Harrod-Nötr Teknolojik Gelişme Varsayımı Altında Türkiye de Büyümenin Kaynakları

Transkript

1 EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 5 Sayı: 4 Ekim 205 ss Harrod-Nör Teknolojik Gelişme Varsayımı Alında Türkiye de Büyümenin Kaynakları Sources of Growh in Turkey Under Harrod-Neural Technological Progress Idenificaion Şenay AÇIKGÖZ, Merer MERT 2 ÖZET Teknolojik gelişmenin ürü Harrod-nör eknolojik gelişme olarak kabul edildiğinde, yapılan analiz durağan durum koşulları ile uyumlu olmakadır. Bu nedenle, uzun dönemli ilişkileri gerekiren ekonomerik yönemler kullanılarak yapılan çalışmalarda eknolojik gelişmenin ürünün Harrod-nör varsayılması daha uygundur. Bu çalışmada Türkiye ekonomisi için büyümenin kaynakları dönemi için Harrod-nör eknolojik gelişme varsayımı alında incelenmişir. Söz konusu inceleme Pesaran, Shin ve Smih (200) makalesine dayanan sınır sınaması ve Pesaran ve Shin (999) çalışmasına dayanan ooregresif dağıılmış gecikme modeli ile gerçekleşirilmişir. Tahmin sonuçlarının sağlamlığı ise Phillips ve Hansen (990) makalesi ile anımlanmış değişirilmiş en küçük kareler yaklaşımı ile araşırılmışır. Analiz sonuçları, Türkiye de oplam fakör verimliliği büyümesinin, emek başına hasıla büyüme oranının dalgalanmasını belirlemesi mümkün ise de büyümenin esas kaynağı olmadığını ima emekedir. Ayrıca, çalışmanın bulguları, verimlilik büyümesinin fiziki ve beşeri sermaye birikimi ve emek arzı arışı ile belirlenen ekonomiye içsel bir unsur olduğunu da ima emekedir. Anahar kelimeler: Büyüme, eknolojik gelişme, sınır sınaması yaklaşımı, ARDL, FM-OLS. ABSTRACT If i is assumed ha he naure of echnological progress as Harrod-neural, he analysis is compaible wih seady sae condiions. I is for his reason ha he naure of echnological progress is assumed o be Harrod-neural for he economeric sudies which analyze long-run relaionships. This sudy invesigaes sources of growh for he Turkish economy for he period based on Harrod-neural echnological progress idenificaion. The analysis is made using he bounds esing procedure of Pesaran, Shin and Smih (200) and he auoregressive disribued lag (ARDL) approach of Pesaran and Shin (999). The robusness of he es resuls and parameer esimaes are also jusified by he fully modified ordinary leas squares approach of Phillips and Hansen (990). The resuls imply ha alhough produciviy growh may deermine rise and fall of per labor oupu growh, i is no he main source. Furher, he resuls also imply ha produciviy growh is an endogenous variable which is deermined by physical and human capial accumulaion, and labor growh. Keywords: Economic growh, echnological progress, he bounds esing approach, ARDL, FM-OLS.. GİRİŞ İkisadi büyümenin arz-yönlü kaynaklarına ilişkin önemli bir lieraür mevcuur. Bu lieraürdeki emel arışma ikisadi büyümenin sermaye birikiminden mi yoksa eknolojik gelişmeden mi kaynaklandığıdır. Hızlı ikisadi büyüme sermaye birikiminden kaynaklanıyorsa refah arışının kaynağı hızlı sermaye birikimi iken hızlı büyüme oplam fakör verimliliği büyümesinden kaynaklandığında zenginleşmenin kaynağı eknolojik gelişme olarak değerlendirilmekedir. İkisadi büyümenin kaynaklarına yönelik ampirik çalışmaların sonuçları ise i) ele alınan döneme, ii) kullanılan ekonomerik veya isaisiki yöneme ve ayrıca iii) kullanılan üreim fonksiyonuna göre değişmekedir. Bu duruma ilginç bir örnek olarak hızlı büyüyen Doğu Asya ülkeleri verilebilir. Gerçeken de Doğu Asya ülkelerinin sermaye birikimi sayesinde hızla büyüdüğünü oraya koyan çalışmalar olduğu gibi (bkz. Kim ve Lau, 994; Collins ve Boshworh, 996), Doğu Asya ülkelerinde büyümenin esas kaynağının oplam fakör verimliliği büyümesi, yani eknolojik gelişme olduğunu göseren çalışmalar da mevcuur (bkz. Klenow ve Rodríguez-Clare, 997; Acikgoz ve Mer 204). Büyümenin kaynakları çalışmalarında farklı sonuçlar elde edilmesinin bir nedeni, yukarıda ifade edildiği gibi kullanılan üreim fonksiyonudur. Üreim fonksiyonundan harekele analize başlarken eknolojik gelişmenin ürü bir varsayım olarak belirlenmekedir. İşe bu varsayım ampirik sonuçları ekileyebilmekedir. Ekonomerik ahmin zaman serisi analizleri ile yapıldığında, ikisadi serilerin genel orak özelliği olan durağan olmamaları nedeniyle bu seriler arasında uzun dönemli ilişkiler incelenmekedir. Uzun dönemli Doç.Dr., Gazi Üniversiesi İİBF, Ekonomeri Bölümü. 2 Dr., Gazi Üniversiesi İİBF, İkisa Bölümü. 495

