TÜRKİYE DE İÇ BORÇLANMA-EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: DÖNEMİ ANALİZİ 1

Transkript

1 Eonomi ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Cilt 11, Yıl 11, Sayı 1, 2015 The International Journal of Economic and Social Research, Vol. 11, Year 11, No. 1, 2015 TÜRKİYE DE İÇ BORÇLANMA-EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: DÖNEMİ ANALİZİ 1 THE RELATIONSHIP BETWEEN INTERNAL DEBT ECONOMIC GROWTH IN TURKEY: PERIOD ANALYSIS Temel GÜRDAL Saarya Üniversitesi, İİBF Maliye Bölümü, SAKARYA (tgurdal@saarya.edu.tr) Haan YAVUZ Saarya Üniversitesi, İİBF Maliye Bölümü, SAKARYA (hyavuz@saarya.edu.tr) ÖZ Bu çalışmada, Türiye de 1990:1-2012:12 dönemi iç borçlanma - eonomi büyüme ilişisi incelenmiştir. Zaman serisi yönetiminin ullanıldığı çalışmada serileri durağan hale getirme amacıyla öncelile KPSS (Kwiatowsy-Phillips-Schmidt-Shin (1992) birim ö testi, değişenlerin birlite hareet edip etmedilerini tespit etme amacıyla Mai (2012) Eşbütünleşme Testi ve son olara değişenler arasında nedenselliğin varlığını belirleyebilme amacıyla Toda-Yamamoto (1995) Nedenselli Testi uygulanmıştır. Yapılan analiz sonuçlarına göre, iç borçlanma ile eonomi büyüme arasında eşbütünleşme ilişisi tespit edilmiştir. Bununla birlite, iç borçlarda meydana gelece %1 li artışın eonomi büyümeyi %0.04 pozitif yönde etilediği tespit edilmiştir. Son olara nedenselli testi sonucunda da iç borçtan eonomi büyümeye doğru te yönlü nedenselli ilişisi tespit edilmiştir. Anahtar Sözcüler: İç borç, Eonomi büyüme, Birim ö testi, Eşbütünleşme testi, Nedenselli testi ABSTRACT This paper examines the relationship of internal debt and economic growth in Turey for the period of 1990:1-2012:12. In the paper, which uses times series data, KPSS (Kwiatowsy-Phillips-Schmidt-Shin (1992)) unit root test is performed to stationarize the series, Mai (2012) Cointegration Test is performed to determine whether series co-move, and finally Toda-Yamamoto (1995) Causality Test is performed to identify the causality among series. According to the results of analysis, a cointegration relationship is identified between domestic debt and economic growth. Furthermore, it is found that 1 % increase in domestic debt leads to 0.04 % increase in growth. Lastly, according to the causality test, one-way causality from domestic debt to economic growth is foundidentifiedestablished. Keywords: Internal debt, Economic growth, Unit root test, Cointegration test, Causality test 1 Bu çalışma Türiye de Devlet Borçlanmasının Eonomi Büyüme Üzerindei Etisi: Dönemi Analizi isimli dotora tezinden üretilmiştir. ISSN:

2 Temel GÜRDAL, Haan YAVUZ 1. Giriş Teori Çerçeve Devlet borçlanması haında itisat eollerinin farlı görüşleri bulunmatadır. Bu görüşler arasında bazı istisnalar dışında devletin borçlanmaya başvurmasına arşı çıanlar olduğu gibi, borçlanmanın önemli bir eonomi araç olara ullanılmasını savunanlar da bulunmatadır. Devlet borçlanmasına arşı çıan temel yalaşım Klasi İtisat düşüncesidir. Bu düşüncenin öncüsü A. Smith in, An Inquiry into the Nature and Causes of the Wealth of Nations - Yaratılışın Sorgulanması ve Ulusların Zenginliğinin Nedenleri adlı itabının son bölümü devlet borçlanmasına ilişindir. Ona göre, devlet borçlanmasının vergiye göre daha olay elde edilebilen bir gelir olması ve elde edilditen sonra verimsizce harcanabilmesi, bu gelirin eonomi sistemin işleyişine zarar vermesine yol açabilir. Ayrıca devletin borçlanması, daha fazla harcama yapmasına neden olabilir ve harcamalar verimsiz olduğunda üle sermayesi israf edilmiş olacatır. Bu durum toplumun refah gelişimini olumsuz etileyebilir. Dolayısıyla zorunlu olmadıça devlet borçlanmaya başvurmamalıdır (Smith, 2006: 1056). Faat Klasi itisadi yalaşımda, eğer ülede savaş, eonomi riz, doğal afet gibi olağanüstü durumlar varsa borçlanmaya başvurulabilir. Dolayısıyla bu görüşe göre, borçlanma olağanüstü bir amu geliridir (Smith, 2006: 1056). Olağanüstü durumlarda başvurulabilece bir ayna olan borçlanmanın mitar olara düşü olması ve mali yılın sonunda bütçede açı veya fazla vermeyece şeilde planlamanın yapılması geremetedir. Çünü yüse mitarlı borçlanılması halinde devlet harcamaları buna paralel artacatır. Bu durum başta bütçe açığı olma üzere bir taım eonomi ve mali sorunların ortaya çımasına neden olacatır (Ulusoy, 2001: 13-16). Diğer taraftan Klasiler, ısa süreli borçlanma ile bütçe açılarının apatılma istenmesine de arşı çımatadırlar. Çünü ısa süreli borçlanma halinde para piyasasına başvurulaca ve bana, sigorta şiretleri ve diğer mali urumlardan borçlanılma zorunda alınacatır. Söz onusu urumlardan banalar aydi para yaratabilirler. Bu durum tam istihdam dengesinde olan eonominin aydi paranın da etisiyle enflasyonist bir sürece doğru gitmesine neden olabilir (Tür, 1989: 4). A. Smith e göre, devlet borçlandığında ve vade sonunda faizi ile birlite alıcısına geri ödediğinde bir gelir atarımı söz onusu olmatadır. Anca bu durum üle içinde e bir sermaye artışı anlamına gelmez. Eğer borç alınan esim üreten emeği çalıştırmayan esim ise bu borçlanma üle eonomisine atı sağlamaz. Anca borç üreten emeği çalıştıran sermaye sahiplerinden alınıyorsa belli ölçülerde üledei sermaye biriimine atı sağlanmış olur (Smith, 2006: 1056). Diğer taraftan, A. Smith döneminde topra ve sermaye bütün gelirlerin temel aynağıdır. Artan amu borçlarının ödenebilmesi için de söz onusu gelir aynalarının vergilendirilmesi temel şarttır. Dolayısıyla bu amaçla daha fazla arazi vergilendirilmesine gidilmesi, topra sahiplerinin daha iyi tarımsal ürün elde etme amacıyla arazilerini ıslaha, yenilemeye, verimi arttırma için daha az yatırım yapmalarına yol açacatır. Gelirleri azaldığı için toprağa yapılan yatırım düşeceğinden daha az eme istihdamı ve daha az mamul üretimi olacağından milli eonomi olumsuz etilenecetir. Aynı durum sermaye sahipleri için de söz onusudur. Eğer sermaye sahipleri gelirleri üzerinden daha fazla vergi ödeme zorunda alırsa sermayelerini daha az vergi ödeyeceği ülelere aydırma isteyebilirler. Bu durum da üledei eme istihdamını azaltır ve üretim seviyesini düşürür (Çelen ve Zülfüoğlu, 2008: ). 118

