İTHALATA DAYALI BÜYÜME: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

Transkript

1 aürk Ü. İİF Dergisi,. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı 65 İTHLT DYLI ÜYÜME: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Ezgi DY YILDIZ Mein ERER 2 Öze: Türkiye gibi gelişmeke olan ülkelerde ihala yoluyla oraya çıkan üreim avanajları ekonomik büyüme performansını olumlu ekilemeke ve ihalaa dayalı büyümeye neden olabilmekedir. u kuramsal çerçeveye dayalı olarak, bu çalışmanın amacı Türkiye de dönemi için ihalaa dayalı büyüme hipoezini es emekir. Üçer aylık verilerin kullanıldığı bu çalışmada oplam ihala, ara malı ihalaı, yaırım malı ihalaı ve reel GSYIH arasındaki ilişkiler eşümleşme analizi ve haa düzelme modeli ile incelenmekedir. naliz sonuçları oplam ihala ve aramalı ihalaından büyümeye yönelik nedensellik olduğunu gösermekedir. yrıca, yaırım malı ihalaı ile büyüme arasında çif yönlü nedensellik söz konusudur. Çalışmadan elde edilen genel sonuç, incelenen dönemde ihalaa dayalı büyüme nin varlığıdır. nahar Kelimeler: İhala, büyüme, eşümleşme bsrac: In developing counries such as Turkey, producion advanages hrough impor have posiive impac on economic growh performance and can cause impor-led growh. cording o his heoreical framework, he aim of his sudy is o es he impor-led growh hypoesis for period in Turkey. In his work uses quarerly daa, relaions beween impor, impors of inermediae goods, impor of capial goods and real GDP are analyzed wih coinegraion analysis and vecor correcion model. nalysis resuls indicae ha here is causaliy runs from impor and impors of inermediae goods o growh. Moreover, here is bidirecional causaliy beween impors of capial goods and growh. The overall resul of he sudy is asse of "impor-led growh" in examined period. Key Words: Impor, growh, oinegraion I.Giriş Türkiye, küresel krizin başlangıcı kabul edilen 27 yılı son çeyreğine kadar ihalaı arırarak hızlı büyüme kaydemişir. öylece ihala arışıyla büyüyen bir ülke olarak model oluşurmuş, ikisa ve büyüme lieraüründe İhalaa Dayalı üyüme Modeli ni yeniden gündeme geirmişir. İhala milli geliri arırır mı? İhalaa dayalı büyüme modelinin anlaşılabilmesi için bu sorunun cevabı iyice irdelenmelidir. Gerçeken son yıllarda yıllık büyüme hızlarında ve ihalaa arışlar gerçekleşmişir. İhala arışının ulusal geliri azalıcı, büyüme hızını ise düşürücü bir eki yapması beklenir. Çünkü GSYİH hesaplanırken aşağıda yazılı olan eşilik kullanılır. GSYİH: Özel Tükeim Har.+Kamu Tükeim Har.+rü Yaırım Har. + İhraca - İhala. rş. Gör., Karadeniz Teknik Üniversiesi İİF İkisa ölümü 2 Prof. Dr., Karadeniz Teknik Üniversiesi İİF İkisa ölümü