2 Şenay AÇIKGÖZ, Merer MERT analiz ile uyumlu eknolojik gelişme ürü ise Harrodnör eknolojik gelişme ürüdür (Uzawa, 96). O halde, büyümenin kaynaklarının, uzun dönemli analizi gerekiren ekonomerik yönemlerle gerçekleşirilmesi durumunda, eknolojik gelişme ürünün Harrod-nör olarak varsayılması daha uygun olacakır (Acikgoz ve Mer (204)). Bu çalışmanın emel amacı da Türkiye de döneminde ikisadi büyümenin kaynaklarını Harrod-nör eknolojik gelişme varsayımı alında sapamakır. Çalışma 5 ana bölümden oluşmakadır. İzleyen bölümde eorik yapı ve lieraür sunulmuş, üçüncü bölümde veri sei hakkında bilgi verilmiş ve kullanılan ekonomerik yönem özelenmişir. Ampirik sonuçlar dördüncü bölümde verilirken çalışma sonuç bölümü ile sonlandırılmışır. 2. TEORİK ALTYAPI VE LİTERATÜR Solow (957) ile başlayan ve ikisadi büyümenin arz-yönlü kaynaklarını ayrışıran birçok çalışmada, Hicks-nör eknolojik gelişme varsayımı kullanılarak ayrışırma yapılmışır. Hicks-nör eknolojik gelişme fakör fiyaları sabiken sermaye-emek oranı değişmiyorsa meydana gelir (Hicks, 963, 2). Hicks-nör eknolojik gelişme kabul edildiğinde kullanılan üreim fonksiyonu şöyledir: α α L Q = A K () Burada,Q, A, K, ve L sırasıyla hasılayı, eknoloji düzeyini, sermaye sokunu ve işgücünü gösermekedir. α ise hasılanın sermayeye göre esnekliğidir. Halbuki en başa Uzawa (96) ve sonraki birçok çalışmada (örneğin bkz. Inada, 964; Mirrlees, 967; Akerlof ve Nordhaus, 967), Harrod-nör eknolojik gelişmenin durağan durum dengesi yani uzun dönem ile uyumlu olan eknolojik gelişme ürü olduğu göserilmişir (Söz konusu çalışmaların incelendiği bir çalışma için bkz. Acikgoz ve Mer (205)). Harrod-nör eknolojik gelişme emek başına sermayenin marjinal verimliliği sabiken sermaye-hasıla oranı değişmiyorsa meydana gelir (Harrod, 948: 82). Harrod-nör eknolojik gelişmenin olduğu koşullarda kullanılan üreim fonksiyonu şöyledir: α ( A L ) α Q = K (2) Ayrıca Acikgoz ve Mer (205) e, eğer uzun dönem analizi yapılıyor ve Hicks-nör eknolojik gelişme varsayımı muhafaza ediliyorsa, eknoloji düzeyinin zamana bağlı olmadığının kabul edilmesi gerekiği de açıklanmışır. Yani, uzun dönem denge ilişkisi öngören bir çalışmada Hicks-nör eknolojik gelişme varsayımı muhafaza ediliyorsa şöyle bir üreim fonksiyonunun kullanılması daha uygun olacakır. Q = AK L (3) α α Diğer arafan, bu son fonksiyon kullanılarak eknolojik gelişmeye ilişkin bir sapama yapılamaz; çünkü eknolojinin düzeyi zaen sabi kabul edilmişir. Eğer ikisadi büyümenin kaynakları, uzun dönem denge ilişkisini gerekiren bir yönem kullanılarak inceleniyorsa, uarlılık açısından eknolojik gelişme ürünün de Harrod-nör kabul edilmesi gerekir (Kullanılan ekonomerik yönemin uzun dönemli bilgileri akardığına ilişkin ilgili lieraürden sapamalar için bkz. Acikgoz ve Mer (204)). Mevcu çalışmada, uzun dönem ilişkilerini içeren zaman serisi ekonomerisi kullanıldığı için Harrodnör eknolojik gelişme varsayımı alında Türkiye de ikisadi büyümenin kaynakları Mankiw, Romer ve Weil (992) deki beşeri sermaye ile genişleilmiş üreim fonksiyonundan harekele incelenmişir. Mankiw, Romer ve Weil (992) deki üreim fonksiyonu şöyledir: α β α β ( A L ) Q = K H (4) Burada, H beşeri sermaye sokunu gösermekedir. β ise hasılanın beşeri sermayeye göre esnekliğidir. Eğer bu denklem işgücü başına ifade edildiken sonra büyüme oranı cinsinden yazılırsa şu elde edilir. r = α r + β r + ( α β ) r (5) Q L K L H L Burada r büyüme oranını gösermekedir. Böylece, çalışmada α ve β paramereleri ahmin edildik- r r en sonra gözlemlenen r K L, H L ve Q L yerine konmak sureiyle eknolojik gelişme hızının kakısı hesaplanabilir. Diğer arafan bu nokada mevcu çalışmaya haklı bir eleşiri geirilebilir. İkisadi büyümenin kaynakları analizi kısa dönemli bir analiz olduğu için uzun dönem bilgilerinden kısa dönem bilgilerinin elde edilmesi ve daha sonra büyüme muhasebesi yapılması daha uygun olacakır (bkz. Acikgoz ve Mer (204)). Halbuki mevcu çalışmada, uzun dönem kasayıları ikisadi olarak anlamlı iken kısa dönem kasayıları ikisadi olarak anlamlı değildir. Bu nedenle, çalışmanın sonuçları bu açıdan ihiyala değerlendirilmelidir. A 496

3 Harrod-Nör Teknolojik Gelişme Varsayımı Alında Türkiye de Büyümenin Kaynakları Büyümenin kaynaklarına ilişkin önemli bir çalışma olan Klenow ve Rodríguez-Clare (997) de 98 ülke için yılına ilişkin olarak bir analiz yapılmışır. Söz konusu analiz, Mankiw, Romer ve Weil (992) deki beşeri sermaye ile genişleilmiş üreim fonksiyonundan harekele gerçekleşirilmişir. Klenow ve Rodríguez-Clare (997) bu eşiliği yeniden düzenlemiş ve büyüme muhasebesini şu eşiliğe dayandırarak gerçekleşirmişir: α ( α β ) β ( α β ) ( K Y ) ( H Y ) Q L (6) = A Klenow ve Rodríguez-Clare (997) nin örnekleminde Türkiye de vardır. Bu çalışmanın Türkiye ye ilişkin sonuçlarını içeren Tablo in son süunu, orijinal meinde olduğu gibi verimlilik büyüme oranı olarak göserilmişir. Diğer arafan, buradaki verimlilik büyüme oranı, aynı zamanda oplam fakör verimliliği büyümesinin çalışan başına hasıla büyüme oranına kakısını gösermekedir. Tablo e göre döneminde yüzde 3,9 luk çalışan başına hasıla büyüme oranının 2,04/3,9 = 0,6395 ini yani yüzde 63,95 ini oplam fakör verimliliği büyümesi açıklamakadır. O halde, söz konusu dönem için büyümenin esas kaynağı oplam fakör verimliliği büyümesidir. Bir başka önemli çalışma olan Nehru ve Dhareshwar (993) e dönemi için aralarında Türkiye nin de olduğu 92 ülke için büyümenin kaynakları araşırılmışır. Nehru ve Dhareshwar (993) e Q = F( K, L, A ) üreim fonksiyonunu kullanılmışır. Nehru ve Dhareshwar (993), elde eiği bulgulardan harekele bir sınıflandırma yapmışır. Buna göre, dönemindeki çıkı büyümesine, oplam fakör verimliliği büyümesi kakısının sermaye soku büyümesine kakından büyük olduğu ülkeler arasında Türkiye de yer almışır. Nehru ve Dhareshwar (993), ayrıca döneminde Türkiye, Yunanisan ve Porekiz den oluşurduğu ülke grubuna ilişkin oplam fakör verimliliği büyümesinin, oranca yıllık oralama büyüme oranının,2 olduğunu sapamışır. Aynı değer, dönemi için,6 dır. Dönem Tablo : Türkiye de Büyümenin Kaynakları (Klenow ve Rodríguez-Clare, 997) Çalışan Başına Reel Gayrisafi Yuriçi Hasıla Yıllık Büyüme Oranı (yüzde) Verimlilik Büyüme Oranı (oplam fakör verimliliği büyümesininçalışan başına hasıla büyüme oranına kakısı) ,9 2,04 Kaynak: Klenow ve Rodríguez-Clare (997: 0). Dönem Tablo 2: Türkiye de Büyümenin Kaynakları (Abu-Bader ve Abu-Qarn, 2007) Emek Başına Hasıla Yüzde Büyüme Oranı , ,62 Panel Veri Sonuçları Ülkeye Özgü Eşümleşme Sonuçları Emek Başına Sermaye Büyümesinin Yüzde Kakısı Beşeri Sermaye Büyümesinin Yüzde Kakısı Toplam Fakör Verimliliği Büyümesinin Yüzde Kakısı EKK 2,40 0,35-0,3 2AEKK,74 0,45 0,42 3,58 0,7 -, ,42 3,05 0,5, ,2 5,5 0,6-2, ,60 2,60 0,5-0, ,50 3,09 0,25 -,84 Kaynak: Abu-Bader ve Abu-Qarn (2007: 766, 768). EKK: En Küçük Kareler, 2AEKK: İki Aşamalı En Küçük Kareler 497