3 Eonomi ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Cilt 11, Yıl 11, Sayı 1, 2015, ss The International Journal of Economic and Social Research, Vol. 11, Year 11, No. 1, 2015, pp Devletin olağan giderlerinin finansmanında borçlanmasını eleştiren D. Ricardo ise, olağanüstü harcamaların finansmanı için de en uygun finans aynağının borçlanma olmadığını düşünmetedir. Çünü giderlerin finansmanı için işilerin yüümlülülerinin arttırılması (vergilendirme ile), işilerin geçmişe nazaran daha fazla tasarruf etmelerine neden olaca, böylece işiler endilerini geçmişle aynı mitarda zengin hissedecelerdir. Tabii i bu varsayım işilerin daha fazla tasarruf etmesi halinde geçerlidir. Anca gerçe hayatta durum böyle olmayabilir (Arıcan, 2005: 83-89). Ricardo borçlanma ile faiz arasında ilişi urara hüümetlerin borçlarını arttırmaları halinde borç verenlerin endilerini güvence altına alma için daha yüse faiz oranlarından borç verebilecelerini belirtmiştir. Eğer devlet borçlanmanın finansmanı için vergi aynaları yerine para basmayı tercih ederse başta enflasyon olma üzere ticari açıdan bir taım olumsuz durumlar ortaya çıabilecetir. Ricardo nun vergi ve borçlanmanın tarafsızlığı haındai görüşleri Ricardocu Denli Teoremi olara ondan sonra gelen itisatçılar tarafından ifade edilmiştir. Bu denliğe göre; devletin borçlanması ile vergi alması arasında ortaya çıan eti açısından herhangi bir farlılı yotur. Çünü gere vergi gerese borç alma bireylerin tüetim ve tasarruf gibi eonomi davranışlarında herhangi bir farlılaşmaya yol açmaz (Çelen ve Zülfüoğlu, 2008: 301) dünya eonomi rizinden sonra Klasi İtisat Eolünün varsayımlarının önemli ölçüde önemini yitirmesi ve J. M. Keynes in görüşleri eseninde şeillenen Keynesyen itisadın varsayımlarının daha popüler olmasıyla birlite devlet borçlanması alanında geliştirilen yalaşımlar da artmıştır. Artı esisi gibi devlet zorunlu bir fena olara görülmemete ve olağan amu gelirleri arasında borçlanmaya yer verilmetedir. Dolayısıyla lasi varsayımın asine devlet borçlarının olağanüstü olduğu görüşü teredilmiştir. Bu görüşe göre, devlet borçlanması sadece durgunlu dönemlerinde azalan talep düzeyini arttırma için değil, amu setörünün temel amaçlarını yerine getirebilme için ihtiyaç duyduğu geliri temin etme için de ullanılabilir. Dolayısıyla devlet borçlanması ve borçların nerelerde ullanılacağı eonomi açıdan ortaya çıarabileceği etiler açısından ço önemli bir amu geliridir. Monetarist itisat yalaşımında ise, devlet borçlanmasının genel olara eonomi üzerinde olumsuz sonuçlar doğuracağı ileri sürülmetedir. Devletin amu harcamalarını iç borçlanma yoluyla finanse etmesi ısa dönemde faiz oranlarını arttırmatadır. Faiz oranlarının artması üretim eonomisinin daralmasına ve yatırımlara atarılabilece fonların faize yatırılmasına neden olmatadır. Faiz oranlarının artması, müteşebbislerin redi ullanma maliyetlerini arttıraca ve reel setör açısından olumsuz sonuçlar doğacatır. Uzun dönemde ise gelece uşaların vergi yüünü arttıracatır (Atan, 2008: ). Monetarist düşüncenin itisat literatürüne azandırdığı onulardan biri olan dışlama etisi, bu yalaşımın devlet borçlanması haındai görüşlerinin değerlendirilmesi açısından ço önemli bir yere sahiptir. Dışlama etisi temelde maliye politiasının etinsiz olduğu, etin olan politianın para politiası olduğu temeline dayanır. Dışlama etisi açısından amu harcamalarının yapısının üreten olan ve olmayan olara değerlendirilmesi, özellile üretim ölçeğinde bir artış yaratara piyasa mali dengelerini değiştirece amu harcamalarının ortaya onulması açısından olduça önemlidir. Dolayısıyla amu harcamalarının üreten olması halinde dışlama etisinin minimize edilebileceği söylenebilir (Özer, 2005: 11). Dışlama etisine göre, amu harcamalarında bir artış yapıldığı ve bu artışın işi ve firmalardan yapılan borçlanma ile finanse edildiğini varsayalım. Bu tadirde, piyasada ödünç verilebilir fonlara olan talep artacağından faiz oranları da yüselecetir. Faiz oranlarının yüselmesi ise firmaları faiz geliri elde etme sürecine itece ve firmalar yatırımüretim yapma 119

