معضلة فلدشتين- هوريوکا: دراسة حالة مصر

مقدمة:

1.مدخل

  عادة ما يستخدم الاقتصاديون مصطلح اللغزPuzzle للإشارة الى الحقائق التجريبية (Coakley et al, 1998) أو النتائج التجريبية (Josic, Josic, 2012) التي تتنافي أو تظهر شيء من الاختلاف عما يعد بمثابة الأطر النظرية الراسخة، وفي نفس السياق يستخدم کل من Apergis, Tsoumas(Apergis, Tsoumas, 2009) مصطلح  الشذوذ anomalies–بديلا لمصطلح اللغز Puzzle-في مجال الاشارة الى تلک الحالة التي يحدث فيها التناقض بين ما تکشف عنه الحقائق التجريبية وبين ما تدل عليه النظرية الاقتصادية.

     أيا يکن المصطلح الذي يفضل غيره من المصطلحات، فإنه من الواضح أننا بصدد حالة من عدم الاتساق أو التناقض فيما يختص بعلاقة الادخار – الاستثمار. بالتحديد، فيما يتعلق بدلالة العلاقة بينهما على المستوىين النظري والتجريبي، وهو ما يعرف اصطلاحاً بمعضلة فلدشتين- هورويکا FH puzzle أو FHPاختصارا.

1.مدخل

  عادة ما يستخدم الاقتصاديون مصطلح اللغزPuzzle للإشارة الى الحقائق التجريبية (Coakley et al, 1998) أو النتائج التجريبية (Josic, Josic, 2012) التي تتنافي أو تظهر شيء من الاختلاف عما يعد بمثابة الأطر النظرية الراسخة، وفي نفس السياق يستخدم کل من Apergis, Tsoumas(Apergis, Tsoumas, 2009) مصطلح  الشذوذ anomalies–بديلا لمصطلح اللغز Puzzle-في مجال الاشارة الى تلک الحالة التي يحدث فيها التناقض بين ما تکشف عنه الحقائق التجريبية وبين ما تدل عليه النظرية الاقتصادية.

     أيا يکن المصطلح الذي يفضل غيره من المصطلحات، فإنه من الواضح أننا بصدد حالة من عدم الاتساق أو التناقض فيما يختص بعلاقة الادخار – الاستثمار. بالتحديد، فيما يتعلق بدلالة العلاقة بينهما على المستوىين النظري والتجريبي، وهو ما يعرف اصطلاحاً بمعضلة فلدشتين- هورويکا FH puzzle أو FHPاختصارا.

     في دراسة شهيرة، قام کل منFeldstein and Horioka FH(1980)باختبار فرضية مفادها أنه في ظل الحرية التامة لانتقال رأس المال، يقل الارتباط بين الادخار والاستثمار المحلىيين. الأمر الذي يمکن تفسيره بالقوى والدوافع التي تحکم سلوک المدخريين، والذين ينزعون نحو الاستثمار في المشروعات التي تغل أعلى العوائد، وبصرف النظر عن مکان هذه المشروعات أو جنسيتها، ومن ثم تتدفق المدخرات نحو هذه المشروعات وتنعدم أو تقل الرابطة، تبعا لذلک، بين الادخار المحلي والاستثمار المحلي. من أجل اختبار هذه الفرضية، قام الباحثان بتقدير المعادلة التالية:

_i = α + β(S/Y)_i   (1) ( (I/Y

     حيث (I/Y) و ( S/Y )هي نسبة الاستثمار المحلي الإجمالي والمدخرات المحلية الإجمالية إلى الناتج المحلي الإجمالي في البلدi. . لقد قامFH باستخدام بيانات تخص 16 دولة من دول منظمة التعاون والتنمية OECD خلال الفترة 1960-1974. أن الفرض العدمي لدراسة FH يتمثل في أن المعامل βفي المعادلة (1) يساوي صفرعندما ينتقل رأس المال بشکل تام. لقد تم تفسير هذا المعامل، والمعروف بمعامل الادخارsaving-retention coefficientمن قبل FHکمؤشر على درجة حرية انتقال رأس المال الدولي( Apergis, Tsoumas,2009).

     توصلت دراسة FHإلى نتائج غير مسبوقة، أثارت فيما بعد جدالاًواسعاً. لقد کانت قيمة المعاملβقريبة للغاية من 1 ( 085-0.95) ، وذلک على الرغم من وضع درجة إنفتاح بلدان العينة وحجم الدولة في الاعتبار. لقد تم تفسير هذه النتائج من قبل FHباعتبارها دليلاًعلى ضعف حرکة رأس المال الذي أرجعته الدراسة إلى بعض العوامل، مثل قلة المعلومات،أو رغبة المستثمرين في تجنب المخاطر، أو اختلاف الأنظمة القانونية في دول العينة(Apergis, Tsoumas, 2009)، غير أن المشاهدات الفعلية کانت تؤکد أن المراجحة ( التبادل)في الأصول معدومة المخاطر في دول  OECD تکاد أن تکون تامة، الأمر الذي حول القيمة المرتفعة لمعاملβإلى معضلة(Obstfeld, Rogoff, 2000).

     أن المعضلة فيما توصلت اليه دراسة FHمن نتائج لا يتمثل في مجرد وجود إرتباط قوي بين الإدخار والاستثمار المحليين في دول OECD، لکن المعضلة تتمثل في دلالة ذلک الارتباط  بوصفه کمؤشر أو دال على حرکة  رأس المال.

     في إطار البحث حول  FHP ، فقد تفرع االأدب الاقتصادي في إتجاهين رئيسيين:De Vita, Abbott,2002; Patra, Mohanty, 2019; Ang,). الفرع الأول من الأدبيات يسير على نهج دراسة FH(في کونه يستعمل الارتباط بين الادخار والاستثمار کمؤشر على درجة إنتقال رأس المال الدولي). في هذا الاطار، تم العمل على تطوير فرضية FH کوسيلة لقياس حرکة رأس المال،وذلک من خلال تتبع تطور العلاقة بين الادخار والاستثمار عبر الزمن، وعبر أنظمة مختلفة لسعر الصرف والرقابة على رأس المال( Miller, 1988; De vita and Abbott, 2002; Alexakis and Apergis, 1994) ).

     الفرع الثاني من الأدبيات يرفض استخدام إطار FHکمؤشر على حرکة رأس المال،مفسراً الارتباط بين الادخار والاستثمار بعوامل الاقتصاد الکلي الأخرى، مثل حجم الدولة(Baxter, Crucini, 1993)، والوضع المالى للحساب الجاري(Coakley et al, 1996)، الهيکل المالي (Kasuga, 2004) والسلع غير المتداولة(Murphy, 1986). أن هذه الفرضيات المختلفة، التي عملت خارج اطار FH، تتعارض مع النتائج التجريبية التي تفضي بعدم وجود علاقات تکامل مشترک بين الادخار والاستثمارDe Vita, Abbott,2002)).

     إن إسهام هذه الدراسة الى الأدب الاقتصادي فيما يتعلق بموضوع FHP، يتمثل في مراجعة فرضية FH في حالة مصر، والتي قامت باجراء إصلاحات کبيرة في القطاع المالي في إطار برنامج الاصلاح الاقتصادي منذ بداية التسعينيات وحتى الآن. إضافة الى ذلک، فأن هذه الدراسة تعزز ذلک الإتجاه نحو زيادة التحليلات country-specific studies، التي تضع تأکيداً شديد الأهمية حول  دراسة الدولة کحالة متميزة بخصائصها، تاريخها، وسياساتها الاقتصادية،عوضاً عن الدراسات القائمة على تحليلات السلاسل الزمنية لحالة مجموعة من الدول.

2.مشکلة الدراسة:

     تسعى هذه الدراسة للإجابة على السؤال التالي:

-هل تتحقق فرضية فلدشتين-هوريکا في مصر. بصورة أخرى، هل يمکن إستخدام معيار فيلدشتين- هورويکا للدلالة على حرکة رأس المال في مصر؟ 

3.هدف الدراسة:

     يمکن تحديد الهدف من الدراسة في : 1- ابراز الجانب المشکل في دراسة FH . 2- استعراض معيارFH کمؤشر لقياس حرکة رأس المال وذلک من خلال وضعه في سياق مقاييس حرکة رأس المال المختلفة، وکذلک توضيح العلاقة بين هذه المقاييس ومعيار FH. 3- توضيح أکثر المشاکل وأبرز اوجه القصور التي يعاني منها معيار FH. 4-مراجعة فرضية FH  في مصر.5- اختبار وجود علاقة الارتباط بين الادخار- الاستثمار في الأجل الطويل في ظل الاصلاحات المالية التي قامت . 6- تقديم توصيات السياسة المناسبة في ضوء ما يسفر عنه البحث من نتائج.