4 Şenay AÇIKGÖZ, Merer MERT Abu-Bader ve Abu-Qarn (2007) de ise Collins ve Bosworh (996) da yer verilen üreim fonksiyonundan harekele dönemi için inceleme yapılmışır. Collins ve Bosworh (996) daki üreim fonksiyonu ise Q AK ( HL) α = α şeklindedir. Abu-Bader ve Abu-Qarn (2007) nin araşırma örnekleminde Türkiye de vardır. Türkiye ye ilişkin sonuçlar Tablo 2 de verilmişir. Bu sonuçlar, yukarıda ifade edilen diğer iki çalışmadan farklıdır. Buna göre, Türkiye de oplam fakör verimliliği büyümesinin emek başına hasıla büyümesine kakısı iki aşamalı en küçük kareler yönemi uygulanması durumu hariç olmak üzere negaifir. O halde, yukarıdaki üç çalışma şunu gösermekedir: Büyümenin kaynakları çalışmalarındaki sonuçlar, i) döneme, ii) kullanılan ekonomerik yöneme ve iii) kullanılan üreim fonksiyonuna göre değişmekedir. Bu çalışmada ise Mankiw, Romer ve Weil (992) deki beşeri sermaye ile genişleilmiş üreim fonksiyonundan harekele, Türkiye de büyümenin kaynakları dönemi için Pesaran, Shin ve Smih (200) e dayanan sınır sınaması ve Pesaran ve Shin (999) a dayanan ooregresif dağıılmış gecikme modeli kullanılarak incelenmişir. Tahmin sonuçlarının sağlamlığı ise Phillips ve Hansen (990) makalesi ile anımlanmış değişirilmiş en küçük kareler yaklaşımı ile araşırılmışır. 3. VERİ SETİ VE EKONOMETRİK METODOLOJİ Reel gayri safi yuriçi hasıla (GSYH) (Y) ile sermaye soku (K) ve beşeri sermaye (H) arasındaki ilişkiyi kuran model Denklem (4) de verilmişi. Denklem (4) işgücü başına düzenlenip logarimik formda aşağıdaki gibi yazılabilir. Burada C = ( α β) ln A olup u haa erimini göserir. ln( Y / L) = C + α ln( K / L) + β ln( H / L) + u (7) Denklem (5) e anımlanan büyüme muhasebesi denklemini kullanarak büyümenin kaynaklarını incelemek için Denklem (7) deki modelin paramerelerin ahmin edilmesi gereklidir. Çalışma zaman serisi analizine dayandığı için önce Denklem (7) deki değişkenler arasında uzun dönemli düzey ilişkisinin varlığı araşırılmışır. Uzun dönemli düzey ilişkisinin varlığı ooregresif dağıılmış gecikme (ARDL) yaklaşımına dayanan Pesaran, Shin ve Smih (200) sınır sınaması ile araşırılmışır. Uzun dönem düzey ilişkisinin varlığı belirlendiken sonra uzun dönem paramere ahminleri Pesaran (997) ve Pesaran ve Shin(999)çalışmalarınca anımlanan ARDL ile ahmin edilmişir. Çalışmada sınır sınaması yaklaşımını kullanmasının emel nedeni, değişkenlerin I() ya da I(0) olup olmadıklarının ön sınamalar ile belirlenmesini gerekirmemesidir. İkinci bir neden ise bu yaklaşımın diğer yaklaşımlara göre küçük örneklemlerde göreli olarak daha ekin olmasıdır. ARDL ile uzun dönem paramerelerinin ahmin edilmesinin bir diğer nedeni ise işgücü başına sermaye soku ve işgücü başına beşeri sermayeden kaynaklanabilecek içsel açıklayıcı değişkenler problemini yaklaşımının çözebilmesidir (içsel açıklayıcı değişken problemine ilişkin yaklaşımın kullanılabilirliği için bkz. Panopoulou ve Piis, 2004; Caporale ve Piis, 2004 ve Lewis ve MacDonald, 2002). Değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkilerinin varlığı Denklem (8) de en genel hali ile verilen kısılanmamış haa düzelme modeli ile belirlenir. ln( Y / L) = γ + γ + δ D + β ln( Y / L) β ln( K / L) p p p γ i ln( Y / L) i + γ 2i ln( K / L) i + γ 3i ln( H / L) i i= i= 0 i= β ln( H / L) 3 + u (8) Burada D yapısal değişim kukla değişkenleri vekörünü gösermekedir. birinci-sıra fark işlemcisi olup deerminisik doğrusal rendini göserir. İşgücü başına reel GSYH ln(y/l) ile işgücü başına sermaye soku ln(k/l) ile ve çalışan başına beşeri sermaye ln(h/l) ile göserilmişir. Denklem (8) de verilen kısılanmamış haa düzelme modeli değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisinin varlığını araşırmak üzere ahmin edilir. Değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisi yokur sıfır hipoezi (β = β 2 = β 3 = 0) değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisi vardır alernaif hipoezine (β β 2 β 3 0) karşı F-sınaması ile sınanır. Ancak burada F-isaisiği sandar olmayan bir dağılıma sahip olduğu için Pesaran, Shin ve Smih (200) iki kriik değerler sei üremişir. Kriik değerler selerinden bi- 498