4 Temel GÜRDAL, Haan YAVUZ yerine faiz geliri elde etme arayışına girecelerdir. Faiz oranındai yüselme sonucu özel yatırım harcamalarının azalması nedeniyle amu harcamalarının artışına bağlı olara milli gelir düzeyinde meydana gelmesi gereen genişletici eti büyü ölçüde azalacatır. Monetaristlere göre, devletin artan harcamalarını vergilerle finanse ettiği durumda ise e vergi gelirleri harcamaların eonomiye getireceği canlılığı ısmen gidereceği için amu harcamalarının milli gelir üzerindei etisi genellile en az düzeyde olacatır. Kamu harcamalarındai artışın tamamen Merez Banası ndan borçlanma yoluyla finansmanı halinde ise harcamaların milli gelir üzerindei genişletici etisinin en fazla olacağı görüşü benimsenmetedir. Çünü para arzındai artışlar genellile faiz oranının düşmesine ve sonuçta özel yatırımların artmasına neden olmatadır (Ataç, 1994: 14). Klasi itisat yalaşımından beslenen Anayasal İtisat Yalaşımında ise amu setörünün hâimiyet alanının anayasa ile belirlenmesisınırlandırılması geremetedir. Söz onusu anayasaların bir ayağını oluşturan mali anayasa yalaşımına göre, devletin harcama, vergileme ve borçlanma onusundai yetilerine anayasal sınırlar getirilmelidir (Hepasaz, 2007: 95). Mali anayasada yapılma istenen, siyasi itidarın vergileme gücünü nasıl ullanacağını tahmin etmetir. Daha sonra da bireyi devlete arşı oruma amacıyla, vergileme gücünün ne gibi anayasal sınırlarla daraltılması geretiği araştırılır (Savaş, 2007: 59). Mali anayasa, devletin maliye politiası araçlarını hangi düzeye ve ne şeilde ullanabileceğini açılamatadır. Buna göre, devletin amu harcaması ve vergilendirme yetisine anayasal sınırların getirilmesinin yanı sıra üle dışı veya içinden gerçeleştirilen borçlanmalar da devletin amu harcaması yapma potansiyelini genişlettiğinden bu yetiye de anayasal mali normlar getirilmelidir (Saal ve Şahin, 2009: 91). Son olara, Neo lasi itisadın önemli temsilcilerinden biri olan Robert Barro onuyu farlı bir açıdan ele almıştır. Ona göre, amu harcamalarının borçlanma ile finanse edilmesi durumunda, borcun faiz ile birlite ödenmesi için gelece dönem(ler)de vergi yüü arttırılır. Dolayısıyla asıl sorun, vergi ile borçlanma arasında değil, cari dönemdei vergi politiası ile gelecetei vergi politiası arasında bir tercih yapmala ilgilidir. Hüümetin amu harcamalarını borçlanma ile finanse ettiği bir durumda itisadi arar birimleri cari dönemde daha ço paraya sahip olmasına rağmen, gelecete daha fazla vergi ödeme zorunda alacaları için söz onusu artan vergi yüünün finansmanını tasarruflarını arttırara telafi etme isteyecelerdir. Hüümet harcamaları vergi ödeyenlerin ilave tasarruflarıyla dengeleneceği için toplam talepte herhangi bir değişme meydana gelmeyecetir (Çetin, 2005: 68). Bu durum amu borçlanmasının tüetim ve toplam talep üzerinde herhangi bir eti meydana getirmeyeceğini gösterdiğinden maliye politiası da etili olmayacatır. Dolayısıyla uygulanaca bir borçlanma politiası milli gelir düzeyini etilemeyece faat tasarruf düzeyi üzerinde etili olacatır (Bilgili, 2009: 188). 2. Literatür İncelemesi İç borçlanma-eonomi büyüme ilişisini ele alan uygulamalı çalışmalarda, değişenler arasında pozitif ve negatif bir ilişinin var olduğunu tespit eden çalışmalar bulunmatadır. Bu çalışmaların önemli bir ısmı zaman serisi yöntemiyle te bir üledei durumu analiz ederen, bazıları da panel veri yöntemiyle belirli bir üle grubunu ele almatadır. Literatür incelemesi sonucunda iç borçlanma-eonomi büyüme ilişisine yöneli çalışmalar; Singh (1999), Doğanalp (2005), Abbas ve Christensen (2007), Maana ve diğ. (2008), El-Mahdy ve Torayeh (2009), Muhdi ve Sasai (2009), Çiçe ve diğ. (2010), Umutlu ve diğ. (2011), Amassoma (2011), Atique ve Mali (2012), Rahman (2012), Charles (2012), Uma ve diğ. (2013), Putunoi ve Mutuu (2013) ve Umaru ve diğ. (2013) olara tespit edilmiştir. 120

5 Eonomi ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Cilt 11, Yıl 11, Sayı 1, 2015, ss The International Journal of Economic and Social Research, Vol. 11, Year 11, No. 1, 2015, pp Tespit edilen çalışmalardan Singh (1999), zaman serisi yöntemini ullanara Hindistan da döneminde, iç borçlanma ile eonomi büyüme arasında herhangi bir nedenselli ilişisi tespit edememiştir. Doğanalp (2005), Türiye eonomisini yıllı verilerle dönemi için analiz edere artan borçlanmanın -özellile iç borç- yatırımları olumsuz yönde etileyere GSYH nin azalmasına neden olduğunu tespit etmiştir. İç borç stoundan yatırımlara doğru nedenselliğin tespit edildiği çalışmada, iç borç stoundai 1 birimli artışın yatırımları 0.386, GSYH yi ise birim azalttığı bulunmuştur. Diğer taraftan söz onusu ilişinin panel veri yöntemiyle ele alındığı çalışmada Abbas ve Christensen (2007), 93 az gelirligelişmete olan üleyi dönemi için ele alara, iç borcun adı geçen ülelerin eonomi büyümesi için gidere artan boyutta pozitif bir etisinin olduğu sonucuna ulaşmıştır. Maana ve diğ. (2008) ise, Kenya da (aylı veriler) döneminde, iç borcun özel setör yatırımlarını dışladığına dair bir bulguya rastlamamışlardır. Bununla birlite iç borcun, eonomi büyüme üzerinde olumlupozitif ama zayıf bir etisinin olduğu tespit edilmiştir. Diğer taraftan El-Hamdy ve Torayeh (2009) Mısır eonomisini dönemi için analiz etmiş ve iç borçlanmanın eonomi büyüme üzerinde güçlü bir negatif etisinin olduğu bulgusuna ulaşmışlardır yılında Muhdi ve Sasai (2009) ise Endonezya da i iç borç seviyesinin artmasına diat çeere, döneminde iç borç seviyesinin üle içindei yatırımcıların hevesinicesaretini olumsuz etileyere dışlama etisinden dolayı eonomi büyümenin olumsuz etilendiğini tespit etmişlerdir. Çiçe ve diğ. (2010), dönemi çeyreli verilerle Türiye de, iç borç stoundai herhangi bir artışın GSYH yi pozitif etilediği bulgusuna ulaşmışlardır. Bu etinin atıl alan tasarrufların verimli yatırımlara analize edilmesi yoluyla ortaya çıtığı savunulmatadır. Çiçe ve diğ. asine Umutlu ve diğ. (2011) ise Türiye de döneminde iç borçlanmanın eonomi büyümeyi negatif etilediğini tespit etmişlerdir. Türiye için bu ii çalışmadan farlı sonuçlar elde edilmesinin nedeni, il analizin çeyreli, iinci analizin yıllı verilerle yapılması ve ullanılan testlerin farlılığından aynalandığı söylenebilir. Ayrıca değişenler için ullanılan veriler de farlı aynalardan elde edilmiştir. Diğer taraftan 2011 yılında Amassoma ( ), 2013 yılında Umaru ve diğ. ( ), Nijerya da iç borçla eonomi büyüme arasında olumlu pozitif yönlü bir ilişi tespit etmişlerdir yılında Atique ve Mali, Paistanda i durumu verileriyle analiz edere, artan iç borcun eonomi büyümeyi negatif, azalan iç borcun ise pozitif etilediği bulgusuna ulaşmışlardır. Aynı yıl yapılan diğer çalışmada Rahman dönemi çeyreli verileriyle Malezya da yüse iç borç seviyesinin uzun dönemde eonomi büyümeyi olumsuz etilediğini, ısa dönemde ise önemli bir etisinin olmadığını tespit etmiştir yılında Charles, çeyreli verilerle dönemini (Nijerya) ele alara iç borcun özel setör yatırımlarını dışlayara eonomi büyümeyi olumsuz etilediği sonucuna ulaşmıştır. Bununla birlite bu çalışmada hüümetin iç borç seviyesini düşürmesi, vergi gelirlerini arttırması ve özel setöre yöneli projeleri destelemesi geretiği üzerinde durulmatadır. Nijerya ile ilgili iç borcun eonomi büyümeyi negatif etilediğinin tespit edildiği diğer çalışma ise Uma ve diğ. ( dönemi) ne aittir. Son olara Putunoi ve Mutuu (2013) ise çeyreli verilerle Kenya da i durumu dönemi için analiz edere, iç borçtai genişlemenin eonomi büyümeyi olumlu etilediği sonucuna ulaşmışlardır. Diğer taraftan, bu çalışmada borç yönetiminde etinliğin sağlanması için sürdürülebilir büyümenin gereliliğine diat çeilere borçların verimli eonomi hedefler için ullanılması geretiği üzerinde durulmatadır. 121

