CARĠ AÇIK ve EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠNĠN PANEL NEDENSELLĠK ANALĠZĠ EKSENĠNDE DEĞERLENDĠRĠLMESĠ

Transkript

1 CARĠ AÇIK ve EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠNĠN PANEL NEDENSELLĠK ANALĠZĠ EKSENĠNDE DEĞERLENDĠRĠLMESĠ Aslı Önay AKÇAY 1 Filiz ERATAġ 2 Cari işlemler dengesi, ulusal ekonominin dış ticaret dengesi ve dış dünya net faktör gelirlerinden oluşmaktadır. Dolayısıyla sıkça aynı anlamda kullanılan dış ticaret açığı kavramından daha geniş bir tanım içermektedir. Günümüzde, birçok ülkenin karşılaştığı cari açık sorunu finansallaşmanın bir ürünü olarak karşımıza çıkmaktadır lı yılların sonundan, uluslararası krize kadar olan dönemde birçok ülkede artan cari açıklar gözlemlenmektedir. Özellikle gelişmekte olan ülkelerde, cari açık bir yandan ulusal ekonomilerin kırılganlığını arttırırken diğer yandan ekonomik büyümenin en önemli kaynaklarından biri haline gelmektedir. Bu çalışmanın amacı, BRICT ülkeleri kapsamında cari açık ve ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisinin belirlenmesidir. Bu bağlamda, panel veri analizi kapsamında, analize konu olan 5 ülkenin dönemine ait yıllık verileri kullanılarak ampirik bir model oluşturulmuştur. Öncelikle değişkenlerin heterojenliği delta testi (Pesaran ve Yamagata, 2008) kullanılarak araştırılmış, ardından serileri oluşturan yatay kesit birimleri arasındaki bağımlılık CADF testi ile incelenmiştir. Westurlund ECM eşbütünleşme testi ile seriler arasındaki eşbütünleşik ilişkinin varlığı ispatlandıktan sonra, Dumitrescu-Hurlin(2012) panel nedensellik testi uygulanmıştır. Elde edilen ampirik bulgulara göre, BRICT ülkelerinde uzun dönemde cari işlemlerden ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik ilişkisinin olduğu görülmektedir. Anahtar Kelimeler: Cari Açık, Ekonomik Büyüme, Panel Veri Analizi, Panel Nedensellik Analizi, BRIC Ülkeleri. Jel Kodları: F32,F43,C33. 1 Araştırma Görevlisi, Dokuz Eylül Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, asli.akcay@deu.edu.tr. 2 Araştırma Görevlisi, Celal Bayar Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, filiz.eratas@cbu.edu.tr.

2 ASSESSMENT OF THE CURRENT ACCOUNT DEFICIT and ECONOMIC GROWTH RELATIONSHIP WITHIN AXIS OF THE PANEL CAUSALITY ANALYSIS Aslı Önay AKÇAY 1 Filiz ERATAġ 2 Current account balance consists of trade balance of the national economy and the net foreign factor income. Therefore, it has broader definition than the foreign trade deficit that is often used in the same sense. Nowadays, current account deficit problem that many country face by is the product of financialization. Period from the end of the 1990s to international crisis increasing current account deficits observed in many countries. Especially in developing countries, the current account deficit on the one hand increases the vulnerability of national economies are becoming one of the most important sources of economic growth on the other hand. The purpose of this study is to determine the causality relationship between the current account deficit and economic growth for the Brazil, Russia, India, China and Turkey (BRICT). In this context, using annual data an empirical model has been developed in the scope of the panel data analysis for the period First, heterogeneity of the variables were investigated using the delta test (Pesaran ve Yamagata, 2008), and then dependence between cross-sectional units that make series were examined by the CADF test. After the existence of the cointegration relationship between the series proved by using the Westurlund ECM cointegration test Dumitrescu-Hurlin(2012) panel causality test was applied. According to the empirical results, in the long term there is causal relationship from current accounts to economic growth in the BRICT countries. Keywords: Current Account Deficit, Economic Growth, Panel Data Analysis, Panel Causality Analysis, BRIC Countries. Jel Codes: F32,F43,C33. 1 Research Asistant, Dokuz Eylül University, Faculty of Economics and Administrative Sciences, department of Economics, asli.akcay@deu.edu.tr. 2 Research Asistant, Celal Bayar University, Faculty of Economics and Administrative Sciences, department of Economics, filiz.eratas@cbu.edu.tr.