5 Harrod-Nör Teknolojik Gelişme Varsayımı Alında Türkiye de Büyümenin Kaynakları rinde üm değişkenlerin I(0) (al sınır), diğer ise üm değişkenlerin I() olduğu (üs sınır) varsayılmışır. Eğer hesaplanan F-isaisiği seçilen önem düzeyinde üs sınırdan büyük ise değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisi vardır. Hesaplanan F-isaisiği seçilen önem düzeyinde al sınırdan küçük ise değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisi yokur. Son olarak hesaplanan F-isaisiği al ve üs sınır arasında ise kesin bir sonuca varılamamakadır. Bu durumda değişkenlerin büünleşme sıralarının birim kök sınamaları ile belirlenmesi gerekir. 2 Değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisinin varlığı belirlenmiş ise ikinci aşamada uzun dönem kasayıları Denklem (9) ile anımlanan koşullu ARDL(p,q,q 2 ) modelinden harekele ahmin edilir. ln( Y / L) = c c + ψ D q2 j= 0 θ 2 j ln( H / L) + p j= j λ ln( Y / L) j + u j + q j= 0 θ ln( K / L) j j (9) Burada üm değişkenler yukarıda anımlandığı gibidir. Sırasıyla bağımlı değişken ve açıklayıcı değişkenler için p,q,q 2 gecikme sıraları bilgi ölçüleri ile belirlenir. Büyümenin kaynaklarını incelemek üzere uzun dönem paramereleri Denklem (9) un en küçük kareler (EKK) yönemi ile ahmin edilmesi ile dolaylı olarak aşağıdaki gibi ahmin edilirler. Cˆ = cˆ 0 p k = ˆ α k ve ˆ α or ˆ β q j ij j= 0 = p ˆ θ k = ˆ λ k (0) Bu çalışmada değişkenlere ai verilerin ümü Penn World Table Version 8.0 dan (PWT 8.0) alınmışır. Veri seinde işgücü verisi ülkede isihdam edilen kişi sayısı olup bundan sonra çalışan başına ifadesi kullanılmışır. Bu çalışmada PWT8.0 verilerinin kullanılmasının emel nedeni, sermaye soku ve beşeri sermayeye ilişkin yeni veri selerine sahip olmasıdır. Toplam sermaye soku verisi her bir varlık için üreilen sermaye soklarının birleşimi olarak alınmışır. Bu da amorisman oranlarının ülkeden ülkeye ve zamana göre farklı olarak anımlanmasına olanak vermişir. Beşeri sermaye okullaşma oranları (Barro and Lee(203)) ve eğiimin geirisine (Psacharopoulos(994)) dayanarak üreilmişir. Beşeri sermaye indeks olarak kişi başına anımlanmışır. Her yılın beşeri sermaye indeks değeri o yılın nüfusu ile çarpılmış ve o yılın çalışan sayısı ile bölünmüşür. Böylece çalışan başına beşeri sermaye indeksi oluşurulmuşur. Reel GSYH ve sermaye soku 2005 fiyalarıyla ve Türk Lirası olarak ölçülmüşür. 4. AMPİRİK BULGULAR 4.. Uzun Dönem Paramere Tahminlerinin Elde Edilmesi Şekil, döneminde çalışan başına reel GSYH, fiziki sermaye soku ve beşeri sermaye indeksinin zaman içerisinde izlediği seyri gösermekedir. Her üç değişkene ai değerler zamanla birlike arma eğilimindedir. Türkiye ekonomisinde 994 ve 200 yıllarında iki önemli kriz yaşanmışır. Türkiye ekonomisi dışa açık yapısı nedeniyle dış kaynaklı ekonomik gelişmelerden de ekilenmekedir. Çalışan başına reel GSYH, fiziki sermaye ve beşeri sermayenin yıllık oralama büyüme hızı incelenen dönemde sırasıyla yüzde 2,9, yüzde 4,2 ve yüzde,8 dir. 499

6 Şenay AÇIKGÖZ, Merer MERT 0.8 lnyl.5 lnkl 2.2 lnhl Şekil : Çalışan Başına Reel GSYH, Fiziki Sermaye Soku ve Beşeri Sermaye İndeksi Her üç seri de zamanla birlike arış eğiliminde olduğu için çalışan başına reel GSYH için yapılacak analizlerde en azından başlangıça deerminisik rend değişkeninin bulunması gerekiği konusunda bir bilgi sunmakadır. Denklem (8) de verilen sınama regresyon modeli belirleme haasına karşı hem deerminisik rend değişkeni ile hem de deerminisik rend değişkeni olmadan ahmin edilmiş ve sınama ekrarlanmışır. Sınır sınamasının geçerliliği belirlenen sınama regresyon modelinin arıklarının (u ) serisel olarak bağımlı olmamalarını gerekirmekedir. Sınama regresyon modelinde sınama sonuçlarının hem gecikme seçimine hem de seçilen gecikmelerde serisel korelasyona karşı duyarlı olup olmadığını görmek üzere uygun gecikme sayısı hem Akaike (AIC) hem de Schwarz (SBC) bilgi ölçüleri ile belirlenmişir. Veriler yıllık olup en yüksek gecikme 4 olarak belirlenmişir. Tablo 3: Sınır Sınaması için Gecikme Seçimi Sabi erim ile p AIC SBC χ 2 () p-değeriχ 2 () χ 2 (4) p-değeriχ 2 (4) -4,76-3,925 * 4,660 0,03 6,287 0,79 2-4,270 * -3,890 0,277 0,599 3,797 0, ,96-3,684 2,466 0,6 7,556 0,09 4-4,40-3,493 0,536 0,464 6,65 0,56 Sabi Terim ve Deerminisik Trend ile p AIC SBC χ 2 () p-değeriχ 2 () χ 2 (4) p-değeriχ 2 (4) -4,256-3,963 2,979 0,084 5,508 0, ,622-4,200 * 3,96 0,074 2,838 0,02 3-4,729-4,75 8,936 0,003 7,28 0, ,884 * -4,95 5,388 0,020,522 0,02 * en küçük AIC ve SBC değerlerini göserir. χ 2 () ve χ 2 (4) sırasıyla arıklarda birinci ve dördüncü sıra serisel bağımlılık yokur sıfır hipoezini sınamak üzere sınama isaisiklerini p-değerleri ile birlike gösermekedir. Tablo 3, 4 e kadar her gecikme uzunluğunda hesaplanan AIC ve SBC değerleri ile hesaplanan LM isaisiklerini (p-değerleri ile birlike) gösermekedir. Gecikme uzunlukları deerminisik rend ile ve deerminisik rend olmaksızın belirlenmişir. AIC, uygun gecikme uzunluğunu deerminisik rend yokken 2, deerminisik rend varken 4 olarak belirlemişir. SBC ise uygun gecikme uzunluğunu deerminisik rend içeren model için, deerminisik rend içermeyen model için 2 olarak seçmişir. p = 2 iken deerminisik rend içermeyen sınama regresyonunda arıklar arasında birinci ve dördüncü sıra serisel korelasyon yokur sıfır hipoezi kabul edilirken gecikme sayısı olduğunda arıklar yüzde 5 ve yüzde 0 önem düzeylerinde birinci sıra serisel korelasyon içermekedirler. Deerminisik rend içeren sınama regresyonu için ge- 500