6 Temel GÜRDAL, Haan YAVUZ 3. Eonometri Yöntem ve Bulgular Çalışmada iç borçlanma verilerine aylı bazda ulaşılması, eonomi büyüme raamlarına ulaşılamaması nedeniyle aylı veri seti olara Sanayi Üretim Endesi tercih edilmiştir. Sanayi Üretim Endesi verilerine TUİK, borçlanma verilerine ise Hazine Müsteşarlığı veri tabanından ulaşılmıştır. Borçlanma ile ilgili birden fazla farlı değişen bulunmala birlile çalışma dönemi için aylı olara ulaşılan veri, Merezi Yönetim İç Borç Stou verileridir. Borçlanma verileri aylı enflasyon oranları yardımıyla reel değerlerine dönüştürülmüştür. Eonometri analizlerde çalışmanın dönem sınırlaması çoğu zaman ulaşılabilen veriler çerçevesinde belirlenebilmete olup bu çalışmada da benzer nedenlerle 1990:1-2012:12 dönemi ele alınmıştır. Son olara değişenler arasındai ilişi Kwiatowsy-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS) Birim Kö, Mai Eşbütünleşme ve Toda-Yamamoto Nedenselli Testleri ile tespit edilmiştir. Tablo 1. Uygulamada Kullanılan Değişenler Değişen Tanımı Gözlem Aralığı Veri Kaynağı LNGDP Logaritması alınmış sanayi üretim endesi değişeni 1990:1-2012:12 TUİK LNINT Logaritması alınmış iç borç stou değişeni 1990:1-2012:12 Hazine Müsteşarlığı Diğer taraftan, iç borcun eonomi büyüme üzerinde, eonomi büyümenin de iç borç üzerindei etisinin belirlenmesinin amaçlandığı çalışmada model: GDPit = ab it 1nINTit + uit formülüyle urulmuştur. GDP verisi olara Sanayi Üretim Endesi ullanıldığı için bu verinin logaritması alınmamıştır. Anca borçlanma verileri mitar olara ullanıldığı için logaritması alınmıştır. Çalışmada ullanılan eonometri yöntem, te bir üle ve farlı değişenler olduğu için zaman serisidir. Değişenler öncelile KPSS (1992) birim ö testine tabi tutulara durağan hale getirilmiştir. Sonrasında, değişenlerin birlite hareet edip etmedilerini tespit etme amacıyla Mai (2012) Eşbütünleşme Testi ve son olara değişenler arasında nedenselliğin varlığını belirleyebilme amacıyla Toda-Yamamoto (1995) Nedenselli Testi uygulanmıştır Söz onusu testler Eviews ve Gauss paet programlarıyla yapılmıştır. Serilerin durağanlığının belirlenmesinde KPSS testi ço sı ullanılmatadır. Kwiatowsy, Phillips, Schmidt ve Shin (1992) serinin durağan olmadığı alternatif hipotezine arşın, durağan olduğu temel hipotezinin testi için Lagrange Multiplier (LM) istatistiğini önermiştir. Kwiatowsy ve diğ. ne göre, birim ö ve durağanlı testleri birbirlerinin tamamlayıcısıdır (Yavuz, 2004: 241). Kısacası bu testte amaç, gözlenen seridei deterministi trendin arındırılara serinin durağan hale getirilmesidir. Bununla birlite, ADF ve PP birim ö testinin sonuçları gecimelere arşı duyarlıdır. KPSS testi, diğer ii testin söz onusu zayıf notasını gidermede olduça ullanışlıdır. KPSS testinin sonucu, ADF ve PP test sonuçları ile çelişiyorsa, zaman serisi parçalı bir yapıdadır, denilebilir (Şahbaz, 2007: 24). KPSS testi, LM c testi ile aynı şeilde belirlenmetedir. LM testinde sıfır hipotezi rassal yürüyüşün sıfır varyansa sahip olduğu varsayımı ile beraber serinin rassal yürüyüş, deterministi trend ve durağan hataların toplamı ile açılanabileceğini ifade eder. 122