4. أهمية الدراسة:

     تنبع أهمية هذه الدراسة من کونها 1- تملأ فراغا بحثيا فيما يتعلق بمراجعة فرضية FHفي مصر. 2- تعتمد على تحليل السلاسل الزمنية للادخار- الاستثمار للاقتصاد المصري، مما يعزز الإتجاه نحو زيادة التحليلات القائمة على خصائص الدولة کحالة متفردة . 3-اختبار وجود علاقة توازنية طويلة الأجل فريدة بين الادخار – الاستثمار. 4- الاستدلال على حرکة رأس المال في فترة الاصلاح الاقتصادي في مصر وبالاستناد إلى معيار FH.

5.خطة الدراسة :

     تشتمل الدراسة على خمسة أجزاء رئيسية، بخلاف المقدمة هي: أولاً، الأدب النظري لمعضلة فلدشتين-هوريوکا.ثانياً، الدراسات التطبيقية، ثالثاً، النموذج، رابعاً البيانات والمنهجية، خامساً نتائج التحليل القياسي، وأخيرا النتائج والتوصيات.

أولا، الأدب النظري لمعضلة فلدشتين – هوريوکا:

     في هذه الجزئية نسعى إلى تحقيق فهم أفضل لمدخل FH ، وذلک من خلال وضعه في السياق النظري بين المداخل البديلة لقياس حرکة رأس المال.

     يؤکد FH على أن تعريف وقياس رأس المال ليس بالأمر اليسير. ان رأس المال عبارة عن کل مؤلف من مفردات غير متماهية. إضافة إلى ذلک، فان العوائق التي تواجه حرکتي رأس المال العيني والبشري لا تعرف التماثل أوالتطابق(Khundrakpam, Ranjan, 2010).

    وفقا لکل من Ogbokor, Musilika ، فإنه يمکن تعريف مصطلح حرکة رأس المال Capital mobility بوصفه يعبر عن قدرة الأموال الخاصة للتنقل عبر الحدود القومية سعيا خلف أفضل العوائد. هذا الانتقال يعتمد على عدم وجود قيود على العملة على تدفقات رأس المال الداخلة والخارجة ((Ogbokor, Musilika, 2014.

   هناک العديد من المقاييس أو المؤشرات، التي يمکن استخدامها لقياس وتقييم حرکة رأس المال وفي المقابل، فان هناک العديد من التصنيفات التي يمکن ترتيب هذه المقاييس في إطارها.

     بالنسبة إلى (Coakley et al, 1998)هناک ثلاثة مداخل بديلة وهي: مدخل الکمية لفلدشتين وهوريوکا FH Quantity Approach،علاقات تعادل سعر الفائدة

Interest Parity—No Arbitrage— Relations،مدخل تمهيد الاستهلاک Consumption Smoothing Approach.

     کما يوضح  Kwon(Kwon, 1995 )، فان هناک ثلاثة مداخل رئيسية لقياس حرکة رأس المال وهي: تعادل معدلات الربحProfit rate equalization، ارتباط الادخار- الاستثمار  Saving- Investment Correlations ، وشروط تعادل سعر الفائدةInterest Parity conditions.

    وفقا ل (Khundrakpam, Ranjan, 2010)،فان هناک مدخلين واسعين عادة ما يتم استخدامهما في تقييم حرکة رأس المال وهما مدخل السعر price approach ومدخل الکمية quantity approachأن مدخل السعر يبحث في تعادل معدلات العوائد بين البلاد من خلال تدفقات رأس المال. على الجانب الاخر، فان مدخل الکمية يتکون من مدخلين فرعيين. الأول هو ارتباط الادخار والاستثمار the saving and investment rates correlations، والذي يناقش إنه إذا کان الاستثمارلا يتقيد بالادخار المحلي ولکن برأس المال العالمي عوضا، فان الارتباط بينهما سيکون ضعيف. الصورة الثانية هي مدخل تمهيد الاستهلاک consumption smoothing approach،والذي يبحث فيما إذا کانت تدفقات رأس المال تيسر الاستهلاک رغم صدمات الدخل.

     ويقدمFrankel (1992)أربعة تعريفات أو مقاييس مختلفة لحرکة رأس المال الدولية،وتتألف هذه المقاييس من شروط ثلاثة مختلفة لتعادل سعر الفائدة، اضافة إلى معيارThe Feldstein-Horioka criterion.

     في ترتيب هذه المقاييس، سوف نتبع تصنيف Frankel. أولا، لأن المعايير الثلاثة الأولى تتناسب مع مدخل السعر  the price approach، حيث تعتمد على الحرکة المشترکة للأسعار المحلية والأجنبية (سعر الفائدة في هذا المثال)، بينما يعتمد معيار FH على الحرکة المشترکة للکميات المحلية ويتناسب، بالتالي مع مدخل الکمية quantity approach. ثانيا، نظرا لارتباط المؤشرات الثلاثة الأولى بفرضيةFH.رغما عن ذلک، فأننا سوف نقوم بترتيب هذه المقاييس بدءا من أقل الحالات مشروطيه، حيث نتدرج من البسيط الى الأکثر تعقيدا على عکس الترتيب الذي قدمه Frankel، والذي ينتهي الى البسيط بدءا من الأکثر تعقيدا .

(1-1) شروط أو معايير حرکة رأس المال الکاملةPerfect  capital mobility هي:

(I)تعادل سعر الفائدة المغطىوالمغلق(CIP)and covered interest parityclosed  :

   أن المعيار الأول يبحث حرکة رأس المال التامة من النوعI. أن حرکة رأس المال التامة من النوع الأول يتطلب أن يکون فرق سعر الفائدة المغطاة ( ( i-  i*- fd يساوي الصفر( حيث، i ترمزإلى سعر الفائدة، وfdهي سعر الخصم في المستقبلforward discountعلى العملة المحلية). لقد أطلق Frankelعلى هذا المصطلح ( ( i-  i*- fdعلاوة البلد  The country or political   premium ويضم کل الحواجز التي تحول بين المستثمرين والأصول التي يرغبون في الاحتفاظ بها، والتي تقف حجر عثرة، من ثم، أمام تکامل الأسواق المالية عبر الحدود القومية. أن علاوة البلد تشمل تکلفة المعاملات، تکلفة المعلومات، قوانين الضرائب التي تميز المقيمين(التمييز الضريبي)، مخاطر التوقف عن السداد، ومخاطر الرقابةعلى رأس المال في المستقبل( الأثر الفعلي والمستقبلي لضوابط رأس المال)((Lemmen, Eijffinger, 1995; Frankel, 1992; Kwon, 1995  .

     في أبسط صوره، فان اختبارات تعادل سعر الفائدة المغطاة تربط حرکة کمال حرکة رأس المال بسعر الفائدة الأسمى على الأصول المالية المحلية، والذي يساوي سعر الفائدة الأسمى على الخصمdiscount المماثل، هذا يعني أن تدفقات رأس المال تؤدي الى تساوي أو تعادل بين أسعار الفائدة على الأدوات المالية المقارنة المصدرة في دول مختلفة والمقومة بنفس العملة. Kwon, 1995; Frankel, 1992)).تدفقات رأس المال تعمل على تعادل سعر الفائدة بين الدول عند التعاقد بعملة مشترکة. هذا المعيار يهتم فقط بإزالة الحواجز القومية أمام تکامل رأس المال.

(II)تعادل سعر الفائدة غير المغطاة(UIP): uncovered interest parity

    إن تدفقات رأس المال تعمل على تساوي المعدلات المتوقعة للعائد على السندات في مختلف الدولوبغض النظر عن مخاطر سعر الصرف. ان تحقق هذا المعيار يتطلب تحقق المعيار السابق بمعني انه حتي يکون فروق سعر الفائدة غير المغطاة يساوي الصفر، فان ذلک يتطلب أن تکون فروق سعر الفائدة المغطاة بين الدول تساوي الصفر، اضافة الى ذلک يجب أن تکون علاوة مخاطر سعر الصرف تساوي الصفر(Frankel,1992).إن الحرکة الکاملة لرأس المال من النوع الثاني تتطلب أن تکون علاوة البلد تساوي الصفر وأن يکون علاوة مخاطر سعر الصرف تساوي الصفر.((Lemmen, Eijffinger, 1995

    ويتمثلالمعيار الثانيIIلحرکة رأس المال التامة في وجود الإحلال التام بين الأصول المحلية والأجنبية.ويتحقق تعادل سعر الفائدة غير المغطاة عندما i = i* + ∆se، حيث ∆seهي نسبة الانخفاض المتوقع في العملة المحلية خلال الفترة القادمة. بصورة اخري، فان المستثمرين يستجيبون لأي فروق في العوائد المتوقعة من خلال حرکة رأس المال. أن وجود فروق الخطرRisk    differentials يعتبر من العوامل وراء نقص الإحلال بين الأصول المحلية والأجنبية. أن أحد مصادر الخطر يرجع الى عدم امکانية التنبؤ بأسعار الصرف. (Kwon, 1995)

(III)تعادل سعر الفائدة الحقيقي(RIP)  real interest parity:

     أن تدفقات رأس المال تعمل على تعادل معدلات الفائدة الحقيقية بين الدول. أن التعادل بين معدلات الفائدة الحقيقية بين الدول يلزم توافر بعض الشروط. في هذه الحالة: تحقق الشرط السابق II، يضاف الي ذلک أن يکون المعدل المتوقع لانخفاض قيمة العملة يساوي الصفرFrankel, 1992)).

