى |
عجز الميزان التجارى | -نموذج المربعات الصغرى
-تحليل التكامل المشترك نموذج تصحيح الخطا – |
بيانات سلاسل زمنية (1980-2010) | Akorli, Edem (2017) |
| العلاقة سالبة بين سعر الصرف الحقيقى الفعال وعجز الميزان التجارى | -سعر الصرف الحقيقى الفعال
-الدخل المحلى الحقيقى -الدخل الاجنبي الحقيقى |
عجز الميزان التجارى | -تحليل التكامل المشترك
-نموذج تصحيح الخطا |
بيانات سلاسل زمنية نصف سنوية لتركيا (1987-2015) | – Ari, Ali
– Cergibozan, Raif (2017) |
| علاقة سالبة | سعر الصرف الحقيقى- الفعال
|
عجز الميزان التجارى | – التكامل المشترك ا من 1995م حتي 2010م لالاجل الطويل. فعال و الميان التيؤدي إلي زيادة الطلب علي الصادرات خصة
-تصحيح الخطا -دالة الاستجابة الفورية |
سلاسل زمنية ربع سنوية للفترة من (1980-1996) | Baharumshah, Ahmad Zubaidi (2001) |
| العلاقة سالبة بين عجز الميزان التجارى وسعر الصرف الحقيقى | سعر الصرف الحقيقى الفعال | عجز الميزان التجارى | -نموذج الاثر الثابت
-نموذج المربعات الصغري |
Panel data
بيانات طولية فى الفترة (2000-2015) |
– Begović, Selena
– Kreso, Sead (2017) |
| العلاقة موجبة فى الاجل القصير ولكن فى الاجل الطويل توجد علاقة سالبة | سعر الصرف الحقيقى الفعال | عجز الميزلن التجارى | -تحليل التكامل المشترك ا من 1995م حتي 2010م لالاجل الطويل. فعال و الميان التيؤدي إلي زيادة الطلب علي الصادرات خصة
-نموذج تصحيح الخطا -دالة الاستجابة الفورية |
بيانات سلاسل زمنية فى جنوب افريقيا فى الفترة (1995-2010) | – Chiloane, Lebogang
– Botha, Ilse (2014) |
| فى الاجل لاالقصير لا توجد علاقة ولكن فى الاجل الطويل توجد علاقة موجبة بين سعر الصرف الحقيقى الفعال وفائض الميزان التجارى | -الطلب المحلى
-سعر الصرف الحقيقى الفعال |
فائض الميزان التجارى | نموذج تصحيح الخطا | بيانات سلاسل زمنية فى السنغال | – Diouf, Maurice Ngor (2014)
|
| لا توجد علاقة
|
سعر الصرف الاسمى | فائض الميزان التجارى | -نموذج تصحيح الخطا
-نموذج الانحدار الذاتى |
بيانات سلاسل زمنية فى النرويج فى الفترة (1980-2009) | – Dzanan, Haris
– Masih, Mansur (2017) |
| لاتوجد علاقة معنوية بين سعر الصرف الاسمى وعجز الميزان التجارى | -سعر الصرف الاسمى
-الناتج المحلى الاجمالى الحقيقى -الصادرات -الواردات |
عجز الميزان التجارى | نموذج المربعات الصغرى
-تحليل التكامل المشترك -نموذج تصحيح الخطا |
بيانات سلاسل زمنية فى الفترة (1980-2014) | – Ewubare ,Dennis Brown
– Merenini , Chukwudi Davidson (2019) |
| العلاقة سالبة بين سعر الصرف الحقيقى الفعال وفائض الميزان التجارى | -انتاجية العامل
-فائض الميزان التجارى -شروط المعاملة -سعر الصرف الحقيقى الفعال
|
سعر الصرف الحقيقى الفعال | نموذج المربعات الصغرى | بيانات طولية ل 101 دولة فى الفترة من (1960-2011) | – Gantman, Ernesto R.