3 GĠRĠġ 1980 li yıllardan itibaren özellikle gelişmekte olan ülkelerde gözlenen finansal serbestleşme ve deregülasyon uygulamaları, teknolojide yaşanan hızlı değişimle birlikte küresel anlamda gerek reel gerekse de finans piyasalarının entegrasyon derecelerinde artışa yol açmıştır. Serbestleşmenin temel amacı tasarrufların artırılması, bununla birlikte yatırımlarda artış ve nihayetinde büyüme olsa da gerekli ve yeterli yasal düzenlemelere sahip olmadan sermaye akımlarının serbestçe akışına izin veren ülkelerin kırılgan bir yapıya sahip oldukları ve şoklar karşısında finansal kriz yaşadıkları bilinmektedir. Cari açık en genel tanımı ile bir ülkenin harcamalarının gelirlerinden veya yatırımlarının tasarruflarından fazla olmasını ifade etmektedir. Bu durum, ülkenin diğer ülkelere karşı borçlu olduğu anlamına da gelmektedir. Cari açık veren ülke kırılgan bir yapıya sahip olmakta ve şoklar karşısında finansal kriz yaşama olasılığı artmaktadır. Bunun nedenlerinden biri ilgili yasal düzenlemelerden yoksun olan ülkelerin, makroiktisadi yapısallarının da zayıf olması durumunda spekülatif ataklara karşı savunmasız olmaları ve ülke içine akan sermayenin bir anda tersine dönerek finansal kriz yaşanmasına neden olabilmesidir. Örneğin 1990 lı yıllarda para krizi sorunu yaşayan ülkelerin çoğunda kronik cari işlemler açığı bulunmakta idi. Lakin bu durum kronik cari açığın her zaman finansal krize yol açacağı anlamına gelmemektedir. Cari işlemler açığı, açığın yol açtığı kırılganlık ve nihayetinde bunun büyüme üzerine etkisi bağlamında bu çalışmanın amacını Brezilya, Rusya, Hindistan, Çin ve Türkiye (BRICT) için cari açık ile büyüme arasındaki ilişkinin panel veri analizi yöntemi ile ortaya konması oluşturmaktadır. Bu anlamda çalışmanın yazına iki temel katkı yapması beklenmektedir. İlki; son yıllarda yazında cari açık ile büyüme arasındaki etkileşimi analiz eden çalışmalar bulunsa da Türkiye nin de dahil edilerek BRIC ülkelerinde cari açık büyüme ilişkisini ortaya koymak üzere analiz yapan herhangi bir çalışma bulunmamaktadır. İkincisi ise; yazındaki diğer çalışmalardan farklı olarak bu çalışmada değişkenlerin heterojenliği Pesaran ve Yamagata nın (2008) uyguladıkları delta testi yardımıyla araştırılmış, ardından serileri oluşturan yatay kesit birimleri arasındaki bağımlılık incelenmiştir. Pedroni ve Westurlund eşbütünleşme testleri ile seriler arasındaki eşbütünleşik ilişkinin varlığı ispatlandıktan sonra, Pedroni (2008), Emirmahmutoğlu-Köse (2011) ve Hurlin (2012) panel nedensellik testleri uygulanmıştır. 1

4 BRIC ülkeleri ve Türkiye ye ait cari açık ve büyüme verileri, dönemi için analiz edilmiştir. Panel veri analizi kapsamında oluşturulan ampirik model sonucunda cari açık ile büyüme arasında eşbütünleşik bir ilişki bulunmuş buna ilaveten gerçekleştirilen nedensellik testleri sonucunda da nedenselliğin cari açıktan büyümeye doğru olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Çalışma dört bölümden oluşmaktadır. İlk bölümde cari açık büyüme ilişkisi ele alınmış ve ilgili yazın incelenmiştir. İkinci bölümde BRIC ülkelerinin gelişimi ve Türkiye ile ilişkileri incelenmiş, buna ilaveten makroiktisadi göstergeleri analiz edilmiştir. Çalışmanın üçüncü bölümü ekonometrik yönteme ve veri setine ayrılmıştır. Panel veri analizinin yapıldığı son bölümde bulgular da ayrıca değerlendirilmiş ve çalışma sonuç bölümü ile sonlandırılmıştır. 1.CARĠ AÇIK-BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ ve YAZIN Ödemeler bilançosu dört kalemden oluşmaktadır. İlk kalem cari işlemler hesabı, ikinci kalem finans hesabı, üçüncü kalem net hata noksanı ve dördüncü kalem de resmi rezerv hareketlerinden oluşmaktadır. İlk üç kalemin toplamı sonucunda oluşan fark resmi rezerv hareketleri ile kapatılarak ödemeler bilançosu dengeye getirilmektedir. Cari işlemlerin açık vermesi durumunda ödemeler bilançosunun dengeye gelebilmesi için finans hesabının fazla vermesi veya rezerv hareketlerinin artması gerekmektedir. Bu noktada cari işlemlerde meydana gelen bir açığın nasıl finanse edildiği önem kazanmaktadır. Cari işlemler açığı dışarıdan borçlanılarak veya sıcak para ile finanse edilmeye çalışılıyorsa bunun sonucunda ülkenin iktisadi anlamda kırılganlığı artmaktadır. Cari işlemler dengesi ülkeler için önemli makroiktisadi göstergeler arasında yer almaktadır. Bunun nedenleri arasında cari işlemler dengesinin iktisadi bir kırılganlık göstergesi olarak anılması, piyasadaki beklentiler üzerindeki etkisi ve sürdürülebilir olup olmaması yer almaktadır. Cari işlemlerde meydana gelecek açığın büyüklüğü ve bu açığın devamlılık teşkil etmesi beklentiler üzerinde olumsuz etki yaratmakta ve piyasa aktörlerinin kriz beklentilerini artırmaktadır. Görüldüğü üzere cari işlemler ile büyüme arasındaki etkileşimin bir ayağını kırılganlık ve buna bağlı olarak da finansal krizler oluşturmaktadır. Cari işlemlerin yaratacağı bir kırılganlığa bağlı olarak ülkenin bir şok karşısında finansal krize girmesi büyümeyi de negatif yönlü olarak etkileyeceğinden cari işlemler dengesinin önemi ülke ekonomileri için büyük olmaktadır. Edwards (2002, 2004), çalışmalarında cari işlemlerin tersine dönmesinin 2