     أن تدفقات رأس المال الدولي تعمل على تعادل سعر الفائدة الحقيقي بين البلدان مما يتطلب ليس فقط کمال حرکة رأس المال ولکن أيضا، تکامل أسواق السلع وکفاءة أسواق الصرف. في تفکيک سعر الفائدة الحقيقي سوف نتبع Frankel . لقد أشار Frankel في ترکيب سعر الفائدة الحقيقي الى مکونين:

r- r*= ( i-  i*- fd) +( fd - ∆se) + (∆se  -∆Pe + -∆Pe*)                 (2)

     حيث r نرمز إلى الحقيقي ، i ترمز إلى سعر الفائدة ، ∆Pe التضخم المتوقع، و fd سعر الخصم في المستقبل، ∆se الانخفاض المتوقع في العملة المحلية ، الرموز ذات العلامة * تشير إلى مثيلتها الأجنبية ).

     أن المصطلح الأول ( i-  i*- fd) يمثل فروق سعر الفائدة المغطى – ما وصفه Frankelبعلاوة البلد “country premium” أو العلاوة السياسية “country premium” ويضم کل الفروق الناتجة عن الحواجز مثل( تکلفة النقل، تکلفة المعلومات ، الرقابة على رأس المال والضرائب المتنوعة) والتي تحول دون تکامل الاسواق المالية عبر الحدود القومية. المصطلح الثاني ( fd - ∆se)   ويعبر عن علاوة مخاطر سعر الصرف the exchange risk premiumوالمصطلح الثالث(∆se  -∆Pe + -∆Pe*)  ويعبر عن الانخفاض المتوقع في قيمة العملة expected real depreciation.

     ويشکل المصطلح الثاني والثالث ما وصفه Frankel بعلاوة أو فروق العملة currencypremium”“ . ويتکون من علاوة مخاطر سعر الصرف ( fd - ∆se) و الانخفاض الحقيقي المتوقع في قيمة العملة(∆se  -∆Pe + -∆Pe*). ويفسر Frankel وجود علاوة العملة “countrypremium بسبب تقلبات سعر الصرف الحقيقي والاسمي. وحتى في حالة تعادل سعر الفائدة المغطاة أي أن ( i-  i*- fd)= صفر ، فان جانب کبير من فروق سعر الفائدة الحقيقي سوف يبقى وهو ما يمکن ان يفسر بتقلبات کلا من مکوني علاوة العملة. ان فشل RIP تم التأکيد عليه من قبلLemmen and Eijffinger (1995). باختصار فان RIP يتطلب ليس فقط کمال حرکة رأس المال، ولکنه يتطلب أيضا تکامل أسواق السلع وکفاءة أسواق سعر الصرف (Coakley et al, 1998). بصورة اخري ووفقا ل Kwon ، فان تحقق تعادل سعر الفائدة الحقيقي يتطلب تعادل سعر الفائدة غير المغطاة، إضافة الى تعادل القوة الشرائية ex ante purchasing power parity (Kwon, 1995). وفقا ل Kwonفانه اذا کان الفشل في تعادل القوة الشرائية يمکن ان يفسر الفشل في تعادل سعر الفائدة الحقيقي، فانه يمکن أن يفسر، أيضا الفشل في عدم ارتباط الادخار والاستثمار(Kwon, 1995).

    أن المعيار الثالث يختبر حرکة رأس المال التامة من النوعIII. أو بصورة اخرى، الحرکة التامة لرأس المال المالي وغير المالي. أن حرکة رأس المال غير المالي تشير الى حرکة السلع والخدمات وحرکة عوامل الانتاج (العمل ورأس المال العيني). ان RIP يتحقق عندما يتساوى سعر الفائدة الحقيقي المحلي والاجنبي والذي يتطلب ليس فقط أن تکون علاوة البلد تساوي الصفر وأن تکون علاوة مخاطر سعر الصرف تساوي الصفر، ولکن أيضا أن يکون التغير في القيمة المتوقعة لسعر الصرف الحقيقي يساوي صفر. وبالتالي فان المعيار الثالث وفقا لتقسيمFrankel، يقيس التدهور الحقيقي المتوقع في سعر الصرف أي يقيس المدى الذي تتقلب في حدوده تعادل القوة الشرائية ((Lemmen, Eijffinger, 1995.

   ويضيف Lemmen, Eijffingerأن الشرطين (I)CIP و(II)UIPلحرکة رأس المال التامة يتوافقان مع الاطار النظري للتکامل المالي فيما يتعلق بکل من القدرة والرغبة في تحريک الاصول المالية عبر الحدود القومية استجابة للفروق المتوقعة في العوائد المتوقعة والمعدلة بسعر الصرف ((Lemmen, Eijffinger, 1995, P148.وتعد الأصول بدائل في حالة ما اذا کان المستثمرون يرغبون في تغيير الحصص النسبية لهذه الاصول في محافظ اوراقهم المالية استجابة للتغير في العوائد النسبية المتوقعة. ان تغير مخزون الاصول يعتمد فعليا على قدرة المستثمرين على تعديل محافظهم. أن الشرط CIPيبحث في القدرة في  تحرکات رأس المال، أما شرط UIP  فانه يبحث في الرغبة في حرکة رأس المال((Lemmen, Eijffinger, 1995,  .

     أن شروط تعادل سعر الفائدة الثلاثة تصنع في المقابل ثلاثة معايير مختلفة للتکامل الماليfinancial integration. إن شروط تعادل سعر الفائدة تبحث في الأنواع المختلفة لحرکة رأس المال التامة، وأن حرکة رأس المال التامة لنوع معين من أنواع رأس المال عادة ما يتم النظر اليها بوصفها الفرضية المشترکةالتي تضم هذه الأنواع،والتي تقرر أن السندات المحلية والأجنبية متطابقة من جميع النواحي،وبصرف النظر عن نوع عملتها، وهي بناءا على ذلک، بدائل کاملة وأن انتقال رأس المال arbitrage يضمن استمرار تحقق شروط تعادل سعر الفائدة ((Lemmen, Eijffinger, 1995.

(Iv) معيار فيلدشتين- هوريوکاThe Feldstein-Horioka  condition:

     هذا الشرط قوامه أن التغيرات الخارجية exogenous changes في الادخار المحلي لا تؤثر على معدلات الاستثمار. أن تحقق هذا الشرط يتطلب تحقق الشرط السابق( III)، ذلک أن سعر الفائدة الحقيقي وليس الاسمي هو الذي يعتمد عليه الادخار والاستثمار في النظرية الاقتصادية، ومع ذلک وحتى يتحقق الشرطIVفلابد أن تکون کل المحددات لمعدل الاستثمار المحلي، بخلاف سعر الفائدة الحقيقي المحلي غير مرتبطة بالادخار المحلي((Lemmen, Eijffinger, 1995; Frankel, 1992.

     وفقا ل((Lemmen, Eijffinger, 1995, p.149 فان معيارFH يتطلب افتراضات تختلف قليلا عن تلک التي ترتبط بشرط تعادل الفائدة الحقيقيRIP. فعلى افتراض أن معدل الاستثمار المحلي(I/Y)_i هو دالة خطية في سعر الفائدة المحلي الحقيقي المتوقع E(r)_i، والذي يساوي:

(3)       (I/Y)i = -φ E(r)i +µi

وأن الخطأ العشوائي µ_i ، والذي يجسد کل محددات معدل الاستثمار غير مرتبط بمعدل الادخار في کل بلد فان:

                        (4)               Cov(µ_i, s_i/y_i)=0

وأن معدل الادخار لا يتأثر بمعدل الفائدة الحقيقية المتوقعة الاجنبية:

                      (5)          Cov(E(r*_i), s_i/y_i)=0

وأن الانحراف عن تعادل سعر الفائدة الحقيقي غير مرتبط بمعدل الادخار:

                   (6)Cov(E(r_i – r_i*), s_i/y_i)=0  

في هذه الحالة، فان قيمة المعلمة β  في انحدار معدل الاستثمار على معدل الادخار يجب أن تساوي الصفر. وبالتالي، فان معيار F-Hلحرکة رأس المال التامة من النوع IV يتطلب ان تکون معلمة β تساوي الصفر في المعادلة:

                 (7)  (I/Y)_i = a + β(S/Y)_i +ε_i

لأبعد من ذلک يعتقد Lemmen, Eijffingerأن تعادل سعر الفائدة الحقيقي غير مطلوب لأنه إذا افترضنا أن (6) تتحقق اليا لأن المتغير الأول  E(r_i – r_i*)في التغاير ليس عشوائيnonstochastic،فان تعادل سعر الفائدة الحقيقي- على خلاف ما هو شائع- يمثل شرط کافي وليس شرط ضروري لحرکة رأس المال التامة من النوع IV((Lemmen, Eijffinger, 1995, p.149، هذا يعني أن المعلمة β يمکن أن تساوي الصفر برغم عدم تحقق بعض الشروط ( يقصد تعادل سعر الفائدة الحقيقي).إن شرط أو حالة F-H تتطلب افتراضين اضافيين(3) و(4)، اضافة الى شرط RIP. ويعتبر معيار F-H بالتالي أقوى معيار للتکامل المالي ((Lemmen, Eijffinger, 1995.