2 66 Ezgi DY YILDIZ, Mein ERER u şekilde oplam harcama yaklaşımıyla GSYİH uarı bulunur (Ünsal, 25:44). İhraca, yuriçi harcamaları arırıcı eki yapığı için oplama eklenirken, ihala yuriçi harcamaları azalığı için oplamdan çıkarılmakadır. Eşiliğin oraya koyduğu gibi ihala arışı, GSYİH yı arırıcı değil, azalıcı eki yapmakadır. Faka üreim, ihalaın sebep olduğu zincirleme ekiler ile arabilir. u ekilenme mekanizmasında iki yol söz konusudur. irincisi, ihala vasıasıyla oraya çıkan yabancı firma rekabeinden dolayı endüsrilerdeki firma kaliesi yükselebilir ve dolayısıyla rekabeçi ürünlerin ihalaı, yenilikçiliği eşvik edebilir. İkincisi ise daha kalieli ara mallarına erişmek, oplam fakör verimliliğini arırabilir. İhala vasıasıyla üreim arışının ülkeye zararlı mı yararlı mı olduğunu anlamak için milli gelirdeki değişikliğe bakılmalıdır. Eğer milli gelirde azalma oraya çıkmıyorsa ve süreklilik arz eden yüksek bir büyüme hızı sağlanmış ise bu durumda ihalaa dayalı büyümeden söz edilebilir. II. Lieraürde İhala-üyüme İlişkisi Lieraürde büyüme analizleriyle ilgili ampirik çalışmalar incelendiğinde, ihraca arışı-ekonomik büyüme üzerinde yoğunlaşığı görülmekedir. unun nedeni, ihracaın büyümeyi ekilediği yönündeki genel kanıdır. ununla birlike ihala ve ihracaın ekonomik büyüme üzerindeki ekilerini es eden çalışmalar da mevcuur. şağıda önce Türkiye yi inceleyen çalışmalar, daha sonra da farklı ülkeleri inceleyen çalışmalar için lieraür özelenmişir. Gerni-Emsen-Değer (28), dönemi Türkiye yıllık verilerinden harekele Feder (982)'in meodolojisinden yararlanarak Türk ekonomisinde ihraca- büyüme ilişkisini oraya koymaya çalışmışlardır. üyüme eşiliği ahmin sonuçlarında ihracaın, ekonomik büyüme üzerinde anlamlı ve olumlu ekilerine raslanmışken, ihala büyümesinin modele dahil edilmesiyle, ihracaın isaisiki açıdan anlamlılığını kaybeiğini gözlemlemişler ve Türkiye ekonomisinde ihracaa dayalı büyüme süreçlerinin ihalaan kaynaklandığı yorumunu yapmışlardır. Elde eikleri bulgulara dayanarak ihalaın oplam mal ihracaının önemli bir deerminanı olduğunu belirmişlerdir (Değer ve diğ., 28:7). Yardımcı (27), ihraca ve ihala yoluyla oraya çıkan bilgi aşmalarının ev sahibi ülkede eknolojik gelişme hızını arırarak, ekonomik büyüme performansını olumlu yönde ekileyeceğini öne süren modern büyüme eorilerini dikkae almışır. Türkiye de döneminde dış icare ve ekonomik büyüme verileri arasındaki uzun dönemli ilişkileri eşümleşme analizine dayalı olarak incelemişir. Yardımcı yıllık veriler kullandığı bu çalışmada eşümleşme için Johansen ve Pesaran Sınır Tesi

3 aürk Ü. İİF Dergisi,. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı 67 ekniklerine başvurmuşur. Çalışmanın sonucunda Türkiye'de incelenen dönemde ihala poliikalarının ve ihalaan kaynaklanan poziif yayılmaların diğer değişkenlere göre ekonomik büyüme üzerinde daha belirleyici olduğu espii yapılmışır (Yardımcı, 27:6). ran-erber (24), emel amacı kamu kesimi büyüklüğünün ekonomik büyüme üzerindeki ekilerini es emek olan çalışmalarında kamu harcamaları, yaırım harcamaları ve GSYİH değişkenleri yanında ihala ve ihraca değişkenlerini de modele dâhil emişlerdir dönemi üçer aylık verilerle yapıkları çalışmanın es sonuçlarına göre, uzun dönemde ekonomik büyüme ile kamu harcamaları, yaırım harcamaları ve ihraca arasında poziif, ekonomik büyüme ile ihala arasında negaif bir ilişki söz konusudur (ran ve erber, 24:22). Tuncer (22), 98 2 dönemi için üçer aylık verilerden harekele ihraca, ihala, yaırımlar ve GSYİH arasındaki nedensellik ilişkilerini, Vekör Ooregressif (VR) model eşliğinde inceleme konusu yapmışır. Çalışmada yapılan Granger nedensellik eslerinin sonucunda, ihala ve GSYİH arasında iki yönlü ve güçlü bir ilişki bulunmuşur. yrıca ihala ve ihraca arasında ise ek yönlü (ihalaan ihracaa doğru) bir ilişkinin olduğu espi edilmişir. Elde edilen bu bulgular, Türkiye ekonomisinde ihalaa dayalı ihraca ve ihalaa dayalı büyüme düşüncesini deseklemekedir. Öe yandan, çalışmada ihraca ve GSYİH arasında sadece ek yönlü (GSYİH'dan ihracaa doğru) nedensel bir ilişkinin espii ihracaa dayalı büyüme düşüncesine gölge düşürmekedir (Tuncer, 22:9). Yavuz (999) da yapığı çalışmada Türkiye'nin döneminde gerçekleşirdiği büyüme ve dış icare performansını değerlendirmişir. Uygulanan modeller sonucunda, ihraca ve ihala ile GSMH arasında karşılıklı nedensellik ilişkisi olduğunun belirlenmesinin yanında, Türkiye için ihracaa dayalı bir ekonomik kalkınma programının sürdürülebilirliği görülmekedir. ncak ihalaın da yuriçi üreimde ve ekonomik kalkınmada önemli olduğu belirilmişir (Yavuz, 999:). Esfahani (99), Feder' in meodolojisine aramalı ihalaını ekleyerek genişlemiş, ihracaın ekonomik büyüme üzerindeki anlamlı ve poziif ekilerinin, modele aramalı ihalaının dahil edilmesiyle kaybolduğunu bulmuşur (Esfahani, 99:4). Lee (995), dönemi ve 89 ülke verileri analiz edilmişir. Lee çalışmasında kişi başına gelirin büyüme oranı ile okullaşma oranı, yaırımların GSYİH içindeki payı ve nüfus arış hızı değişkenleri yanında yerli yaırım mallarına ihal edilen yaırım mallarının oranını da dikkae almışır. Çalışmasından elde eiği bulgular, yaırımlar içinde oplam yaırım malı ihalaının oranı ile kişi başına gelir büyümesi arasında özellikle gelişmeke olan ülkelerde poziif bir ilişkinin olduğunu eyi emekedir. Dolayısıyla Lee, ihal edilen yaırım mallarının yuriçinde üreilen yaırım