7 Harrod-Nör Teknolojik Gelişme Varsayımı Alında Türkiye de Büyümenin Kaynakları cikme sayısı 4 ve 2 olarak belirlendiğinde yine yüzde 5 ve yüzde 0 önem düzeylerinde serisel ookorelasyon vardır. Bununla birlike yüzde önem düzeyinde birinci ve dördüncü sıra seriselkorelasyon yokur sıfır hipoezi reddedilebilir. Genel olarak bakıldığında deerminisik rend değişkeninin yer aldığı sınama regresyonunda gecikme uzunluğu ila 4 arasında seçildiğinde serisel korelasyondan söz edilebilir. Bu nedenle çalışan başına GSYH bağımlı değişken iken değişkenler arasında uzun-dönem denge ilişkisinin varlığı için F-isaisikleri de hem deerminisik rend varken hem de yokken den 4 e kadar üm gecikme uzunluklarında hesaplanmış ve kriik değerleri ile karşılaşırılmışır. Tablo 4 sınır sınaması sonuçlarını özelemekedir. k = 2, T = 42 F(lnYL lnkl, lnhl) Tablo 4: Sınır Sınaması Sonuçları (F-isaisikleri) Önem Düzeyi F-iii F-iv F-v % 5,920 7, % 5 4,083 5, % 0 3,330 4, ,386 *** 8,06 0, ,392 6,306 ** 8,20 ** 3 2,208 8,020 0,263 4,672 9,368 *** 2,229 *** En yüksek gecikme uzunluğu 4 alınmışır. k, açıklayıcı değişken sayısını ve T gözlem sayısını göserir. Kriik değerler Narayan(2005) makalesinden alınmışır. ***, ** ve * değişkenler arasında uzun-dönem düzey ilişkisi yokur sıfır hipoezinin sırasıyla yüzde, yüzde 5 ve yüzde 0 önem düzeylerinde reddedilebildiğini göserir. Çalışan başına reel GSYH bağımlı değişken iken değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisinin varlığını araşırmak üzere üç farklı F-isaisiği hesaplanmışır. İlk sınama isaisiği sınama denkleminde deerminisik rend yokken kısılanmamış sabi erim kısıı alında hesaplanmışır (F-iii). İkinci F-isaisiği kısılanmamış sabi erim ve kısılanmış deerminisik rend alında hesaplanmışır (F-iv). Üçüncü ve son F-isaisiği ise kısılanmamış sabi erim ve kısılanmamış deerminisik rend alında hesaplanmışır (Fv). Narayan (2004 ve 2005) makalelerinde bu sınama isaisikleri için kriik değerler küçük örneklemler için gözlem sayısı 30 dan başlamak üzere verilmişir. Bu çalışmada gözlem sayısı 42 olduğu için bu kriik değerler kullanılmışır. Bağımlı Değişken: lnyl lnkl nin kasayısı (α) lnjl nin kasayısı (β) Sabi erim Tablo 5: ARDL ve FM-OLS ile Uzun Dönem Paramere Tahminleri Sabi Terim ile Sabi Terim ve Deerminisik Trend ile AIC a SBC b FM-OLS AIC a SBC b FM-OLS 0,54 0, , ,47 (3,965) *** (3,323) *** (5,44) *** (9.339) *** (0,49) *** (4,238) *** 0,408 (,477) Hansen (992) ye Dayanan İsikrarlılık Sınamaları 0, , ,56 (,924) * (2,504) ** (,9) *** (6,374) *** (2,664) *** 3,893 4,392 4,493 0,080 (4,293) *** (4,725) *** (7,367) *** (0,8) -0,053 (-0,060) SupF 7,90,532 MeanF 0,906 4,957 L C 0,465 0,40 4,730 (6,968) *** AIC, ARDL modelleri için gecikme sıralarını deerminisik rend yokken (,2,4), deerminisik rend varken (4,3,4) olarak belirlemişir. SBC, ARDL modelleri için gecikme sıralarını deerminisik rend yokken (,2,2) deerminisik rend varken (3,2,) olarak belirlemişir. SupF ve MeanF isaisikleri için budama bölgesi [0,0 ve 0,90] olarak belirlenmişir. İsikrar sınamaları için sıfır hipoezi uzun dönem paramere ahminleri isikrarlıdır şeklindedir. Kovaryans marisinin elemanlarını ahmin emek üzere kullanılan ban genişliği Barle kernel ile belirlenmişir. İsikrar sınamaları için kriik değerler Hansen (992) den alınmışır. Paranez içindeki değerler -isaisikleri olup ***, ** ve * sırasıyla %, % 5 ve % 0 önem düzeylerinde isaisik bakımdan anlamlılığı göserir. uzun dönem paramere ahminlerinin %, % 5 ya da % 0 önem düzeylerinde isikrarlı olduğunu göserir. 50

8 Şenay AÇIKGÖZ, Merer MERT AIC ve SBC bilgi ölçülerince belirlenen gecikmelerde hesaplanan F-isaisikleri geleneksel önem düzeylerinde belirlenen kriik değerlerden büyük olup değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisi yokur sıfır hipoezi reddedilebilmekedir. Buna göre uzun dönem paramereleri ahmin edilebilir. 2 Uzun dönem paramere ahminleri Tablo 5 e verilmişir. Üç değişkenli sisemde (ln(y/l), ln(k/l), ln(h/l)) ARDL(p,q, q 2 ) modeli için AIC ile deerminisik rend ve deerminisik rendsiz iki model belirlenmişir. Uygun gecikme sıraları bu üç değişken için sırasıyla deerminisik rend yokken (,2,4) ve deerminisik rend varken (4,3,4) olup SBC gecikme sayılarını sırasıyla (,2,2) ve (3,2,) olarak seçmişir. Bu dör farklı model p = 0,,, 4 (deerminisik rend varken ve yokken) olmak üzere 64 ARDL modeli arasından AIC ve SBC bilgi ölçüleri kullanılarak belirlenmişir. Bu belirlenen ARDL modellerinin kasayıları Denklem (0) da verilen formüllerde yerine konarak Denklem (7) e anımlanan model için uzun dönem paramere ahminlerinin elde edilmesinde kullanılmışır. SBC ile deerminisik rend yokken belirlenen ARDL modeli üzerinden elde edilen uzun dönem kasayıları isaisik bakımdan geleneksel önem düzeylerinde anlamı ahmin edilmişir. Deerminisik rend varken elde edilen uzun dönem ahminleri de isaisik bakımdan anlamlıdırlar. Kasayı ahminlerinin işareleri de eori ile uyumlu olup (0,) arasında ahmin edilmişir. Bununla birlike ARDL modeli deerminisik rend varken AIC ve SBC ile belirlendiğinde ln(k/l) ve ln(h/l) değişkenlerinin kasayıları daha büyük ahmin edilmişir. Diğer arafan, lieraürde rend değişkenini mulifakör verimliliğini emsil eden bir değişken olarak ele alan çalışmalar olduğunu eklemek gerekir (bkz. Aschauer (989: 82). Mevcu çalışmada ise büyüme muhasebesi deerminisik rend yok iken geçerli sonuçlar kullanılarak yapılmışır. Bunun nedeni şöyle açıklanabilir: Deerminisik rend değişkenindeki değişme, üreim fonksiyonunun kaymasına neden olan bir şok olarak değerlendirildiğinde, söz konusu şok eknolojik gelişme olarak da ifade edilebilir. Halbuki kullanılan modelde sabi erim eknoloji düzeyini ve sabi erimdeki değişme oranı eknolojik gelişme hızını vermekedir. Uzun dönem ahminleri aynı zamanda Phillips ve Hansen (990) makalesi ile anımlanmış olan değişirilmiş en küçük kareler ahmincisi (FM-OLS) ile de elde edilmişir. 3 Bu ahminler de Tablo 5 e özelenmişir. FM- OLS yönemi açıklayıcı değişkenlerdeki olası içsellik nedeniyle oraya çıkan sapmayı ve ayrıca serisel korelasyonu düzelmekedir. 4 Bununla birlike bu yönemin uygulanması değişkenler arasında birden fazla uzun dönem ilişki olmamasını gerekirir. Burada özelenmemekle birlike değişkenler arasında uzun dönem ilişkinin varlığı çalışan başına sermaye soku ve beşeri sermaye sırasıyla bağımlı değişken alınarak araşırılmış ve sadece çalışan başına reel GSYH bağımlı değişken iken değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisi belirlenmişir. FM-OLS ile uzun dönem esneklikler ahmin edilirken yine deerminisik rende karşı ahminlerin duyarlılığı incelenmiş ve iki farklı ahmin sunulmuşur (bakınız Tablo 5 e üçüncü ve alıncı ahmin süunları). FM-OLS ahminleri de eori ile uyumludur. Bu ahminler deerminisik rend varken önemli değişiklikler gösermemişir. Tablo 5 aynı zamanda uzun dönem kasayılarının isikrarlı olup olmadıklarına ilişkin Hansen (992) makalesinde anımlanan üç sınama isaisiğini de raporlamakadır: SupF, MeanF ve L C. Bu üç sınama isaisiği için sıfır hipoezi aynı olup SupF sınaması klasik ChowFsınamaları ile aynı düşünceye dayanır. Bu sınama için alernaif hipoez zamanın bilinmeyen bir nokasında ani bir rejim değişimi vardır şeklinde anımlanmışır. SupF sınaması örneklem çapında budama yapmayı gerekirir. Bu çalışmada yazar akip edilerek (ve küçük örneklem çapı nedeniyle) al örneklem (0.0T, 090T) olarak alınmışır. MeanF sınaması anımlanan modelin isikrarlı bir ilişkiyi yakalayıp yakalamadığını araşırmakadır. L C isaisiği yazar arafından paramere değişimine ilişkin olabilirlik incelenen zaman dönemi boyunca göreli olarak sabi ise önerilmekedir. Bu sınama isaisiği aynı zamanda değişkenler arasında uzun dönem düzey ilişkisi vardır hipoezini sınamak üzere de kullanılabilir (Hansen, 992). MeanF ve L C isaisikleri deerminisik rend varken ve yokken elde edilen uzun dönem esneklik kasayılarının isikrarlı olduğunu göserirken L C isaisiği aynı zamanda sınır sınaması ile değişkenler arasında belirlenen uzun dönem düzey ilişkisi vardır sonucunu da deseklemekedir. SupF isaisiğine göre deerminisik rend varken belirlenen uzun dönem kasayılarının isikrarlı olduğuna işare emekedir