5 yatırımlar ve büyüme üzerinde negatif etkileri olduğu sonucuna varmıştır. Buna ek olarak yatırım oranları yüksek ve yabancı sermayeye daha az bağımlı, diğer bir ifade ile daha az cari işlemler açığı bulunan ülkelerin daha hızlı büyüdükleri bilinmektedir (Prasad, 2007: 161). Cari işlemler açığı ile ilgili çalışmalar sürdürülebilirlik ve nedensellik olarak yazında iki farklı kutupta toplanmışlardır. Cari açığın sürdürülebilirliği ülkenin iktisadi istikrarı ve büyümesi için son derece önemlidir. Her ne kadar sürdürülebilirlik için kesin bir eşik değer hesaplamak mümkün olmasa da cari açığın gayri safi yurtiçi hasılanın (GSYİH) %5 ini geçmesi durumunda sürdürülebilirliği ile ilgili kuşkular oluşmakta, döviz kuru politikaları, yatırım ve tasarruf düzeyleri, finansal sistemin yapısının ne kadar sağlam olduğu gibi faktörler ise sürdürülebilirliğin göstergeleri olarak ele alınmaktadır (Milesi-Faretti ve Razin, 1996: 65). Sürdürülebilirlik yazında iki açıdan ele alınmıştır. İlki; tüketim ve yatırım harcamalarının dikkate alındığı ulusal görüş ve ikincisi; küresel anlamda yatırımcıların varlık portföylerini dikkate alan uluslararası finansal görüş (Kee vd., 2011: 308). Cari açığa neden olan faktörlerin belirlenmesine yönelik yapılan çalışmalarda ise büyüme ve döviz kuru değişkenleri diğer faktörlere göre daha çok dikkate alınmışlardır. Bu bağlamda büyümenin cari açık üzerindeki etkisinin talep artışından kaynaklandığına dair görüşler olduğu kadar kısa vadeli sermaye hareketlerinin döviz kuru üzerindeki etkisinin bir yansıması olarak cari işlemlerde açığa yol açtığını savunan iktisatçılar da vardır (Erbaykal, 2007: 87). İktisadi büyüme kabaca üretim olanakları eğrisinin sağa kayması olarak ifade edilmektedir. Buna ilaveten bir ülkenin bir yıl içerisindeki fiyat değişimlerinden arındırılmış kişi başı reel hasılasındaki artış da ülkede gerçekleşen iktisadi bir büyümeyi temsil etmektedir. Özellikle gelişmekte olan ülkelerin kalkınma ile birlikte temel hedefini oluşturan iktisadi büyümenin boyutu ülkeler arasında farklılıklar göstermektedir. İktisat yazınında da bu konuda yapılmış birçok çalışma yer almaktadır. Bu çalışmaların bir kısmında büyümenin temel bileşenleri ortaya konmaya çalışılmakta, bir kısmı cari işlemler açığı-büyüme etkileşimi gibi daha çok büyüme ile farklı bir değişken arasındaki nedensellik ilişkisi incelenmekte veya ülke gruplarının yakınsamaları ortaya konmaya çalışılmaktadır. Büyümenin cari açık üzerindeki etkisinin incelenmesi için büyümenin bileşenlerine bakılması gerekmektedir. Büyüme eğer ithalata bağımlı olarak gerçekleşiyorsa bu cari açık üzerinde pozitif bir etkiye sahip olduğu anlamına gelmektedir. Hepaktan ve Çınar ın (2012) yaptıkları çalışmada OECD ülkelerinde ekonomik büyüme ile cari işlemler dengesi arasındaki ilişki araştırılmış ve ekonomik büyümenin cari işlemler dengesi üzerindeki uzun dönem etkisi sınanmıştır. Çalışmalarında

6 dönemini kapsayan 27 OECD ülkesi için GSYİH ve cari işlemler dengesi rakamlarından oluşan 1836 gözlem kullanılmış ve ekonomik büyümede meydana gelen bir artışın istatistikî açıdan anlamlı olarak cari işlemler dengesinde azalışa neden olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Yılmaz ve Akıncı nın (2011) çalışmalarında dönemi için yıllık veriler kullanılarak Granger nedensellik ve Johansen eşbütünleşme ekonometrik yöntemleri kullanılarak Türkiye için cari açık büyüme ilişkisi nedenselliğe bağlı olarak ortaya konmaya çalışılmıştır. Cari açık ile büyümenin eşbütünleşik oldukları ve büyümeden cari açığa doğru tek yönlü bir nedensellik olduğunu ortaya koymuşlardır. de Mello vd. (2011) yazındaki cari işlemlerin büyüme üzerindeki kısa dönemli etkilerinin incelendiği çalışmalardan farklı olarak, yılları arasında gelişmiş ve gelişmekte olan 100 den fazla ülke için sıralı probit modelini kullanarak uzun dönemli etkilerini incelemişlerdir. Cari işlemlerin tersine dönmesi durumda iki yıl içerisinde büyümede bir kırılma yaşanacağına dair bulgular elde etmişlerdir. Buna ilaveten makroiktisadi yapısallardan kaynaklanan kırılganlıkla birlikte cari işlemlerin tersine dönmesi durumunda büyümenin de negatif yönde etkilendiği sonucuna varmışlardır. Telatar ve Terzi (2009) çalışmalarında Türkiye ekonomisi için ekonomik büyüme ile cari işlemler dengesi arasındaki ilişkiyi 1991:4-2005:4 dönemini kapsayan üçer aylık verilerle tahmin etmişlerdir. Granger nedensellik ve VAR analizleri kullanılarak yapılan çalışmada büyüme oranı ile cari işlemler dengesi arasında, büyüme oranından cari işlemler dengesine doğru tek yönlü bir nedenselliğin olduğunu ortaya konmuştur. Kandil ve Greene (2002), Amerika Birleşik Devletleri için dönemi yıllık verilerle cari işlemler dengesinin konjonktürel hareketlere duyarlılığını Johansen-Juselius eşbütünleşme ve Vektör Hata Düzeltme (VEM) modelleriyle incelemişler ve büyüme oranı ile cari işlemler dengesi arasında uzun dönemli ve ters yönlü bir nedensellik ilişkisi olduğu sonucuna varmışlardır. 2.BRIC ÜLKELERĠNĠN GELĠġĠMĠ ve TÜRKĠYE Goldman Sachs Varlık Yönetimi Başkanı Jim O Neill ın Brezilya, Rusya, Hindistan ve Çin ülkelerinin daha iyi bir küresel ekonomik yapı oluşturulması için yeni yatırım fırsatı olarak bir araya gelmelerini önermesi sonucunda BRIC ortaya çıkmıştır. BRIC ülkeleri popülasyonları, coğrafi alanları, piyasalarının büyüklüğü ve büyüme hızları açısından ortak özelliklere sahiptirler. 4