4 68 Ezgi DY YILDIZ, Mein ERER mallarına oranla daha yüksek bir verimliliğe sahip olduğu yorumunu yapmışır (Lee, 995:8). Zhang-Zou (995), GOÜ'lerdeki ekonomik büyüme ve yaırım malı ihalaı arasındaki ilişkileri ele aldıkları çalışmalarında, dönemi ile 53 GOÜ için analizler yapmışlardır. Yazarlar, GSYİH'da yaırım malı ihalaının payı ile yuriçi yaırımların GSYİH içindeki payının, ekonomik büyüme üzerindeki ekilerini araşırmışlardır. Çalışmadan elde edilen bulgular, yaırım malı ihalaının ele alınan büün GOÜ'lerin ekonomik büyümesi üzerinde poziif bir ekiye sahip olduğunu oraya koymakadır (Zhang ve Zou, 995:29). Lawrence-Weinsein (999), dönemine ai verileri kullanarak Japonya ve Güney Kore'deki ekonomik büyümenin ihracaa mı, yoksa ihalaa mı dayalı olduğunu incelemişlerdir. Japonya için özellikle dönemi için elde edilen bulgular, arife azalışları ve aran ihalaın Japon ekonomisi için faydalı sonuçlar doğurduğu yönündedir. Çalışmada G.Kore için de aynı sonuçlar bulunmuşur (Lawrence ve Weinsein, 999: 23 24). Mody-Yılmaz (22), yuriçinde üreilen ve ihal edilen yaırım malları arasında am ikamenin bulunmadığı durumundan harekele yaırım mallarına yapılan yaırımlar ile ihraca rekabeliliği arasındaki ilişkileri, gelişmiş, ihracaa dayalı GOÜ'ler ve ihal ikameci GOÜ'ler açısından analiz emişlerdir. Çalışmadan elde edilen bulgular, ihal edilen yaırım mallarının gelişmiş ve ihracaa dayalı GOÜ'lerde önemli bir maliye azalıcı ekiye sahip olduğunu gösermekedir (Mody ve Yılmaz, 22:4). Pawlos (24), 96 2 dönemi için Eiyopya'da aramalı ve yaırım malı ihalaının ekonomik büyüme üzerindeki kısa ve uzun dönemli ekilerini araşırmışır. Çalışmada aramalı ihalaının ekonomik büyüme üzerinde poziif ve isaisiki açıdan anlamlı ekilerine ulaşılmışır. ununla birlike söz konusu dönemler için yaırım malı ihalaının reel GSYİH büyümesi üzerinde negaif ekilerine raslanmışır. Yazar, yaırım malı ihalaının ekonomik büyüme üzerindeki olumsuz ekisini, mal ve hizme üreiminde ihal edilen yaırım mallarının ekin olmayan kullanımına bağlamakadır (Pawlos, 24:24 25). Thangavelu-Rajaguru (24), sya'nın hızlı büyüyen ekonomilerindeki verimlilik arışının ihracaan mı, yoksa ihalaan mı kaynaklandığını çok değişkenli VR analizi ile incelemişlerdir. Çalışmanın sonucunda ihalaan verimlilik arışına yönelik nedensellik ilişkisi bulmuşlar ve ihalaın, icare ve büyüme arasında güçlü bir bağ oluşurduğunu belirlemişlerdir (Thangavelu ve Rajaguru, 24:9). u çalışmalara dayanarak aramalı ve yaırım malı ihalaının büyüme üzerinde olumlu ekiler doğurduğu ileri sürülebilir. Özellikle

5 aürk Ü. İİF Dergisi,. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı 69 GOÜ'lerde aramalı ve yaırım malları ihalaının büyüme üzerindeki önemi açıkır. u nedenle, bu çalışmada ülkemiz dış icare ve ekonomik büyüme verileri ile yapılmış diğer çalışmalardan farklı olarak sadece oplam ihala değil geniş ekonomik grupların sınıflamasına(gegs) göre ihalaın al kalemleri ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiler de es edilmişir. III.Türkiye de İhala-üyüme Süreci Türkiye'de hep ihraca arışı övünülmüş ise de büyüme üzerinde esas eki ihalaaki arışlar ile gerçekleşmişir. u durum Şekil de daha ne görülebilir. Türkiye de ihala ve ihracaaki % değişim ile ekonomik büyüme oranlarının görüldüğü şekilde, ihala ile büyüme oranları arasında bir birlikelik olduğu dikka çekmekedir. Örneğin 968, 975 ve 977 yıllarında ihracaa negaif büyüme gözlenmesine karşın ekonomik büyüme oranları poziif seyremişir. 98 yılında ihracaa yüzde almışın üzerinde büyüme gerçekleşmesine rağmen bu durum ekonomik büyüme oranlarına yansımamışır. una karşılık, 994, 2 gibi kriz yıllarında ihalaa da büyümede de daralma gözlenmişir. (Şekil ). Çok genel olsa da bu örnekler Türkiye Ekonomisinde büyüme oranları üzerinde ihalaın ihracaan daha ekin olduğunu gösermekedir İhala % Değişim İhraca % Değişim üyüme Şekil. İhala-İhraca-üyüme İlişkisi Geniş Ekonomik Grupların Sınıflandırmasına göre ihalaın al kalemleri açısından değerlendirme yapıldığında aynı durum söz konusudur.

6 7 Ezgi DY YILDIZ, Mein ERER Yaırım Malı İhalaı % Değişim üyüme Şekil.2 Yaırım Malı İhalaı-üyüme İlişkisi, ra Malı İhalaı % Değişim üyüme Şekil.3 ra malı İhalaı-üyüme İlişkisi, Şekil 2 de yaırım malı ihalaındaki % değişim ve büyüme oranı arasındaki ilişki, Şekil 3 de ise aramalı ihalaındaki % değişim ile büyüme oranı arasındaki ilişki görülmekedir. u iki şekil arasında bir kıyaslama yapıldığında ise yaırım malı ihalaının aramalı ihalaına göre ekonomik büyüme ile daha önemli bir ilişkiye sahip olduğu görülmekedir. IV. Ekonomerik Model ve ulgular.veri Sei Model çözümlemelerinde kullanılan veriler, üçer aylık olup 989 yılı birinci çeyreken 27 yılı üçüncü çeyreğe kadar devam eden dönemi kapsamakadır. Veri sei, TM veri abanından yararlanarak ve mevsimselliken arındırılarak oluşurulmuşur. Çalışmanın veri seini oluşuran değişkenlerden, RGDP; Reel Gayri Safi Yur İçi Hasılayı, M; Toplam İhalaı, I; Yaırım Malı İhalaını, RM; ra malı İhalaını emsil emekedir. Değişken sembollerinin önündeki "L" harfi ilgili değişken

7 aürk Ü. İİF Dergisi,. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı 7 serisine logarimik dönüşümün yapıldığını, D sembolü değişkenin birinci merebe farkının alındığını gösermekedir..irim Kök Tesleri Durağan olmayan serilerde regresyon analizleri yüksek es isaisiklerine ve sahe regresyon sonuçlarına yol açabileceğinden nedensellik esinden önce serilerin durağanlığını belirlemek için birim kök esi uygulanmışır. Durağanlık eslerinde kullanılan çok sayıda yönem bulunmakadır. unlardan Dickey-Fuller (98) arafından gelişirilen Genişleilmiş Dickey-Fuller (ugmened Dickey Fuller, DF) Tesi uygulamada en çok başvurulan yönemlerin başında gelmekedir. DF esinde ookorelasyon sorununun giderilmesi için bağımlı değişkenin opimal gecikme uzunluğu kadar gecikmesi DF(Dickey-Fuller) denkleminde bağımsız değişken olarak kullanılır. Δy Δy Δy p = γ y + β Δy + ε () i p i i + γy + β Δy + ε (2) p i i + γy + α 2 + β Δy + ε (3) i Dickey ve Fuller(98) kasayılar üzerindeki ek hipoezin esi için Ф, Ф 2, Ф 3 olarak adlandırılan üç ek F-isaisiği sunmuşlardır. Trend içermeyen 2. denklemde boş hipoez H ; γ=a = dır ve Ф isaisiği kullanılarak es edilir. Regresyonda bir zaman rendi içeren 3. denklem ahmin edilirken H ; γ=a =a 2 = ek hipoezinin esinde Ф 2 isaisiği ve H ; γ=a 2 = ek hipoezinin esinde ise Ф 3 isaisiği kullanılır(enders, 24:83). Eğer hesaplanan Ф i isaisiği Dickey ve Fuller arafından bildirilen isaisiken küçükse, Seri birim kök içermekedir şeklindeki H hipoezi red edilemez. oş hipoez reddedilirse serinin durağan olduğu, red edilemezse serinin durağan olmadığı sonucuna varılmakadır. Serilerde sabi ya da rend olup olmadığının espiinde ve gecikme uzunluğunun belirlenmesinde, Dolado, Jenkinson ve Sosvilla-Rivero(99) arafından önerilen ve Enders arafından düzenlenen bir prosedür kullanılmışır (Enders, 24:23). Her seri için ayrı ayrı uygulanan bu prosedür sonuçlarına dayanarak reel GSYIH serisi için rend ve sabi içermeyen () numaralı modelin kullanılmasına, oplam ihala, aramalı ve yaırım malı serileri için sadece sabi içeren (2) numaralı modelin kullanılmasına karar verilmişir.

8 72 Ezgi DY YILDIZ, Mein ERER Tablo : DF irim Kök Tesi ulgular c+ c none LRGDP (8) -.542(8).7(8) LM -.347(4).82(4) 2.92(4) LRM -.58().37(5) 3.25(5) LI (2) -.293(3).724(3) DLRGDP -2.42(7) -2.43(7) c (7) DLM -6.6 a (3) a (3) a (3) DLRM a (4) a (3) -.86(9) DLI a (2) -5.8 a (2) a (2) a:% b:%5 c:% anlamlılık düzeyleri,(): I gecikme uzunlukları, none: sabisiz rendsiz c: sabili c+:sabili ve rendli model DF esi sonuçlarına göre reel GSYIH, oplam ihala, aramalı ihalaı ile yaırım malı ihalaı serilerinin birinci farklarında durağan olduğu espi edilmişir (Tablo ). Tahmin dönemindeki yapısal kırılmaları belirlemek amacıyla Zivo ve ndrews un (992) birim kök esi kullanılmışır. Zivo ve ndrews esinde, yapısal kırılma zamanının bilinmediği (içsel olduğu) kabul edilir ve yapısal kırılma varsa bunun ne zaman gerçekleşiği araşırılır. Tes aşağıdaki üç modele dayalı olarak yapılmakadır (Zivo ve ndrews, 992: ). Model : Model : Model : urada =,2,3,..T ahmin dönemini, T=Kırılma zamanını, kırılma nokasını gösermekedir. Kukla değişkenlerden sabieki kırılmayı gösermekedir, >Tλ olması durumunda aksi akdirde değerini almakadır. Kukla değişkenlerden eğimdeki

9 aürk Ü. İİF Dergisi,. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı 73 kırılmayı gösermekedir, >Tλ olması durumunda aksi akdirde değerini almakadır. Model sabieki, Model eğimdeki, Model ise sabi ve eğimdeki herhangi bir yapısal kırılmanın olup olmadığını espi emekedir. Her model EKK yönemi kullanılarak λ kırılma oranını da içerecek şekilde j= den j=(t-)/t ye kadar ahmin edilmekedir. λ nın her bir değeri için eksra k kadar genişleilmiş erimdeki gecikme sayısı seçim krierleri arafından belirlenerek nın bire eşi olup olmadığı hesaplanan değeri ile es edilmekedir. Yapısal kırılma yılları hesaplanan değerlerinin minimum olduğu dönemlere ekabül emekedir. Hesaplanan isaisiklerinin mulak değer olarak Zivo ve ndrews (992) kriik değerlerinden büyük olması durumunda birim kök boş hipoezi reddedilmekedir. Tablo 2: Zivo ve ndrews irim Kök Tesi ulgular Değişken Model Kırılma Dönemi Min. -isaisikleri LRGDP LM LI LRM DLRGDP DLM DLI DLRM 999: 22:3 2: 24: 22:3 2: 998:4 99:2 2:4 24: 2:4 2: 22: 27:3 22: 22: 999: 22: 22: 2:2 22: 22: 999: 22: (2) (2) (2) -3.49() () () () () -3.96() () -3.38() -3.95() -.33() a -9.63() a -.5() a () a () a -6.83() a -8.79() a -8.96() a () a () a () a () a a:% b:%5 c:% anlamlılık düzeyleri, () : I gecikme uzunlukları, Zivo ve ndrews ( 992) Kriik Değerleri;Model : % ve 5% -4.8, Model : % ve 5% -4.42, Model : % ve 5% -5.8

10 74 Ezgi DY YILDIZ, Mein ERER Değişkenlerin Zivo-ndrews birim kök eslerine ai sonuçları minimum isaisiğine göre belirlenen yapısal kırılma dönemleri ile birlike Tablo 2 de verilmişir. Tüm değişkenler her üç model için, seviyelerinde yapısal kırılmalı birim kökün olduğu boş hipoezini reddedememekedir. Tablodan da görüleceği gibi % anlamlılık seviyesinde her üç modele göre serilerin her biri birinci farklarında durağandır.. Eşümleşme nalizleri ve Haa Düzelme Modeli Çalışmada seriler arasındaki olası uzun dönem ilişkilerin espi edilmesi amacıyla Engle ve Granger (987) ve Johansen (988), Johansen ve Juselius (99) Eşümleşme nalizleri kullanılmışır. Engle ve Granger Eşümleşme yönemini 4 aşamada uygulamak mümkündür(enders, 24, s.335). şama : Değişkenlerin ümleşme derecesi esi yapılır. Eşümleşme analizi için serilerin aynı derecede durağan olması gerekir. Y ve Z gibi iki seri varsayılırsa ve bu iki serinin. farklarında ümleşme olduğunu biliniyorsa bu serilerin uzun dönemli bir ilişkilerinin olup olmadığını espi emek için 2. aşamaya geçebilir. şama 2: Uzun dönem denge ilişkisi ahmin edilir. irinci aşamada {Y } ve {Z } serileri I() ise aşağıdaki eşümleşme denklemi EKK ile ahmin edilir. Y = â + âz + ε (4) Eşümleşme denkleminin haa erimleri {e }. seviyelerinde durağan olan {Y } ve {Z } serilerine kıyasla bir al seviyede yani seviyesinde durağan ise serilerin eşbüünleşik olduğuna karar verilir. Dickey-Fuller esi haa erimlerine uygulanarak bu serinin durağanlığı es edilir. Δ ê = a + e (5) ê - {ê } haa erimleri olduğundan modele sabi ilave emeye gerek yokur. Eğer H : a = hipoezi red emek mümkün değilse değişkenlerin eşümleşik olmadığına ilişkin hipoez de reddedilemez. Haa erimlerinin ookorelasyonlu olması durumunda ise aşağıdaki gibi DF esi kullanılabilir. Δ = a ê - + ai+ Δê i + e (6) ê şama 3: Haa Düzelme Modeli ahmin edilir. Eğer seriler eşümleşik ise denge regresyon denkleminin haa erimleri haa düzelme denklemi ahmini için kullanılır. Eğer {Y } ve {Z } I(,) ise değişkenler aşağıda göserildiği gibi haa düzelme formunda ifade edilebilir. ΔY + α ê + α ( i) ΔY + α ( i ΔZ ε (7) y i 2 ) i + y

11 aürk Ü. İİF Dergisi,. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı 75 ΔZ ε (8) 2 + α zê + α 2( i) ΔY i + α 22 ( i) ΔZ i + şama 4. Modelin Uyguluğunun elirlenmesi. Modelin uygun olup olmadığının belirlenmesinde birçok yönem söz konusudur. Diyagnosik esleri kullanmak bunlardan biridir. Haa düzelme modelinde Y, Z in (Z, Y nin) Granger anlamda nedeni değildir hipoezi, α 22 (α 2 ) kasayılarının ve/ve ya ê - in kasayısının anlamlı olması durumunda reddedilir. Johansen ve Juselius Eşümleşme yönemi ise durağan olmayan zaman serileri arasındaki eşümleşme vekörlerini gösermek için maksimum olabilirlik sürecine başvurmakadır. u süreç durağan olmayan serilerin vekör ooregresif (VR) model ile ahmin edilmesi sonucu elde edilir. z (9) (9) numaralı denklemde X; durağan olmayan değişkenler vekörünü ve sabi erimi ifade emekedir. π β dır. α marisi uyarlama kasayısını, β marisi ise eşümleşme vekörlerini gösermekedir. Johansen (988) prosedürü bir marisin rankı ile onun karakerisik kökleri arasındaki ilişkiye dayanmakadır. Tese göre karakerisik köklerin sayısı () numaralı iz (race) ve () numaralı maksimum öz değer (max) isaisikleri ile belirlenebilir. () () () ve () numaralı eşiliklerde λ i ; karakerisik birim köklerin ahmini değerini, T; gözlem sayısını ve r ise eşümleşme vekörlerinin sayısını ifade emekedir. Johansen Eşümleşme Tesi ne göre hesaplanan iz ve maksimum öz değer isaisikleri Johansen ve Juselius (99) arafından sunulan kriik değerler ile karşılaşırılmak sureiyle eşümleşme ilişkisi espi edilir. Hesaplanan iz ve maksimum öz değer isaisikleri kriik değerlerden büyük ise seriler arasında uzun dönemli ilişkinin var olduğuna karar verilir. Tablo 3 e Engle ve Granger Tesi birinci aşama sonuçlarındaki arıkların durağanlık es sonuçları görülmekedir. irinci farklarında durağan olan serilerin eşümleşme denklemlerinden elde edilen haa erimlerinin seviyelerinde durağan olduğu espi edilmişir. Tablo 4 de ise Johansen ve Juselius Eşümleşme Tesi sonuçları görülmekedir. İz ve özdeğer isaisikleri her üç model için %5 seviyesinde anlamlıdır. Her iki analize

12 76 Ezgi DY YILDIZ, Mein ERER göre oplam ihala, yaırım malı ihalaı ve aramalı ihalaı serileri reel GSYIH serisi ile eşümleşikdir. Tablo 3: Engle-Granger Eşümleşme nalizi ulgular Denklemler İsaisikleri Denklemler isaisikler LRGDP=f(LM) a LM= f(lrgdp) a LRGDP=f(LI) a LI=f(LRGDP) a LRGDP=f(LRM) b LRM=f(LRGDP) c a: % b:%5 c:% nlamlılık Düzeyi Tablo 4: Johansen ve Juselius Eşümleşme nalizi ulgular LM LRGDP H H λ race %5 Kriik Değer r = r r > r > b H H λ max %5 Kriik Değer r = r = r = r = b LRM LRGDP H H λ race %5 Kriik Değer r = r r > r > b H H λ max %5 Kriik Değer r = r r = r = b LI LRGDP H H λ race %5 Kriik Değer r = r r > r > b H H λ max %5 Kriik Değer r = r r = r = b b: %5 seviyesinde anlamlılığı gösermekedir Tablo 5 de ise eşümleşik bulunan seriler için yapılan haa düzelme modeli sonuçları görülmekedir. una göre; numaralı denklemde yalnızca

13 aürk Ü. İİF Dergisi,. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı 77 F-isaisiği, 2, 3 ve 5 numaralı denklemlerde ise hem F- isaisikleri hem de haa düzelme erimine ai -isaisikleri % düzeyinde anlamlı bulunmuşur. Denklemlerdeki α2 kasayıları kısa dönem nedenselliği gösermekedir. una göre ve 2 numaralı denklemlerde kasayı poziif ve isaisiksel olarak anlamlı bulunmuşur. 3 ve 5 numaralı denklemlerde ise iki gecikmeden dolayı nedenselliği göseren iki kasayı söz konusudur ve bu kasayıların oplamı her iki denklemde de poziif bulunmuşur. ir başka değişle, oplam ihala, yaırım malı ihalaı ve aramalı ihalaı serilerinden reel GSYIH ya doğru poziif nedensellik espi edilmişir. Tablo 5: Haa Düzelme nalizi ulgular 2 ΔLRGDP + αê + α( i) ΔLRGDP i + α2δli + ε F(4,64) = 6.85 a α = -,9 (-,93) ΔLI 2 + α 2ê + αδli + α2δlrgdp + ε 2 F(3,69) = 7.88 a α 2 = -,25 a (-2,55) 2 2 ΔLRGDP 3 + αê + α( i) ΔLRGDP i + α2( i) ΔLRM i + ε F(5,66) = 8.42 a α = -,3 a (-2,69) ΔLRM 4 + α 2ê + αδlrm + α2δlrgdp + ε 2 F(3,69) =.56 α 2 =,5 (,9) 2 2 ΔLRGDP 5 + αê + α( i) ΔLRGDP i + α2( i) ΔLM i + ε F(5,66) = 7.9 a α = -,4 a (-2,7) ΔLM 6 + α 2ê + αδlm + α2δlrgdp + ε 2 F(3,69) =.83 α 2 =, (,4) a: % b:%5 c:% anlamlılık düzeyi () : haa düzelme erimi isaisiğidir. Gecikme uzunlukları I krierine göre belirlenmişir.. V.Sonuç u çalışmada dönemi Türkiye ekonomisine ai üçer aylık veriler kullanarak oplam ihala, yaırım malı ihalaı ve aramalı ihalaı ile ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkileri incelenmişir. Yapılan eşümleşme esleri sonucunda ara malı ihalaı ve yaırım malı ihalaı ile reel GSYIH ve oplam ihala ile reel GSYIH serileri eşümleşik bulunmuşur. Serilerin uzun dönemde eşümleşik olması aralarında nedensellik ilişkisinin olduğunu göserse de bu ilişkinin yönü hakkında bilgi

14 78 Ezgi DY YILDIZ, Mein ERER vermemekedir. Nedensellik ilişkisinin yönünü espi emeye yönelik yapılan haa düzelme modeli sonuçlarına göre ise, yaırım malı ihalaı ile reel GSYIH arasında çif yönlü nedensellik görülmekle birlike oplam ihala ve ara malı ihalaından reel GSYIH ya doğru ek yönlü nedensellik söz konusudur. Elde edilen bulgular Türkiye de oplam ihala, aramalı ihalaı ve yaırım malı ihalaının ekonomik büyüme üzerinde önemli ekilere sahip olduğunu gösermekedir. ir başka değişle Türkiye Ekonomisinde incelenen dönemde ihalaa dayalı bir büyüme söz konusudur. Kaynakça ran, S. ve erber, M. (24) Kamu Kesimi üyüklüğü ve Ekonomik üyüme İlişkisi: Çoklu Eşümleşme nalizi,. Ü. İkisadi ve İdari ilimler Dergisi, 5(2), 22. y,. ve Yardımcı, P. (27) "Türkiye'de İçsel Ekonomik üyüme ve Teknolojik Gelişmede Dış Ticare ve eşeri Yaırımnin Rolü (963 22): Pesaran'ın Sınır Tesi ile ir Eş-üünleşme nalizi", İkisa, işleme ve Finans, 252, 2. Dickey, D.. ve Fuller, W.. (98) Likelihood Raio Saisics For uoregressive Time Series Wih Uni Roo, Economerica, Jul(49), Enders, W. (24), pplied Economeric Time Series, Second Ediion, John Wiley&Sons, US. Esfahani, H. S. (99) "Expors, Impors, and Economic Growh in Semi-Indusrialized ounries", Journal of Developmen Economics 35(),93 6. Feraro, V. (996) Dependency Theory, Moun Holyoke ollege, hp:// (.6.28). Gerni,. ve Emsen, Ö. S. ve Değer, M.K. (28) İhalaa dayalı ihraca ve ekonomik büyüme: Türkiye Deneyimi, 2. Ulusal ikisa Kongresi. Granger,. W. J. (969) Invesigaing causal relaions by economeric models and cross-specral mehods. Economerica, 37, Granger,. W. J. (986) Developmens in he Sudy of o-inegraed Economic Variables, Oxford ullein of Economics and Saisics, 48, Johansen, S. (988), Saisical nalysis of oinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and onrol, 2, ss Lawrance, R. Z. ve Weinsein, D. E. (999) "Trade and Growh: Impor- Led or Expor-Led? Evidence from Japan and Korea", 23 24, hp://

15 aürk Ü. İİF Dergisi,. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı 79 Lee, J-W. (995) "apial Goods Impors and Long-Run Growh", Journal of Developmen Economics, 48(), 9. Mody,. ve Yılmaz K. (22), "Impored Machinery for Expor ompeiiveness", The World ank Economic Review, 6(), 23-48, hp:// Pawlos, S. (24), "The relaionship beween impor and GDP growh İn Ehiopia: n Empirical nalysis", hp://www. eeaecon.org/ee/conferences/papers/sewasew%2pawlos%22 The%2relaion%2ship%2beween%2impor%2and%2GDP %2growh%2in%2Ehiopia.doc (.6.28) Skousen, M. (23), İkisadi Düşünce Tarihi, 2. askı, dres Yayınları, nkara. Tuncer, İ. (22), "Türkiye'de ihraca, ihala ve üyüme: Toda-Yamamoo Yönemiyle Granger Nedensellik nalizleri (98 2)", Çukurova Üniversiesi Sosyal ilimler Ensiüsü Ensiü Dergisi, 9(9), 9 6. Ünsal, E. (25), Makro İkisa, 6. askı, İmaj Yayınevi, nkara, 25. Yardımcı, P. (27), Türkiye de İhraca-İhala ve Ekonomik üyüme rasındaki İlişkilerin ilgi Yayılmaları Çerçevesinde nalizi: Johansen ve Pesaran Sınır Tesi Uygulaması, 8. Türkiye Ekonomeri ve İsaisik Kongresi, Malaya. Yavuz, T. (999), Dış icare ve ekonomik büyüme ilişkisi dönemi Türkiye örneği, Karadeniz Teknik Üniversiesi Sosyal ilimler Ensiüsü. Zhang, X. ve Zou, H. (995), "Foreign Technology Impors and Economic Growh in Developing ounries", The World ank, Policy Research Working Paper, No: 42, Washingon,995, hp:// /IW3P/I/995///9265_397324/Rendered/PDF/ mulipage.pdf( ) Zivo, E. ve ndrews, D. W. K. (992) Furher Evidence on he Grea rash, he Oil Price Shock and he Uni-Roo Hypohesis, Journal of usiness and Economics Saisics, (3), ss