7 Eonomi ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Cilt 11, Yıl 11, Sayı 1, 2015, ss The International Journal of Economic and Social Research, Vol. 11, Year 11, No. 1, 2015, pp Y = b + w + f t t t t w = w -1 + u t t t (1) w t modelin rassal yürüyüşünü, f t durağan hataları gösteriren t ise deterministi trendi göstermetedir. Durağanlı hipotezi u t nin varyansının sıfır olduğunu ve f t nin de durağan olduğunu varsaymatadır. KPSS test istatistiğinin hesaplanmasında il olara Y esme ve trend üzerine regrese edilir ve elde edilen alıntılar ( f t ) için ısmi süreç toplamı hesaplanır (Sevütein ve Nargeleçeenler, 2010: ). S t = T f t t= 1,2,3..., T (2) t = 1 şayet seride deterministi trend yo ise Y t nin sadece esme üzerine regresesi elde edilir. Böylece LM istatistiği şu şeilde hesaplanır (Sevütein ve Nargeleçeenler, 2010: ): LM v T 2 2 = S t f t = 1 2, f t vf 2 nin varyansını gösterir. Faat alıntılar otoorelasyonlu olabilirler. Bu durumu diate alara v f nin tutarlı tahmincisi olması amacıyla s 2 () l yardımı ile hatalar hesaplanabilir. Test istatistiği tüm bu düzenlemelerle yeni şeline ulaşır (Sevütein ve Nargeleçeenler, 2010: ): T t = LM = St s ( l) T l T = + s (l) T ft 2T w( s,l) ftft-s Burada t = 1 s = 1 t= s+ 1 ve ws (,) l opsiyonel olara ağırlılandırılmış fonsiyondur. Nihai olara KPSS test istatistiği aşağıdai şeilde hesaplanır: T ( KPSS) h t n = T St s ( l) t = 1 Hesaplanaca değerin simülasyon sonucundan elde edilen riti değerden büyü veya üçü olmasına göre serinin birim ö içerip içermediğine arar veriliren, bu değerin simülasyon sonucundan elde edilen riti değerden büyü veya üçü olmasına göre serinin birim ö içerip içermediğine arar verilir (Sevütein ve Nargeleçeenler, 2010: ). KPSS testinde urulan hipotez, ADF ve PP birim ö testlerinin asine H o hipotezi, serinin durağan (birim ö içermediğini), H 1 hipotezi ise serinin durağan olmadığını (birim ö içerdiğini) ifade etmetedir. KPSS birim ö testi sonuçları tablo 2 de gösterilmetedir. (3) (4) (5) 123

8 Temel GÜRDAL, Haan YAVUZ Düzey Sabit Sabit+Trend Birinci Far Sabit Sabit+Trend Tablo 2. KPSS Birim Kö Testi Sonuçları LNINT (14) (14) 0.679** (11) (11) GDP (14) (13) 0.500** (274) (274) Notlar: KPSS testinde çeirde (ernel) yöntemi Barletternel ve bant genişliği (bandwith) Newey West bandwith yöntemine göre belirlenmiştir. KPSS testinde sabitli model için riti değerler (%1), (%5) ve (%10) ; sabit ve trendli model için riti değerler (%1), (%5) ve (%10) dir. Parantez içerisindei değerler bant genişliğini göstermetedir. ***,**,ve * sırasıyla yüzde 1, 5 ve 10 anlam düzeylerini göstermetedir. Tablo 2 den de görüldüğü gibi, KPSS sonuçlarına göre değişenler seviye değerlerinde birim ö içermete anca birinci farı alındığında durağan hale gelmetedir. Çalışmada ullanılan Mai Eşbütünleşme Testi (2012), henüz yeni bir test olara değerlendirilebilir. Mai nin modelinde, beş taneye adar yapısal ırılmanın varlığı durumunda, seriler arasında eşbütünleşme ilişisinin varlığı test edilebilmetedir. Bilindiği gibi, diğer eşbütünleşme testlerinin çoğu bir yapısal ırılmaya adar bazı analizlerin yapılmasına olana tanımatadır. Bu yöntemde analize alınaca bütün serilerin I(1) olması geremetedir (Göçer ve Elmas, 2013: 148). Mai tarafından geliştirilen testte, yapısal ırılma notaları, içsel olara belirlenmiştir. Geliştirilen testte her bir dönem, muhtemel bir ırılma notası olara abul edilmete, t istatistileri hesaplanmata ve t istatistiğinin minimum olduğu notalar, ırılma notası olara abul edilmetedir. Oluşturulan veri setinin analiz edilmesi sonucu, analiz döneminde ortaya çıan eşbütünleşme denleminde üç ve daha fazla yapısal ırılmanın varlığı halinde, bu yöntem, diğer eşbütünleşme testlerinden daha üstün bir test olara ullanılabilmetedir (Mai, 2012). Mai modelinde, dört tane test modeli formüle etmiştir: Model 0: Sabit terimde ırılmanın var olduğu, trendsiz model; t i t t t y = n+ n1k, + bx + u Model 1: Sabit terimde ve eğimde ırılmanın var olduğu, trendsiz model; t i t t i t it t y = n+ n1k, + bx + b x K, + u Model 2: Sabit terimde ve eğimde ırılmanın var olduğu, trendli model; t i t t i t it t y = n+ n1k, + yt + bx + b x K, + u (6) (7) (8) 124

