YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2011 Cilt:18 Sayı:2 Celal Bayar Üniversitesi İ.İ.B.F. MANİSA

Transkript

1 YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:211 Cilt:18 Sayı:2 Celal Bayar Üniversitesi İ.İ.B.F. MANİSA Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe İlişkisi: Türkiye ye İlişkin Apirik Kanıtlar Yrd. Doç. Dr. Öer Faruk ALTUNÇ Muş Alparslan Üniversitesi, İ.İ.B.F., İktisat Bölüü, MUŞ ÖZET Çalışanın aacı kau harcaaları ve kau harcaalarının bileşenleri ile ekonoik büyüe arasındaki ilişkiyi Türkiye ekonoisi bağlaında analiz etektir. Barro nun (199) içsel büyüe odelinden hareketle dönei yıllık verilerinin kullanıldığı çalışada ekonoetrik yönte olarak ARDL sınır testi yaklaşıı ve Vektör Otoregresif (VAR) Granger nedensellik/blok Dışsallık Wald Testi beniseniştir. Apirik bulgular kau harcaaları ile ekonoik büyüe arasında Wagner yasasını destekleyici kanıtlar sunaktadır. Ancak ekonoik kategoriye göre ayrıştırılış kau harcaalarının bileşenlerinin analize dahil edilesi duruunda nedenselliğin yönünün değiştiği görülektedir. Anahtar Kelieler: Kau harcaaları, ekonoik büyüe, ARDL sınır testi yaklaşıı, VAR Granger Nedensellik/Blok Dışsallık Testi. JEL Sınıflaası Kodu: C51, H5, O4 The Relationship Between Public Expenditures and Econoic Growth: Epirical Evidence For Turkey ABSTRACT The purpose of this paper is to analyse the linkages between public expenditure, the coponents of public expenditure and econoic growth in Turkish econoy. Building on the Barro s (199) endogenous growth odel, ARDL bound test and VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Test approaches are adopted as econoetric tools over the period of for Turkey. The epirical results support Wagner hypothesis for the relationship between econoic growth and public expenditure. However, the direction of causality is understood to change when disaggregated accounts of public expenditure with respect to econoic categories are included in our analysis. Key Words: Public expenditures, Econoic growth, ARDL bound test approach, VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Test. JEL Classification: C51, H5, O4 Giriş Artan kau harcaalarına iliģkin Wagner yasası, ekonoik kalkına düzeyinin büyüyen kau harcaalarının bir nedeni olduğunu açıklaaktadır. Wagner yaklaģıında nedensellik ekonoik kalkına düzeyinden kau harcaalarına doğrudur. Bu yasa farklı ülkeler için yoğun apirik araģtıralara konu oluģtur. Bazı apirik çalıģalar bu hipotezi desteklerken, bazıları bu hipotezin geçerli oladığı yönünde kanıtlar sunuģtur. Barro nun (199) içsel büyüe odeli GDP içinde kau harcaaları ile fert baģına reel GDP artıģı arasında uhteel bir iliģki olduğunu varsayaktadır. Barro odelinin teel özelliği geniģ anlada özel seraye ve kau hizetlerinin sabit getiri varsayıına göre odellenesidir. Barro odelinde kau kesiinin büyüklüğüne bağlı olarak büyüe oranı değiģebilektedir. Kau kesii payının