(1-2) الانتقادات الى معيارفيلدشتين-هوريوکا :

    لقد کان FH متشککان فيما يتعلق بافتراض قابلية رأس المال للانتقال بشکل تام أو مثالي وتحديا الاعتقاد السائد في وجود مثل هذه الامکانية. لقد اقاما رأيهما هذا بناءا على بعض الأسانيد. أولا، وصف FH افتراض تدفق رأس المال الى الفرص الأکثر ربحية بوصفها فرضية متطرفة في نظرية المحفظة الاستثمارية. ثانيا، وعلى افتراض أن المستمرين يهتمون بالحصول على أعلى العوائد دون أدنى اعتبار للخطر، فأن القيود الرسمية على تصدير رأس المال سوف تحد،في النهاية من حرية رأس المال في الانتقال. ثالثا، فان الجمود المؤسساتي الکبير سوف يعمل على استبقاء قدر کبير من المدخرات في الداخل. وأخيرا، فان نمط تدفقات الاستثمار يوضح أن رأس المال لا يتحرک ليعظم صافي عوائد کل مستثمر بعد الضريبةKwon, 1995)).

     أن دراسة FH تقدم الدليل المباشر فيما يختص بالعلاقة بين المدخرات المحلية وتدفقات رأس المال الدولي. لقد وجدت الدراسة أن زيادات الادخار تبقى،تقريبا في بلد المنشأ، وأوضحت أن هذه النتائج تختلف بالکلية مع افتراض المراجحة arbitrage  التامة في سوق رأس المال الکامل العالمي، وهو ما يعني أن الاضافات الى العرض المحلي لرأس المال فيما  يبدو،فأنهالا تتحرک نحو الخارج بحثا عن أفضل العوائد. وفقا لدراسةFH ، فأن حرکة رأس المال التامة تتضمن ضعف العلاقة بين الادخار والاستثمار:

في ظل قابلية رأس المال للانتقال بشکل تام، لن يکون هناک علاقة بين الادخار المحلي والاستثمار المحلي، بمعنى أن الادخار في کل بلد سوف يستجيب لفرص الاستثمار في مختلف انحاء العالم، کما أن الاستثمار في هذا البلد سوف يمول من قبل رأس المال العالمي. وبالعکس، فانه اذا کانت زيادات الادخار تنزع للاستثمار في بلد المنشأ، فان الاختلافات بين الدول في معدلات الاستثمار سوف تتوافق حتميا وبشکل مباشر مع الاختلافات بين هذه الدول في معدلات الادخار.(FH, 1980, p317).

     لقد وجدت دراسة FH أن درجة انتقال رأس المال کانت بعيدة تماما عن الکمال، وقد تم تفسير النتائج على أساس أن الارتباط الکبير بين الادخار والاستثمار لا يتوافق مع کمال حرکة رأس المال Kwon, 1995)).

    في عام 1983، قام فيلدشتين بالبحث في درجة کمال حرکة رأس المال باستخدام السلاسل الزمنية للمتغيرات خلال الفترة الثانية من السبعينات. لقد أوضحت النتائج أن الفترة الثانية من السبعينات تميزت بزيادة أکبر بکثير في تدفقات رأس المال الدولي. رغما عن ذلک، فان الدراسة لم تتمکن من العثور على دعم أکبر لکمال انتقال رأس المال للفترة من 74-1979مقارنة بالخمسة عشرة سنة السابقة.

     بعد ذلک، وفي عام 1991 أعلن کل منFeldstein and Bacchetta 1999)Feldstein, Bacchetta,) أن معامل الادخار قد بلغ .790للفترة 80-1986 وهو أقل من 0.86,0.91للستينيات والسبعينيات من القرن الماضي على التوالي.ورغم انخفاض قيمة معامل الادخار المستمر، فقد افاد Feldstein and Bacchetta أن المعاملات لا تزال أکبر  وهي ذات دلالة احصائية أقوى من أن تدعم حرکة رأس المال.

     هذه النتائج يمکن من خلالها التوصل الى الاستنتاجات التالية. أولا، أن التغيرات التي تطرأ على الميول الحدية للاستهلاک والادخار لا يتم استيعابها بشکل منظم من خلال حرکة رأس المال الدولية. ثانيا، أن التکامل المالي بين الدول الصناعية وما يرتبط بذلک من نمو سريع في التجارة الثنائية في الأصول المالية، لا يعني بالضرورة أن التجارة في الأصول المالية بين هذه الدول لعبت دورا -يقبل القياس- في سبيل دفع معدلات العائد على رؤوس الاموال العينية بين هذه الدول الى التعادل. Kwon, 1995)(.

     أن الانتقادات التي توجه الى فرضية FH ، عادة ما تتعلق بالجوانب القياسية للتحليل. وفقا لLemmen, Eijffinger ، فإن الانتقادات التجريبية والنظرية التي وجهت الى معيارFH  ترتبط بشدة بالتغايرات الثلاثة المشار اليها في ( 2، 3، 4) والتي تمثل الافتراضات الأساسية لمعيارFH.

- بالنسبة للتغاير الأول:أن S,I هي متغيرات داخليةendogenous مما يعني أن Cov(µ_i, s_i/y_i)≠0.وهکذا فان، مصطلح الخطأ العشوائيµ_i، والذي يجسد کل محددات الاستثمار الاخرى بخلاف سعر الفائدة الحقيقي لهذا البلد، يمکن أن يکون مرتبط بمعدل الادخار في هذا البلد. حتي في حالة تحقق حرکة رأس المال التامة من النوع الثالث III، فقد يکون هناک ارتباط موجب بين معدلات الادخار والاستثمار لأسباب لا علاقة لها بحرکة رأس المال، وهو ما يمکن حدوثه اذا کان المتغيرين، الادخار والاستثمار، يتأثران بالدورة التجارية procyclical کليهما، کما هو معروف في الواقع، أو اذا کان کلاهما يستجيب لمعدلات نمو السکان والصدمات الانتاجية. لقد اوضح Obstfeld (1986) على سبيل المثال، إن معدل نمو الدخل يمکن أن يؤثر بالتزامن على الادخار والاستثمار.

     ليس سلوک القطاع الخاص فقط، وانمايمکن أن يکون سلوک القطاع العامأيضا، وراء الارتباط الموجب بين الادخار والاستثمار. على سبيل المثال،قد تستخدم الحکومة السياسات التي تعمل على تغيير الادخار العام أو الخاص کاستجابة لعدم التوازن المبدئي في الحساب الجاري بهدف اعادة الحساب الجاري الى وضع التوازن أو تقليل عدم التوازن.هذا التأثير المتزامن في الادخار والاستثمار. يمکن أن ينشأ، خاصةفي تحليلات السلاسل الزمنية ويمکن أيضا أن يوجد في تحليل المقاطع العرضية. اضافة لذلک، فان تأثير العوامل الهيکلية المتزامن في الادخار والاستثمار قد يزداد في الأجل القصير عنهفي الأجل الطويل.

     إن العلاج القياسي لمشکلة التداخلthe endogeneity problem(المتغير المؤثر هنا وهو معدل الادخار المحلي هو متغير داخلي. بصورة أخرى، فهو يرتبط بالخطأ العشوائي) يکمن في استخدام المتغيرات الفعالةinstrumental variables . هذه المتغيرات الفعالة تکون شديدة الارتباط بمعدلات الادخار وغير مرتبطة بالخطأ µ_i(Lemmen, Eijffinger,1992; Frankel,(1992.

- بالنسبة للتغاير الثاني: إن سعر الفائدة الحقيقي المتوقع الأجنبي داخلي endogenous  مما يعني ان Cov(E(r*_i), s_i/y_i) ≠ 0 . إن التغاير الثاني يشير إلىأن نسب الادخار والاستثمار يمکن أن يحدث بينهما ارتباط حتى في حالة وجود حرکة رأس المال التامة من النوع الثالث III بسبب ما يعرف باثر حجم البلد the effect of country size. بصورة اخري، فان أي قصور في الادخار المحلي في البلد، الذي يتميز بحجم کبير في الأسواق المالية العالمية من شأنه أن يؤدي الى زيادة سعر الفائدة العالمي وهو ما يؤدي الى ازاحة الاستثمار المحلي والاستثمار في الدول الاجنبية بالمثل. التفسير الأول لما يعرف بأثر حجم البلد هو أن الدول الصغيرة تتعامل مع سعر الفائدة العالمي کمعطى رغم أن التغيرات في الادخار والاستثمار في الاقتصاديات کبيرة الحجم تؤثر على سعر الفائدة العالمي. التفسير الثاني لأثر حجم البلديرجع الى Harberger, 1980)) . لقد أشار Harbergerالى أن صدمات الادخار والاستثمار في الدول الأقل تنوعا، لا يعوض احداها الاخر،فاذا صارت الدولة أکبر، فانها تصير أکثر تنوعا وتقل حاجتها للاقتراض عند تعرضها للصدمات. وبالتالي، فان الفروق بين الادخار والاستثمار تزداد في حالة الدول الصغيرة عنها في حالة الدول الکبيرة. وجود هذه الفروقلا يعني أن درجة حرکة رأس المال من النوع(IV)أکبر.((Lemmen, Eijffinger,1992; Frankel,1992. 