7 Emek gücü açısından da değerlendirildiğinde 1 milyardan fazla nüfusu ile BRIC ülkeleri küresel ekonomide önemli bir role sahip olmaktadırlar. 90 lı yıllardan itibaren BRIC ülkeleri global üretim içindeki paylarını iki katından fazla artırmışlardır. Dünya nüfusunun yaklaşık olarak %40 ını oluşturan ve satın alma gücü paritesi cinsinden dünya GSYİH nın yaklaşık %25 ne sahip BRIC ülkeleri Goldman ve Sachs a göre 2050 yılında bu oranı %40 a çıkaracaklardır(purushothaman ve Wilson, 2003). BRIC ülkeleri yılları arasında değerlendirildiği zaman Çin, Hindistan dan sonra en hızlı büyüyen ülke konumundadır. Buna ilaveten bu ülkelerin makroiktisadi yapısalları da olumlu sinyaller vermektedir. Yine Hindistan ın ardından Çin, yatırım-tasarruf oranları açısından hızlı bir yükseliş göstermektedir. Lakin küresel finans krizi ile birlikte bu ülkelerin de büyüme oranlarında yıllar bazında bir düşüş göze çarpmaktadır. Şekil 1 de de açıkça görüldüğü üzere reel GSYİH oranı 2010 yılı itibarı ile % 8.08 oranında iken 2013 yılı itibariyle bu oranın % 4.7 olması beklenmektedir. Bunun en büyük nedenini ise Avrupa Birliği nin içinde bulunduğu ekonomik kriz oluşturmaktadır. ġekil 1: BRIC Ülkelerinin Yıllar Bazında Reel GSYİH Büyüme Oranlarındaki Azalma ,08 6,53 4,87 4, Reel GSYİH'daki yüzde değişim Kaynak: Azarello ve Putnam(2012), CME Group, market-insights-bric pdf BRIC ülkeleri ayrı ayrı değerlendirildiklerinde her birinin farklı iktisadi özelliği ön plana çıkmaktadır. Brezilya dünyanın tarım sektöründe gelişen bir gücü olarak emtia piyasası ile, Rusya dünyanın en büyük doğal gaz tedarikçisi olarak enerji sektörü ile, Hindistan çok becerikli işgücü ile birlikte özellikle bilişim teknolojilerinde, iş süreci ve çağrı merkezi dış kaynak kullanımı açısından hizmet sektörü ile ve Çin ise üretim alanında dünyanın en hızlı 5

8 büyüyen ekonomisi özelliği ön plana çıkmaktadır. Her bir BRIC ülkesinin iktisadi özelliği birbirinden ayrı olmakla birlikte bu ülkeler bir bütün olarak ele alındıklarında birbirlerini tamamlayıcı oldukları sonucuna varılmaktadır. Tablo 1 de görüldüğü üzere BRICT ülkeleri içerisinde istikrarlı olarak pozitif büyüme oranlarına sahip iki ülke bulunmaktadır; Çin ve Hindistan. Türkiye nin ise deprem ve finansal kriz yaşadığı 1994, 1999, 2001 yılları ile küresel finans krizinin derinleştiği 2009 yılı hariç her yıl pozitif büyüme oranlarına sahip olduğu görülmektedir. Bununla birlikte büyüme oranları açısından Rusya nın küresel krizden en çok etkilenen, Çin in ise en az etkilenen ülke olduğu sonucuna varılmaktadır. Tablo 1: BRICT Ülkeleri Dönemi Büyüme Oranları (%) Brezilya Rusya Hindistan Çin Türkiye Kaynak: IMF, World Economic Outlook Tablo 2 de ise BRICT ülkelerine ait cari işlemler dengesine ait veriler yer almaktadır. Cari dengenin açık ya da fazla vermesi durumunun değerlendirmesi, iktisat bilimine özellikle de iktisat politikasına hangi pencereden bakıldığıyla yakından ilgilidir. Cari fazla veren bir ülke için, gelişmiş ülkeler açısından değerlendirildiğinde, kaynak kullanımının üretim potansiyelinin altında olduğunu, yurt içi tasarrufların ise yatırımları aştığını söylemek mümkündür. Gelişmiş ülke sınıflamasında yer almadan cari fazla veren ülkeleri iki ayrı başlık altında incelemek gerekmektedir. Hızlı büyüme ile sürekli cari işlem fazlası veren ülkeler dış 6

9 bağımlılık olgusundan giderek uzaklaşan ekonomiler anlamına gelmektedir. Bu ülkelerin en tipik örneği Çin dir. Çin de, küresel kriz dönemi hariç, hızlı büyüme ile birlikte yıllar itibariyle cari işlem fazlasının arttığı gözlemlenmektedir. Buna karşılık, bazı ülkeler ise geçmiş dönemlerin yüksek dış borç yükümlülüklerini karşılamak için cari işlem fazlaları vermektedirler ve bu durum sürdürülebilirlikten uzak ve gerçekçi olarak kabul edilememektedir. Tablo 2 den de görüldüğü üzere Çin ve Rusya hariç tüm ülkelerin cari açıklarının olduğu, küresel kriz ile birlikte bu iki ülkenin cari fazlalarının da düşüş gösterdiği görülmektedir. Özellikle Türkiye nin küresel kriz ile birlikte toparlanan cari işlemler açığı 2009 yılından itibaren rekor seviyelerde seyretmektedir. Cari işlemler açığının sürdürülebilir hale getirilebilmesi için uygulanan sıkı para politikası çerçevesinde yüksek zorunlu karşılık oranı, geniş faiz koridoru ve düşük politika faizi ile amaçlanan özellikle kısa vadeli sermayenin ülke içine girişini kısıtlamak ve ulusal kredi genişlemesinin azaltılmasıdır (Togan ve Berument, 2011: 18). Uygulanan sıkı para politikası neticesinde de 2012 yılının ilk beş ayında bir önceki yılın aynı dönemine göre cari açık 9 milyar 941 milyon dolar azalmıştır. Tablo 2: BRICT ülkeleri Cari İşlemler Dengesi (Milyon USD$) Brezilya Rusya Hindistan Çin Türkiye Kaynak: IMF, World Economic Outlook

10 BRICT ülkelerinde yatırımın GSYİH içindeki payını yansıtan Tablo 3 te yine Çin ve Hindistan ın en büyük orana sahip ülkeler olduğu görülmektedir. Cari işlemler fazlası veren Rusya nın ise düşük yatırım/gsyih oranı dikkat çekmektedir. Türkiye ise bu dönem içinde yatırımlarını artıramamış lakin cari açığındaki artış çok yüksek seviyelere ulaşmıştır. Bu durumda sermaye girişlerinin yatırımları uyarması gerektiği ve buna bağlı olarak ithalatın artarak cari açığa neden olduğu gibi bir görüş Türkiye için geçerliliğini yitirmektedir. Kısacası yatırımların ortalama olarak aynı seviyelerde seyretmesine rağmen cari açığın artmasının uyarılma neticesinde olmadığı sonucuna ulaşılmaktadır. Tablo 3: BRICT Ülkeleri Yatırımın GSYİH İçindeki Payı (%) Brezilya Rusya Hindistan Çin Türkiye * Kaynak: IMF, World Economic Outlook * Bu oran 2010 yılında 2011 için beklenen değeri ifade etmektedir. Tablo 4 teki verilere dayanarak Brezilya ve Hindistan ın GSYİH içindeki brüt devlet borcunun tehlikeli seviyelerde olduğunu söylemek mümkündür. Cari açığın sürdürülebilirliği için cari açığın kamu borcundan kaynaklanmıyorsa ve özel tasarruflarda gerileme yoksa tehlikeli bir durum arz etmeyeceğine ilişkin optimizasyon görüşüne göre yatırımların cari açığı artırması doğaldır(uygur, 2012: 12). Lakin kamu borcunun çok fazla olduğu bu iki ülkeden Hindistan da yatırımların da birlikte arttığı lakin Brezilya daki yatırımların ortalama 8

11 seviyelerde seyrettiği görülmektedir. Bu durumda Brezilya nın cari işlemler açığındaki fazlalıkla birlikte yatırımlarda bir artış yaşanmaması ve bunlara ek olarak devlet borcunun fazlalığı bu ülkenin negatif şoklara karşı kırılgan hale geldiğinin bir göstergesi olarak değerlendirmek mümkün olmaktadır. Türkiye için bu oran değerlendirildiği zaman küresel kriz ile birlikte artan oranın gittikçe azalmakta olduğu görülmektedir. Tablo 4: Brüt Devlet Borcunun GSYİH İçindeki Payı (%) Brezilya Rusya Hindistan Çin Türkiye 1993 n/a n/a n/a 1994 n/a n/a n/a 1995 n/a n/a n/a 1996 n/a n/a n/a 1997 n/a n/a n/a 1998 n/a n/a n/a 1999 n/a n/a * Kaynak: IMF, World Economic Outlook * Bu oran 2010 yılında 2011 için beklenen değeri ifade etmektedir. BRIC ülkeleri tek tek ele alındıklarında 5 Brezilya nın yatırım-tasarruf oranını Çin ve Hindistan gibi artırması gerektiği, kamu kesimi borçluluk oranlarını azaltması, buna ilaveten finansal sektörün derinliğini artırması gerektiği sonucuna ulaşılmaktadır. Rusya nın ise, eksik sermayeye sahip ve verimsiz doğal monopollerini iyileştirmeye ve ülkeye yatırımları çekecek şekilde yapısal reformlarını hızlandırması gerektiği gözlenmektedir. Hindistan ın fiziksel altyapısını güçlendirmesi, tarım sektörünü geliştirmesi, büyüme olgusunu daha kapsamlı ele alması ve nüfusun geneline sağlık ve eğitim gibi kamu hizmetlerini götürmede etkin olması gerektiği, nüfus olarak BIC ülkeleri içinde başı çeken Çin in de gerek ulusal gerekse de dışsal 5 The BRICS Report, Yeni Delhi, Oxford Üniversitesi Basımevi, 2012, 9

12 zorlukların üstesinden gelmek için adımlar atması ve gerekli düzenlemelerle birlikte değişiklikleri gerçekleştirmesi gerektiği gözlenmektedir. Mevcut hızlı büyümesini devam ettirebilmesi için özellikle ihracat temelli büyümeden kendi kendini idame ettiren ulusal talep artışına bağlı büyümeye doğru bir kayma gerçekleştirmesi gerekmektedir. Buna ilaveten nüfusun ve yüz ölçümünün büyüklüğüne bağlı olarak gerekli ve yeterli kamusal hizmetlerden faydalanamayan nüfusun büyük kısmı için yapısal reformların gerçekleştirilerek nüfusun bu kesiminin de kamu hizmetlerinden faydalanmaları sağlanmalıdır. 3.VERĠ SETĠ ve YÖNTEM Bu çalışmada amaçlanan BRICT ülkeleri kapsamında cari açık ve ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisinin belirlenmesidir. Analize konu olan 5 ülkenin (Brezilya, Rusya, Hindistan, Çin, Türkiye) dönemi cari işlemler dengesi ve büyüme rakamları kullanılarak, panel veri analizi kapsamında, ampirik bir model oluşturulmuştur. Oluşturulan ampirik modelin fonksiyonel ifadesi aşağıdaki gibidir: C. A = f(g) C.A: Cari Denge (Cari Denge/GSYİH oranı) G: Büyüme Oranı (Sabit fiyatlarla GSYİH artış oranı) Kullanılan veri seti Uluslararası para fonu (IMF) tarafından yayınlanan Dünya Ekonomik Görünüşü (WEO - World Economic Outlook) veri tabanından yıllık veriler kullanılarak oluşturulmuştur. Panel veri analizi kapsamında oluşturulan ampirik modelin tahmininde E-views 7.0, WinRATS Pro. 7.0 ve Gauss 10.0 paket programlarından yararlanılmıştır. Ülkeler arası karşılaştırmaların yapıldığı mikro veya makroiktisadi analizlerde genel olarak panel veri ekonometrisinden yararlanılmaktadır. Bu çalışmalarda ele alınan konular, yatay kesit birimlerine ait verilerin analizi yoluyla ya da bu analizlere zaman boyutunun da eklenmesi yoluyla yapılmaktadır. Böylece hem zaman içinde hem de ele alınan birimler arası farklılıklar birlikte incelenmiş olmaktadır(cameron ve Trivedi, 2005:695). 10

13 Panel veri tekniği kullanılarak yapılan analizlerde farklı zaman noktaları içinde bireysel yani yatay kesit gözlemleri dikkate alınmaktadır. Bunun sonucunda örneklemdeki her bireysel veri için zaman açısından çok sayıda gözlem oluşturulabilmektedir (Arellano, 2003:1). Panel veri analizinde tahminciler için kullanılan temel eşitlik aşağıdaki gibidir: y it = a i + β i x it + u it Bu eşitlikte; i genel olarak ele alınan ekonomik karar birimini (firma, hane halkı, ülke gibi) yani yatay kesit birimlerini, t ise zamanı ifade etmektedir. Bundan dolayı i indisi yatay kesit boyutu göstermekte, t indisi ise zaman boyutunu belirtmektedir. α i, t zaman ve i yatay kesitine bağlı olarak tahmin edilen bireysel etkileri de kapsayan sabiti tanımlamaktadır (Baltagi, 2005:6). 4.UYGULAMA ve ELDE EDĠLEN BULGULAR Çalışmada öncelikle değişkenlerin homojen olup olmadıkları delta testi yardımıyla incelenmektedir. Değişkenlerin homojen olup olmamaları, uygulanacak olan birim kök ve eşbütünleşme testlerinin yönünü ve biçimini değiştirmektedir. Delta testi aşağıda fonksiyonel ifadelerinde belirtildiği gibi iki ayrı şekilde hesaplanabilmektedir (Pesaran ve Yamagata, 2008:56): = N N 1 S k 2k Aşağıda yer alan denklem düzeltilmiş delta test istatistiğini vermektedir: adj = N N 1 S E(Z it ) Var(Z it ) Delta testine ait sıfır hipotez ve alternatif hipotez aşağıdaki de belirtmek mümkündür: y it = a i + β i x it + u it H 0 : β 1 = β 2 = = β n = β (tüm β i ler için) H 1 : β 1 = β 2 = β n (en az bir i için) 11

14 Tablo 5: Delta Testi Sonuçları Test Test Ġstatistiği Prob adj Tablo 5 de yer alan sonuçlara göre oluşturulan modeldeki değişkenler heterojendir. Hesaplanan olasılık değeri %5 te anlamlıdır ve H 0 reddedilir. Delta testi yardımıyla heterojen oldukları belirlenen seriler için yatay kesit bağımsızlığının araştırılması önem taşımaktadır. Yatay kesit birimlerinin birbiriyle bağımlı olup olmadıkları, başka bir deyişle seriye belli bir şok geldiğinde tüm yatay kesit birimlerinin söz konusu şoktan aynı derece etkilenip etkilenmediği incelenmelidir. Bu çalışmada, yatay kesit bağımsızlığının araştırılmasında Pesaran CD LM testinden yararlanılmıştır. p i p i Y it = α i + b i y i,t 1 + c ij Y i,t j + d i t + h i y t 1 + η ü Δy i,t j + ε i,t j =1 j =0 Yatay kesit bağımsızlığı için yukarıdaki denklemde elde edilen bulgular ışığında CD LM test istatistiği elde edilir. Kalıntılar arasında az ya da çok eş anlı korelasyon olması beklenmektedir. Bu korelasyonların istatistiksel olarak anlamlılığı Breusch ve Pagan (1980) LM testi ile test edilmektedir (Pesaran, 2004:4; Güloğlu ve İspir, 2009:4). LM istatistiği şu şekilde hesaplanabilir: LM = T N 1 i=j N j=i+1 2 ρ ij 2 ~ χ N(N 1)/2 Burada ρ ij her bir denklemin en küçük kareler (EKK) yöntemi ile tahmininden elde edilen kalıntılar arasında basit korelasyon katsayısıdır. Kalıntılar arasında korelasyon olmadığı sıfır hipotezi altında LM, N sabitken ve T sonsuza giderken χ² dağılımı göstermektedir. Peseran (2004) N ve T nin büyük olduğu durumlar için CD LM olarak adlandırdığı istatistiği türetmiştir (Pesaran, 2004:5, Güloğlu ve İvrendi, 2010:384). CD LM = 1 N (N 1) N 1 i=j N j=i+1 T ρ ij 2 1 ~ N(0,1) 12

15 CD LM testine ait hipotezler aşağıdaki şekilde ifade edilebilir: H 0 : ρ ij = ρ ji = cor u it, u jt = 0, i j (Yatay kesitler arasında bağımlılık yoktur) H 1 : ρ ij = ρ ji 0, i j (Yatay kesitler arasında bağımlılık vardır) Tablo 6: G Değişkeni İçin Yatay Kesit Bağımsızlığı Testi (CD LM Testi) CD Test Test Ġstatistiği Prob LM (Breusch,Pagan 1980) CD LM (Pesaran 2004 ) Tablo 6 da yer alan sonuçlara göre, modelde yer alan G değişkeni için yatay kesit bağımsızlığını ifade eden sıfır hipotezi reddedilir. Buna göre G serisini oluşturan yatay kesit birimleri arasında bağımlılık vardır. Tablo 7: C.A Değişeni İçin Yatay Kesit Bağımsızlığı Testi (CD LM Testi) CD Test Test Ġstatistiği Prob LM (Breusch, Pagan 1980) CD LM (Pesaran 2004 ) Tablo 7 de yer alan sonuçlara göre, modelde yer alan C.A değişkeni için yatay kesit bağımsızlığını ifade eden boş hipotez reddedilir, hesaplanan olasılık değeri 0.05 ten küçüktür. Elde edilen bulgulara göre, C.A serisini oluşturan yatay kesit birimleri arasında bağımlılık vardır. Tahminlenen homojenlik ve yatay kesit bağımsızlığı testleri, panel eşbütünleşme testine geçmeden önce uygulanması gereken birim kök testlerinin yapısına dair ipuçları vermektedir. Panel birim kök testlerinde karşılaşılan önemli sorunlardan biri, paneli oluşturan yatay kesit birimlerinin birbirinden bağımsız olarak ele alınıp, alınmamasıdır. Birinci nesil adı verilen panel birim kök testleri, yatay kesit birimlerinin birbirinden bağımsız olduğu varsayımı altında oluşturulmuştur. Im, Pesaran ve Shin (1997), Maddala ve Wu (1999), Levin vd. (2002), Hadri (2000) ve Choi (2001) tarafından geliştirilen testler birinci nesil birim kök testlerine örnektir (Güloğlu ve İspir, 2009:2). 13

16 Paneli oluşturan yatay kesit birimleri, seriye gelen bir şok karşısında birbirinden hiçbir zaman etkilenmediğini varsaymak gerçekçi olmayacaktır. Etkin tahmin sonuçlarının elde edilebilmesi için yatay kesit bağımlığını dikkate alan birim kök testlerinin uygulanması gereklidir(nazlıoğlu, 2010:104). Yatay kesit bağımlığını dikkate alan birim kök testleri, ikinci nesil panel birim kök testleri olarak adlandırılmaktadır. Bu alanda geliştirilen testlerin çoğu yatay kesit birimlerine ait hata terimlerinin faktör yapılarının modellenmesine dayanmaktadır. Choi 2002, Phillips ve Sul 2003, Bai ve Ng 2004, Moon ve Peron 2004 bu testlere örnek olarak gösterilebilir(nazlıoğlu, 2010:104; Güloğlu ve İvrendi, 2010:382). Pesaran (2007) hata terimlerinin faktör yapılarının tahminlenmesi yerine, uygulama kolaylığı sağlayan yatay kesit bağımlılığını dikkate alan bir panel birim kök testi geliştirmiştir. Kesit açısından genişletilmiş Dickey-Fuller (Cross-Sectionally Augmented Dickey-Fuller (CADF)) testi olarak adlandırılan panel birim kök testi aşağıdaki regresyon modeli tahminine dayalıdır: Y it = α i + b i y i,t 1 + p i c ij j =1 Y i,t j + d i t + h i y t 1 + p i η ü j =0 Δy i,t j + ε i,t Pesaran (2007) λ i nin ortalamasının sıfırdan farklı olduğu durumda ve N sonsuza giderken, ortak öğenin yt ve yt nin gecikmeli değerleriyle yaklaştırılabileceğini göstermiştir. Her bir yatay kesit için u it deki potansiyel otokorelasyonu dikkate almak için, ortak öğe yt ve Δyt nin gecikmeli değerleriyle yaklaştırılabilir. (Güloğlu ve İvrendi, 2010:383): H 0 b i = 0 seri durağandır. H 1 b i < 0 seri durağan değildir. (i=1,2,,n) CADF testinda b i katsayılarına ilişkin t değerleri bulunur. Kritik değerler Pesaran (2007) tarafından tablolaştırılmıştır. Pesaran yaptığı Monte Carlo simülasyonlarında CADF testinin hem N>T hem de T>N durumunda geçerli olduğunu ortaya koymuştur (Peseran, 2007: 269, Güloğlu ve İvrendi, 2010: 383). CADF testine ait t istatistik değeri aşağıdaki gibi hesaplanmaktadır(pesaran, 2007:269): t i N, T = Y i M w Y i 1 σ(y i 1 M w Y i 1 ) 1/2 14

17 CIPS istatistiği ise her bir yatay kesit için hesaplanan t istatistik değerlerinin ortalamasıdır(nazlıoğlu, 2010:92; Pesaran,2007:276). t = N 1 N t i i=1 (N, T) Tablo 8: G Değişkeni İçin CADF Testi Sonuçları CADF T-istatistik Değerleri CIPS = Tablo 8 de yer alan bulgulara göre, G değişkeni durağan değildir. Hesaplanan t istatistik değeri, Pesaran (2007) kritik tablo değeri olan den büyüktür ve H 0 hipotezi reddedilir. Tablo 9: C.A. Değişkeni İçin CADF Testi Sonuçları CADF T-istatistik Değerleri CIPS = Tablo 9 da yer alan bulgulara göre, C.A değişkeni durağan değildir. Hesaplanan t istatistik değeri Pesaran (2007) kritik tablo değeri olan büyüktür ve H 0 hipotezi reddedilir. Tablo 8 ve Tablo 9 da yer alan sonuçlar birlikte değerlendirildiğinde paneli oluşturan her iki serininde birim kök içerdiği görülmektedir. Hem büyüme oranını ifade eden G değişkeni hem de cari işlemler dengesini ifade eden C.A değişkeni düzeyde durağan değildir, bu seriler I(1) özelliği göstermektedir. 15