2 Ö.F.Altunç / Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe İlişkisi: Türkiye ye İlişkin Apirik Kanıtlar azalası ile birlikte ekonoik büyüe hızlanacak, aksine bu payın artası duruunda ekonoik büyüe hızı düģecektir. Teoride, kau kesiinin büyüklüğü ekonoik büyüeyi ve etkinliği öneli ölçüde düģürür. Kau faaliyetlerinin etkin olayan bir Ģekilde yürütülesi ve sistein verililiğini düģürebilecek ali ve finansal yükler büyüeyi olusuz etkileektedir. Diğer yandan hüküet harcaaları özel ve toplusal enfaatler arasındaki iliģkiyi geliģtire ve ticari dıģa açıklığı sağlayıcı ekanizaları da içerektedir. Ayrıca kau yatırıları ekonoik büyüeyi teģvik edici bir rol de üstlenektedir (Ra, 1986: 191). Barro (1991) 98 ülke için yaptığı ve döneini kapsayan çalıģasında fert baģına GDP artıģ hızı ile beģeri seraye, kau harcaalarının GDP içindeki payı ve kau yatırılarının GDP içindeki payı arasındaki iliģkileri test etiģtir. Apirik bulgular hüküet harcaalarının GDP içindeki payının büyüeyi negatif etkilediğini ancak kau yatırılarının özellikle verililik kanalıyla büyüeyi pozitif etkilediğini ortaya koyuģtur. Ghali (1997), Barro (199) içsel büyüe odelinden hareketle Suudi Arabistan için ekonoik büyüe ve kau harcaaları arasındaki iliģkiyi test eteyi aaçlaıģtır. Ekonoetrik yönte olarak VAR analizinden hareketle Granger nedensellik tekniğinden yararlanılıģtır. Bulgulardan hareketle Suudi Arabistan da hüküet harcaalarının ekonoik büyüeyi arttırdığına iliģkin bir nedensellik bağının oladığı sonucuna ulaģıģtır. He geliģiģ he de geliģekte olan ülkelerde kau harcaaları ve ekonoik büyüe arasındaki iliģki üzerine sayısız apirik çalıģa yapılıģtır. ÇalıĢada nedensellik ve nedenselliğin yönü bağlaında incelenen literatürde birbiriyle çeliģen sonuçlara ulaģıldığı görülektedir. Bazı çalıģalarda Wagner yasasını destekleyen sonuçlara ulaģılırken (Ra, 1986; Devarajan vd., 1996; Sahoo, 21), bazı çalıģalarda kau harcaaları ile reel ekonoik büyüe arasında herhangi bir iliģki bulunaaıģtır (Ghali, 1997; Fripong ve Oteng- Abayie, 29). Türkiye ye iliģkin yapılan çalıģalarda genellikle Wagner yasası ve Keynes hipotezinin test edildiği görülektedir. Apirik çalıģalara bakıldığında Wagner yasasına iliģkin sonuçların seçilen odele (Peacock-Wisean versiyonu, Musgrave versiyonu vb.) bağlı olarak farklılaģtığı görülektedir. Bu odellerde bağılı değiģkenin belirleyicisi olarak sadece kau harcaalarının alınası ve kau harcaalarının bileģenlerinin analize dahil edileesi öneli bir kısıttır. Ayrıca apirik sonuçlar, değiģkenlerin utlak değerlerinin dikkate alınası ve kiģi baģına alınası duruunda da farklılaģabilektedir. Türkiye ekonoisine iliģkin yapılan çalıģalarda daha çok Wagner yasasını destekleyen sonuçlara ulaģıldığı gözlenektedir (Taban, 21; Aytaç ve Güran, 21; Mohaadi vd., 27; Arısoy, 25; Sarı, 23; Terzi, 1998; Yaak ve Küçükkale, 1997). Bazı çalıģalarda ise kau harcaaları ile ekonoik büyüe arasında istatistiksel olarak anlalı bir iliģkiye ulaģılaaıģtır (Halıcıoğlu, 21; Bağdiken ve ÇetintaĢ, 23). 146

3 Yöneti ve Ekonoi 18/2 (211) Bu çalıģanın arka planının oluģturulası ve gerekçelendirilesi aacıyla alt bölüde apirik çalıģanın dayandığı odel irdelenektedir. Daha sonra apirik çalıģada yararlanılan ekonoetrik yönte ve veri seti tanıtılakta son olarak apirik bulgular ve bulguların değerlendirilesi yapılaktadır. I. Teorik Çerçeve Ekonoik büyüe ile kau harcaaları arasındaki iliģkiyi açıklaayı aaçlayan ve apirik çalıģaıza teel oluģturan odel Barro (199) odelidir. Modelde tesili bireyin veya hanehalkının, sabit ikae esnekliğinin ( ) geçerli olduğu dönelerarası fayda fonksiyonunu aksiize edici bir tüketi patikası ( c t ) tercihinde bulunduğu varsayılaktadır. U e e t t u( ct) dt ( c t 1)(1 ) 1 dt Seraye birikii kısıtına bağlı olarak k y g c, a kau bütçe kısıtı, g y ve üreti fonksiyonu y k( g / k), burada iskonto oranı ( ), y kiģi baģına çıktı, g kiģi baģına hüküet satınalıları, k çalıģan baģına seraye ve ortalaa vergi oranını sigeleektedir. Üreti fonksiyonunun pozitif ve azalan arjinal ürüne tabi ola gibi genel koģulları sağladığı varsayılaktadır. Bu nedenle odel eğiti, eslek içi eğiti ve kau altyapı yatırıları gibi kau hizetlerinin üreti fonksiyonuna ayrı bir girdi olarak dahil edilesine ikan sağlar. Yukarıdaki odel veri alındığında durağan duru (steady-state) büyüe oranı (y), y c / c (1 (1 ) ( g / k) / (2) olur. Burada, g ye göre y nin esnekliğini tanılaaktadır. ( 1 ) ( g / k) y / k ise serayenin arjinal ürünüdür. g / y kesrindeki artıģ ( 1 oranını düģürekte, bu da özel kesi yatırılarını dıģlayıcı etkisi yaratarak büyüe oranının düģesine yol açaktadır. Diğer yandan daha yüksek bir g / y oranı özel serayeyi üretken kılakta, y / k oranını artırakta ve böylece büyüe oranı (y) pozitif yönde etkilenektedir. Net etki aģağıdaki türetiliģ (3) no. lu denklele ifade edilebilir: ' y / ( ( g / k)( 1) / (3) Kau harcaalarının düzeyine bağlı olarak farklı çıkarsaalarda bulunulabilir. Kau harcaalarının fazla olası duruunda ( ' 1) y / ( olakta ve sonuçta geniģleyen kau harcaaları ekonoik büyüeyi baskı altına alaktadır. Hüküet harcaalarının çok düģük olası duruunda (1) 147