9 Harrod-Nör Teknolojik Gelişme Varsayımı Alında Türkiye de Büyümenin Kaynakları 4.2. Büyüme Muhasebesi Sonuçları Büyüme muhasebesi sonuçları Tablo 6 da verilmişir. Buna göre, Türkiye de döneminde emek başına hasılanın yıllık oralama büyüme oranı yüzde 2,90 olarak gerçekleşmişir. 2,90 puanlık büyümenin yüzde 64,7 si fiziki sermaye birikimi ile açıklanırken yüzde 33,57 si beşeri sermaye birikimi açıklanmışır. Toplam fakör verimliliği büyümesinin kakısı ise yüzde 2,26 olarak gerçekleşmişir. Onar yıllık dönemler olarak inceleme yapıldığında ise oplam fakör verimliliği büyümesinin kakısının hem poziif hem de negaif olduğu gözlemlenmişir ve dönemleri için oplam fakör verimliliği büyümesinin kakısı negaif olsa da, ve dönemlerinden oplam fakör verimliliği büyümesinin kakısı poziif olarak gerçekleşmişir. Tablo 6: Büyüme Muhasebesi Sonuçları Dönem Emek Başına Hasıla Yüzde Büyüme Oranı Emek Başına Sermaye Büyümesinin Yüzde Kakısı Emek Başına Beşeri Sermaye Büyümesinin Yüzde Kakısı Toplam Fakör Verimliliği Büyümesinin Yüzde Kakısı , ,659 33,5705 2, , , , , ,0374 4, , , , , , , ,033 5, , ,4573 Kaynak: Yazarların kendi hesaplamalarıdır. Tablo 6 dan sonra iki grafike ikişer yıllık emek başına hasıla büyüme oranı ve büyüme oranının kaynakları birlike verilmişir. Emek başına hasıla büyüme oranındaki dalgalanma ile oplam fakör verimliliği büyümesinin kakısındaki dalgalanma hemen hemen üm dönemler için örüşmüş ve benzer bir eğilim gerçekleşmişir. 0,000 0,0800 0,0600 0,0400 0,0200 0, ,0200-0,0400-0,0600 Y/L büyüme oranı H/L büyümesinin kakısı K/L büyümesinin kakısı A büyümesinin kakısı Şekil 2: Emek başına hasıla büyüme oranının kaynakları (2 yıllık dönemler, ) Kaynak: Yazarların kendi hesaplamalarına dayanmakadır. 503

10 Şenay AÇIKGÖZ, Merer MERT 0,400 0,200 0,000 0,0800 0,0600 0,0400 0,0200 0,0000-0, ,0400-0,0600 Y/L büyüme oranı H/L büyümesinin kakısı K/L büyümesinin kakısı A büyümesinin kakısı 5. SONUÇ Şekil 3: Emek başına hasıla büyüme oranının kaynakları (2 yıllık dönemler, ) Bu çalışmada, Türkiye de ekonomisinde ikisadi büyümenin kaynakları Harrod-nör eknolojik gelişme varsayımı alında incelenmiş ve aşağıdaki sonuçlar elde edilmişir. i) Türkiye de görece uzun dönemli büyümenin esas kaynağının oplam fakör verimliliği büyümesi değil sermaye birikimi olduğunu söylemek mümkündür. Bir başka deyişle, bir büyüklük olarak emek başına hasıla büyüme oranı, oplam fakör verimliliği büyümesi ile değil sermaye birikimi ile açıklanmışır. Bu bulgu, Abu-Bader ve Abu-Qarn (2007) deki dönemi sonuçları ile benzerdir. ii) Diğer arafan onar yıllık dönemler için oplam fakör verimliliği büyümesinin kakısının hem poziif hem de negaif olduğu gözlemlenmişir (bkz. Tablo 6). Özellikle ve dönemlerindeki görece hızlı büyüme dönemlerinde oplam fakör verimliliği büyümesinin kakısı poziif ve % civarındadır. O halde dönemin büünü için sermaye birikimi ikisadi büyümenin esas kaynağı olarak değerlendirilmiş olsa da al dönemlere ilişkin farklı sapamalar yapılabilir. Buna göre, oplam fakör verimliliği büyümesi, emek başına hasıla büyüme oranının bir Kaynak: Yazarların kendi hesaplamalarına dayanmakadır. büyüklük olarak emel kaynağı olmasa da görece kısa dönemli dalgalanmasının esas kaynağı olarak değerlendirilebilir (bkz. Şekil 2 ve Şekil 3). iii) Yukarıdaki ilk iki sapama birlike ele alındığında şu sonuca ulaşılabilir: Toplam fakör verimliliği büyümesi emek başına hasıla büyüme oranının dalgalanmasını bir eğilim olarak belirlese de bir büyüklük olarak büyümenin esas kaynağı değildir. iv) Tahmin edilen paramerelere göre, hasılanın sırasıyla fiziki sermayeye ve beşeri sermayeye göre esnekliği 0,448 ve 0,552 dir (Tablo 5 eki ikinci süundaki ahminler). İlginç bir şekilde bu iki paramerenin oplamı e eşi olarak ahmin edilmişir. Bu durumda denklem (4) eki eknoloji düzeyi ile emeğin çarpımı olarak ifade edilen efekif emek düzeyinin üssü sıfıra eşi olur. Bir başka deyişle, fiziki sermaye, beşeri sermaye ve emek sabiken, eknoloji düzeyindeki % lik arış çıkıyı hiç ekilememekedir. Bunun anlamı şudur: Fiziki sermaye, beşeri sermaye ve emek sabiken eknoloji düzeyindeki arış hasıla düzeyini değişirmemekedir. Bu sapama bir önceki sapama ile birleşirildiğinde şu sonuca ulaşılabilir: Fiziki ve beşeri sermaye birikimi ve emek arzı arışı olmaksızın oplam fakör verimliliği büyümesinin hasıla büyümesi 504