- بالنسبة للتغاير الثالث :حرکة رأس المال المالي و/أو غير المالي غير التامة، والتي تعني أن Cov(E(r_i – r_i*), s_i/y_i)≠0.أن RIP قد لا يتحقق لأن تعادل القوة الشرائية لم يتحقق. تذکر أن RIP هو شرط کافي( وليس ضروري) لحرکة رأس المال التامة من النوع IV . تبعا لذلک، فانه من الصعب استنتاج أي شيئ بخصوص حرکة رأس المال التامة من النوع الثاني II (أن عدم تحقق تعادل سعر الفائدة الحقيقية ييتضمن عدم تحقق النوع  II، وکذلک النوع Iلحرکة رأس المال التامة، لأن النوع IIIيتضمن الاثنين السابقين) من نتائج F- H. بسبب عدم تعادل القوة الشرائية ، فان الزيادة في القيود المؤسساتية على حرکة العمل وحرکة رأس المال المادي، أو على التجارة في السلع والخدمات قد يسبب ارتباط ايجابي بين معدلات الاستثمار والادخار. هذا الارتباط قد يتلاشى مع زيادة التکامل المالي(Lemmen, Eijffinger, 1992).أن مشکلة التعرف The identification problemالخاصة بمعيارFH بالنسبة للتکامل المالي سواء في المقاطع العرضية أو تحليل السلاسل الزمنية تعتبر مشکلة کبيرة (Obstfeld, 1986).

     مما سبق يتضح، أن التغايرات الثلاثة تفسر العوامل وراء الارتباط الموجب بين الادخار والاستثمار والذي توصلت اليه الدراسات التطبيقية عن حالة الدول الاوربية. أن أحد التفسيرات المنطقية  للنتائج التي توصلت اليها تلک الدراسات کما يقولFrankel هي أن تعادل سعر الفائدة الحقيقي لم يشهد تحسن يذکر بالقياس الى ما کان عليه في السابق. في اوائل الثمانينات کان سعر الفائدة الحقيقي في الولايات المتحدة أکبر بکثير من شرکائها، فکيف يتوقع أحد أن يکون معامل الادخار يساوي الصفر في انحدار الادخار والاستثمار؟ Frankel,1992)). رغما عن ذلک ورغم الانتقادات السابقة الى معيار FH ، فانه يعتبر أقوى معيار للتکامل المالي ((Lemmen, Eijffinger, 1995.

ثانيا، الدراسات التطبيقية

     أن هناک قدر هائل من الدراسات، التي تناولت FHP ، الأمر الذي يرجع إلى أهمية الموضوع فيما يتعلق بالجانب الکلي  macroeconomicsللاقتصاد المفتوح من ناحية، ولأهمية ما يصدر عنه من نتائج سياسية من ناحية اخرى. لقد أسهم تطوير أساليب تحليل السلاسل الزمنية في فترة الثمانينيات والتسعينيات في دراسة العلاقة بين الادخار والاستثمار. أن الدراسات التطبيقية التي تناولت معضلة FH ، يمکن تصنيفها في مجموعتين:

-المجموعة الاولي من الدراسات  وتقوم على تحليل إنحدار السلاسل غير الزمنية. بعد الدراسة الأولى، والتي قدمت من قبلFH (1980)، فإن کثير من الدراسات المبکرة عمل على تحديد العلاقة بين الادخار والاستثمار باستخدام تحليل انحدار المقاطع العرضية. هذه الدراسات تضم: 

     دراسة(Raychaudhuri ( 1992وسعت إلى اختبار نظرية فلدشتين هورويکا واستخدمت فترات زمنية أوسع لعينة من الدول (45) دولة وتتفق النتائج التي توصلت إليها مع نتائج FH حيث أوضحت النتائج أن الدول النامية الارتباط ضعيف لديها بين الادخار والاستثمار حيث تعتمد بدرجة کبيرة على الأموال الخارجية کمصدر للاستثمار وذلک لضعف معدلات الادخار في بلادها حيث تتحول للاکتفاء الذاتي ثم الى تصدير رأس المال والدول الصناعية کلما زادت معدلات النمو والتنمية. وأن هناک حرکة قوية لرأس المال بين دول معينة. جمود رأس المال واضح في الثمانينات في الدول الصناعية. وتؤکد الدراسة على قوة النظرية کأساس للاستدلال رغما عن ذلک تجد الدراسة ان الدلائل تشير الى حرکة رأس المال دوليا فان هناک حواجز امام حرکة رأس المال عبر الدول الدولية.

     دراسة(Coakley et al ( 1999 وتبعت دراسة FH في اعتقاد انه في الدول الاقل تقدما ينبغي ان يکون هناک تکامل بين الادخار والاستثمار وان معامل الادخار ينبغي ان يقترب او يعادل الواحد الصحيح، لقد قامت الدراسة باستخدام اسلوب منهج في التحليل  

     دراسة Bibi, Jalil ( 2016)قامت الدراسة بمراجعة ما يعرف Feldstein-Horioka Puzzle(FHP)في مجموعة کبيرة من الدول خلال الفترة 1980-2015وذلک باستخدام متوسط التأثير المشترک المترابط Common Correlated Effect Mean Group ، والذي يضع أثر التغيرات الهيکلية في فترة الدراسة في الحسبان ولقد توصلت الدراسة إلي إثبات FHP بمعني وجود نقص في حرکة رأس المال بين مجموعة کبيرة من الدول. ثانيا، وجدت الدراسة أن هذا الجمود أو التعوق في حرکة رأس المال الدولي يمکن أَنْ يُتجنّبَ من خلال تحسين العولمة، والبيئة القضائية، والحوکمة ومن خلال تطوير القطاعِ الماليِ.

- المجموعة الثانية من الدراسات تستخدم تحليلات السلاسل الزمنية في فحص العلاقة بين الادخار والاستثمار وتشمل:

     دراسة Ang (2007) لاختبار وجود علاقة في الاجل الطويل بين الادخار والاستثمار في ماليزيا في الفترة 1965-2003 وباعتماد منهج الانحدار الذاتي للفجوات الموزعة المتباطئة(ARDL) ، وجدت الدراسة أن هناک علاقة تکامل قوية بين الادخار والاستثمار في ماليزيا.

     دراسة Khundrakpam  and  RanjAN (2010) للعلاقة بين الادخار والاستثمار في الهند. باستخدام مدخل ARDL التکامل المشترک للسلاسل الزمنية للفترة 51/1950-91/1990 وخلال الفترة 51/19950الى 07/2006. لقد وجدت الدراسة علاقة توازنيه طويلة الأجل، مما يعني ضعف حرکة رأس المال. وتمشيا مع فرضية FH، فان العلاقة بين المتغيرين صارت أضعف بعد ادخال فترة بعد الاصلاح، والتي تتميز بحرية تدفقات رأس المال. 

     دراسة  Bangake, Eggoh(2011)للتحري عن معامل FH لعدد 37 دولة افريقية خلال الفترة 1970-2006، وباستخدام نموذج (PMG) وطريقة المربعات الصغرى المعدلة(FMOLS) وطريقة المربعات الصغرى الديناميکية( DOLS) للتکامل المشترک لبيانات السلاسل الزمنية المقطعية المجمعة (panel). ووجدت الدراسة، مثل سائر الدراسات السابقة أن حرکة رأس المال في الدول الأفريقيةأکبر نسبيا من مثيلتها بالنسبة للدول الأعضاء في منظمة التنمية والتعاون الاقتصادي (OECD). وقد  اظهرت النتائج وجود اختلافات ملحوظة في معامل الاحتفاظ بالمدخرات savings retention coefficients من مجموعة من الدول لأخرى. 

     دراسة Tehrancian, Behravesh (2011) لتحديد العلاقة بين الادخار والاستثمار في إيران. اعتمادا على السلاسل الزمنية للمتغيرات خلال الفترة 1959-2008، وباستخدام نموذج الفجوات الزمنية الموزعة المتباطئة(ARDL)، توصلت الدراسة الى وجود علاقة طويلة الأجل بين الادخار والاستثمار في ايران. في ضوء ذلک، تقترح الدراسة العمل على زيادة موارد التمويل الاجنبي خاصة في المشروعات، التي تحتاج الى موارد النقد الاجنبي والتکنولوجيا المستوردة، الأمر الذي يؤدي الى زيادة الانتاج.

    دراسة Adebola, Dahalan(2012)لفحص درجة تکامل رأس المال في تونس في الفترة 1970-2009. باستخدام نموذج الفجوات الموزعة المتباطئة(ARDL) ونموذجFMOLS   وDOLS وجدت الدراسة أن حرکة رأس المال منخفضة، وذلک على خلاف ما توصلت اليه دراسة Mamingi (1997) ، والتي وجدت ان هناک جمود في حرکة رأس المال في تونس وتوصي الدراسة ببذل المزيد من الجهد من أجل تعبئة رأس المال الدولي في تونس. 

     دراسة (Josic, Josic (2012  للتحقق من فرضية FH في کرواتيا في الفترة من 1994-2010 باستخدام تحليلات السلاسل الزمنية ( التکامل المشترک، سببية جرانجر، نموذج VAR ، دالة نبضات الاستجابة، تحليل التباين). لقد توصلت الدراسة الى وجود ارتباط قوي بين الادخار والاستثمار وعلاقة سببية من الادخار الى الاستثمار في کرواتيا، الأمر الذي يتناقض مع النظرية الاقتصادية النموذجية standard ، والتي تقرر انه في ظل الحرية التامة لحرکة رأس المال، فان التغيرات في الادخار المحلي لا تؤثر على الاستثمار المحلي، مما يؤکد على معضلة FH في کرواتيا.

     دراسة سلامي وشيخي(2013)  للبحث في العلاقة بين معدل الادخار ومعدل الاستثمار في الجزائر في الفترة 1970-2011. استخدمت الدراسة اختبارات السلاسل الزمنية مثل التکامل المشترک لکل من انجل-جرانجر وجوهامسن واختبار سببية حرانجر وقد انتهت الدراسة الى عدم وجود علاقة توازنية بين الادخار والاستثمار في الجزائر وارجعت الدراسة ذلک الى الاعتماد بشدة على قطاع المحروقات کمصدر رئيسي للدخل الوطني والنقد الاجنبي.

    دراسة Ogbokor, Musilika (2014)  للبحث في العلاقة السببية بين الادخار والاستثمار في ناميبيا في الفترة 1955-2011 وباستخدام بعض الاختبارات الاحصائية مثل اختبار التکامل المشترک والسببية. اوضحت نتائج الدراسة ان الادخار والاستثمار غير متکاملين، مما يعني عدم وجود علاقة بين المتغيرين في الأجل الطويل، وهو مما يمکن تفسيره وجود حرکة قوية لرأس المال الدولي. اضافة لذلک فقد وجدت الدراسة علاقة سببية في اتجاه واحد من الادخار الى الاستثمار. لقد اوصت الدراسة بضرورة استهداف تخفيض العجز في الحساب الجاري من خلال تخفيض الانفاق الحکومي، عوضا عن زيادة الايرادات الضريبية لما قد يکون لذلک من اثار سلبية على الادخار الخاص وعجز الحساب الجاري، اضافة الى العمل على تقليص فجوة الموارد المحلية.     

     دراسة Akadiri et al (2016) لتقييم علاقة الادخار – الاستثمار في ترکيا باستخدام السلاسل الزمنية (التکامل المشترک وسببية جرانجر)خلال الفترة 1960-2014. وتوصلت الى وجود علاقة في الأجل القصير والطويل مع وجود صدمات هيکلية عام 1993. ان انحدار التکامل يوحي بوجود قابلية کبيرة لحرکة رأس المال في ترکيا. هکذا ، وبالتالي فان فرضية FH تمثل لغز في ترکيا.

     دراسة الشناوي (2018) لاختبار وجود علاقة في الأجل الطويل بين الادخار والاستثمار في مصر في الفترة 1980-2014 باستخدام نموذج الانحدار الذاتي للفجوات المبطأة ARDL وتوصلت الدراسة الى وجود علاقة تکامل مشترک في الأجل الطويل بين المتغيرين، حيث يؤدي التغير في معدل الادخار بنسبة 1% الى تغير معدل الاستثمار بمعدل 1.098. ووجدت الدراسة ان هناک فجوة في الموارد المحلية مقدارها 7.34 %. وتعاني هذه الدراسة من التناقض بين المؤشرات الاقتصادية التي تخص الاقتصاد المصري من تدني نسب الادخار، وزيادة فجوة الموارد المحلية، واستمرار وزيادة العجز في الحساب الجاري، وزيادة الاقتراض وزيادة الدين الخارجي بالتبعية وبين نتائج القياس -وجود علاقة طويلة الأجل بين الادخار- الاستثمار. اضافة الى التناقض بين ما انتهت اليه هذه الدراسة وبين الدراسات السابقة وبين نتائج الدراسات السابقة حول الدول النامية.

     مما سبق يتبين وجود ندرة في الدراسات السابقة فيما يتعلق بمراجعة،أو التحقق من معضلة فيلدشتين-هوريوکا FHP)) في مصر. وقد اظهرت مراجعة الدراسات السابقة أن المجموعة الأولى من الدراسات،والتي عملت على قياس درجة حرکة رأس المال في دول (OECD)، کانت تعتمد على حزم البيانات المقطعية، والتي لا تخلو من العديد من مشاکل القياس مثل، مشاکل المتغيرات المحذوفة، کما أن المجموعة الثانية من الدراسات والتي کانت تعتمد على تحليلات السلاسل الزمنية کانت تعمل في معظمها في اطار السلاسل المقطعية الزمنية( البانل) والتي تتعامل مع دول العينة سواء المتقدمة أو النامية نظير حالة واحدة تقبل بما تتوصل اليه الدراسة من نتائج. مما يفترض التجانس بين دول العينة، الافتراض الذي يتجاهل الخصائص الذاتيةلکل دولة على حدة.  وتختلف هذه الدراسة عن الدراسات السابقة فيما يتعلق بالهدف والمنهجية. أولا ، وفيما يتعلق بالهدف، فان الدراسة تستعرض مؤشرات قياس حرکة رأس المال وعلاقتها بمعيار   FH فى الأدب الاقتصادي، کما تستخدم نموذج القياس في اطار فرضية FH . اضافة الى ذلک، فقدت ابدت الدراسة اهتماما بقياس الارتباط بين الادخار- الاستثمار في الأجل الطويل، وباستخدام طريقتي تکامل انجل جرانجر، وتکامل جوهانسن. وأخيرا فقد عمدت الدراسة الى استخدام أساليب قياسية مختلفة مثل التکامل المشترک واختبارات السببية بهدف تأکيد النتائج.

ثالثا، استعراض موجز للتجربة المصرية للفترة 1991-2018

     قامت مصر في إطار برنامج الاصلاح الاقتصادي 1990-1991 بتبني العديد من السياسات التي استهدفت اصلاح القطاع المصرفي- تعتبر المصارف في مصر، في کل الدول النامية بصفة عامة، هي المؤسسات المالية الأکثر هيمنة، حيث تتحکم بمعظم التدفقات المالية، وتمتلک معظم الأصول المالية –تضمنت هذه الاصلاحات ازالة اجراءات الکبح المالي التي سادت منذ الستينيات ، حيث تم تحرير أسعار الفائدة على الودائع والقروض في يناير 1991 ، ثم أزيلت السقوف عن الاقراض المصرفي للقطاع الخاص في أکتوبر 1992، کما نشطت سوق رأس المال المصرية في أعقاب ذلک، مما أدي الى دفعة قوية في الأنشطة السوقية وقداتبعت هذه الاصلاحات بانشاء مشروع تنمية أسواق رأس المال المصري( CMD) في أواخر التسعينات، والذي يهدف الى زيادة القدرات المؤسسية لکل من أسواق رأس المال الخاصة والعامة وتطوير الأطر التنظيميةوالتجارة الثانوية في الأددوات المالية الجديدةMohieldin and Hussein, 2019)) .

بالنسبة للعلاقة بين الادخار والاستثمار خلال فترة الدراسة وبالاستناد الى الشکل (1)، يتبين تناقص معدلات الادخار کنسبة من الناتج المحلي الاجماليعلى طول السلسلة – يفسر ارتفاع معدلات الادخار فيبداية الفترة بسبب القروض التي تلقتها مصر من صندوق النقد الدولي-مما يفسر بان برامج الاصلاح الاقتصادي کان لها أثر سلبي على معدلات الادخار المحلي. 

    بالنظر إلى الشکل(1) يتبين ذلک الارتباط الملاحظ بين بداية فترة تطبيق برنامج الاصلاح الاقتصادي، وبين انخفاض معدلات الاستثمار، وهو ما يمکن تفسيره بارتفاع أسعار الفائدة على الودائع بالعملة المحلية في بداية التسعينيات. ما جعل المستثمرون يفضلون استثمار اموالهم أما في ودائع بالعملة المحلية قصيرة الأجل ( 3شهور)،أو في شراء اذون الخزانة ذات العائد المرتفع، اضافة الى تراجع الطلب على الائتمان نظرا لارتفاع تکلفة الأموال. ويظهر الشکل(1) قصور الادخار المزمن في تمويل الاستثمار المحلي( استمرار فجوة الموارد المحلية) وذلک في معظم فترات الدراسة.

      شکل (1) تطور معدل الادخار- الاستثمار خلال الفترة 1991-2018

رابعا، النموذجالمقترح والمنهجية:

(4-1) فرضيات البحث:

     إستناداً إلى الدراسات السابقة، ووفقا للمنهج الاستنباطي الفرضي( المنهج المعاصر)، فإنه يمکن صياغة الفرض الرئيسي للبحث على النحو التالي:

الفرض الرئيسي(العدمي): إن الاستثمار المحلى يتکامل مع الادخار المحلي في حالة عدم اکتمال حرکة رأس المال.

الفرض البديل: إن الاستثمار المحلي لا يتکامل مع الادخار المحلي في حالة اکتمال حرکة رأس المال.في فترة الدراسة في مصر.

(4-2) النموذج المقترح:

     في إختبار العلاقة بين الادخار- الاستثمار في مصر، وفي صياغة النموذج المقترح، فإن هذه الدراسة سوف تستند إلى دراسة( Feldstein, 1980;Feldstein and Horioka, 1980, Miller, 1988; Bangake and Eggoh,2011; Obstfeld, 1986; Ang, 2007; De Vita and Abbot, 2002; Yamori, 1995; Tehranchian and Behravesh, 2011) )ويتمثل النموذج الذي اعتمدت عليه تلک الدراسات في معادلة الانحدار البسيط التالي :

= β₀ + β₁ (S/Y)+ ε(8)( (I/Y

ومن أجلتحسين النتائج الإحصائية للاختبارات المستخدمة،واستنادا إلى(Akkoyunlu, 2020)، فسوف نقوم باضافة الاستثمار الاجنبي المباشر FDI،کأحد المتغيرات المفسرة إلى النموذج على النحو التالي:

(I/Y) = β₀ + β₁(S/Y)+ β₂FDI+ ε(9)

حيث المتغير التابع ((I/Y يساوي نسبة الاستثمار/ الناتج المحلي الاجمالي، والمتغير المستقل(S/Y) يمثل نسبة الادخار/ الناتج المحلي الاجمالي، FDI  يمثل الاستثمار الاجنبي المباشر، ومعدل الاحتفاظ بالادخارsavings retention ratioβ₁، ومعامل الاستثمار الاجنبي المباشر β₂، وثابت المعادلة β₀، والخطأ العشوائيε.

      ونظرا لما يوفره الشکل اللوغاريتمي المزدوج في تمثيل العلاقات من مزايا،حيث يقلل من عدم ثبات التباين، کما أنه يؤدي إلى نتائج ذات جودة توفيق عالية، کما تعبر قيم معلماته المقدرة عن مرونات المتغير التابع للتغير في المتغيرات المستقلة بالنموذج، فإنه يمکن التعبير عن النموذج المقترح في صورة المعادلة التالية:

Linvestt =  a0 + a1 Lsavingt +a2 LFDIt + e t   (10)

حيثL  تعبر عن اللوغاريتم الطبيعي، a₀ثابت المعادلة، a₁أثر الادخار (معامل الاحتفاظ)، وa₂ أثر الاستثمار الاجنبي المباشر، وeالخطأ العشوائي.

(4-3) البيانات ومؤشرات القياس

     هذه الدراسة تستخدم بيانات السلاسل الزمنية السنوية،التي تغطي الفترة من 1991-2018 وهي الفترة التي بدأت مصر فيها في تطبيق برامج الاصلاح الاقتصادي. تم الحصول على البيانات من قاعدة بيانات البنک الدولي( WDI,2018).

متغيرات النموذج المقترح:

المتغير التابع : الاستثمار المحلي کنسبة من الناتج المحلي المحلي الإجماليI/Y، ويستخدم إجمالي التکوين الرأسمالي الثابت کمؤشر للاستثمارinvestment.وفقا ل Adebola and Dahalan(2012) ، فانه يفضل استخدام التکوين الرأسمالي الثابت الاجمالي، کمؤشر على الاستثمار، وذلک بالمقارنة بصافي التکوين الرأسمالي الثابتK والذي يعتبر أکثر عرضة لتأثير الدورات التجارية highly procyclical. وهو يشتمل على استصلاح الاراضي، وشراء المعدات، وبناء الطرق، والمصانع، والسکک الحديدية، والآلات الانشاءات السکنية، والمستشفيات، والمدارس...الخ.

المتغيرات المستقلة:وتضم 1) نسبة إجمالي الإدخار إلى الناتج المحلي الاجماليS/Y کمؤشر للإدخارSaving،کذلک تستخدم نسبة صافي تدفقات الاستثمار الأجنبي المباشر الوافدة إلى الناتج المحلي الإجماليFDI کمؤشر للاستثمار الأجنبي المباشر.

(4-4) الأساليب الاحصائية المستخدمة: 

لتحقيق أهداف الدراسةسوف نقوم باستخدام الأساليب الإحصائية التالية:

(1 تحليل السلاسل الزمنية

     قبل الشروع في اختبار وجود علاقة توازنية في الأجل الطويل بين متغيرات النموذج ، فإنه يتعين تحليل السلاسل الزمنية لمتغيرات الدراسة للتأکد من استقرارها وتحديد درجة تکاملها وتجنبا للانحدار الزائف، وذلک من خلال اختبارات جذر الوحدة، ويعد اختبار ديکي فولار الموسع  Augmented Dickey Fuller (ADF) من أشهر اختبارات جذر الوحدة وأکثرها إستخداماً. يضاف إلى الاختبار السابق، الاختبار المطور من قبل  Phillips and Perron (PP)، الذي يختلف عن اختبار ديکي فولر في کونه لا يحتوي على قيم متباطئة للفروق، کما أنه يستخدم التصحيح غير المعلمي لمواجهة الارتباط في الفروق الأولى في السلسلة ويسمح بوجود اتجاه خطي للزمن ومتوسط لا يساوي الصفر ويعتبر إختبار PP  أدق وأفضل من اختبار، ADF خصوصا مع صغر حجم العينة وبحيث يفضل الإعتماد على إختبارPP  عند حدوث تعارض في النتائج بين کلا الاختبارين.

2) اختبارات التکامل المشترکCo-integration tests

     يشير انجل وجرانجر إلى إمکانية توليد مزيج خطي يتسم بالسکون من السلاسل الزمنية غير الساکنة ويستلزم إجراء اختبار التکامل المشترک أن تکون السلاسل الزمنية للمتغيرات ذات رتبة تکامل واحدة. وعلى الرغم من وجود اختبارات متعددة للتکامل المشترک مثل اختبار  Engle-Granger Test  واختبار CRDW Test غير أن إختبار Johansen- Juselius يتفوق على الاختبارين الآخرين في کونه أکثر صلاحية في حالة العينات صغيرة الحجم وفي حالة وجود أکثر من متغير مستقل ( حالة الإنحدار المتعدد).

     لتحديد عدد متجهات التکامل المشترک يقترح يوهانسن- جوسيلوس القيام باختبارين وهما إختباري الأثرtrace test  ويختبر الفرضية العدمية بأن عدد متجهات التکامل المشترک الفريدة تقل أو تساوي r ، وإختبار القيمة العظمي Maximum Eigenvalue testويختبر الفرضية العدمية بأن عدد متجهات التکامل المشترک يساوي r مقابل الفرضية البديلة بأن عدد متجهات التکامل المشترک يساويr+1  .

3) تقديرنموذج تصحيح الخطأ الموجهVector Error Correction Model

     بعد التحقق من وجود علاقة طويلة الأجل بين متغيرات الدراسة، فانه لابد من تقدير معادلة التکامل المشترک وذلک من خلال نموذج تصحيح الخطأ الموجه VECM. يضع نموذج تصحيح الخطأ في الاعتبار العلاقة بين المتغيرات في الأجل الطويل والقصير. ويتم تقدير العلاقة في الأجل القصير من خلال إدخال البواقي المقدرة في إنحدار التکامل المشترک، التي يرمز لها بالرمز ECT_t-1))، أو بحد تصحيح الخطأ  Error Correction term  کمتغير مستقل مبطأ لفترة واحدة في نموذج علاقة الأجل القصير إلى جانب فروق المتغيرات المفسرة غير الساکنة. ويشترط تقدير نموذج تصحيح الخطأ أن يکون هناک تکامل مشترک بين السلاسل الزمنية للمتغيرات وفقا لاختبار يوهانسن-جوسيلوس.