9 Eonomi ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Cilt 11, Yıl 11, Sayı 1, 2015, ss The International Journal of Economic and Social Research, Vol. 11, Year 11, No. 1, 2015, pp Model 3: Sabit terimde, eğimde ve trendde ırılmanın var olduğu; yt = n+ n1ki, t+ yt + ytk i it, + b x K, + u i t it t (9) Mai testinin hipotezleri aşağıdai gibi ifade edilebilir; H 0 : Yapısal ırılmalar altında eşbütünleşme yotur. H 1 : Yapısal ırılmalar altında eşbütünleşme vardır. Hipotezleri testi için gereli olan riti değerler, Monte Carlo simülasyonuyla hesaplanmış ve Mai (2012) de yer almıştır. Hesaplanan değer, riti değerin altında veya riti değerden üçü olduğunda, H 0 hipotezi reddedilmete ve seriler arasında eşbütünleşme ilişisinin olduğu abül edilmetedir (Göçer ve diğ., 2013: 11). Diğer taraftan Mai tarafından geliştirilen testin Türiye gibi gelişmete olan üleler için anlamlı bir test olduğu söylenebilir. Çünü bu üleler, tarihsel olara uzun vadeli siyasi veya eonomi istirarın terarlanamadığı, hatta bazı yıllar eonomi olara ani şo veya gelişmelerin, dolayısıyla da istatistisel olara ırılmaların meydana geldiği üleler olara öne çımatadır. Mai Eşbütünleşme Testi yapılara, minimum test istatistileri ve bunlara den gelen ırılma dönemleri dört model içinde tablo 3 de gösterilmetedir. Tablo 3. Mai Eşbütünleşme Testi Sonuçları DEĞİŞKENLER Model 0 Model 1 Model 2 1 Model 3 LNINT [-5.95] [-6.19] [-6.91] [-7.41] Not: [ ] içindei değerler, Mai (2012) Tablo 1 den alınmış, %1 anlamlılı düzeyine sahip riti değerlerdir. Tablo 3 den de görüldüğü gibi, model ve 3 için iç borç-eonomi büyüme arasında test istatistileri riti değerlerden büyü olduğu için eşbütünleşme ilişisi vardır. Aşağıdai tabloda ise (tablo 4) model ve 3 için tespit edilen ırılma tarihleri yer almatadır. Tablo 4. Mai Eşbütünleşme Testinden Elde Edilen Yapısal Kırılma Tarihleri DEĞİŞKENLER Model 0 Model 1 Model 2 Model 3 LNINT 2000: : : : : : : : : : : : : : : : : : : : 11 Tablo 4 den de görüldüğü gibi Mai testinde, çalışma dönemi için (1990:Q1-2012Q12) iç gerçeleşmelerinde bazı ırılmalar tespit edilmiştir. Kırılma tarihlerine baıldığında dört modelde de Türiye de yaşanan eonomi riz yılları veya riz yıllarını taip eden 1-2 yılın etili olduğu görülmetedir. Bununla birlite söz onusu ırılmalarda 1994 döviz rizinin arasından ilan edilen 5 Nisan Eonomi İstirar Programı, 1997 Doğu Asya ve 1998 Rusya Krizlerinin etisinin olduğu ifade edilebilir. Ayrıca onsolide ve merezi yönetim bütçe gerçeleşmelerine baıldığında gere , gerese dönemlerinde amu harcamalarının önemli mitarda arttığı 1 Mai Eşbütünleşme Testi sonuçlarından model 2 literatürde yaygın olara ullanılan CS modeline arşılı gelmetedir. Bu yüzden test sonuçlarının değerlendirilmesinde model 2 diate alınmıştır. 125

10 Temel GÜRDAL, Haan YAVUZ görülmetedir. Bu artışın finansmanı için borçlanma gelirine duyulan artan ihtiyacın da etisinin olduğu söylenebilir. Mai eşbütünleşme testleri sonucunda değişenler arasında eşbütünleşme ilişisi tespit edildiği için FMOLS yöntemiyle uzun dönem atsayıları tahmin edilmiştir. Tablo 5: Eşbütünleşme İlişisine Göre Uzun Dönem Katsayı Tahminleri FMOLS t istatistiği Olasılı Değeri LNINT GDP Tablo 5 de, Phillips ve Hansen (1990) tarafından literatüre azandırılmış FMOLS yöntemiyle elde edilen uzun dönem atsayı tahminleri gösterilmetedir. Elde edilen bulgulara göre, iç borçlarda meydana gelece %1 li artışın eonomi büyümeyi %0.04 pozitif etilediği tespit edilmiştir. Toda-Yamamoto (1995) testi, Granger nedenselli testlerini araştırma için geliştirilen VAR modelinin tahminine dayalı bir testtir. Toda-Yamamoto (TY) tarafından önerilen bu metod Sims ve diğ. (1990) tarafından geliştirilen teniği tamamlayıcı bir özelli taşır. Çünü bu yalaşım, entegre ve oentegre süreçlere sahip geliştirilmiş VAR modeline dayalı nedenselli çıarımlarına izin vermetedir. Bu metod, birim ö testleri için bazı ön testlere olan geresinimi bypass ettiği için daha ullanışlıdır (Çetin ve Şeer, 2013: 132). Toda ve Yamamoto (1995) ya göre, eonomi zaman serileri birinci farlarında durağan durumdayen, serilerin aralarında herhangi bir eşbütünleşme ilişisi yosa VAR sistemi serilerin birinci farı üzerinden tahmin edilebilir ve böylece VAR dai hipotez testleri için gelenesel asimptoti teori geçerlidir. Eğer seriler, hem birinci farlarında durağan hem de uzun zamanlı ilişiye sahipse, VAR sistemi üzerinden bir vetör hata düzeltme modeli tahmin edilebilir. Anca uygulamaların çoğunda serilerin entegrasyon ve eş bütünleşme dereceleri onusunda herhangi bir bilgiye ulaşılamamatadır. Bu yüzden VAR modelinin tahmininden önce mutlaa eonomi zaman serilerinin birim ö içerip içermedilerinin ve eş bütünleşme ilişisine sahip olup olmadılarının önceden test edilmesi geremetedir (Abdioğlu, 2013: 52). Görüldüğü gibi, Toda ve Yamamoto VAR modeline serilerin masimum bütünleşme derecesi adar fazladan gecime elenebileceğini savunmatadır. Bu durumda yapılan WALD hipotez sınamasının Ki-are dağılımına sahip olacağını belirtmişlerdir. Bu nedenselli sınamasının en önemli şartı, değişenlerin masimum bütünleşme derecelerinin doğru şeilde belirlenmesidir. Bu derecenin doğru belirlenmesi birim ö sınaması ile yapılmatadır (Hazman, 2010: 273). Öncelile VAR modelinin uygun gecimesi bilgi riterleri yardımıyla tespit edilmetedir (Bilgin ve Şahbaz, 2009: 187). Toda ve Yamamoto testi, değişen seviyelerinde standart bir VAR modeline uyduğu için serilerin bütünleşme derecelerinin hatalı veveya esi tespit edilmesi ihtimalinden aynalanan risleri minimuma indirmetedir (Mavrotas ve Kelly, 2001: ). TY testi için önemli olan VAR modelin gecime uzunluğu () ve ilgilenilen serilerdei masimum bütünleşme derecesidir (d max ). Bu ii değer belirlenditen sonra + d max gecime uzunluğunda bir VAR model tahmin edilir ve bu modeldei parametre sınırlamalarının test edilmesi sayesinde nedenselli analizi yapılır (Yılancı ve Özcan, 2010: 28). TY testi için (10) ve (11) no lu denlemde verilen VAR model görünürde ilişisiz regresyon yöntemi ile tahmin edilir: + dmax + dmax y = c + a y - + b x - + e t 0 1i t 1 1i t 1 1t (10) 126