11 Harrod-Nör Teknolojik Gelişme Varsayımı Alında Türkiye de Büyümenin Kaynakları üzerinde hiçbir ekisi yokur; oplam fakör verimliliği büyümesi, fiziki ve beşeri sermaye birikimi ve emek arzı arışı ile yakından ilişkilidir. v) O halde, oplam fakör verimliliği büyümesi emek başına hasıla büyüme oranının dalgalanmasını belirleyen dışsal bir unsur değil; fiziki ve beşeri sermaye birikimi ve emek arzı arışı ile belirlenen ve böylece emek başına hasıla büyüme oranının dalgalanmasını belirleyen ekonomiye içsel bir unsurdur. Bu sonuç Türkiye de fiziki ve beşeri sermaye birikimi ve emek arzı arışı ile oplam fakör verimliliği büyümesi arasındaki ilişkilerin araşırılmasını işare emekedir. vi) Fiziki ve beşeri sermaye birikimi ve emek arzı arışı ile oplam fakör verimliliği büyümesi arasındaki ilişkilere göre poliika çıkarımları yapılabilir. Söz konusu ilişkileri hangisi poziif ve güçlü bir ilişkiyi göseriyorsa öncelik olarak o alana kaynak ahsisinin yapılması uygun olacakır. Sonuç olarak, mevcu çalışma, gerek ampirik açıdan gerekse poliika önerileri olarak, fiziki ve beşeri sermaye birikimi ve emek arzı arışı ile oplam fakör verimliliği büyümesi arasındaki ilişkilerin yönünün ve büyüklüğünün araşırılmasını işare emekedir. 505

12 Şenay AÇIKGÖZ, Merer MERT SON NOTLAR Türkiye ye ilişkin diğer başka çalışmalarda şu bulgular elde edilmişir: Alug, Filizekin ve Pamuk (2008) döneminde Türkiye de büyümenin kaynaklarını Hicks-nör eknolojik gelişme varsayımı alında incelemişir. Alug, Filizekin ve Pamuk (2008), çıkı büyümesine oplam fakör verimliliği büyümesinin kakısı 980 sonrası dönemde ek sekörlü modellerde % 30 civarında olduğunu sapamış ve özellikle 980 sonrası dönemde oplam fakör verimliliği büyümesinin önemini vurgulamışır. İsmihan ve Özcan (2006), dönemi için Türkiye de büyümenin kaynaklarını Hicks-nör eknolojik gelişme varsayımı alında incelemiş ve hem oplam fakör verimliliği hem de sermaye birikiminin incelenen dönem boyunca büyümenin önemli kaynakları (2006: 85) olduğu sonucuna varmışır. Bu çalışmalardan farklı olarak, Açıkgöz ve Karpa-Çaalbaş (200) paramerik olmayan regresyon analizi ile Türkiye de büyümenin kaynaklarını dönemi için incelemişir. Açıkgöz ve Karpa-Çaalbaş (200) un sonuçlarına göre 980 öncesi dönemde ikisadi büyümenin kaynağı sermaye birikimi iken, 980 sonrası dönemde yılları hariç olmak üzere oplam fakör verimliliği büyümesidir. 2 Serilerin büünleşme sıraları yine de Dickey ve Fuller in (979) ADF, rendden arındırılmış Dickey- Fuller genelleşirilmiş en küçük kareleri (Ellio ve başk., 996) ile belirlenmişir. ADF ve DF-GLS sınamaları her üç serininde birinci-sıra fark durağan olduğuna işare emişir. Bu sonucun yapısal kırılma alında geçerli olup olmadığı Lee ve Srazicich (2003) sınaması ile de araşırılmış ve serilerin birinci-sıra fark durağan oldukları sonucuna varılmışır. 3 ARDL ve FM-OLS ahmin yönemlerinin açıklayıcı değişkenlerdeki olası içsellik sorunu karşısında paramere ahminlerindeki olası sapmayı çözdüğü Pesaran ve Shin (997) ile Philips ve Hansen (990) ile belirilmekedir. Bununla birlike zayıf dışsallık sınaması yapılmışır. Sınırlar sınaması değişkenlerin büünleşme dereceleri için bir ön sınama gerekirmemesi nedeniyle de popülerdir. ADF ve DF-GLS sınamaları her üç serininde birinci-sıra fark durağan olduğuna işare emişir. Bu sonucun yapısal kırılma alında geçerli olup olmadığı Lee ve Srazicich (2003) sınaması ile de araşırılmış ve serilerin birinci-sıra fark durağan oldukları sonucuna varılmışır. Bu nedenle Johansen (988) ve Johansen ve Juselius (990) eşümleşme sınaması ile incelenmiş ve yüzde 5 önem düzeyinde değişkenlerin eşümleşik oldukları belirlenmişir. Sınama için uygun gecikme sayısı anısal sınamalar sonucu VAR modeli için 3 olarak belirlenmişir. Düzelme paramerelerine sıfır kısılaması geirmek sureiyle hesaplanan LR isaisikleri 0.04 p-değeri ile 8.60 (lnkl için) ve p-değeri ile 0.40 (lnhl için) olarak hesaplanmışır. Bu sonuçlara göre lnkl ve lnhl serilerinin zayıf dışsal oldukları yüzde önem düzeyinde söylenebilir. 4 Sayın Hakeme sınamanın gerekliliğini haırlaığı için eşekkür ederiz. Ölçeğe göre sabi geiri için sınama süreci ve sınama sonucu aşağıda özelenmişir. Durağan olmayan seriler ile uzun-dönem paramerelerinin ahmini için lieraürde sıklıkla başvurulan yönemler Engle ve Granger (987) iki aşamalı ahmin süreci, Johansen (988) ve Johansen ve Juselius (990) ranklara dayanan eşümleşme süreci ve Pesaran, Shin ve Smih in (200) sınırlar sınamasıdır. Paramerelere konan doğrusal kısıları sınama süreçleri haa erimleri üzerine kuruludur. Bu nedenle Denklem (7) ile verilen büyüme muhasebesi denkleminin kısılanmamış versiyonu için ahminler yapılmış ve ölçeğe göre sabi geirinin geçerli olup olmadığı dönemi için incelenmişir. Kısılanmamış model aşağıdaki gibidir. lny = γ ln A+ αln K + βln H + γ ln L + u Sıfır hipoezi (H 0 : α + β + γ = ) alında kısılanmış model Denklem (7) dedir. lny, lnk, lnh ve lnl serilerinin birinci-sıra fark durağan oldukları yukarıda belirilen birim kök sınamaları ile incelenmiş ve geleneksel önem düzeylerinde I() oldukları belirlenmişir. Yine sınırlar sınaması uygulanmışır. Schwarz bilgi krieri ile belirlenen gecikmelerde sınama regresyonunun arıkları serisel korelasyonsuz olup F-ii, F-iv ve F-v isaisikleri sırasıyla 0,035, 4,652 ve 5,03 olarak hesaplanmışır. Dör değişken için Narayan (2005) ile üreilen kriik değerler ile karşılaşırıldığında F-iii yüzde, F-iv ve F-v yüzde 0 da değişkenler arasında bir eşümleşme ilişkisi olduğu sonucuna varılmışır. Bu ip doğrusal kısılar alında kısılanmamış ve kısılanmış modellerin karşılaşırılması arıklar üzerinden yapılacağından yukarıda verilen kısılanmamış model öncü-geciken ahmincisi ile ahmin edilmiş (yine açıklayıcı değişken- 506

