Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

Transkript

1 Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Mura ÇETİN Doç. Dr., Bozok Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Fixed Capial Invesmens and Economic Growh: An Empirical Analysis Öze Sermaye birikiminin ekonomik büyümenin emel dinamiklerinden birisi olduğu konusu uzun bir süredir arışılmakadır. Bu çalışmada yüksekora gelir düzeyine sahip sekiz ülke için sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki kısa ve uzun dönemli ilişkiler analiz edilmekedir. Johansen-Juselius eşbüünleşme ve Engle-Granger (vekör) haa düzelme modellerinin kullanıldığı bu makalede, dönemi yıllık verileri incelenmişir. Eşbüünleşme es sonuçları, sadece Malezya ekonomisinde değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin olduğunu gösermekedir. (Vekör) haa düzelme modeli sonuçlarına göre, Malezya ekonomisinde herhangi bir nedensellik ilişkisi espi edilememişir. Anahar Kelimeler: Sabi sermaye yaırımları, ekonomik büyüme, eşbüünleşme, (vekör) haa düzelme modeli. Absrac I has been discussed for a long ime ha fixed capial invesmens are one of he main dynamics of economic growh. In his sudy, shor and long-run relaionships beween fixed capial invesmens and economic growh are analyzed for eigh counries having upper-middle income level. Wih his aim, annual daa including he period beween years 1980 and 2009 is esed empirically by using Johansen-Juselius coinegraion and Engle-Granger (vecor) error correcion models. The resuls of coinegraion es indicae ha here is a coinegraion relaionship in only Malaysian economy. The consequences of (vecor) error correcion model show ha here is no evidence for shor-run causaliy relaionship in Malaysian economy. Keywords: Fixed capial invesmens, economic growh, coinegraion, (vecor) error-correcion model. 1. Giriş Sermaye birikimi, isihdam ve verimlilik büyümesi sağlayarak ülkenin refah arışı ve ekonomik büyümesinin gerçekleşmesinde oldukça ekili fakörlerden birisi olarak görülmekedir. Sermaye birikimi en geniş anımıyla; belirli bir dönemdeki mal ve hizme üreme kapasiesini yansıır. Makro düzeyde düşünüldüğünde sermaye birikimi ya da sermaye soku kavramı içerisine fabrika, makine ve eçhiza, binalar, yollar, barajlar gibi alyapı unsurlarının yanı sıra konu yaırımları da dâhil edilmek- ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ, NİSAN 2012, 7(1),

2 edir. Sermaye birikimi; ekonomik analizlerde üreim sürecince kullanılan fiziki varlıkların değeri olarak ele alınmakadır. Gerek gelişmiş gerekse gelişmeke olan ülkelerde ekonomik büyümenin en emel unsurlarından birisi, arih boyunca sermaye birikimi olmuşur. Dünya Bankası na göre nispi olarak GSYİH içerisinde daha yüksek yaırım oranına sahip ülkeler diğer ülkelere göre daha yüksek bir büyüme oranı sergilemekedir. Japonya, Güney Kore ve ABD gibi çoğu ülkenin dönemi genel olarak ele alındığında, ekonomik büyüme oranı ile sermaye birikim oranının yüksek düzeylerde seyreiği görülmekedir. Bu nedenle, herhangi bir ülke ekonomisinin üreim düzeyinin ve dolayısıyla ekonomik büyüme performansının değerlendirilebilmesi, ülkenin sermaye birikim düzeyinin incelenmesini, haa aralarındaki ekileşimin ayrınılı olarak analiz edilmesini gerekirmekedir. Niekim Harrod, Domar, Lewis, Rosow, Rebelo, Uzawa ve Lucas gibi pek çok ikisadi büyüme ve kalkınma eorisyeni uzun dönemde hızlı bir ekonomik büyümenin (sabi) sermaye yaırımlarında bir gelişme olmadan gerçekleşemeyeceği konusunda aynı kanıyı paylaşmakadır. Poliika perspekifinden bakıldığında (sabi) sermaye birikimindeki arışın ekonomik büyüme yaraıp yaramayacağı ya da ekonomik büyümeyi sağlayan poliikaların neler olduğu önem kazanmakadır. Konu ile ilgili ampirik çalışmalar ise, sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiye dair farklı bulguları oraya çıkarmakadır. Örneğin; Kormendi ve Meguire (1985); Barro (1991); De Long ve Summers (1991); Levine ve Renel (1992); Wen (2001) sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ampirik olarak analiz emişir. Bu çalışmaların emel bulgusu, sabi sermaye yaırımları ekonomik büyümeyi belirleyen önemli bir fakördür ve her iki değişken arasında güçlü bir ilişkinin var olduğu yönündedir. Bunun yanı sıra Blomsröm vd., (1993); Carroll ve Weil (1994) yaırım oranlarının büyüme oranlarına neden olduğu değil, ers yönlü bir ekileşimin olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Ayrıca, ekonomerik lieraür içerisinde Chow (1993); Feasel vd., (1998); Kwan vd., (1999); Lee ve Yu (2005); Bayrakuan ve Aslan (2008) başa olmak üzere ampirik araşırmaların önemli bir kısmının ek ülkeli çalışmalar olduğu, karşılaşırmalı analizlere pek az yer verildiği görülmekedir. Bu çalışma; Dünya Bankası nın gelir grupları dikkae alınarak Türkiye ile aynı gelir düzeyine sahip yani yüksek-ora gelir grubundaki ülkeleri analiz emekedir. Burada Arjanin, Brezilya, Bulgarisan, Malezya, Meksika, Panama, Romanya ve Türkiye ekonomilerinde sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında hem uzun hem de kısa dönemli bir ilişkinin olup olmadığı zaman serileri bağlamında ampirik açıdan es edilmekedir. Çalışmanın diğer ampirik çalışmalardan en önemli farkı, aynı gelir düzeyine sahip bu ülkeleri ampirik olarak karşılaşırma im- 212 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