4 Ö.F.Altunç / Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe İlişkisi: Türkiye ye İlişkin Apirik Kanıtlar ( ' 1), y / ( olakta ve kau harcaalarındaki artıģ büyüe hızını artırabilektedir. Kau harcaalarının optial düzeyde olduğu duruda ( ' 1) y / ( olacak ve büyüeyi aksiu kılacak kau harcaaları oranı belirlenebilektedir. Kau tüketi hizetleri (h) dikkate alındığında (1) no. lu denklede forüle edilen odel aģağıdaki gibi yazılabilir: U t 1 1 e c h ) (( 1)/(1 ) dt 1 ve durağan-duru büyüe oranı aģağıdaki gibi olur. y c / C (1 g / y h / y)(1 ) ( g / k) / (5) Üretken kau harcaalarının büyüe üzerindeki etkilerine iliģkin açıklaalar bu analizde de aynı Ģekilde geçerlidir. y / ( h/ y) (1 ) ( g / k) / olduğundan geniģleyen kau harcaalarının öneli ölçüde tüketi hizetlerine gitesi duruunda büyüe hızı düģektedir. Kaunun büyüklüğünden bağısız olarak, üretken olayan hizetlere iliģkin artan kau harcaaları büyüe hızını düģürür. Yatırı harcaaları ise pozitif dıģsallıklar yaratarak ekonoinin üretken kapasitesini artırabilektedir. Topla ya da net etkiler bağlaında üretken hizetlere iliģkin artan bir birilik kau harcaası kaunun büyüklüğüne bağlı olarak büyüe hızını he artırabilir he de düģürebilir. Model üretken ve üretken olayan hizetler için ayrı ayrı veriler kullanılarak test ediliyor olsa da, Tablo 1 deki sonuçlar topla harcaa kaleleri ile çalıģanın daha fazla bilgi verici olacağını önerektedir. Tablo 1: Modelin Katsayı ĠĢaretlerine ĠliĢkin Çıkarılar Üretken alanlara optial altı harcaa Üretken alanlara optial harcaa (4) Üretken alanlara optial üstü harcaa Üretken hizetlere yapılan harcaalar y / ( y / ( y / ( Tüketi hizetlerine yapılan harcaalar BirleĢik etkilerin iģareti y / ( y / ( y / ( + veya Kau harcaaları ile ekonoik büyüe arasındaki iliģkiyi Barro (199) odeli teelinde apirik olarak test eteye çalıģan sınırlı sayıda çalıģa vardır. ÇalıĢada bu iliģki Barro odelinden hareketle Türkiye ekonoisi için test edileye çalıģılıģtır. 148