11 Eonomi ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Cilt 11, Yıl 11, Sayı 1, 2015, ss The International Journal of Economic and Social Research, Vol. 11, Year 11, No. 1, 2015, pp dmax + dmax x t = c0+ a2 i y t -1+ b2 i x t -1 + e2 t (11) İl modelde x değişeninin, y değişeninin Granger nedeni olmadığını gösteren temel H0 b 1i = 0, Granger nedeni olduğunu gösteren H0: b 1 i! 0 alternatif hipotezine # olma üzere) serbestli dereceli x 2 dağılıma uygunlu gösteren Wald testiyle hipotez : arşın (i sınanır. İinci model içinde benzer şeyleri ifade etme mümündür. Burada elenen ilave terimler (d max ) sınırlamaya dâhil edilmez (Yılancı ve Özcan, 2010: 28). Söz onusu nedenselli testi sonuçları aşağıdai tabloda (tablo 6) gösterilmetedir. Tablo 6. Toda-Yamamoto Nedenselli Testi Sonuçları Temel Hipotez Gecime Uzunluğu x 2 İstatistiği OLASILIK DEĞERİ GDP LNINT (p=2) + (d max =1) = (0.9732) LNINT GDP (p=2) + (d max =1) = (0.0869)* Not: Parantez içindei değerler, ilgili test istatistiğinin olasılı değerleridir. Uygun VAR modeli için p değeri Schwarz Bilgi Kriterine göre belirlenmiştir. * %10 u, ** %5 i, *** %1 de nedenselli olduğunu gösterir. Tablo 6 dan de görüldüğü gibi içborç-eonomi büyüme arasında iç borçtan eonomi büyümeye doğru te yönlü nedenselli ilişisi tespit edilmiştir. Bu durum iç borçlanma gerçeleşmelerinin eonomi büyümeyi etilediğini göstermetedir. 4. Sonuç Devlet borçlanması eonomi büyüme ilişisine yöneli teori düzeyde farlı yalaşımlar bulunmatadır. Bu yalaşımların önemli bir ısmı Klasi İtisat Eolüne aittir. Bu eolde, genellile devlet borçlanmasının eonominin temel işleyişini olumsuz etilediği ve eonomi büyümeye zarar verdiği savunulmatadır. Keynesyen İtisat Eolünde ise, artan amusal harcamaların finansmanında ve devlet tarafından yapılması gereen bazı amusal harcamaların finansmanında devletin borçlanmaya başvurabileceği görüşüne daha ılımlı yalaşılmatadır. Bilindiği gibi, ülelerin içinde bulunduğu siyasi, eonomi, sosyal, vb. şartlar ve alınan borcun hangi amaçlar için ullanıldığı eonomi büyüme düzeyini farlı şeillerde etileyebilir. Bununla birlite, bir ülenin farlı dönemlerinde alınan borçların ullanılış biçimi, eonomi büyüme üzerinde olumlu veya olumsuz etilere neden olabilir. Bu çalışmada da, Türiye de devlet tarafından gerçeleştirilen iç borçların eonomi büyüme üzerindei etileri incelenmiştir. 1990:1-2012:12 döneminin ele alındığı çalışma sonucunda iç borçlar ile eonomi büyüme arasında bir eşbütünleşme ve iç borçtan eonomi büyümeye doğru da nedenselli ilişisi tespit edilmiştir. Uzun dönem atsayı tahmini sonucuna göre, iç borçlardai %1 li artışın eonomi büyümeyi %0.04 pozitif yönde etilediği tespit edilmiştir. Bu sonuç alınan her iç borcun verimli alanlarda ullanıldığı şelinde değerlendirilmemelidir. Çünü alınan iç borçların hangi alanlarda ve hangi ihtiyaçların finansmanı için ullanıldığı tespit edilememetedir. Borçlanma alanında Türiye üzerine yapılan çalışmalarda daha ço dış borçlanma-eonomi büyüme ilişisinin ele alınması ve eonomi büyümeyi iç borçlanmanın ne düzeyde etilediğini eonometri olara ele alan çalışmaların az olması nedeniyle bu çalışmanın literatüre atı sağlayacağı söylenebilir. 127

12 Temel GÜRDAL, Haan YAVUZ Kaynaça Abbas, S. M. A. ve J. E. Christensen (2007). The Role of Domestic Debt Marets in Economic Growth: An Empirical Investigation for Low-income Countriesand Emerging Marets, IMF Woring Paper, WP07127, Abdioğlu, Z. (2013). Ücret-Fiyat Spirali: Tür İmalat Sanayi Örneği, Yönetim ve Eonomi Araştırmaları Dergisi, sayı: 19, Atan, C. C. (2008). Yeni İtisat Oulları. 2. Bası, Anara: Seçin Yayınevi. Amassoma, D. (2011) External Debt, Internal Debt and Economic Growth Bound in Nigeria using a Causality Approach, Current Research Journal of Social Sciences, 3(4), July, Arıcan, E. (2005). Ricardocu Denli Teoremi ve Teorilerde Kamu Açılarına İlişin Yalaşımlar: Türiye Eonomisine İlişin Bir Uygulama, Marmara Üniversitesi İİBF Dergisi, cilt: XX, sayı: 1, Ataç, B. (1994). Maliye Politiası. no: 86, Esişehir: Anadolu Üniversitesi Eğitim, Sağlı ve Bilimsel Araştırma Çalışmaları Vafı Yayınları. Atique, R. ve K. Mali (2012). Impact of Domestic and External Debt on The Economic Growth of Paistan, World Applied Sciences Journal, 20 (1), Bilgili, Y. (2009). İtisat Oulları: Maro İtisadın Teori Esasları. İstanbul: İinci Sayfa Yayınları. Bilgin, C. ve A. Şahbaz (2009). Causality Relations Between Growth and Export in Turey, Munich Personal RePEc Archive, MPRA Paper No: 21985, April. Charles, O. (2012). Domestic Debt and the Growth of Nigerian Economy, Research Journal of Finance and Accounting, vol 3, no: 5, Çelen, M. ve Ö. Zülfüoğlu (2008). Klasi Kamu Borçlanma Teorisinin Oluşumu, Marmara Üniversitesi İİBF Dergisi, cilt XXV, sayı: 2, Çetin, A. (2005). Kamu Borçlarının Maro Eonomi Etileri: Ampiri Bir Analiz, Atatür Üniversitesi İİBF Dergisi, cilt: 19, sayı: 1, Nisan, Çetin, M. ve F. Şeer (2013). Doğrudan Yabancı Yatırımlar ve İhracat İlişisi: Gelişmete Olan Üleler Üzerine Bir Nedenselli Analizi, Esişehir Osmangazi Üniversitesi İİBF Dergisi, Nisan, 8(1), Çiçe, H., S. Gözegir ve E. Çevi (2010). Bir Maliye Politiası Aracı Olara Borçlanma ve Eonomi Büyüme İlişisi: Türiye Örneği ( ), C.Ü. İtisadi ve İdari Bilimler Dergisi, cilt 11, sayı 1, Doğanalp, N. (2005). Kamu Borçlanma Teorisi ve Borçlanmanın Reel Kesim Üzerindei Etileri, Erciyes Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü, Yayımlanmamış Yüse Lisans Tezi, Kayseri. El-Mahdy, A. M. ve Torayeh N. M. (2009) Debt Sustainability and Economic Growth in Egypt, International Journal of Applied Econometrics and Quantitative Estudies, vol. 6-1, Göçer, İ. ve B. Elmas (2013). Genişletilmiş Marshall-Lerner Koşulu Çerçevesinde Reel Döviz Kuru Değişimlerinin Türiye nin Dış Ticaret Performansına Etileri: Çolu Yapısal Kırılmalı Zaman Serisi Analizi, BDDK Banacılı ve Finansal Piyasalar, cilt:7, sayı:1, Göçer, İ., M. Ercan ve O. Peer (2013). Kredi Hacmi Artışının Cari Açığa Etisi: Çolu Yapısal Kırılmalı Eşbütünleşme Analizi, İstanbul Üniversitesi İtisat Faültesi Eonometri ve İstatisti Dergisi, sayı:18, Hazman, G. G. (2010). Türiye de Mali Nitelitei Teşvilerin Doğrudan Yabancı Sermaye Üzerindei Etisi: Toda Yamamato Nedenselli Analizi Çerçevesinde Değerlendirme, Maliye Dergisi, sayı: 158, Oca- Haziran, Hepasaz, E. (2007). Kamu Tercihi ve Anayasal İtisat Teorisi Perspetifinden Anayasal Mali Reform, Finans Politi & Eonomi Yorumlar, cilt: 44, sayı:514,