3 kanı sağlamasıdır. Ayrıca, bu ür ampirik çalışmalar sabi sermaye odaklı büyümekalkınma poliikalarına ışık uması anlamında ayrıca önem arz emekedir. Çalışmanın bundan sonraki dizaynı şu şekildedir. İkinci bölümde, sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme ilişkisini inceleyen eorik ve ampirik lieraür ele alınmakadır. Üçüncü bölüm, çalışmanın ampirik çerçevesini kurmakadır. Yani, değişkenlerin anımlanması, veri sei, ekonomerik meodoloji ve bulgular bu bölümde ayrınılı olarak incelenmekedir. Çalışma, karşılaşırmalı bir değerlendirme ile sona ermekedir. 2. Teorik ve Ampirik Lieraür King ve Levin (1994) çalışmasında sermaye birikiminin ekonomik gelişmenin emelini oluşurduğu görüşünü sermaye fundemenalizmi olarak yorumlar. Aslında bu görüş Adam Smih e kadar uzanmakadır. Klasik ikisaçılar 18 emelde kapialis bir ekonominin büyüme dinamikleriyle ilgilenmişlerdir. Onlara göre, nüfus büyümesi ve sermaye birikimi büyümenin gerekli koşullarıdır. Klasiklere göre, azalan geiriler ve eknolojik gelişmeler ekonomik büyüme hızını belirleyen önemli unsurlardır. Bu yaklaşımda kar oranlarının belirlediği sermaye birikimi bir arafan işgücü alebi yaraır, diğer arafan da işbölümünü kolaylaşırarak eknolojik ilerlemeyi güçlendirir li yıllarda R.F. Harrod ve E.D. Domar, saik Keynezyen büyüme modelini dinamik bir modele dönüşürme girişiminde bulunmuşur. Söz konusu model, dinamik bir ekonomide uzun dönemli isikrarlı büyüme üzerinde yoğunlaşır. Harrod-Domar 19 durağan durumunun bıçak sırı büyümeyi nielemesi, Solow (1956) un neo-klasik büyüme modelini gelişirmesinde ekili olmuşur. Solow üreim fonksiyonu, sermaye-üreim rasyosunun asarruf davranışlarındaki farklılıklara bağlı olarak zamana ve ülkelere göre değişebildiğini söyler. Durağan durum büyüme olgusunu arışan Solow modelinde eknolojik gelişme, kişi başına gelir arışının sürükleyici gücüdür (King ve Levin, 1994:5). 18 Smih e göre ekonomik büyümenin emel belirleyicilerinden birisi, sermaye birikimidir. Burada, sermaye birikimi iki emel eki yaraır. Bir arafan işbölümü ile birlike eknolojik ilerlemeyi kolaylaşırır. Diğer arafan da, ücreleri arırarak piyasaları genişleir. Böylece, Smihe e göre büyüme sonsuza kadar devam eder. Büyüme konusuna çok az eğilen Ricardo, gelir dağılımı ve icare üzerinde durmuşur. Ricardo nun büyüme modeli, alan kılığı nedeniyle büyümenin sınırlarına vurgu yapmışır. Malhus ise nüfusun geomerik bir şekilde, gıda maddeleri üreiminin ise arimeik olarak arığını söyler. Sonuça, nüfus arışı nedeniyle büyümenin sınırına varılacak, ekonomik büyüme süreci durma nokasına gelecekir (Lavezzi, 2001; Kurz, 2009). 19 Harrod (1939)-Domar (1946) büyüme modeli, sermaye fundemenalizmi görüşü için orijinal bir eorik emel oluşurur. Harrod-Domar modelinde, çıkı başına bir sabi sermaye gereksinmesi vardır. Söz konusu model, ne yaırım oranlarındaki varyasyonların büyüme oranını önemli ölçüde belirlediğini; sermaye-çıkı rasyosunun ölçülmesinin oldukça önemli olduğunu böylece yaırım oranının ekonomik büyüme üzerindeki ekisinin büyüklüğü hakkında daha kolay karar verilebileceğine vurgu yapar (King ve Levin, 1994:4). NİSAN

4 Sermaye fundemenalizminin önde gelen savunucularından birisi olarak kabul edilen Arhur Lewis Harrod-Domar modelini incelemiş, farklı bir yönünü oraya koymuşur. Lewis (1954), bu modellerde gelişmeke olan ülkeler için ampirik olarak uygun olmayan bazı koşullar espi emişir. Bu nedenle Lewis, sınırsız işgücü arzı olgusu ile büyümenin gerçekleşebileceğini ön plana çıkaran alernaif bir görüş oraya koymuşur. Bu yapı içerisinde sermaye birikimi, büyümenin emelini oluşurur. Lewis bu görüşünü sisemaik olarak desekleyebilecek bir kanı sunmamakla birlike, İngilere, Amerika, Japonya, Hindisan ve Sovyeler Birliği nden anekdo nieliğindeki bazı kayıları kullanmışır. Benzer şekilde W. W. Rosow yaırım oranındaki hızlı bir sıçramanın sürdürülebilir bir büyüme için gerekli olduğunu arışmışır. Rosow (1960), ekonomik kalkınmanın beş emel aşamadan geçiğini ifade eder. Ona göre, ekonomik kalkınmanın ake-off aşamasının emel belirleyicisi fiziki sermaye birikimidir (King ve Levin, 1994:5-6). Solow modelinin uzun dönemli ekonomik büyümeyi açıklamada yeersiz kalması, içsel büyüme modellerinin gelişirilmesine neden olmuşur. İlk içsel büyüme modellerinden olan AK ipi modeller, sermaye yaırımlarının sürdürülebilir ekonomik büyümeyi nasıl sağlayabileceğini açıklar. Rebelo (1991) nun başını çekiği bu ür modeller ölçeğe göre sabi geirileri kabul eder; fiziki, beşeri ve AR-GE sermayesi olarak sermaye olgusunu geniş bir çerçevede ele alır. Model şu şekilde ifade edilebilir: Y AK (1) Burada A eknoloji düzeyini, K ise sermayeyi nieler. Modele göre durağan durumda kişi başına düşen gelir arışı şu şekilde hesaplanabilir: g ia ( n ) (2) Burada i yaırım oranını, n nüfus arış hızını, aşınma oranını göserir. Son eşilik, AK ipi modellerin emel sonucunu şu şekilde açıklar. Yaırım oranı ne derece yüksek olursa durağan durum kişi başına büyüme hızı da o derece yüksek olacakır. Başka bir ifadeyle, yaırım oranındaki değişim büyüme oranında sürekli bir eki yapacakır. 214 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

5 İçsel büyüme modellerinin ikinci grubu, beşeri sermaye birikimini ön plana almakadır. Uzawa (1965) ve Lucas (1988) fiziki ve beşeri sermayeyi üreim fonksiyonuna dâhil eden eorisyenler arasındadır. Bu modellerde üreim sürecinde çalışanlar, sadece kendi beşeri sermaye birikimlerini kullanır. Ekonomide beşeri sermaye büyümesi, eğiim için harcanan oplam zaman dilimine ve verimliliğe bağlıdır. Kişi başına gelir büyümesi, eğiime zaman ayrıldığı sürece devam emekedir. Uzawa- Lucas modelinde beşeri sermaye büyüme oranı, Solow büyüme modelindeki eknolojik gelişmenin oynadığı rolü üslenmişir. Pos-Keynezyen ikisa yaklaşımlarında da yaırımların ekonomik büyümenin emel fakörü olarak kabul edildiği görülmekedir. Pos-Keynezyen anlayışa göre oplam alepeki arış yaırımları uyarmaka, yaırımlar sonucu içsel ve dışsal ekonomiler oraya çıkmakadır. Bu durum, verimlilik ve ekonomik büyümeyi eiklemekedir. Bu nedenle, yaırımlar ekonomik büyümenin ana unsuru olarak değerlendirilmekedir. Pos-Keynezyen yaklaşımda yeni eknolojilerin oraya çıkması ve yayılması sürecinde yaırımların önemli bir işlevi vardır. Bu geleneğin savunucularından olan Kaldor (1957), Kaldor ve Mirrlees (1962) arafından gelişirilen modellerde eknolojik gelişme, yaırımların bir fonksiyonu olarak kabul edilmekedir. Sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi araşıran ampirik çalışmalar, bu konuda farklı sonuçlar oraya çıkarmakadır. Khan ve Reinhar (1990), 24 gelişmeke olan ülkede özel ve kamu sekörü yaırımlarının ekonomik büyüme üzerindeki ekilerini es edebilmek için basi bir büyüme modeli kullanmışır. Regresyon analizinden elde edilen ampirik bulgular, özel ve kamu sekörü yaırımlarının uzun dönemli ekonomik büyüme oranı üzerinde farklı ekilerinin olduğunu gösermekedir. Kamu yaırımlarına göre kamu ve özel sekör yaırımları birlike değerlendirildiğinde ekonomik büyüme üzerinde daha ekili bir rol oynadığı espi edilmişir. De Long ve Summers (1991), 61 ülkeyi ele aldığı, , , ve dönemlerini kapsayan büyüme regresyonlarında sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ampirik olarak analiz emişir. Ampirik sonuçlar; ilk üç dönem için %10 anlamlılık düzeyinde sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında poziif ve güçlü bir ilişki söz konusudur dönemi için sonuçlar farklılık gösermekedir. Blomsröm vd., (1993), sabi sermaye yaırımlarının GSYİH içindeki payı ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi panel regresyon ve panel nedensellik analizleri çerçevesinde analiz emişlerdir dönemi için 100 ülkenin ele alındığı bu çalışmada, panel regresyon sonuçları, sabi sermaye yaırımlarının ekonomik büyümeyi deseklediği hipoezini kanılar nielike değildir. Diğer arafan, nedensellik sonuçları ekonomik büyümeden sabi sermaye yaırımlarına doğru bir nedenselliğin işlediğini oraya koymakadır. NİSAN

6 Chow (1993), Çin ekonomisini dönemi iibariyle analiz emişir. Regresyon analizinin gerçekleşirildiği bu çalışmada, sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığı oraya çıkmışır. Sonuçlar, sabi sermaye yaırımlarındaki %1 lik bir arışın ekonomik büyüme oranını %0,045 arırdığını gösermekedir. Feasel vd., (1998), sabi sermaye yaırımları, ihraca ve GSYİH büyüme oranı arasındaki dinamik ilişkileri dönemi için Güney Kore örneğinde ele almışlardır. Klasik VAR yöneiminin kullanıldığı çalışmada, eki-epki ve varyans ayrışırması analizleri yaırım oranları ve ihraca arışının büyüme oranı üzerinde kısa dönemli anlamlı ekilerinin olduğunu gösermekedir. Sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında uzun dönemli bir ilişki espi edilememişir. Kwan vd., (1999), Çin ekonomisinde sabi sermaye yaırımları ile büyüme arasındaki ilişkiyi periyoduna yönelik olarak ampirik olarak araşırmışır. Regresyon analizi sonuçları, sabi sermaye yaırımlarının Çin in ekonomik büyümesi üzerinde poziif ve güçlü bir ekiye sahip olduğunu oraya koymakadır. Ghali ve Al-Muawa (1999), dönemini ele alarak Kanada, Fransa, Almanya, İalya, Japonya, ABD ve İngilere ekonomileri için zaman serileri analizinde sabi sermaye yaırımlarının GSYİH içindeki payı ile kişi başına GSYİH büyüme hızı arasındaki nedensellik ilişkisini es emişir. VAR modeline dayalı sandar Granger nedensellik analizinin gerçekleşirildiği bu çalışmanın bulgularına göre, iki değişken arasındaki nedensellik ilişkisi aynı büyüme grubuna ai emel endüsrileşmiş ülkeler arasında farklılık gösermekedir. Ampirik bulgular, poansiyel heerojenlik eğilimini dikkae almayan büyüme regresyonlarında bu konuyu çalışmanın geçerliliğini sıkınıya sokmakadır. Bununla birlike, Japonya ve İngilere de iki yönlü bir nedensellik, Fransa ve Amerika da sabi sermaye yaırımlarından ekonomik büyümeye, Kanada, Almanya ve İalya da ise ekonomik büyümeden sabi sermaye yaırımlarına doğru işleyen ek yönlü bir nedensellik espi edilmişir. Sinha (1999), 9 Asya ülkesinde ihraca, yaırımlar ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkileri periyodunda incelemişir. Johansen eşbüünleşme analizinin gerçekleşirildiği bu çalışmanın bulguları, ülkelerin büyük bir kısmında sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında poziif ve güçlü bir ilişkinin olduğunu kanılamakadır. Anwer ve Sampah (1999), döneminde Dünya Bankası ndan elde edilen yıllık verileri kullanarak GSYİH ile sabi sermaye yaırımları arasındaki uzun dönemli ilişkiyi belirleyebilmek için Johansen eşbüünleşme ve Granger nedensellik ekniklerini kullanmışır. Ampirik analizler, hiç bir ülkede bir eşbüünleşme ilişkisi espi edememişir. Nedensellik esleri sonuçları ise 15 ülkede kısa dönemli, 23 ülkede ise uzun dönemli nedenselliğin varlığını gösermekedir. 10 ülkede iki yönlü 216 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