18 Panel birim kök testleri sonucunda elde edilen bulgular, panel eşbütünleşme testleri için büyük önem taşımaktadır. Panel eşbütünleşme testlerinin varsayımları yapılırken değişkenlerin durağanlık dereceleri, uygulanacak olan testin türünü değiştirmektedir. Çalışmada ele alınan seriler yatay kesit bağımlığı içermektedir; bu da panel eşbütünleşme testlerinde yatay kesit bağımlılığını dikkate alan ikinci nesil eşbütünleşme testlerinin kullanılmasını zorunlu kılmaktadır. Bazı panel eşbütünleşme testleri, regresyon modelinden elde edilen hata terimlerine dayalı yaklaşımlardır; Pedroni eşbütünleşme testi bu yaklaşımlara örnek olarak gösterilebilir. Bu testte değişkenlerin düzey değerleri için, tahmin edilen uzun dönem katsayıları ile birinci farklar kullanılarak tahmin edilen kısa dönem hata düzeltme katsayılarının birbirine eşit olması gerekmektedir. Bu ise testlerin gücünü düşürmekte ve böylece değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisi olsa bile, bunun sahte biçimde reddedilmesine yol açmaktadır (Westerlund, 2007:710; Nazlıoğlu:94). Westerlund (2007) Pedroni testlerinin eksikliğini gidermek için, hata düzeltme modeline dayalı dört panel eşbütünleşme testi geliştirmiştir. Bu testlerin ikisi grup ortalama istatistikleri (group mean statistics), diğer ikisi ise panel istatistikleri olarak adlandırılmaktadır. Westerlund nin geliştirdiği bu test, paneli oluşturan serilerin aynı derecede ve birinci farkta I(1) durağan olduğu varsayımına dayanmaktadır(westurlund, 2007:718). Westerlund hata düzeltme testinde (Westerlund Error Connection Test) panel istatistiklerin hesaplanmasında ilk olarak aşağıdaki model DEKK(DOLS) ile tahmin edilmektedir. Y it = δ i d t + λ i x it 1 + Y it 1 = δ i d t + λ i x it 1 + ρ i a ij j =1 ρ i a ij j =1 Y it 1 + Y it 1 + ρ i λ i j =0 ρ i λ i j =0 x it j + e t x it j + ε t Ardından panelin tamamı için hata düzeltme katsayısı ve bunun standart hatası hesaplanmaktadır. N T a i = Y it N T i=1 t =2 i=1 t=2 1 Y a i (1) it 1 Y it 16

19 N T S. E a i = (S N ) 2 Y it 1 2 i=1 t=2 1/2 Son olarak, panel eşbütünleşme istatistikleri aşağıdaki gibi hesaplanmaktadır: P t = a S. E(a) ~N(0,1) P a = T a ~N(0,1) Yukarıda üç aşamada hesaplanan panel istatistiklerine ait boş ve alternatif hipotez şu şekilde ifade edilmektedir: H 0 : a i = 0 bütün yatay kesit birimleri için eşbütünleşme ilişkisi yoktur. H 1 : a i = a < 0 bütün yatay kesit birimleri için eşbütünleşme ilişkisi vardır. Westerlund (2007) tarafından geliştirilen panel eşbütünleşme testi, standart normal dağılım kritik değeri ile karşılaştırılırken yapılan varsayım paneli oluşturan yatay kesitler arasında bağımlılık olmadığıdır. Westerlund (2007) yatay kesit bağımlılığını dikkate almak için hesaplanan eşbütünleşme istatistiklerinin Chang (2004) de önerilen bootstrap dağılım kritik değerler ile karşılaştırılmasını önermektedir(nazlıoğlu, 2010:96). Tablo 10: Westerlund (2007) ECM Test Sonuçları Test Ġstatistikleri Bootsrapt Prob. g τ Grup Ortalaması g a Grup Ortalaması p τ Panel p a Panel Tablo 10 da belirtilen sonuçlara göre, paneli oluşturan yatay kesit birimleri arasında eşbütünleşik ilişki yoktur sıfır hipotezi reddedilir. 6 Buna göre, paneli oluşturan bütün yatay kesit birimleri arasında eşbütünleşik ilişkinin varlığı kanıtlanmaktadır. 6 Sonuçlarda yer alan sayısal veriler yorumlanırken, panel istatistiklerinin bootstrap değerleri dikkate alınmalıdır. 17

20 Panel eşbütünleşme testleri sonucu elde edilen sonuçlar, panel nedensellik analizinde hangi tahminleme yönteminin kullanılması gerektiğini belirlemektedir. Panel nedensellik yazınına yön veren 4 farklı nedensellik testinden bahsetmek mümkündür: 1- Panel VECM (2008) 2- Coining ve Pedroni (2008) 3- Dumitrescu ve Hurlin (2012) 4- Emirmahmutoğlu ve Köse (2011) Paneli oluşturan serilerdeki eşbütünleşik ilişkinin olup olmaması kullanılacak olan nedensellik testini değiştirmektedir. Panel nedensellik testlerinin tümü yatay kesit bağımsızlığı varsayımı altında tahmin yapmaktadır. Yalnızca Dumitrescu ve Hurlin (2012) testi ile hem yatay kesit bağımlığı hem de yatay kesit bağımsızlığı durumunda tahmin yapılabilmekte ve etkin sonuçlara ulaşılmaktadır(dumitrescu ve Hurlin, 2012:1). Dumitrescu ve Hurlin(2012) testi heterojen paneller için Garanger nedensellik testi ile benzerlik göstermektedir. Bu test, Garanger nedensellik testi kapsamında yatay kesit birimleri için hesaplanan bireysel Wald testlerinin ortalamasını ifade etmektedir(dumitrescu ve Hurlin, 2012:1). Bu test, hem heterojenliği hem de yatay kesit bağımlılığını dikkate almaktadır. Dumitrescu ve Hurlin testinin diğer bir özelliği ise hem eşbütünleşik ilişkinin varlığında hem de olmadığı durumda çalışmasıdır. Dumitrescu ve Hurlin(2012) panel nedensellik testinde 3 farklı istatistik değeri hesaplanmaktadır(dumitrescu ve Hurlin, 2012:4-5). Bunlar; W Hnc N,T = 1 N N i=1 W i,t Z Hnc N,T = N 2K W N,T Hnc K d N,T N(0,1) Z N Hnc = N W N,T Hnc N 1 N i=1 E (W i,t ) N 1 N i=1 Var(W i,t ) d N,T N(0,1) 18