– Dabós ,Marcelo P. (2017) |
| فى الاجل القصير توجد علاقة موجبة بين عجز الميزلن التجارى وسعر الصرف زلكن فى الاجل الطويل توجد علاقة سالبة | سعر الصرف الحقيقى الفعال | عجز الميزان التجارى | تحليل التكامل المشترك
-نموذج تصحيح الخطا -دالة الاستجابة الفورية |
بيانات سلاسل زمنية ربع سنوية فى الفترة فى الفترة (1981-2009) | Guechari, Yasmina (2012) |
| العلاقة سالبة | سعر الصرف الحقيقى الفعال | عجز الميزان التجارى | نموذج المربعات الصغرى الديناميكى | بيانات سلاسل زمنية لمصر (1970-2014) | Ibrahim, Mohamed Abbas (2016) |
| العلاقة موجبة بين سعر الصرف الحقيقى وفائض الميزان التجارى | -معدل نمو الاستيعاب المحلى
-سعر الصرف الحقيقى الفعال
|
فائض الميزان التجارى | طريقة المربعات الصغرى | بيانات طولية لعشرين دولة من دول منظمة التعاون الاقتصادى والتنمية فى الفترة (1985-2008) | Kharroubi, Enisse
(2011) |
| لا توجد علاقة | الصادرات | سعر الصرف الحقيقى | -طريقة المرعات الصغرى | بيانات سلاسل زمنية لمصر فى الفترة (1980-1999) | – Kheir-EL-Din, Hanaa
– EL-Shawarby, Sherine(2000) |
| علاقة موجبة | سعر الصرف الاسمى | عجز الميزان التجارى | اطار رياضى | Panel data
فى خمس دول (اندونسيا -ماليزيا -سنغافورة-الفلبين -تايلاند) فى الفترة (1986-1999) |
– Liew ,Khim-Sen
– Lim, Kian-Ping – Hussain, Huzaimi (2003) |
| لا توجد علاقة تربط بين سعر الصرف الحقيقى وعجز الميزان التجارى | -سعر الصرف الحقيقى الفعال
-الصادرات -الواردات |
عجز الميزان التجارى | اختبار جذر الوحدة
– GARCH (1,1) approach – Balance panel data model |
بيانات طولية لايران وشركائها التجاريين الاحدى عشر فى الفترة من 1993-2011 | – Lotfalipour, Mohammad Reza – Bazargan, Bahare (2014) |
| علاقة سالبة | -سعر الصرف الحقيقى | عجز الميزان التجارى | – نموذج المربعات الصغرى
– نموذج تصحيح الخطا – متجه الانحدار الخطى |
سلاسل زمنية فى كينيا فى الفترة (1963-2013) | Ogutu, Grephas O. (2014) |
| علاقة موجبة بين سعر الصرف والعجز فى الميزان التجارى | -سعر الصرف الحقيقى الفعال
-الدخل المحلى الحقيقى -الدخل المحلى الاجنبي |
عجز الميزان التجارى | نموذج المربعات الصغرى الديناميكى
-نموذج المربعات الصغرى المعدل بالكامل -تحليل التكامل المشترك |
Panel data
دراسة الميزان التجارى لفيتنام مع شركائها ال 16 التجاريين فى الفترة (1999-2012) |
– Phan ,Thanh Hoan
– Jeong ,Ji Young (2015) |
| العلاقة موجبة فى الجل القصير ولكن سالة فى الاجل الطويل بين كلا من سعر الصرف الحقيقى وعجز الميزان التجارى | سعر الصرف الحقيقى-
-مخزون المال الحقيقى -الناتج المحلى الاجمالى الحقيقى |
عجز الميزان التجارى | -نموذج المربعات الصغرى
-تحليل التكامل المشترك |
بيانات ربع سنوية فى كولومبيا فى الفترة (1979-1995) | Rincón, Hernán (1999) |
| لا توجد علاقة تربط بين سعر الصرف الحقيقى الفعال وعجز الميزان التجارى | الناتج المحلى الاجمالى
سعر الصرف الحقيقى الفعال |
عجز الميزان التجارى | -نموذج تحليل التكامل المشترك
-نموذج تصحيح الخطا – دالة الاستجابة الفورية |
سلاسل زمنية ربع سنوية فى سيريلانكا فى الفترة (2000-2013) | Senadheera, Yashodha Warunie (2015) |
| فى الفترة ماقبل الازمة كانت العلاقة سالبة بين سعر الصرف والميزان التجارى والفترة مابعد الازمة لا يوجد تاثير لس عر الصرف على عجز الميزان التجارى | -سعر الصرف الحقيقى الفعال
-الطلب المحلى -الطلب الاجنبي
|
عجز الميزان التجارى | تحليل التكامل المشترك
-نموذج تصحيح الخطا |
Panel data
فى فترتين الاولى ماقبل الازمة (1970-1996) والثانية فترة مابعد الازمة الاسيوية (1999-2004) |
TAGUCHI,
Hiroyuki (2009) |
| الفائض فى الميزان التجارى يؤثر ايجابيا على سعر الصرف الحقيقى الفعال وليس العكس | فائض الميزان التجارى | سعر الصرف الحقيقى الفعال | اختبار جرانجر للسببية | بيانات سلاسل زمنية شهرية فى الصين (1994-2009) | – Yaya, Mehmet E.