7 nedensellik, 18 ülkede GSYİH dan yaırımlara, 10 ülkede ise yaırımlardan GSYİH ya doğru işleyen ek yönlü bir nedensellik bulunmuşur. Podrecca ve Carmeci (2001), döneminde sabi sermaye yaırımları ve ekonomik büyüme arasındaki uzun dönemli ilişkiyi es edebilmek için 104 ülkeyi kapsayan bir panel veri analizi gerçekleşirmişir. Yönem; Arellano ve Bond (1991) GMM ve Holz-Eakin vd., (1988) panel nedensellik analizlerini kapsamakadır. GMM sonuçları, iki değişken arasında poziif bir ilişkinin varlığını gösermekedir. Panel nedensellik eslerinden elde edilen sonuçlar, değişkenler arasında çif yönlü bir nedenselliğin olduğunu oraya koymakadır. Lee ve Yu (2005), Kore ekonomisinde ekonomik büyümeye neden olan fakörleri, yeni büyüme eorisini dikkae alarak ampirik olarak incelemişir. Çalışmanın emel sonuçları, Kore ekonomisinin hem beşeri sermaye hem de eknolojik gelişmelere bağlı olarak içsel büyümeyi yakaladığı yönündedir. Basi doğrusal regresyon analizi çerçevesinde dönemine ilişkin olarak; işgücü, fiziki sermaye, beşeri sermaye ve eknolojik gelişme oranlarının GSYİH büyüme oranı üzerindeki ekileri ele alınmışır. Ampirik bulgulara göre, sabi sermaye yaırımları ekonomik büyüme üzerinde isaisikî olarak anlamlı bir ekiye sahip değildir. VAR modeline dayalı Granger nedensellik esi ve Johansen eşbüünleşme eslerini uygulayan Qin ve He (2005) nin çalışmasının ampirik sonuçları, sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında uzun dönemli poziif bir ilişkinin varlığını gösermekedir. Ancak, nedensellik ilişkisi ekonomik büyümeden sabi sermaye yaırımlarına doğru işlemekedir. Bu durum, ekonomik büyümenin sabi sermaye yaırımlarına neden olduğu hipoezini deseklemekedir. Harvie ve Pahlavani (2006), Güney Kore ekonomisinde ekonomik büyümenin emel belirleyicilerini 1980Q1-2005Q3 dönemi zaman serilerini kullanarak es emişir. Yapısal kırılmalar dikkae alınarak Zivo-Andrews (1992) birim kök ve Gregory-Hansen (1996) eşbüünleşme esleri kullanılmışır. Eş büünleşme denklemine göre sabi sermaye yaırımlarının ekonomik büyüme üzerindeki ekisi poziif, isaisikî olarak anlamı ve güçlüdür. Haa düzelme modeli sonuçları ise, sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında nedensellik ilişkisinin varlığını kanılamakadır. Son olarak; Bayrakuan ve Aslan (2008), döneminde sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki uzun dönemli ilişkiyi Türkiye ekonomisi için analiz emişir. Johansen-Juselius eşbüünleşme ekniğinin kullanıldığı bu çalışmanın ampirik bulguları, iki değişken arasında bir eşbüünleşme ilişkisinin varlığını gösermekedir. Bu sonuca göre, sabi sermaye yaırımları ekonomik büyümeyi uzun dönemde olumlu bir şekilde ekilemekedir. NİSAN

8 3. Ampirik Analiz Çalışmanın bu bölümünde Türkiye ekonomisi ile birlike oplam 8 yüksek-ora gelirli ülkede sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki ampirik olarak analiz edilmekedir. Bu bağlamda; öncelikle değişkenler ve veri sei anımlanmaka, daha sonra ise ekonomerik yönem ve bulgulara yer verilmekedir Değişkenlerin Tanımlanması ve Veri Sei Bu çalışmanın örnek kilesini, Dünya Bankası nın yüksek-ora gelir grubundaki ülkeler olarak sıraladığı ülkeler arasında yer alan Arjanin, Brezilya, Bulgarisan, Malezya, Meksika, Panama, Romanya ve Türkiye ekonomileri oluşurmakadır. Çalışmada kullanılan değişkenler, bir büün olarak Tablo 1 de görülmekedir. Burada, sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki, zaman serileri analizi kullanılarak belirlenmekedir. Çalışmanın değişkenleri olan RSSY (2005=100) ve ekonomik büyüme ölçüü olarak RGSYİH (2005=100) $ bazında alınmışır dönemini kapsayan söz konusu yıllık veriler, Birleşmiş Milleler in inerne siesindeki isaisiklerden derlenmişir. Söz konusu değişkenler, değişkenlerin durağan hale geirilebilmesi anlamında, logariması alınarak analize dâhil edilmişir. Tablo 1. Modellerde Kullanılan Değişkenler Değişkenler Açılımı RGSYİH Reel Gayri Safi Yur İçi Hâsıla (2005=100; $) RSSY Reel Sabi Sermaye Yaırımları (2005=100; $) LRGSYİH LRSSY DLRGSYİH DLRSSY DDLRGSYİH DDLRSSY Logariması Alınmış RGSYİH Logariması Alınmış RSSY Birinci Farkı Alınmış LRGSYİH Birinci Farkı Alınmış LRSSY İkinci Farkı Alınmış LRGSYİH İkinci Farkı Alınmış LRSSY 3.2. Ekonomerik Yönem ve Bulgular Sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki uzun dönemli ilişkiyi es emede eşbüünleşme analizi, kısa dönemli ilişkiyi es emede ise (vekör) haa düzelme modeli bağlamında nedensellik analizi gerçekleşirilmişir. Lieraürde eşbüünleşme analizlerinde en çok üzerinde durulan üç yönem söz konusudur: Engle-Granger (1987), Johansen-Juselius (1990) ve Pesaran vd., (2001) yönemleri. Bu çalışma, iki aşamadan oluşan Engle-Granger (1987) prosedürüne ercih 218 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

9 edildiği için Johansen-Juselius (1990) çoklu eşbüünleşme esini kullanır. Söz konusu es, üç emel aşamadan oluşmakadır: Aşama 1: Değişkenler ön ese yani birim kök analizlerine abi uularak durağanlık düzeyleri espi edilir. Aşama 2: Eğer değişkenler birinci farklarında durağansa uzun dönem denge ilişkisi yani eşbüünleşme ilişkisi ahmin edilir. Aşama 3: Eğer değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi varsa (vekör) haa düzelme modeli ahmin edilerek kısa dönemli nedensellik sonuçları yorumlanır. Bu nedenle çalışmada, ilk olarak zaman serilerinin durağan olup olmadığını belirleyebilmek için birim kök analizleri gerçekleşirilmiş, daha sonra eşbüünleşme ve (vekör) haa düzelme modellerinin işleyişine geçilmişir. Analizlerde, Eviews 5.1 pake programı kullanılmışır. Birim kök esleri, zaman serileri analizinde çoğu yönemin kullanılmasında bir ön hazırlık nieliğindedir. Serilerin durağan olup olmadığının ve durağanlık seviyesinin espii zaman serileri analizinin emelini oluşurur. Çünkü durağan olmayan serilerle elde edilecek sonuçlar gerçeği yansımada yeersizdir. Birim kök esleri arasında; Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) (1981); Phillips-Perron (PP) (1988); Kwiakowski, Phillips, Schmid ve Shin (KPSS) (1992) ve Ng-Perron (1996) esleri yer almakadır. Bu çalışmada serilerin durağanlık seviyelerinin daha sağlıklı belirlenebilmesi için ADF (1981) ve Phillips-Perron (1988) esleri birlike kullanılmışır. Analize konu olan LRSSY ve LRGSYİH serilerinin grafikleri incelendiğinde rend içerdiği görülmekedir. Dolayısıyla çalışmada, Dickey-Fuller (1981) in sabili ve rendli modelini ifade eden aşağıdaki denklem baz alınmışır: Y n 0 1Y 1 2rend i i 1 (1) Y i u Çalışmada ele alınan her iki seri için bir rend söz konusudur. Ayrıca durağanlık analizlerinde sık kullanıldığı için Dickey-Fuller (1981) in en geniş modeli ercih Y edilmişir. Modelde, LRGSYİH ya da LRSSY gibi durağanlık esine abi olan değişkenleri ifade emekedir. birinci derece fark işlemcisini, beyaz gürülü sürecine abi haa erimini, n ise uygun gecikme uzunluğunu gösermekedir. ADF eslerinde genelde hipoezler H0: 1 =0, Ha: 1 <0 şeklinde kurulmakadır. Burada, ADF isaisik değerinin MacKinnon kriik değerlerinden mulak değer olarak büyük olup olmadığına bakılır. Şaye 1 kasayısının -isaisiğinin değeri, Mac- Kinnon kriik değerinden mulak değer olarak büyük ise söz konusu değişkenin u NİSAN

10 durağan olduğuna karar verilir. Aksi akdirde, serinin düzeyde durağan olmadığı sonucuna varılacakır. Burada ADF esinde kullanılan gecikme uzunluğu, Akaike Bilgi Krieri (AIC) ne göre belirlenmişir. Tablo 2 de analize dâhil edilen üm ülkelerin ADF analizi sonuçları verilmişir. Tablo 2. ADF Birim Kök Tes Sonuçları Ülkeler LRGSYİH DLRGSYİH DDLRGSYİH Sonuç LRSSY DLRSSY DDLRSSY Sonuç Arjanin 0,274(1) -3,741(0)** - I(1) -3,304(1) -3,667(0)** - I(1) Brezilya -4,562(2)* - - I(0) -2,532(4)** -3,891(5)** - I(1) Bulgarisan -3,193(7) -2,840(1) -4,056 (1)** I(2) -1,610(1) -3,031(0) -4,755(1)* I(2) Malezya -0,953(0) -3,823(0)** - I(1) -1,434(0) -3,650(0)** - I(1) Meksika -3,014(2) -2,851(4)* -4,161(7)** I(2) -3,320(4) -3,069(4) -7,391(0)* I(2) Panama -2,594(1) -3,770(2)** - I(1) -5,992(7)* - - I(0) Romanya -2,585(1) -3,009(2) -3,863(0)** I(2) -2,294(1) -3,385(1) -3,860(1)** I(2) Türkiye -3,249(3) -5,358(0)* - I(1) -2,336(0) -5,720(0)* - I(1) No: Değişkenlere ai ilk değerler es isaisiğini, paranez içindeki değerler ise AIC ye göre belirlenmiş gecikme uzunluğunu vermekedir. * ve ** sırasıyla; %1 ve %5 düzeyinde anlamlılığı ifade emekedir. ADF esinden elde edilen ampirik bulgular; Arjanin, Malezya ve Türkiye ekonomilerinde her iki değişkenin düzeyde durağan olmadığını birinci farkları alındığında durağan hale geldiğini, yani I(1) olduğunu gösermekedir. Bu sonuca göre, söz konusu ülke serileri arasında bir eşbüünleşmenin olup olmadığı es edilebilir. Ancak, daha sağlıklı karar verebilmek için serilerin birim kök analizi için PP (1988) esinin de kullanılması uygun görülmüşür. Bu nedenle, PP (1988) nin sabili ve rendli aşağıdaki modeli dikkae alınmışır: Y 0 1Y 1 2 (2) rend u Burada da hipoezler H0: 1 =0, Ha: 1 <0 şeklinde kurulmakadır. Serinin durağan olup olmadığına ADF (1981) esindeki gibi karar verilmekedir. Bu es haa erimleri konusundaki sınırlayıcı varsayımları dikkae almadığı gibi, yüksek derecedeki korelasyonu konrol emek için gelişirilmiş bir birim kök esidir. ADF esinden en önemli farkı, burada ookorelasyonu gidermeye yeecek kadar bağımlı değişkenin gecikmeli değerleri modele dâhil edilmemeke ve Newey-Wes ahmincisi kullanılmakadır. Tablo 3, PP birim kök esi analiz sonuçlarını vermekedir. 220 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

11 Tablo 3. PP Birim Kök Tes Sonuçları Ülkeler LRGSYİH DLRGSYİH DDLRGSYİH Sonuç LRSSY DLRSSY DDLRSSY Sonuç Arjanin -2,177(1) -3,539(5)** - I(1) -2,574(3) -3,348(8) -9,531(5) I(2) Brezilya -2,965(2) -4,152(1)** - I(I) -2,880(1) -3,408(3) -8,320(7)* I(2) Bulgarisan -1,169(2) -2,223(6) -3,863 (5)** I(2) -1,112(3) -3,057(1) -5,800(7)** I(2) Malezya -1,225(2) -3,846(3)** - I(1) -1,696(1) -3,586(3)** - I(1) Meksika -2,200(3) -6,664(2)* - I(1) -2,989(7) -5,115(3)* - I(1) Panama -0,517(7) -5,410(5)* - I(1) -1,598(8) -3,611(7)** - I(1) Romanya -1,069(2) -2,134(4) -3,863(0)** I(2) -1,250(1) -1,817(6) -3,478(5)*** I(2) Türkiye -2,546(2) -5,352(3)* - I(1) -2,366(1) -5,709(2)* - I(1) No: Değişkenlere ai ilk değerler es isaisiğini, paranez içindeki değerler ise Newey-Wes opimal uyarlama gecikmelerini vermekedir. *, ** ve *** sırasıyla; %1, %5 ve %10 düzeyinde anlamlılığı ifade emekedir. Ampirik bulgular Malezya, Meksika, Panama ve Türkiye ekonomilerinde serilerin I(1) olduğunu oraya koymakadır. ADF es bulguları da dikkae alındığında; Malezya ve Türkiye için her iki değişkenin I(1) olduğu sonucuna varılmışır. Bu nedenle, Malezya ve Türkiye nin zaman serilerinin eşbüünleşme analizi için uygun olduğuna karar verilmişir. Diğer ülkelerin zaman serileri, eşbüünleşme analizine elverişli olmadığı için bundan sonraki analizlerde bu ülkelere yer verilmemişir. LRGSYİH ve LRSSY değişkenleri arasındaki uzun dönemli ilişkiyi (eşbüünleşme ilişkisini) ifade emede aşağıdaki denklemlerden yararlanılmakadır: Y X X e (3) Y u (4) Burada Y zamanındaki LRGSYİH yı, X zamanındaki LRSSY değişkenini, ve paramereleri, e ve u ise haa erimlerini emsil emekedir. Eşbüünleşme analizi ile söz konusu değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını espi emek mümkündür. NİSAN

12 Eşbüünleşme eorisine göre seriler birinci farkında durağan iseler, aralarında bir eşbüünleşme ilişkisi söz konusu olabilir. Bir önceki bölümde gerçekleşirilen ADF ve PP birim kök esleri sonucunda, iki ülkenin zaman serilerinin eşbüünleşme analizine uygun olduğu oraya çıkmışı. Bu nedenle, bundan sonraki aşamada Johansen-Juselius (1990) eşbüünleşme analizine geçmek mümkün olmuşur. Johansen-Juselius (1990) eşbüünleşme esi yardımıyla çoklu eşbüünleşme vekörleri için es yapılabilmeke, eşbüünleşik vekörler ve uyarlama paramerelerinin maksimum olabilirlik ahminleri elde edilebilmekedir. Ayrıca, bu model eşbüünleşik vekörlerin kısılı versiyonlarını ve uyarlama paramerelerinin hızını es eme imkânı sunar. Johansen-Juselius (1990) yöneminin çıkış nokası, aşağıdaki gibi p gecikmeli bir VAR denklemine dayanır: Y A1 Y 1... ApY (5) p Burada Y birinci farkında durağan yani I(1) olan değişkenlerden oluşan nx1 değişkenler vekörünü, nx1 şoklar vekörünü ifade eder. Bu VAR modeli, aşağıdaki gibi ifade edilebilir: Y Y 1 (6) p 1 i 1 Y i i Burada p i 1 A i I ve p i A j j i 1 olarak hesaplanır. Π kasayı marisini göserir. α ve β, her biri r rankına sahip nxr boyuunda marislerdir. α vekör haa düzelme modelindeki düzelme (uyarlama) paramerelerini kapsar. r eşbüünleşme ilişki sayısını, β nin her bir kolonu ise bir eşbüünleşik vekörü ifade eder. Johansen ve Juselius (1990), eşbüünleşme vekörlerinin sayısını ve anlamlı olup olmadıklarını belirlemek için iz ve maksimum özdeğer olmak üzere iki emel es isaisiği gelişirmişlerdir. Her bir es aşağıdaki gibi hesaplanmakadır: J iz T n i r 1 ln 1 ˆ i 222 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

13 J T ln 1 ˆ max r 1 Enders (2003) e göre iz isaisiği, eşbüünleşik vekör sayısının r ye eşi ya da r den küçük olduğu şeklindeki boş hipoezi, alernaif hipoeze karşı es eder. Maksimum özdeğer isaisiği ise, r+1 ane eşbüünleşik vekör olduğunu beliren alernaif hipoeze karşın, eş-büünleşik vekör sayısının r olduğunu beliren boş hipoezi es emekedir. Her iki esen elde edilen isaisik değerleri, Johansen ve Juselius arafından gelişirilen asimpoik kriik değerler ile karşılaşırılır. Table 4, Malzeya ekonomisi için Johansen-Juselius (1990) eşbüünleşme analizinden ele edilen sonuçları sunmakadır. Uygun gecikme uzunluğu, AIC krierine göre 2 olarak belirlenmişir. Her iki es isaisiğine göre eşbüünleşme yokur şeklindeki H o hipoezi %5 anlamlılık düzeyinde reddedilmekedir. Böylece, her iki değişken arasında bir eşbüünleşme ilişkisi söz konusudur. Normalize edilmiş eşbüünleşme denklemi, aşağıda yer almakadır: LRGSYİH = 1, ,988LRSSY -isaisiği (12,012) Eşbüünleşme denklemine göre sabi sermaye yaırımlarındaki %1 lik bir arış, ekonomik büyümeyi %0,988 oranında arırmakadır. Bu ampirik sonuç, iki değişken arasında güçlü ve isaisiki olarak anlamlı bir ilişkinin olduğunu oraya koymakadır. Tablo 4. Johansen-Juselius Eşbüünleşme Tes Sonuçları (Malezya) Hipoez J iz isaisiği Kriik değer (%5) J max isaisiği Kriik değer (%5) H o : r=0, H a : r=1 18,534 (0,016) 15,494 17,066 (0,017) 14,264 H o : r 1, H a : r=2 1,468 (0,225) 3,841 1,468 (0,225) 3,841 No: Paranez içindeki değerler, olasılık düzeyini gösermekedir. Table 5, Türkiye ekonomisi için Johansen-Juselius (1990) eşbüünleşme analizinden ele edilen sonuçları sunmakadır. Uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesinde AIC krieri kullanılmışır. Her iki es isaisiği dikkae alındığında eşbüünleşme yokur şeklindeki H o hipoezi %5 anlamlılık düzeyinde kabul edilmekedir. Bu sonu- NİSAN