13 Eonomi ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Cilt 11, Yıl 11, Sayı 1, 2015, ss The International Journal of Economic and Social Research, Vol. 11, Year 11, No. 1, 2015, pp Maana, I., R. Owino ve N. Mutai (2008). Domestic Debtandits Impact on the Economy The Case of Kenya, 13th Annual African Econometric Society Conference in Pretoria, South Africa, from 9th to 11th, July. Mai, D. (2012). Tests for Cointegration Allowing for an Unnown Number of Breas, Economic Modelling, vol: 29, issue: 5, September, Mavrotas, G. ve R. Kelly (2001). Old Wine in New Bottles: Testing Causality between Savings and Growth, The Manchester School, vol. 69, s.1, Muhdi ve K. Sasai (2009). Roles of External and Domestic Debt in Economy: Analysis of a Macroeconometric Model for Indonesia, Inter disciplinary Information Sciences, vol. 15, no: 2, Özer, A. N. (2005). Mali Uygulamalarda Dışlama Etisi ve Türiye de Etinliği, Bursa: Ein Kitabevi. Phillips, P. C. B. ve H. Bruce (1990). Statistical Inference in Instrumental Variables Regression with I(1) Processes, Review of Economic Studies, 57(1), Putunoi, G. K. ve C. M. Mutuu (2013). Domestic Debt and Economic Growth Nexus in Kenya, Current Research Journal of Economic Theory, 5(1), Rahman, N. H. (2012). How Federal Government s Debt Affect the Level of Economic Growth?, International Journal of Trade, Economics and Finance, vol. 3, no: 4, August, Saal, M. ve E. A. Şahin (2009). Anayasal İtisadın Temel Felsefesi ve Türiye de Uygulanabilirli Koşulları, Esişehir Osmangazi Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, cilt: 10, sayı: 1, Savaş, V. (2007). Anayasal İtisat, 4.bası, Anara: İle Yayınevi. Sevütein, M. ve M. Nargeleçeenler (2010). Eonometri Zaman Serileri Analizi, Genişletilmiş 3. Bası, Anara: Nobel Kitabevi. Singh, C. (1999). Domestic Debt and Economic Growth in India, Economic and Political Weely, vol. 34, no: 23, June 5-11, Smith, A. (2006). Milletlerin Zenginliği, Çev. Haldun Derim, Sunuş: Gülten Kazgan, İstanbul: Türiye İş Banası Kültür Yayınları. Şahbaz, Ü. (2007). Zaman Serilerinde Nedenselli Analizi (Türiye de Eonomi Büyüme ve Turizm Gelirleri Arasındai İlişinin Nedenselli Analizi), Esişehir Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü, Yayımlanmamış Yüse Lisans Tezi, Esişehir. Toda, H. Y. ve T. Yamamoto (1995). Statistical Inference in Vector Autoregressions with Possibly Integrated Processes, Journal of Econometrics, vol. 66, issue: 1-2, March-April, Tür, İ. (1989). Maliye Politiası, Anara: Sevinç Yayınevi. Ulusoy, A. (2001). Devlet Borçlanması, Trabzon: Derya Kitabevi. Uma, K. E., F. E. Eboh ve P. C. Obidie (2013). Debt And Debt Service: Implications on Nigerian Economic Development, Asian Journal of Social Sciences & Humanities, vol. 2, no: 2, May, Umaru, A., A. A. Hamidu ve S. Musa (2013). External Debt and Domestic Debt Impact on the Growth of the Nigerian Economy, International J. Educational Research, vol. 1, sayı: 2, Umutlu, G., N. Alizadeh ve A. Y. Erılıç (2011). Maliye Politiası Araçlarından Borçlanma ve Vergilerin Eonomi Büyümeye Etileri, Uludağ Üniversitesi İİBF Dergisi, cilt: 30, sayı: 1, Yavuz, Ç. N. (2004). Durağanlığın Belirlenmesinde KPSS ve ADF Testleri: İMKB Ulusal-100 Endesi ile Bir Uygulama, İtisat Faültesi Mecmuası, cilt: 54, sayı: 1, Yılancı, V. ve B. Özcan (2010). Yapısal Kırılmalar Altında Türiye İçin Savunma Harcamaları İle GSMH Arasındai İlişinin Analizi, C.Ü. İtisadi ve İdari Bilimler Dergisi, cilt: 11, sayı: 1,

14