13 Harrod-Nör Teknolojik Gelişme Varsayımı Alında Türkiye de Büyümenin Kaynakları lerdeki olası içsellik nedeniyle) ve uygun gecikme AIC ve SIC bilgi krierlerine göre ( 4, 4) olarak belirlenmiş ve kısıın geçerli olup olmadığı aşağıda verilen model üzerinden sınanmışır. lny = C+ αln K + βln H + γ ln L δ ln K + δ ln H i i k= 4 k= δ ln L + u k = 4 i Bu model üzerinden hesaplanan LR isaisiği 0,072 p-değeri ile.257 dir. AIC ve SCH nin öncü ve gecikme için belirlediği ikinci en iyi gecikme ( 3, 4) olup LRisaisiği 0,600 p-değeri ile ir. Maksimum gecikme ( 4, 4) olarak belirli iken çeşili kombinasyonlar da denenmiş ve çoğunlukla sıfır hipoezi geleneksel önem düzeylerinde kabul edilebilmişir. Bu sonuçlara göre döneminde Türkiye ekonomisinde ölçeğe göre sabi geiri hipoezinin geçerli olduğu sonucuna varılmışır. 5 Sınır sınaması uygulanırken 994 ve 200 kriz dönemleri için kukla değişkenler anımlanmışır. 980 yılında akip edilen büyüme sraejisinde ihracaa dayalı büyümeye yönelinmesi durumunun da ekisi kukla değişken ile sınamaya dahil edilmiş ve analizler ekrarlanmışır. Bu kukla değişkenlerinin kasayıları sınama regresyonlarında genellikle isaisik bakımdan anlamlı bulunmuşur. Bununla birlike kukla değişkenler sınama regresyonlarının arıklarındaki serisel korelayon için LM isaisiklerinin hesaplanan değerlerini arırmış yani serisel korelasyona neden olmuşur. Bu nedenle kukla değişkenler sınama regresyonlarına dahil edilmemişir. Kısılanmamış ARDL modellerine kukla değişkenler dahil edildiğinde uzun dönem paramerelerinin bundan önemli ölçüde ekilenmediği gözlenmişir. KAYNAKLAR Abu-Qarn Aamer S. ve Abu Bader Suleiman (2007) Sources of growh revisied: Evidence from seleced MENA counries World Developmen, 35: Acikgoz, S. ve Mer, M. (204) Sources of Growh Revisied: The Imporance of he Naure of Technological Progress Journal of Applied Economics, 7(): Acikgoz, S. ve Mer, M. (205) A Shor Noe on he Fallacy of Idenificaion of Technological Progress in Models of Economic Growh Sage Open, baskıda. Açikgöz, Ş. ve Karpa Çaalbaş, G. (200) Türkiye Ekonomisinde Büyümenin Kaynakları: Paramerik Olmayan Bir Yaklaşım Dokuz Eylül Üniversiesi İİBF Dergisi, 25(2): -22. Akerlof, G. ve Nordhaus, W. D. (967) Balanced Growh-A Razor s Edge? Inernaional Economic Review, 8(3): Alug, S., Filizekin, A. ve Pamuk, Ş. (2006) Sources of Long-Term Economic Growh for Turkey, European Review of Economic Hisory, 2,: Aschauer, D. A. (989) Is Public Expendiure Producive Journal of Moneary Economics, 23: Barro, R.J. ve Lee J. (203) A new daa se of educaional aainmen in he world, Journal of Developmen Economics, 04: Bosworh, B., Collins S. M. ve Virmani, A. (2007) Sources of Growh in he Indian Economy NBER Working Paper Series, No Caporale, G. Maria ve Piis, N. (2004) Esimaor choice and Fisher s Paradox: A Mone Carlo sudy Economeric Review, 23: Dickey, D. ve Fuller, W.A. (979) Disribuion of he esimaes for auoregressive ime series wih uni roo Journal of he American Saisical Associaion, June, 74(366): Engle, R. F. ve Granger, C. W. J. (987) Coinegraion and error correcion represenaion: esimaion and esing Economerica, 55(2): Ellio, G., Rohenberg, T. J. ve Sock, J. H. (996) Efficien ess for an auoregressive uni roo Economerica, 64(4): Feensra, R. C., Inklaar R. ve Timmer, M. P. (203) The Nex Generaion of he Penn World Table available for download a Hansen, B. E. (992) Tess for parameer insabiliy in regressions wih I() processes Journal of Business and Economic Saisics, 0: Harrod, R. F. (948) Towards a dynamic economics, London, Macmillan and Co. 507

14 Şenay AÇIKGÖZ, Merer MERT Hicks, J. R. (963) The heory of wages, 2nd ediion, London, Macmillan and Co. Inada, K. (964) Economic Growh under Neural Technical Progress Economerica, 32 (/2): 0-2. İsmihan, M. ve Mein-Özcan, K. (2006) Türkiye Ekonomisinde Büyümenin Kaynakları: İkisa, İşleme ve Finans, 2(Nisan): Johansen, S. (988) Saisical analysis of coinegraing vecors Journal of Economic Dynamicand Conrol, 2(2-3): Johansen, S. ve Juselius, K. (990) Maximum likelihood esimaion and inference on coinegraion wih applicaion o he demand for Money Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52(2): Klenow, P. J. ve Rodríguez-Clare, A. (997) The neoclassical revival in growh economics: Has i gone oo far? NBER Macroeconomics Annual 2: Lee, J. ve M. C. Srazicich (2003) Minimum LM uni roo es wih wo srucural breaks The Review of Economics and Saisics, 63: Mankiw, G., Romer, D. ve Weil, D. N. (992) A conribuion o he empirics of economic growh Quarerly Journal of Economics, 07: Mirrlees, J. A. (967) Opimum Growh when Technology is Changing The Review of Economic Sudies, 34(): Nehru, V. ve Dhareshwar, A. (993) A New Daabase on Physical Capial Sock: Sources, Mehodology and Resuls, Revisa Analisis de Economico, 8(): Panopoulou, E. ve Piis, N. (2004) A comparison of auoregressive disribued lag and dynamic OLS coinegraion esimaors in he case of a serially correlaed coinegraion error Economeric Journal, 7: Pesaran, M. H. ve Shin, Y. (999) An Auoregressive Disribued Lag Modeling Approach o Coingeraion Analysis, in S. Srom (Ed.), Economerics and Economic Theory in he 20h Cenury: The Ragnar Frisch Cenennial Symposium. Cambridge Universiy Press, Cambridge. Pesaran, M. H. (997) The role of economic heory in modelling he long run Economic Journal, 07: Pesaran, M. H., Shin, Y. ve Smih, R. J. (200) Bounds esing approaches o he analysis of level relaionships Journal of Applied Economerics, 6: Phillips, P. C. B. ve Hansen, B. E. (990) Saisical inference in insrumenal variables regression wih I() processes Review of Economic Sudies, 57: Psacharopoulos, G. (994) Reurns o invesmen in educaion: A global updae World Developmen, 22 (9): Solow, R. M. (957) Technical change and he aggregae producion funcion Review of Economics and Saisics, 39: Uzawa, H. (96) Neural invenions and he sabiliy of growh equilibrium Review of Economic Sudies, 28: