لخّصلي

2- دراس ة أثر سعر الصرف الرسمي على التضخ م توحيد وحدة البيانات حتى يختفي أثرها على البيانات دراسة استقرارية السلاسل اعتمادا على اختباري ديكي فولر و KPSS تقدير نموذج الـVAR اختبار معنيوية المعلمات
اختبار استقرارية البواقي وطبيعة توزيعها اختبار السببية
المصدر: من إعداد الباحث ين Gujarati, • (1) وبعد توحيد وحدة المتغيرين سعر الصرف والتضخم، يمثل الشكل الموالي سلوكهما حيث نعبر عن سعر الصرف بEXCN باللون الأزرق ومعدل التضخم الشكل) 04(: التمثيل البياني لسلسلتي سعر الصرف و معدل التضخم في الجزائر بعد حذف أثر الوحدة
2-3-1- اختبار فيليب بيرون
بدونهما:
غير مستقر ة 0. 0995 0. 980 مع القاط ع غير مستقر ة 0. 37 -2. غير مستقر ة 0. 256 دون القاطع والاتجا ه وبالتالي السلسلتين غير مستقرتين، وبعد إجراء نفس الاختبار على الفرق الأول للسلسلتين تحصلنا على النتائج التالية:
مستقر ة 0. 508 مع القاط ع 0014 -4. 851 مع القاطع والاتجا ه مستقر ة 0. 692 مستقر ة 0. 0003 -3. 804 دون القاطع والاتجا ه 05 )5%(، يقوم اختبار ديكي فولر على فرضيتين: فرضية العدم 0H : وجود جذر الوحدة، نتائج اختبار على INFN نتائج اختبار على EXCN النماذ ج النتيجة Prob Tcl النتيجة Prob Tcl غير مستقر ة 0. المصدر: مخرجات برنامج Eviews10 من الجدول نلاحظ أن كل الاحتمالات أكبر من 0. 05 وبالتالي نقبل الفرضية الصفرية أن هناك جذر وحدة يؤثر على استقرار السلسلتين ما يستدعي اجراء الفرق الأول للسلسلتين
الجدول) 04(: نتائج اختبار ديكي فولر على السلسلتين بعد الفرق الأول
نتائج اختبار على DINFN نتائج اختبار على DEXCN النماذ ج 00 -6. 61 مستقر ة 0. 51 مع القاط ع مستقر ة . 60 مستقر ة 0. 0014 -4. 84 مع القاطع والاتجا ه مستقر ة 0. 00 -6. 69 مستقر ة 0. 0004 -3. المصدر: مخرجات برنامج Eviews10 حيث كل الاحتمالات أصغر من 0. 05 وبالتالي رفض الفرضية الصفرية وقبول الفرضية 1H أي غياب جذر الوحدة
2-4- اختبار التكامل المشترك
وقد اعتمدنا على اختبار انجل وقرانجر والذي يقوم على مبدأ اختبار استقرارية البواقي بعد تقدير النموذج التالي:
• (2) الشكل05: منحنى correlogram للبواقي
المصدر:مخرجات برنامج Eviews10 من المنحنى البياني يتباذر لنا، حيث أن أغلبية الرؤوس خارج مجال الثقة، وقد تحصلنا على النتائج التالية:
نتائج اختبار بعد الفرق الأو ل نتائج اختبار على سلسلة البواق ي النماذ ج مستقر ة 0. 00 -6. 59 غير مستقرة 0. 874 -0. 53 مع القاط ع مستقر ة 0. 00 -6. 53 غير مستقرة 0. 57 مع القاطع والاتجا ه 00 -6. 34 غير مستقرة 0. 456 -0. 59 دون القاطع والاتجا ه المصدر: مخرجات برنامج Eviews10 كما اظهرت نتائج اختبار ديكي ف ولر أن سلسلة البواقي غير مستقرة، وتستقر بعد الفرق الأول وهذا ما يجعلنا نرفض فرضية وجود تكامل مشترك بين السلسلتين، وبالتالي يمكننا استخدام نماذج ا لVAR
2-5- نمذجة العلاقة بين السلسلتين اعتمادا على نماذج ا لVAR 2-5-1 تحديد عدد الإبطاءات
لتحديد عدد الابطاءات الم ثلى لنموذج ا لVAR نعتمد على مقياسي AIC وSC وكانت النتائج كما يلي:
الجدول)06(: نتائج اختبار AIC وSC لاختيار قيمة الإبطاء
الإبطاءا ت معيار AIC معيار SC 0 5. 548391 5. 628687 1 0. 330192 0. 571080 2 0. 424558 0. 826039 3 0. 468318 1. 030390 4 0. 471042 1. 193707 5 0.

2- دراس ة أثر سعر الصرف الرسمي على التضخ م
2-1- منهجية الدراسة

يبين ا لمخط ط التا لي المنهجية المتبعة ف الدراسة اعتمادا على شعاع الانحذار الذاتي (Var) وذلك اعتمادا على برنامج Eviews10 لإجراء مختلف هذه المراحل على بيانات سنوية ممتدة من 1970 إلى 2020 لكل من متغيري سعر الصرف الرسم المعبر عليه بـEXC و معدل التضخم المعبر عليه بـINF

 	 الشكل) 03(: مخطط منهجية الدراسة التطبيقية  

توحيد وحدة البيانات حتى يختفي أثرها على البيانات
دراسة استقرارية السلاسل اعتمادا على اختباري ديكي فولر و KPSS
دراسة امكانية وجود تكامل مشترك بين السلسلتين

تحديد عدد التأخيرات اعتمادا على معياري AIC وSC
تقدير نموذج الـVAR
اختبار معنيوية المعلمات

اختبار استقرارية البواقي وطبيعة توزيعها اختبار السببية

دراسة تأثير الصدمات

المصدر: من إعداد الباحث ين
2-2- توحيد وحدة البيانات

نظرا لاختلاف وحدة بيانات الدراسة حيث متغيرة التضخم هي نسبة أما سعر الصرف فيعبر عنه بالدينار الجزائري قمنا بنز ع أثر
: (N.Gujarati, 2004, p. 219) اعتمادا على المعادلة التالي ة (standardization) الوحدة
• (1)
حيث x هي المتغيرة المراد حذف تأثير وحدتها، m هو معدل المتغيرة، وect هي انحراف المتغيرة ، وبعد توحيد وحدة المتغيرين سعر الصرف والتضخم، يمثل الشكل الموالي سلوكهما حيث نعبر عن سعر الصرف بEXCN باللون الأزرق ومعدل التضخم
INFN باللو ن الأحمر

الشكل) 04(: التمثيل البياني لسلسلتي سعر الصرف و معدل التضخم في الجزائر بعد حذف أثر الوحدة

المصدر: من إعداد الباحثين اعتمادا على برنامج Eviews10
كمعاينة أولية للمنحنيين بعد حذف تأثير الوحدة نلاحظ فترتين حيث خلال الفترة الممتدة من 1970 إلى 1997 يك ون منحنى التضخم أعلى من منحنى سعر الصرف بينما ف الفترة الموالية من 1997 إلى 2020 يصبح منحنى سعر الصرف أعلى من منحنى التضخم

2-3- دراسة استقرارية السلاس ل
2-3-1- اختبار فيليب بيرون

يمثل الجدول الموالي نتائج اختبار فيليب بيرون لاختبار استقرارية كل من المتغيرين بع د توحيد الوحدة، وتم الاختبار ف كل الحالات وجود قاطع، وجود قاطع واتجاه، بدونهما:

الجدول) 01(: نتائج اختبار فيليب بيرون على السلسلتين عند المستوى

نتائج اختبار على INFN نتائج اختبار على EXCN النماذ ج
النتيجة Prob Tcl النتيجة Prob Tcl
غير مستقر ة 0.19 -2.22 غير مستقر ة .0995 0.980 مع القاط ع
غير مستقر ة 0.37 -2.40 غير مستقر ة 0.697 -1.785 مع القاطع والاتجا ه
غير مستقر ة 0.20 -2.24 غير مستقر ة 0.756 0.256 دون القاطع والاتجا ه
المصدر: مخرجات برنامج Eviews10
تبين نتائج الاختبار من الجدول السابق أن كل الاحتمالات أكبر من 0.05 )5%( وهذا ما يؤدي إلى قبول فرضية العدم أي وجود جذر الوحدة، وبالتالي السلسلتين غير مستقرتين، وبعد إجراء نفس الاختبار على الفرق الأول للسلسلتين تحصلنا على النتائج التالية:

الجدول) 02(: نتائج اختبار فيليب بيرون على السلسلتين بعد الفرق الأول

نتائج اختبار على DINFN نتائج اختبار على DEXCN النماذ ج
النتيجة Prob Tcl النتيجة Prob Tcl
مستقر ة 0.00 -6.621 مستقر ة 0.0007 -4.508 مع القاط ع
مستقر ة 0.00 -6.606 مستقر ة 0.0014 -4.851 مع القاطع والاتجا ه
مستقر ة 0.00 -6.692 مستقر ة 0.0003 -3.804 دون القاطع والاتجا ه
المصدر: مخرجات برنامج Eviews10
تبين النتائج حسب الجدول) 2 ( ، أن كل الاحتمالات أصغر من 0.05 )5%(، وبتالي يمكن رفض الفرضية الصفرية ومنه غياب جذر الوحدة ونستنتج أن السلسلتين مستقرتين بعد الفرق الأول ولتأكيد النتائج نمر لاختبار ديكي فولر ،ولتأكيد النتائج نمر لاختبار ديكي فول ر
2-3-2- اختبار ديكي فول ر
يقوم اختبار ديكي فولر على فرضيتين: فرضية العدم 0H : وجود جذر الوحدة، و1H : غياب جذر الوحدة، وبعد إجراء الاختبار على السلسلتين بالأخذ بعين الاعتبار كل الحالات كانت النتائج كما يلي:

الجدول) 03(: نتائج اختبار ديكي فولر على السلستين عند المستوى

نتائج اختبار على INFN نتائج اختبار على EXCN النماذ ج
النتيجة Prob Tcl النتيجة Prob Tcl
غير مستقر ة 0.23 -2.12 غير مستقر ة 0.993 0.840 مع القاط ع
غير مستقر ة 0.41 -2.32 غير مستقر ة 0.053 -3.686 مع القاطع والاتجا ه
غير مستقر ة 0.31 -2.51 غير مستقر ة 0.800 0.422 دون القاطع والاتجا ه
المصدر: مخرجات برنامج Eviews10
من الجدول نلاحظ أن كل الاحتمالات أكبر من 0.05 وبالتالي نقبل الفرضية الصفرية أن هناك جذر وحدة يؤثر على استقرار السلسلتين ما يستدعي اجراء الفرق الأول للسلسلتين

الجدول) 04(: نتائج اختبار ديكي فولر على السلسلتين بعد الفرق الأول

نتائج اختبار على DINFN نتائج اختبار على DEXCN النماذ ج
النتيجة Prob Tcl النتيجة Prob Tcl
مستقر ة 0.00 -6.61 مستقر ة 0.0007 -4.51 مع القاط ع
مستقر ة .000 -6.60 مستقر ة 0.0014 -4.84 مع القاطع والاتجا ه
مستقر ة 0.00 -6.69 مستقر ة 0.0004 -3.75 دون القاطع والاتجا ه
المصدر: مخرجات برنامج Eviews10
كما أثبت اختبار فيليب بيرون سابقا يؤكد اختبار ديكي فولر أن السلسلتين مستقرتين بعد الفرق الأول، حيث كل الاحتمالات أصغر من 0.05 وبالتالي رفض الفرضية الصفرية وقبول الفرضية 1H أي غياب جذر الوحدة

2-4- اختبار التكامل المشترك

وقد اعتمدنا على اختبار انجل وقرانجر والذي يقوم على مبدأ اختبار استقرارية البواقي بعد تقدير النموذج التالي:

• (2)
تحصلنا على النموذج التالي:

• (3)
2-4-1- اختبار استقرارية البواقي

اعتمدنا ف تختبار استقرارية البواقي على كل من التمثيل البياني للـCorrelogram واختبار ديكي فولر وقد كانت النتائج كما يلي:

الشكل05: منحنى correlogram للبواقي

المصدر:مخرجات برنامج Eviews10
من المنحنى البياني يتباذر لنا، أن السلسل ة غ ير مستقرة، حيث أن أغلبية الرؤوس خارج مجال الثقة، ولتأكيد ذلك نلجأ لاختبار ديكي فولر، وقد تحصلنا على النتائج التالية:

الجدول) 05( : نتائج اختبار ديكي فولر على سلسلة البواقي
نتائج اختبار بعد الفرق الأو ل نتائج اختبار على سلسلة البواق ي النماذ ج
النتيجة Prob Tcl النتيجة Prob Tcl
مستقر ة 0.00 -6.59 غير مستقرة 0.874 -0.53 مع القاط ع
مستقر ة 0.00 -6.53 غير مستقرة 0.291 -2.57 مع القاطع والاتجا ه
مستقر ة 0.00 -6.34 غير مستقرة 0.456 -0.59 دون القاطع والاتجا ه
المصدر: مخرجات برنامج Eviews10
كما اظهرت نتائج اختبار ديكي ف ولر أن سلسلة البواقي غير مستقرة، وتستقر بعد الفرق الأول وهذا ما يجعلنا نرفض فرضية وجود تكامل مشترك بين السلسلتين، وبالتالي يمكننا استخدام نماذج ا لVAR

2-5- نمذجة العلاقة بين السلسلتين اعتمادا على نماذج ا لVAR 2-5-1 تحديد عدد الإبطاءات

لتحديد عدد الابطاءات الم ثلى لنموذج ا لVAR نعتمد على مقياسي AIC وSC وكانت النتائج كما يلي:

الجدول)06(: نتائج اختبار AIC وSC لاختيار قيمة الإبطاء

الإبطاءا ت معيار AIC معيار SC
0 5.548391 5.628687
1 0.330192 0.571080
2 0.424558 0.826039
3 0.468318 1.030390
4 0.471042 1.193707
5 0.556302 .1439560
6 0.628401 1.672251
المصدر: مخرجات برنامج Eviews10
اعتمادا على أصغر قيمة لمعياري AIC وSC وكما يبين الجدول السابق أصغر قيمة كانت عند عدد التأخيرات يساوي 1 حيث كانت القيمة بالنسبة لمعيار AIC تساوي: 0.330192 أما بالنسبة لـSC فكانت قيمتها: 571080.0 وبالتالي عدد الإبطاءات المثلى هو 1

2-5-2 تقدير معادلات نموذج الVAR
بأخذ عدد التأخيرات 1 و اعتمادا على برنامج ايفيوز تحصلنا على المعادلات التالية:

(4) DEXCN= 0.387 DEXCN (-1) - 0.003 DINF (-)1 + 0.040
(5) DINFN= -0.925DEXCN (-1) + 0.058 DINFN (-)1 +0.055
• تفسير النتائج

• فيما يخص العلاقة الأولى: يظهر أنه اشارة 1(-EXCN( جاءت باشارة موجبة وهذا دليل على وجود علاقة طردية بين سعر الصرف وقيمته السابقة، حيث أن زيادة ف 1(-EXCN( ب10 بالمئة تؤدي إلى زيادة ف EXCN ب 38.7 بالمئة، أما بالنسبة لـ1(-INFN( جاءت سالب ة أي علاقة عكسية بين سعر الصرف و معدل التضخم حيث زيادة ب10 بالمئة ف 1(-INF( تؤدي إلى نقصان ب 0.3 بالمئة ف EXCN


• فيما يخص العلاقة الثانية: تظهر أنه وجود علاقة عكسية بين INFN و1(-EXCN( نظرا للإشارة السالبة لهذه الأخيرة، حيث أن زيادة ف ب10 بالمئة ف سعر الصرف السابق ستؤدي إلى نقصان ف التضخم بما يقارب 92 بالمئة، أما بالنسبة للتضخم وقيمته السابقة فتوجد علاقة طردية، أي زيادة ب10 ف قيمته السابقة تؤدي إلى زيادة ب5.8 بالمئة
  
  2-5-3 اختبار جودة التقدير وصلاحية النموذج
  
  نمر لاختبار جودة التقدير وصلاحية النموذ ج ، ونبدأ باختبار معنوية المعاملات اعتمادا على اختبار Wald والذي يقوم على اختبار المعلمات هل هي معدومة أو غير معدومة وكانت النتائج كما يلي:
  
  الجدول) 07(: نتائج اختبار Wald
  H0
  الاختبار الحصائ ي الاحتما ل
  Chi-square 0.0000
  المصدر: مخرجات برنامج Eviews10
  ومن خلال نتائج اختبار wald حيث كانت احتمالي ة الاختبار تساوي 0.00 وهي أصغر من 0.05 وبالتالي نرفض فرضية تساوي المعلمات للصفر وبالتالي نستنتج معنوية المعلمات، نمر فيما يلي لاختبار استقرارية البواقي واختبار طبيعة توزيعها، وكفحص أولي لشكل الCorrelogram الخاص بالبواقي كما يتبين ف الشكل الموالي:
  
  الشكل)06(: Correlogram الخاص بالبواقي
  
  المصدر: مخرجات برنامجeviews 10
  
  نلاحظ أن أغلبيتها داخل مجال الثقة، ما يعطينا فكرة أولية عن استقرارية البواقي، ولتأكيد النتائج نمر لاختبار LM لاختبار الارتباط الذاتي بين البواقي وكانت نتائجه كما يلي:
  
  الجدول)08(: نتائج اختبار LM
  
  H0: لا يوجد ارتباط تسلسلي عند الإبطاء h H0: لا يوجد ارتباط تسلسلي عند الإبطاء من 1 إلى h
  الإبطاءا ت قيمة الاختبا ر الاحتما ل قيمة الاختبا ر الاحتما ل
  1 0.85 0.493 0.85 0.493
  المصدر: مخرجات برنامجeviews 10
  
  حيث يقوم هذا الاختبار على فرضية العدم H0 والتي تمثل عدم وجود ارتباط بين الأخطاء عند التأخير h وكما أشارت النتائج بعد تطبيقه خلال التأخير1 : حيث كانت الاحتمالات أكبر من 5% مما يؤدي إلى قب ول فرضية عدم وجود ارتباط بين البواقي نمر فيما يلي لاختبار طبيعة توزيع البواقي، اعتمادا على كل من اختبار KUROSIS ،SKWNESS و
  JARQUE-BERRA وكانت النتائج كما يلي:
  
  الجدول)09(: نتائج اختبارات توزيع البواقي
  
  الملاحظات الاحتمالا ت قيمة الاختبا ر الاختبارات
  نقبل فرضية تناظر البواقي 0.10 -0.57 skewness
  نرفض فرضية التفلط ح 0.47 3.49 Kurtosis
  نقبل فرضية التوزيع الطبيع ي 0.20 3.17 Jarque-bera
  المصدر: مخرجات برنامجeviews 10
  
  من خلال النتائج المبينة ف الجدول نلاحظ أن كل القيم الاحتمالية أكبر من 0.05، ومنه نقبل فرضية العدم ونستنتج أن سلسلة البواقي لها توزيع طبيعي،ومنه واعتمادا على نتائج مختلف الاختبارات نستنتج أن البواقي عبارة عن تشويش أبيض (Bruit
  Blanc) ومنه نتأكد من صحة النموذج
  
  2-5-4 اختبار استقرارية النموذج
  
  إن كون النموذج VAR غير مستقر يجعل من بعض النتائج المحصل عليها من جراء استخدامه )مثل نتائج تحليل دوال الإستجابة( غير صحيحة، لذلك لابد من التأكد من استيفاء النموذج المقدر أعلاه لهذه الخاصية.
  
  الشكل)07(: نتائج اختبار استقرارية النموذج
  
  المصدر: مخرجات برنامجeviews 10
  
  نلاحظ أن جميع النقاط تقع داخل دائرة ال وحدة )كل الجذور تقع داخل دائرة الوحدة( وبالتالي النموذج مستقر ولا يعاني من مشكلة ارتباط الأخطاء أو عدم ثبات التباين ، ف ما يلي سنحاول معرفة مدى تأثير متغيرة سعر الصرف على التضخم، وذلك من خلال دراسة تأثير صدمة على سعر الصرف ونتبع أثرها على التضخم، وهذا بعد دراسة السببية لهاذين المتغيرين
  
  2-5-5 دراسة السببية بين المتغيرين
  
  اعتمدنا ف دراسة السببية على اختبار (Granger) والذي يمكن من تحديد العلاقة الحركية قصيرة الأجل بين المتغيرات، وتحصلنا على النتائج التالية:
  
  الجدول)10(: نتائج اختبار السببية
  
  الاحتما ل F-stat الفرضية الصفرية
  0.0605 7.40 التضخم لا يسبب سعر الصرف
  
  0.0091 3.69 سعر الصرف لا يسبب التضخم
  المصدر: مخرجات برنامجeviews 10
  
  كتحليل للنتائج نقبل فرضية أن التضخم لا يسبب سعر الصرف، لأن احتمال الفرضية أكبر من 0.05 ونرفض فرضية أن سعر الصرف لا يسبب التضخم وبالتا لي توجد علاقة ف اتجاه واحد أن سعر الصرف يسبب التضخم