14 ca göre, her iki değişken arasında bir eşbüünleşme ilişkisi söz konusu değildir. Yani, sabi sermaye yaırımları uzun dönemde ekonomik büyümeyi ekilememekedir. Tablo 5. Johansen-Juselius Eşbüünleşme Tes Sonuçları (Türkiye) Hipoez J iz isaisiği Kriik değer (%5) J max isaisiği Kriik değer (%5) H o : r=0, H a : r=1 4,700 (0,839) 15,494 4,192 (0,838) 14,264 H o : r 1, H a : r=2 0,507 (0,476) 3,841 0,507 (0,476) 3,841 No: Paranez içindeki değerler, olasılık düzeyini gösermekedir. Eşbüünleşme esi, değişkenler arasındaki nedenselliğin yönü hakkında hiç bir bilgi vermemekedir. Engle-Granger (1987) a göre değişkenler arasında bir eşbüünleşme ilişkisi söz konusu olduğunda bir nedensellik ilişkisi de espi edilebilmekedir. Engle-Granger (1987) arafından gelişirilmiş olan (vekör) haa düzelme modeli, uzun dönem dinamikleri ile kısa dönem dinamiklerini bir birinden ayırd eme imkânı sunduğu gibi nedensellik analizinin gerçekleşirilmesini sağlar. Gelişirilmiş bir Granger nedensellik esi olarak da bilinen (vekör) haa düzelme prosedürü, daha açık olarak aşağıdaki eşilikler ile ifade edilebilmekedir: Y m n 1 1 i X i 1 i Y i 1ECT 1 1 i 1 i 1 (7) Y m n 2 2i X i 2i Y i 2ECT 1 2 i 1 i 1 (8) 7 ve 8 no lu eşiliklerde yer alan ECT -1 erimi haa düzelme erimi olarak bilinmekedir ve eşbüünleşme eşiliğinden elde edilen kalınılar serisinin bir gecikmeli değerini yansıır. Haa düzelme eriminin kasayısı, dengeden sapmalara bağımsız değişkenin verdiği reaksiyonu göserir. Uygulamada haa düzelme kasayısının negaif ve isaisiksel açıdan anlamlı olması beklenir. Bu kasayıya ilişkin anlamlı -isaisiği uzun dönemli nedenselliğe işare eder. Ayrıca, modeldeki bağımsız değişkenlerin kasayılarının bir büün olarak F-isaisiğinin anlamlı olması kısa dönemli nedenselliğin varlığını gösermekedir. (Vekör) haa düzelme modeline dayalı Granger nedensellik esi sonuçları, Tablo 6 da verilmiş- 224 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

15 ir. F-isaisiği değerlerinin F-ablo değerlerinden küçük olması, değişkenler arasında kısa dönemli bir nedenselliğin bulunmadığını oraya koymakadır. Tablo 6. (Vekör) Haa Düzelme Modelinin Sonuçları (Malezya) Denklem Bağımlı Değişken Bağımsız Değişken Kasayılar -isaisikleri F-isaisikleri DLRGSYİH(-1) 0,487 0,961 1 DLRGSYİH DLRSSY(-1) -0,051-0,443 ECT -1 0,029 0,711 0,605 2 DLRSSY DLRSSY(-1) -0,132-0,327 DLRGSYİH(-1) 2,819 1,590 ECT -1 0,327 2,317 3,342 Çalışmanın sonuçlarını diğer ampirik araşırmaların bulguları ile karşılaşırmak mümkündür. Kormendi ve Meguire (1985); Barro (1991); De Long ve Summers (1991); Levine ve Renel (1992); Qin ve He (2005) sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında güçlü bir ilişkinin varlığına dair önemli kanılar oraya koymuşlardır. Diğer arafan; Blomsröm vd., (1993); Qin ve He (2005) ekonomik büyümeden sabi sermaye yaırımlarına doğru işleyen ek yönlü bir nedensellik, Wen (2001) sabi sermaye yaırımlarından ekonomik büyümeye doğru işleyen ek yönlü bir nedensellik ilişkisi espi emişlerdir. Bu çalışmada ise Malezya için sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında bir eş büünleşme ilişkisi espi edilmişir. Çalışma bu yönüyle Kormendi ve Meguire (1985); Barro (1991); De Long ve Summers (1991); Levine ve Renel (1992); Qin ve He (2005) nin sonuçlarıyla örüşmekedir. Ancak bu çalışma herhangi bir nedensellik ilişkisine raslanılamaması yönüyle de Blomsröm vd., (1993); Qin ve He (2005); Wen (2001) in ampirik bulgularından ayrışmakadır. 4. Sonuç Sermaye fundemenalizmi olarak nielendirilen sabi sermaye yaırımlarının ekonomik büyümeyi ekilediği ezi ile ilgili ilk açıklamalar klasik ikisaçılara aiir. Temelde kapialis bir ekonominin büyüme dinamikleriyle ilgilenen klasikler, nüfus büyümesi ve sermaye birikimini büyümenin gerekli koşulları olarak algılamışlardır. Harrod-Domar, Lewis, Rosow, Rebelo, Uzawa ve Lucas modelleri sermaye fundemenalizmi görüşü için orijinal eorik emeller oluşurmuşlardır. Bu çalışmada, yüksek-ora gelir grubuna dahil sekiz ülke için sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasındaki uzun ve kısa dönemli ilişkiler ampirik açıdan NİSAN

16 analiz edilmişir. Johansen-Juselius eşbüünleşme es sonuçları sadece Malezya ekonomisi için bir eşbüünleşme ilişkisi belirlemişir. Bu sonuca göre, Malezya da sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında uzun dönemli, poziif ve isaisikî olarak anlamlı bir ilişki söz konusudur. (Vekör) haa düzelme modelinin ahmin sonuçlarına göre, Malezya ekonomisinde sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında kısa dönemli her hangi bir nedensellik ilişkisi espi edilememişir. Kısa dönemde sabi sermaye yaırımları ile ekonomik büyüme arasında her hangi bir ampirik ilişkinin espi edilememesi ancak uzun dönemde sabi sermaye yaırımlarının ekonomik büyüme üzerinde poziif-isaisiki olarak anlamlı ve güçlü bir ekisinin oraya çıkması hiç kuşkusuz Harrod-Domar, Lewis, Rosow, Rebelo, Uzawa ve Lucas gibi ikisaçıların oraya koydukları eorik açıklamalar ile de örüşmekedir. Çalışmanın ampirik bulguları, Malezya ekonomisi için sabi sermaye yaırımlarının ekonomik büyüme üzerinde ekili olduğu ezini kanılar nielikedir. Niekim, döneminde yıllık olarak oralama %4,2 lik bir büyüme sergileyen Malezya ekonomisi 2010 yılında dünyanın en rekabeçi 10 ülke arasına girmeyi başarmışır. Malezya Yaırım Kalkınma Ajansı nın yaırım ve yeenek gücüne yönelik yaırım yapma konusunda yekilerinin arırılması, seçilen endüsrilerde gelir vergisi ve kurumlar vergisinde düşük oranların sağlanmasının yanı sıra bu sekörlere özgü desekler ve düzenlemelerin daha kolaylaşırıcı olması bu gelişmeyi sağlayan önemli fakörlerdendir. Diğer gelişmeke olan ülkelerde olduğu gibi Malezya ekonomisi için de yüksek oranlı bir ekonomik büyümenin sağlanması ve sürdürülebilmesi yüksek sermaye birikimini ve yaırımları gerekirmekedir. Bu çalışmanın devamı olarak sabi sermaye yaırımlarının kamu ve özel sekör ya da arım, sanayi, hizmeler sekörü ayırımı yapılarak GSYİH üzerindeki ekisi ampirik olarak araşırılabilir. Ayrıca sabi sermaye yaırımlarının innovasyon ve beşeri sermaye ile karşılıklı ekileşimi dikkae alınarak ekonomik büyümeye olan kakısı da üzerinde durulabilecek bir başka ampirik araşırma konusudur. 226 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

17 Kaynakça Anwer, M. S. ve Sampah, R. K. (1999), Invesmen and Economic Growh, Presened a Wesern Agriculural Economics Associaion Annual Meeing, July 11-14, Fargo, ND. Barro, R. J. (1991), Economic Growh in a Cross Secion of Counries, Quarerly Journal of Economics, 106, Bayrakuan, Y. ve Arslan, İ. (2008), Türkiye de Sabi Sermaye Yaırımlarının Ekonomik Büyüme Üzerindeki Ekisi: Ko-Enegrasyon Analizi ( ), KMU İİBF Dergisi, 14, Blomsröm, M., Lipsey, R. ve Zejan, M. (1993), Is Fixed Invesmen he Key o Economic Growh, NBER Working Paper No: 4436, Carroll, C. D. ve Weil, D. N. (1994), Savings and Growh: A Reinerpreaion, Carnegie-Rocheser Conference Series on Public Policy, 40, Chow, G. (1993), Capial Formaion and Economic Growh in China, Quarerly Journal of Economics, 108, De Long, B. ve Summers, L. (1991), Equipmen Invesmen and Economic Growh, Quarerly Journal of Economics, 106 (2), Dickey, D. A. ve Fuller, W. A. (1981), Likelihood Raio Saisics for an Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49, Enders, W. (2003), Applied Economeric Time Series, Second Ediion, N.Y.: John Wiley & Sons, Inc. Engle, R. ve Granger, C. W. J. (1987), Coinegraion and Error-correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, 55, Feasel, A., Kim, Y. ve Smih, S. C. (1998), Invesmen, Expors and Oupu in Souh Korea: A VAR Approach o Growh Empirics, hp:// NİSAN

18 Harvie, C. ve Pahlavani, M. (2006), Sources of Economic Growh in Souh Korea: An Applicaion of he ARDL Analysis in he Presence of Srucural Breaks ( ), Universiy of Wollongong, Economics Working Paper Series, 17, Johansen, S. ve Juselius, K. (1990), Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion-wih Applicaion o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52, Qin, D. ve He, X.H. (2005), How Much Does Invesmen Drive Economic Growh in he PRC?, Inernaional Conference on Policy Modeling (EcoMod 2005), Isanbul, June 29-July 2. Kaldor, N. (1957), A Model of Economic Growh, Economic Journal, 67, Kaldor, N. ve Mirrlees, J. A. (1962), A New Model of Economic Growh, Review of Economic Sudies, 29, Ghali, K. H. ve Al-Muawa, A. (1999), The Ineremporal Causal Dynamics Beween Fixed Capial Formaion and Economic Growh in The Group-Of-Seven Counries, Inernaional Economic Journal, 13 (2), Khan, S. ve Reinhar, C. (1990), Privae Invesmen and Economic Growh in Developing Counries, World Developmen, 18, King, R. G. ve Levine, R. (1994), Capial Fundamenalism, Economic Developmen and Economic Growh, Policy Research Working Paper, No: Kormendi, R. C. ve Meguire, P. G. (1985), Macroeconomic Deerminans of Growh: Cross-Counry Evidence, Journal of Moneary Economics, 16, Kurz, H. D. (2009), Technical Progress, Capial Accumulaion and Income Disribuion in Classical Economics: Adam Smih, David Ricardo and Karl Marx, Paper given a he ESHET 2009 Conference in Thessaloniki, Kwan, A. C. C., Wu, Y. ve Zhang, J. (1999), Fixed Invesmen and Economic Growh in China, Economics of Planning, 32, ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

19 Kwiakowski, D., Phillips, P.C.B., Schmid, P. ve Shin, Y. (1992), Tesing The Null Hypohesis of Saionariy Agains he Alernaive of a Uni Roo: How Sure Are We Tha The Economic Time Series Have a Uni Roo?, Journal of Economerics, 54, Lavezzi, A. M. (2001), Division of Labor and Economic Growh: from Adam Smih o Paul Romer and Beyond, Paper prepared for he Conference: Old and New Growh Theories: an Assessmen.,Pisa, Ocober 5-7, Lee, J. W. ve Yu, B. G. (2005), An Endogenous Growh Model Approach o he Korean Economic Growh Facors, hp://faculy.washingon.edu/karyiu/confer/sea05/papers/lee_yu.pdf Levine, R. ve Renel, D. (1992), A Sensiiviy Analysis of Cross-Counry Regressions, The American Economic Review, 82(4), Lucas, R. E. (1988), On he Mechanics of Economic Developmen, Journal of Moneary Economics, 22, Perron, P. ve Ng. S. (1996), Useful Modificaions o Some Uni Roo Tess wih Dependen Errors and heir Local Asympoic Properies, Review of Economic Sudies, 63, Pesaran, M.H., Shin, Y. ve Smih, R.J. (2001), Bounds Tesing Approaches o he Analysis of Level Relaionships, Journal of Applied Economerics, 16(3), Phillips, P. C. B. ve Perron, P. (1988), Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, 75(2), Podrecca, E. ve Caemeci, G. (2001), Fixed Invesmen and Economic Growh: New Resuls on Causaliy, Applied Economics, 33, Rebelo, S. (1991), Long-run Policy Analysis and Long-run Growh, Journal of Poliical Economy, 99, Sinha, D. (1999), Expor Insabiliy, Invesmen and Economic Growh in Asian Counries: A Time Series Analysis, Economic Growh Cenre, Discussion Paper, No:799, Yale Universiy, NİSAN

20 Unied Naions Saisics, Naional Accouns Main Aggregaes Daabase hp://unsas.un.org/unsd/snaama/selbasicfas.asp, (Erişim Tarihi: 13 Nisan 2011). Uzawa, H. (1965), Opimum Technical Change in An Aggregaive Model of Economic Growh, Inernaional Economic Review, 6, Wen, Y. (2001), Residenial Invesmen and Economic Growh, Annals of Economics and Finance, 2, ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