خامسا ،نتائج التحليل القياسي :

1) اختبار الاستقرارية Stationarity test:

     يشير جدول (1)،والذي يتضمن اختبار (ADF)، إلى استقرار السلاسل الزمنية قيد البحث في الفروق الثانية،بينما يشير الجدول (2) والذي يستند إلى إختبار فيليبس– بيرون إلى إستقرار السلاسل الزمنية لمتغيرات الدراسة في الفروق الأولى.وبذلک يکون

جدول (1)Augmented Dickey-Fuller Test

المصدر: من اعداد الباحث باستخدام برنامج 9  Eviews

جدول(2)Phillips-Perron Unit Root Test 

المصدر: من اعداد الباحث باستخدام برنامج 9  Eviews                 *مستوى معنوية 10%

  هناک تناقض بين ما تفضي إليه نتائج کلا الاختبارين. في هذه الحالةيفضل الإعتماد على نتائج إختبار PP،حيث يرى العديد من الإحصائيين   أن نتائج إختبار PPأفضل وأدق من نتائج إختبار ADF، خاصة عند صغر حجم العينة.

2)تحديد فترات الإبطاء المثلى Lag Length Criteria

     نظراً لحساسية اختبار التکامل المشترک بطريقة يوهانسن-جوسيلوس لفترات الإبطاء، فلابد من تحديد فترات الإبطاء المثلى قبل إجراء التکامل المشترک ويعتمد تحديد فترات الإبطاء المثلى على نموذج الإنحدار الذاتي غير المقيد( UVAR)، ويوضح جدول(3) أن فترات الإبطاء المثلى هي فترة واحدة وحسب ما تشير اليه معاييرSc،LR،PPF،  AIC ، HQ.

جدول(3 ) فترات الإبطاء المثلى

*indicates lag order selected by the criterion

LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

FPE: Final prediction error

AIC: Akaike information criterion

SC: Schwarz information criterion

HQ: Hannan-Quinn information criterion

3) اختبار التکامل المشترک Co-integration:

     لتحديد عدد متجهات التکامل المشترک(r)،و بالاعتماد على إختباري الأثر والإمکانية العظمى،وعلى إفتراض أن المتغيرات في المستوي تأخذ إتجاه عام خطي وأن معادلة التکامل المشترک ومعادلة VAR لديها قاطع فقط  مع عدم وجود إتجاه عام  (الإفتراض الثالث)،بناءاً على ذلک، فقد أجري إختبار يوهانسن-جوسيلوس للتکامل المشترک بحدود فترة إبطاء واحدة، ويوضح الجدول (4) نتائج إختبار يوهانسن -جوسيلوس للتکامل المشترک.  

بالنظر إلى الجدول (4) ، يتبين وجود متجهين للتکامل المشترک بين متغيرات الدراسة وبمستوى  معنوية 5% ،مما يؤکد على وجود علاقة طويلة الأجل بين متغيرات النموذج.من أجل تحديد طبيعة هذه العلاقة،سوف نقوم بتقدير نموذج تصحيح الخطأ الموجه VECM.

جدول (4) التکامل المشترک بطريقة جوهانسن-جوسيلوس

Denotes rejection of the hypothesis at the0.05 level *

**Mackinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

4) نموذج تصحيح الخطأ الموجهVECM

    يوضح الجدول(5) نتائج نموذج تصحيح الخطأ على النحو التالي:

   جدول (5) نتائج تقدير نموذج تصحيح الخطأ للاستثمار المحلي للفترة (1991-2018)

المصدر: اعداد الباحث بالاعتماد على برنامجEviews 9

-أن معلمة حد تصحيح الخطأECT _t-1( معامل سرعة التصحيح) سالبة ومعنوية عند مستوى معنوية5% ، مما يؤکد على وجود علاقة توازنية طويلة الأجل بين متغيرات النموذج يمکن تمثيلها من خلال معادلة متجه التکامل المشترک بين المتغيرات والتي تأخذ الشکل التالي:

Linvest= 0.87 -0.49 Lsaving – 0.02LFDI     (11)

 S.E         0.109)      (0.05)

t-statistics    -4.547       -0.499                                               

-أن قيمة معامل تصحيح الخطأ 0.317 ما يعني أن الاستثمار يتعدل نحو قيمته التوازنية في کل فترة زمنية بنسبة تعادل 31.7% من اختلال التوازن المتبقي في الفترة t-1، وبالتالي فان الاستثمار يستغرق ما يساوي3. 15سنة (1/0.317)للعودة إلى قيمته التوازنية بعد أي تغير في النظام(النموذج) ، والذي ينتج عن التغير في أي من محددات الاستثمار.

- يوضح الجدول( 5) معنوية معاملات الأجل القصير بالنسبة للادخار(  0.089 )عند مستوى معنوية 10% مما يدل على وجود علاقة سببية قصيرة الأجل من الإدخار إلى الاستثمار وعدم معنوية کلا من الاستثمار الأجنبي المباشر(0.94) وثابت المعادلة)0.535( وهو ما يدل على غياب سببية الأجل القصير،ما يمکن تفسيره بتني حجم الاستثمار الأجنبي المباشر في مصر، وبعدم أهمية العوامل الأخرى. 

-أظهرت نتائج الإختبارات التشخيصية تحقق شرط التوزيع الطبيعي للبواقي من خلال اختبار Jarque- Bera باحتمال يساوي 0.877  وهو أکبر من 5% ، فيما أظهر إختبار    Heteroskedasticity test  خلو النموذج من مشکلة عدم ثبات التباين باحتمال  0.111   وهو أکبر من 5%. ، کما کشفت اختبارات الاستقرار عن استقرار معلمات النموذج، کذلک أظهرت نتائج إختبار LM بقيمة إحتماليةتساوي0.218 و هي أکبر من 5% ، وعليه فأننا نقبل فرضية العدم، کما تشير النتائج إلى معنوية النموذج ککل وذلک من خلال إحصائية فيشر 0.090 .

     رغما عن ذلک ، فقد جاءت الاشارة بشکل يتناقض مع التوقعات  فقد جاءت اشارة المعلمات الخاصة بالاستثمار سالبة ومعنوية في الأجل القصير والطويل، وهو ما قد يرجع إلى ضعف القدرة التفسيرية للنموذج، (خاصة ضآلة أثر الإستثمار المباشر في تفسير الاستثمار المحلي)، حيث يبلغ معامل التحديد المصحح0.185 ، مما يعني أن التغيرات في المتغيرات المستقلة من المحتمل أن تفسر 0.185 فقط من التغيرات في الاستثمار.

النتائج والتوصيات

1. نتائج البحث :أظهرت النتائج، التي تم التوصل اليها باستخدام أدوات التحليل القياسي صحة الفرضية الأساسية للدراسة التي تنص على  وجود علاقة توازنية فريدة بين الادخار والاستثمارفي الأجل الطويل، وهو ما يتفق مع النتائج التي توصلت اليها الدراسات السابقة عن الدول النامية(Payne and Kumazawa, 2006; Adeniyi and Egwaikhide, 2013; Mamingi, 1997; Bangake and Eggoh, 2011; Crille, 2010; Bagnai and Manzocchi, 1996; Wong, 1990; Kasuga, 2004; Adedeji and Thomnton, 2006 )  والتي وجدت أن معامل الادخار منخفض، أو لا يختلف عن الصفر في الدول النامية، وأنه يقل عن مثيله في الدول الصناعية. 

     استنادا إلى FH(1980) وMiller(1988)، فإن وجود علاقة التکامل يدل على ضآلة حرکة رأس المال في مصر،کذلک عدم معنوية الاستثمار الأجنبي المباشر، مما يدل على عدم کفاية الإصلاحات، التي قامت بها الحکومة المصرية في سبيل تحرير الأسواق، وتطوير القطاع المالي منذ بداية التسعينيات وحتى الآن، وفي إطار قصور الموارد المحلية عن تمويل الاستثمار المحلي.

أن وجودإرتباط بين الادخار والاستثمار في مصر ، مع ضعف، أو عدم کمال حرکة رأس المال في مصر هو دليل على تحقق فرضية فلدشتين – هوريکا في مصر.

2. التوصيات :

v     أن هدف سياسات القطاع المالي يجب أن يوجه تحو تبنى السياسات التي تعمل على تطوير القطاع المالي وتطوير أسواق رأس المال المحلي.

v     على الرغم من أن التحرير المالي يقلل الحواجز القانونية، أو المؤسسية امام تدفقات رأس المال الدولية، فانه يجب على صانعي السياسة إعطاء قدر أکبر من الاهتمام للسياسات التي تحفز  معدلات الادخار المحلي، حيث قد يؤدي القلق الناتج عن عدم التأکد بخصوص أسعار الصرف إلى تراجع الاستثمار الخارجي.

v     إکمال مسيرة الاصلاحات بهدف تحقيق التکامل المالي،خاصة في ظل قصور الموارد المحلية ، مما يدعم فرص النمو الاقتصادي في مصر.

v   عمل المزيد من الدراسات حول درجة تکامل رأس المال في الدول النامية وفي کيفية التغلب على العوائق التي تحول دون إکتمال حرکة رأس في هذه الدول.