2-6- دوال الاستجاب ة
يختص هذا الاختبار بتتبع المسار الزمني للتغيرات المفاجئة، التي يمكن أن تتعرض لها مختلف متغيرات النموذج، وكيفية استجابة المتغيرات لأي تغير مفاجئ ف متغيرات النموذج، وبما أن دراستنا تهتم بأثر سعر الصرف على التضخم سنحاول تطبيق صدمة على سعر الصرف ونلاحظ استجابة متغيرة التضخم وكذلك على نفس ه، وكانت النتائج على النحو التالي:

الشكل08: نتائج تأثير الصدمات
المصدر: مخرجات برنامجeviews 10

ف الفترة الأولى تكون الاستجابة للصدمة ف سعر الصر ف معدو مة، لتكون ف الفترة الموالي ة سالب ة بقيمة 10% تقريبا ثم تأخذ ف التناق ص بقيم سالبة حيث تقدر ب ـ4% ف الفترة الثالثة و 1% ف الفترة الرابعة، وتأخذ هذه الاستجابة ف التناقص بقيم سالبة، إلى أن يندثر هذا الأثر مع نهاية فترة الدراسة المقدرة بـ10 سنوات ،وفيما يخص أثر الصدمة ف معدلات التضخم على نفسه، ففي اللحظة الأولى يكون أثر الصدمة موجب بقيمة 62% ويأخذ ف الانخفاظ حيث يبلغ 1% ف الفترة الثانية ثم يأخذ هذا الأثر ف الانخفاظ إلى أن يندثر تقربا مع نهاية فترة الدراسة الخاتمة:

من خلال هذه الدراسة حاولنا نمذجة ا لعلا قة بين سعر الصرف الرسمي ومعدل التضخم ف الجزائر اعتمادا على نماذج شعاع الانحذار الذاتي Var ومن خلال مجريات الدراسة توصلنا للنتائج التالية:

• توصلنا إلى أن كلا السلسلتين مستقريتين من الدرجة الأولى وبعد اختبار امكانية وجود تكامل مشترك تبين غياب هذا الأخير مما مكننا من استعمال منهجية نموذج شعاع الانحذار الذاتي VAR ؛


• بعد اختيار قيمة الابطاء المثلى التي قدرت بـ 1 ، وتقدير النموذج ونظرا لنتائجه توصلنا إلى أن هناك علاقة طردية بين سعر الصرف وقيمته السابقة، وكذلك معدل التضخم وقيمته السابقة، وعلاقة عكسية بين التضخم وسع ر الصرف الرسم ي ؛


• بعد دراسة السببية بين المتغيرين توصلنا إلى أن سعر الصرف يسبب التضخم وبالتالي لسعر الصرف تأثير على التضخم ؛


• بعد اختبار جودة النموذج المحصل عليه من مختلف الاختبارات واستقرارية البواقي وتوزيعها الطبيعي، توجهنا لاختبار أثر صدمات، حيث أن صدمة بسعر الصرف تقابلها اثر سال ب على معدل التضخم ب10بالمئة ابتداءا من الفترة الثانية ويأخذ هذا الأثر بالتناقص إ لى أن يندثر مع نهاية فترة الدراسة.
  
  وبهاذا نكون قد وصلنا لإجابة للإشكالية المطروحة بأنه يوجد أثر لسعر الصرف الرسمي على معدل التضخم ف الجزائر بأثر سال ب خلال الفترات الأولى ولكن سرعان ما يندثر هذا الأثر ، وكذلك نكون قد أكدنا كل الفرضيات حيث: أن سعر الصرف يسبب معدل التضخم، وأنه توجد علاقة بين سعر الصرف والتضخم وكذلك يتأثر معدل التضخم بقيمه السابقة، قدر ركزنا أكثر ف هذه الدراسة على الجانب القياسي لدراسة العلاقة بين سعر الصرف والتضخم، واستنادا على نتائج هذه الدراسة والدراسات السابقة التي عرجنا عليها سابقا نقترح بعض التوصيات:


• محاولة ايجاد متغيرات أخرى مؤثرة على هاذين المتغيرين وعلى سلوكهما كالقرارات السياسية، ووضع البلاد ف مختلف المجالات كالصحة مثلا حيث كان لفيروس كورونا أثر كبير على بعض مؤشرات الاقتصاد ؛


• دراسة أثر تغير هذين العاملين و المؤشرين على اقتصاد البلاد ومخلفاتهم، ومحاول ايجاد طرق للتحكم فيهم وتسييرهم حسب ما ينمي الاقتصاد الوطني.