– Lu , Xiaoxia (2012) |
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات
جدول (3) جدول الاحصاءات الوصفية(2)
| Descriptive Statistics: exchangerate;tradebalance;GDPEGYPT;GDPUS
|
||||
| Variables
descriptive statistics |
Exchangerate |
Tradebalance |
GDPEGYPT |
GDPUS |
| Mean | 6.489 | 0.1314 | 2.27283E+12 | 1.49181E+13 |
| SE Mean | 0.802 | 0.0130 | 1.58442E+11 | 5.61692E+11 |
| St Dev | 4.468 | 0.0724 | 8.82170E+11 | 3.12737E+12 |
| Variance | 19.963 | 0.0052 | 7.78225E+23 | 9.78043E+24 |
| 3.391 | 0.0825 | 1.46212E+12 | 1.20548E+13 | |
| Minimum | 1.550 | -0.0087 | 1.11611E+12 | 9.79423E+12 |
| Median | 5.622 | 0.1162 | 2.07159E+12 | 1.56021E+13 |
| 6.870 | 0.1688 | 2.97163E+12 | 1.72582E+13 | |
| Maximum | 17.783 | 0.3078 | 3.99520E+12 | 1.99745E+13 |
المصدر: تم اعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
جدول (5) اختبار ديكي فولر الموسع لعجز الميزان التجاري
| Null Hypothesis: D(LOG_IMPORT___EXPORT_ ,2) has a unit root | |||||
| Exogenous : constant,Linear Trend | |||||
| Lag Length: 0 (Automatic – based on SIC, maxlag=2) | |||||
| t-Statistic | Prob.* | ||||
| Augmented Dickey-Fuller test statistic | -5.762571 | 0.0003 | |||
| Test critical values: | 1% level | -4.32397 | |||
| 5% level | -3.580622 | ||||
| 10% level | -3.225334 | ||||
| *Mackinnon(1996) one-sided P-values. | |||||
| Augmented Dickey-Fuller Test Equation | |||||
| Dependent Variable : D(LOG_IMPORT_EXPORT_,3) | |||||
| Method:Least Squares | |||||
| Date :03/25/22 Time :22:44 | |||||
| Sample (adjusted):1993 2020 | |||||
| Included observations :28 after adjustments | |||||
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
جدول (6) اختبار ديكي فولر الموسع لسعر الصرف الإسمي
| Null Hypothesis: D(LOG_EX,2) has a unit root | ||||
| Exogenous: Constant, Linear Trend | ||||
| Lag Length: 0 (Automatic – based on SIC, maxlag=1) | ||||
| t-Statistic | Prob.* | |||
| Augmented Dickey-Fuller test statistic | -6.587695 | 0.0000 | ||
| Test critical values: | 1% level | -4.323979 | ||
| 5% level | -3.580622 | |||
| 10% level | -3.225334 | |||
| *MacKinnon (1996) one-sided p-values. | ||||
| Augmented Dickey-Fuller Test Equation | ||||
| Dependent Variable: D(LOG_EX,3) | ||||
| Method: Least Squares | ||||
| Date: 04/019/22 Time: 16:39 | ||||
| Sample (adjusted): 1993 2020 | ||||
| Included observations: 28 after adjustments | ||||
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
جدول (7) اختبار ديكي فولر الموسع للناتج المحلي الإجمالي لجمهورية مصر العربية
| Null Hypothesis: D(LOG_REAL_GDP_EG,2) has a unit root | ||||
| Exogenous: Constant, Linear Trend | ||||
| Lag Length: 0 (Automatic – based on SIC, maxlag=2) | ||||
| t-Statistic | Prob.* | |||
| Augmented Dickey-Fuller test statistic | -5.074396 | 0.0017 | ||
| Test critical values: | 1% level | -4.323979 | ||
| 5% level | -3.580622 | |||
| 10% level | -3.225334 | |||
| *MacKinnon (1996) one-sided p-values. | ||||
| Augmented Dickey-Fuller Test Equation | ||||
| Dependent Variable: D(LOG_REAL_GDP_EG,3) | ||||
| Method: Least Squares | ||||
| Date: 03/25/22 Time: 23:09 | ||||
| Sample (adjusted): 1993 2020 | ||||
| Included observations: 28 after adjustments | ||||
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
جدول (8) اختبار ديكي فولر الموسع للناتج المحلي الإجمالي للولايات المتحدة الأمريكية
| Null Hypothesis: D(LOG_REAL_GDP_USA,2) has a unit root | ||||
| Exogenous: Constant, Linear Trend | ||||
| Lag Length: 0 (Automatic – based on SIC, maxlag=2) | ||||
| t-Statistic | Prob.* | |||
| Augmented Dickey-Fuller test statistic | -4.553026 | 0.0059 | ||
| Test critical values: | 1% level | -4.323979 | ||
| 5% level | -3.580622 | |||
| 10% level | -3.225334 | |||
| *MacKinnon (1996) one-sided p-values. | ||||
| Augmented Dickey-Fuller Test Equation | ||||
| Dependent Variable: D(LOG_REAL_GDP_USA,3) | ||||
| Method: Least Squares | ||||
| Date: 03/25/22 Time: 23:16 | ||||
| Sample (adjusted): 1993 2020 | ||||
| Included observations: 28 after adjustments | ||||
المصدر: تم إعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
جدول (15) معاملات (مقدرات النموذج )(2)
| General Regression Analysis: dd tradebalance versus ddexchangerate;ddgdpegypt;…… | |||||||||||||||||
| Regression Equattion
ddtradebalance = 0.00451881-0.0165054 ddexchangerate -2.2864e-013 ddgdpegypt -2.2869e-014 ddgdpus
29 cases used, 2 cases contain missing values |
|||||||||||||||||
| Coefficients | |||||||||||||||||
| Term | Coef | SE Coef | T | P | |||||||||||||
| Constant | 0.0045188 | 0.0093100 | 0.48537 | 0.632 | |||||||||||||
| Ddexchangerate | -0.0165054 | 0.0050926 | -3.24103 | 0.003 | |||||||||||||
| Ddgdpegypt | -0.0000000 | 0.0000000 | -0.61873 | 0.542 | |||||||||||||
| Ddgdpus | -0.0000000 | 0.0000000 | -0.63208 | 0.533 | |||||||||||||
|
Summary of Model S=0.0487991 R-Sq=31.27% R-Sq(adj)=23.02% PRESS=0.108579 R-Sq(pred) =-25.36%
Analysis of Variance |
|||||||||||||||||
| Source | DF | Seq SS | Adj SS | Adj MS | F | P | |||||||||||
| Regression | 3 | 0.0270819 | 0.0270819 | 0.0090273 | 3.7908 | 0.022785 | |||||||||||
| Ddexchangerate | 1 | 0.0226563 | 0.0250144 | 0.0250144 | 10.5043 | 0.003360 | |||||||||||
| Ddgdpegypt | 1 | 0.0034742 | 0.0009116 | 0.0009116 | 0.3828 | 0.541691 | |||||||||||
| ddgdpus | 1 | 0.0009514 | 0.0009514 | 0.0009514 | 0.3995 | 0.533071 | |||||||||||
| Error | 25 | 0.0595337 | 0.0595337 | 0.0023813 | |||||||||||||
| Total | 28 | 0.0866157 | |||||||||||||||
|
Fits and Diagnostics for Unusual Observations |
|||||||||||||||||
| Obs | Ddtradebalance | Fit | SE Fit | Residual | St Resid | ||||||||||||
| 10 | -0.138130 | 0.000324 | 0.0094802 | -0.138454 | -2.89232 | R | |||||||||||
| 22 | 0.020235 | 0.024216 | 0.0323130 | -0.003981 | -0.10887 | X | |||||||||||
| 29 | 0.049077 | 0.119373 | 0.0387436 | -0.070296 | -2.36929 | R | X | ||||||||||
| 31 | 0.089302 | 0.044930 | 0.0332142 | 0.044371 | 1.24111 | X | |||||||||||
|
R denotes an observation with a large standardized residual. X denotes an observation whose X value gives it large leverage.
Durbin-Watson Statistic |
|||||||||||||||||
|
Durbin-Watson Statistic = 2.17490 |
|||||||||||||||||
المصدر: تم اعداده بواسطة الباحثات باستخدام قاعدة بيانات (World Bank, 2020)
قائمة المراجع:
أولًا: قائمة المراجع العربية:
الأسواق العربية. (2017). كيف يبدو الإقتصاد المصري بعد عام من تعويم الجنية .
البدرى، ع. عبدالعال، ا. (2019). اثر التغيرات فى سعر الصرف على العجز فى الميزان التجارى في مصر. المجلة العلمية للبحوث التجارية، 41(2)،249-292.
الحديدي، ا. أحمد، آ. الحرفة، س.عبد الناصح، م.اليمني، ى. (2017). اثر تغير سعر الصرف على الميزان التجاري في الفترة (1985-2015): دراسة حالة مصر. المركز الديمقراطي العربي للدراسات الإستراتيجية والسياسية والإقتصادية .
الحسين،د. سمير،ب .(2017). أثر تغيرات سعر الصرف على الميزان التجارى فى الجزائر(1970-2015) .رسالة ماجستير ،كلية العلوم الاقتصادية والتجارية و علوم التسيير ،جامعة محمد بو ضيف بالمسلي،الجزائر.
الخربوطلي، م. (2018). فاعلية سياسات سعر الصرف في تحفيز الطلب على الصادرات المصرية غير البترولية (1997-2016). المجلة المصرية للتنمية و التخطيط ، 26(2)، 97-136.
السقا، م. (2013). السوق العالمي للنقد الأجنبي. المملكة العربية.
برسوم، م. (2018).اثر تعويم سعر الصرف على الميزان التجارى دراسة تطبيقية على مصر فى الفترة من (2001-2017). المجلة العلمية للاقتصاد والتجارة، 48(3)،183-204.
برنة ،ع. (2016).تقلبات أسعار الصرف وانعكاساتها على الميزان التجارى دراسة حالة الجزائر خلال الفترة (2014–1999). رسالة ماجيستير ،كلية العلوم الاقتصادية والعلوم التجارية وعلوم التسيير،جامعة قاصدى مرباح ورقلة،الجزائر.
حسام الدين،ج. نصر الدين،ب .(2019). فعالية سعر الصرف فى معالجة اختلالات الميزان التجارى دراسة حالة الجزائر (2000:2017) .رسالة ماجستير ،كلية العلوم الاقتصادية والتجارية و علوم التسيير،جامعة محمد الصديق بن يحيى –جيجيل .
حبيب،ر.(2015). دور سعر الصرف فى تحقيق الاستقرار الاقتصادى فى سوريا ،رسالة ماجيستير ،كلية الاقتصاد،جامعة دمشق.
حسين، س. (2016). ثالث أساطير حكومية عن تعويم الجنيه المصري. المبادرة المصرية للحقوق الشخصية جاردن سيتي.
حسين،م. مبارك، ك. (2018). أثر تحرير سعر الصرف علي الإستثمار المحلي في مصر. المركز الديمقراطي العربي.
حميداتو، س.(2017). تغيرات اسعار الصرف الدولية واثرها على ميزان المدفوعات الجزائري. مجلة الامتيازات لبحوث الاقتصاد والادراة، 1(2)، 220-254.
دياب، م. (1995). أثر تخفيض سعر الصرف على كل من الميزان الجاري و معدل التضخم في مصرالفترة (1976–1992). رسالة ماجستير، جامعة القاهرة .
دياب ،ج.(2020).ديناميكيات الميزان التجارى المصرى فى الفترة (1960-2018), مجلة البحوث المالية و التجارية،4(21)،285-265.
راضية،ب.سهام،ه.(2017). أثر تغير سعر الصرف على الميزان التجارى للفترة (1990–2015):دراسة حالة الجزائر.رسالة ماجستير،كلية العلوم الإقتصادية و التجارية و علوم التسيير, جامعة محمد الصديق بن يحيى.
زيان، ب. (2012). تغيرات سعر الصرف اليورو والدولار اثرها على المبادلات التجارية الجزائرية، رسالة ماجستير،جامعة وهران،الجزائر.
سلمى، د. (2015). اثر تقلبات سعر الصرف على الميزان التجارى وسبل علاجها، رسالة دكتوراه،جامعة بسكرة، الجزائر.
سليمان، ع. (2018). اثر تقلبات سعر الصرف على الصادرات والواردات فى جمهورية مصر العربية. المجلة العلمية للدراسات التجارية والبيئية، 10(2)،626-591.
سهام ،م .(2018). اثر تغيير سعر صرف الدينار الجزائرىعلى الميزان التجارى . مجلة الدراسات الاقتصادية والمالية 1(11)،221-210.
شيخي، م. (2011). طرق الإقتصاد القياسي ؛ محاضرات وتطبيقات. دار الحامد للنشر والتوزيع.
صابر، س. (2010). الازمات العالمية وتاثيرها على الاقتصاد المصري مع التركيز على الازمة الاقتصادية الاسيوية والازمة التمويلية الاخيرة. المجلة العلمية لقطاع كليات التجارة جامعة القاهرة فرع البنات، 7(2)،365-367.
عامر، ع. (2018). أبرز أرقام الميزان التجاري المصري في 15 عاما. فيتو.
عفيفي، أ. عبد الصمد، س. أبو عمر، ش. عبد القوي، ه. بدوي، ه. (2017). اثار برامج الاصلاح الاقتصادي لصندوق النقد الدولي في ضوء التجارب الدولية والحالة المصرية . المركز الديمقراطي العربي للدراسات الإستراتيجية والسياسية والإقتصادية.
عيد، م. (2019). من هم أبرز الشركاء التجاريين لمصر في 2018.
على، ف. (2010). اثر سعر الصرف الحقيقى على ميزان المدفوعات. المجلة العلمية لقطاع كليات التجارة – جامعة الازهر، 7(2)،1-570.
على ،ع.(2017).اثر تغير سعر الصرف على الميزان التجارى للسودانى خلال الفترة (2015-2005).رسالة ماجيستير ،كلية الدراسات العليا،جامعة النيلين ،السودان.
عبد اللطيف ، م.(2017).دراسة اقتصادية لأثر تعويم قيمة الجنيه المصرى على سعر الصرف فى المقتصد المصرى ،الاقتصاد الزراعى و العلوم الاجتماعية . (11)8، 813-809.
فواز، م. (2021). التاثير الاقتصادى لازمة جائحة كرونا على اختلالات الميزان التجارى المصري. المجلة العلمية لجامعة دلتا للعلوم والتكنولوجيا ،4(1)،198-199.
قنديل، م. (2011). الاقتصاد المصري بعد ثورة 25 يناير. المركز المصري للدراسات الاقتصادية، 27(4)،4-6.
كشك، م. (2010). تخفيض سعر الصرف واثره على الميزان التجارى المصري. المجلة العلمية لقطاع كليات التجارة،جامعة الازهر، 7(2)،1-580.
معن، ر. (2018). اثر تغيرات سعر الصرف على الدلالات الاقتصادية للميزان التجارى المصري. مجلة الدوريات المصرية، 39(4)،465-506.
معاطي، ه. (2009). أثر تغير سعر الصرف على الميزان التجاري: دراسة تطبيقية لحالة مصر خلال الفترة 1975- 2007.رسالة ماجستير، جامعة القاهرة ، الجيزة.
ثانيا: قائمة المراجع باللغة الانجليزية:
Baharumshah, A. (2001). The of Exchange Rate on Bilateral Trade Balance: New Evidence From Malaysia and Thailand. Asian Economic Journal, 15(3), 291-312.
Begović, S. and Kreso, S. (2017). The Adverse Effect of Real Effective Exchange Rate Ghange on Trade Balance in European Transition Countries. Zbornik Radova Ekonomskog Fakultet au Rijeci, 35(2),277-299.
Bleaney,M. and Tian,M.(2014).Exchange Rates and Trade Balance Adjustmenta Multi-Country Empirical Analysis. Open Economic Review,25(4),655-658.
Brada,J. and kutan ,A .(1993).China’s Exchange Rate and Balance of Trade,Working Paper,Kluwer Academic publisher.26,229-242.
Broda,C.and Romlis,J.(2003). Identifying The Relationship Between Trade and Exchange Rate Volatility,Working Paper,1-20.
Chiloane, L., Botha, I. and Pretorius, M. (2014).The Relationship Between The Exchange Rate and The Trade Balance in South Africa. Journal of Economic and FinancialSciences,7(2)،299-314.
Diouf, M.and Ndong, B. (2014). Real Effective Exchange Rate Changes and Trade Balance in Senegal: Twenty Years After CFA Franc Devaluation, Paper Presented at 17th Annual Conference on Global Economic Analysis, June 18-20, Dakar, Senegal.
Drama,B. (2010). The Effects of Real Exchange Rate on Trade Balance in Cote d’Ivoire: Evidence from The Cointegration Analysis and Error-Correction Models, Working Paper, Munich Personal Repec Archive, Munich, Germany.
Dzanan, H. and Masih, M. (2017). Does Currency Depreciation Necessarily Result in Positive Trade Balance? New Evidence from Norway, Working Paper, Munich Personal Repec Archive, Munich, Germany.
Elsherif, M. (2016). Exchange Rate Volatility and Central Bank Actions in Egypt: Generalized Autoregressive Conditional Hetroscedasticity Analysis. International Journal of Economics and Financial Issues، 6(3)،1209-1216.
Ewubare, D. and Merenini, C. (2019). The Effect of Exchange Rate Fluctuation on Foreign Trade in Nigeria. International Journal of Scientific Research and Engineering Development, 2(1),520-569.
Ezzat, A. (2018). The Effect of Exchange Rate Movements on Trade Balance Performance in Egypt: Is There a J-curve Phenomenon. Scientific Journal for Economic & Commerce,48 (4), 659-692.
Ewubare,D. and Merenini,C. (2019). The Effect of Exchange Rate Fluctuation on Foreign Trade in Nigeria. International Journal of Scientific Research and Engineering Development, . (2)1,68-85.
Gantman,E.and Dabós, M. (2017). Does Trade Openness Influence The Real Effective Exchange Rate? New evidence from Panel Time-Series, Journal of The Spanish Economic Association, (9)1, 91–113.
Gerber, J. and Clinton,D.(2002).Exchange Rates and Exchange Rate Systems , International Economics (2nd Edition), Pearson Education, United States of America, pp. 216.
Govil, R. (2014). Exchange Rates: Concepts, Measurements and Assessment of Competitiveness, Working Paper, Imf – Singapore Regional Training Institute, Singapore.
Guechari, Y. (2012). An Empirical Study on The Effects of Real Effective Exchange Ratte on Algeria’s Trade Balance,International Journal of Financial Reesearch ,(3)4, 102-115.
Holmes, E., Scheuerell, M. and Ward, E. (2020). Applied Time Series Analysis for Fisheries and Environmental Sciences, Northwest Fisheries Science Center, 2725 Montlake Blvd E, Seattle, United States of America.
Ibrahim, M. (2016). Trade Deficit in Egypt: Is it Can be Controlled, Advances in Management & Applied Economics , (6)6, 89-103.
Kenton, W. (2020). Pearson Coefficient.
Kharroubi, E. (2011). The Trade Balance and The Real Exchange Rate, Working Paper, BIS Quarterly Review, Basel, Switzerland.
Kheir-El-Din, H. and El-Shawarby, S. (2000). Trade and Foreign Regime in Egypt, Working Paper 2034, Cairo University.
Kutlu, S. (2013). Changes in Exchange Rates and The Balance of Trade: A Liteature Survey With Reference to Turkey’s Foreign Trade, İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, (27)2, 121-137.
Korbi, A. and Banushaj,B .2021.Relationship Between Exchange Rate and Trade Balance :Case of Albania,European journal of economics and business studies,(7)2,45-53
Liew, K.Lim, K. and Hussain,H.(2003). Exchange Rate and Trade Balance Relationship: The Experience of Asean Countries, Working Paper, University Library of Munich, Germany.
Yuenling,N.and Waimun,H.(2008).Real Exchange Rate and Trade Balance Relationship :an Empirical Study on Malysia,International journal of Business and Management,3(8),130-137.
Lotfalipour,M . and Bazargan,B. (2014). Impact of Exchange Rate Volatility on Trade Balance of Iran,Working Paper (8)2,293-302,Ferdowsi University of Mashhad,Iran.
Ogutu,G.(2014). Effects of The Real Exchange Rate on The Trade Balance in Kenya,Research Paper,Kenya.
Ogheneovo,F.(2011).Impact of Exchange Rate on Balance of Payment in Nigeria,African Research Review,5(4).
Shao,Z .(2008). Exchange Rate Changes and Trade Balance:an Empirical Study of The Case of Japan,Working Paper,1-41,Singapore Management Universtiy.
Strucka,T.(2004). The Effects of Exchange Rate Change on Trade Balance in Croatia,Working Paper,3-21,IMF Working Paper.
Thahara,A. and Rinosha,K.(2021).The Relationship Between Exchange Rate and Trade Balance:Empirical Evidence from Srilanka ,Journal of Asian Finance,8(5),37-40
Vijayakumar,S.(2014). The Effect of Exchange Rate on The Trade Balance in Sri Lankan Context After Post Liberalization, International Journal on Global Business Management and Research ,2(2),1-7.
xuan,D.(2018).Exchange Rate and Trade Balance in Vietnam: A Time Series Analysis.Asian Economic and Financial Review, 8(9),1158-1174.
قائمة مصادر البيانات
World Bank, World Development Indicators. Exports of goods and services (BoP, current US$) – Egypt, Arab Rep. [Data file]. Retrieved from https://data.worldbank.org/indicator/BX.GSR.GNFS.CD?locations=EG.
World Bank, World Development Indicators. Imports of goods and services (BoP, current US$) – Egypt, Arab Rep. [Data file]. Retrieved from https://data.worldbank.org/indicator/BM.GSR.GNFS.CD?locations=EG.
World Bank, World Development Indicators. GDP (constant LCU) – Egypt, Arab Rep. [Data file]. Retrieved from https://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KN?locations=EG.
World Bank, World Development Indicators GDP (constant 2010 US$) – United States. [Data file]. Retrieved from https://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KD?locations=US.
World Bank, World Development Indicators. Official exchange rate (LCU per US$, period average) – Egypt, Arab Rep. [Data file]. Retrieved from https://data.worldbank.org/indicator/PA.NUS.FCRF?locations=EG&year_low_desc=false
[1] هو ترك سعر الصرف يتحدد وفقًا لقوى العرض والطلب و لكن تتدخل الدولة من خلال البنك المركزى كلما دعت الحاجة لتوجيه هذا السعر مقابل بقية العملات .
[2] هو نظام سعر الصرف الذى يسمح بحدوث انخفاض أو ارتفاع فى قيمة العملة بشكل تدريجى
[3] هو نظام من انظمة سعر الصرف الذي تتحدد من خلاله قيمة العملة طبقًا لآليات سوق صرف العملة ،وهنا تحرير العملة يكون كاملًا دون تدخل الحكومة فى تعديل هذا السعر بعكس نظام التعويم الموجه ( المُدار)