5 Yöneti ve Ekonoi 18/2 (211) II. Veri Seti ve Ekonoetrik Yönte ÇalıĢada ekonoik büyüeyi (Y) etkileyen topla kau harcaaları ile topla kau harcaalarının bileģenleri olarak gerçek (reel) harcaa kaleleri (cari harcaalar ve yatırı harcaaları) dikkate alınıģtır. Kau harcaalarının ekonoik tasnifinde harcaalar reel harcaalar ve transfer harcaaları Ģeklinde ikiye ayrılaktadır. Reel harcaalar da kendi arasında cari harcaalar ve yatırı harcaaları olarak ikiye ayrılaktadır (Akdoğan, 23: 84). ÇalıĢada Barro (199) odeline uygun olarak ekonoinin üreti kapasitesini doğrudan etkileyen reel harcaa kaleleri dikkate alınıģtır. ÇalıĢada kullanılan veriler ve kaynakları aģağıdaki Tablo 2 de veriliģtir. Tablo 2: Veri Tanıları ve Kaynakları Veri Tanıı Kaynak Fert baģına reel GDP artıģ Dünya Bankası, World Developent Y hızı Indicators (WDI) (196-29) PSHARE Topla kau harcaalarının GDP içindeki payı Maliye Bakanlığı konsolide bütçe rakaları, Ġstatistik Göstergeleri; DPT Konsolide bütçe toplaları; TÜĠK verileri; Muhasebat Genel Müdürlüğü verileri ve Bütçe gider ve gelir gerçekleģeleri ( ) verilerinden derleniģtir. CSHARE Kau tüketi harcaalarının GDP içindeki payı Maliye Bakanlığı konsolide bütçe rakaları, Ġstatistik Göstergeleri; TÜĠK verileri ISHARE Kau yatırı harcaalarının GDP içindeki payı Maliye Bakanlığı konsolide bütçe rakaları, Ġstatistik Göstergeleri; TÜĠK verileri ÇalıĢada kullanılan veriler, (1987=1) GDP deflatörüne bölünerek reel hale getiriliģ ve doğal logaritaya dönüģtürülüģtür. Ekonoetrik etodoloji öncelikle zaan serilerinin durağanlık özelliklerini irdeler. Hata terileri konusundaki sınırlayıcı varsayılara yer vereyen ve yüksek derecedeki korelasyonu kontrol etek için geliģtirilen Phillips-Perron (1988) testi ADF testini taalayıcı bir biri kök testidir. Phillips Peron (PP) testinde otokorelasyonu gidereye yetecek kadar bağılı değiģkenin gecikeli değerleri odele dahil edileekte, bunun yerine Newey-West tahincisi ile uyarlanaktadır. Her iki test için de, Dickey-Fuller test istatistiğinin ( ) utlak değerinin MacKinnon tarafından tablolaģtırılan kritik değerlerin utlak değerinden büyük olası duruunda serinin durağan olduğu sonucuna ulaģılır. Bu biri kök testleri dıģında Kwiatkowski vd. (1992, KPSS) ve Eliot, Rothenberg ve Stock (1996, DF-GLS) testleri de her bir değiģkenin durağanlığını etraflıca analiz etektedir. 149

6 15 Ö.F.Altunç / Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe İlişkisi: Türkiye ye İlişkin Apirik Kanıtlar Bu çalıģada kullanılan yönte Engle-Granger (1987) ve Pesaran ve Shin in (1999) ARDL yaklaģıının bileģiine dayanaktadır. ARDL test prosedürünün diğer alternatif eģbütünleģe testlerine göre en öneli avantajı, örnekledeki değiģkenlerin durağanlık özelliklerini dikkate alaksızın odelleyebilesi ve uzun döne tahinlerine dayalı çıkarılara izin veresidir. Buna ek olarak odeldeki değiģken sayısı VAR odellerinin aksine arttırılabilir. Engle-Granger yöntei, bağısız değiģkenlerin içselliği ve hata terilerindeki ardıģık bağılılığa karģı duyarlı olası nedeniyle eleģtirilektedir. ARDL yöntei odele bağısız değiģkenleri dahil ederek bu problelerin etkilerini azaltaktadır. Model içsel ve dıģsal değiģkeleri birbirinden ayırarak içsellik probleinin ortaya çıkasını da önleektedir. Johansen eģbütünleģe testi geçerli aaçlar için büyük örnekleler gerektirirken, bu yaklaģı küçük hacili örneklelerde de etkin sonuçlar verir. Son olarak, basit bir doğrusal dönüģtüre yoluyla ARDL den türetilebilen dinaik hata düzelte odeli (ECM) uzun döneli bilgi kaybına yol açaksızın kısa döneli dinaikleri uzun döneli dinaiklerle birleģtirektedir (Banerjee vd., 1993: 51-52). Ayrıca zaan serilerinin durağan olaası sonucunda ortaya çıkan sorunların ARDL yaklaģıı ile ortadan kalkabileceği ifade edilektedir. Bu yaklaģıın perforansı üzerine yapılan son yıllardaki araģtıralar, diğer eģbütünleģe yönteleriyle kıyaslandığında ARDL yaklaģıının Engle-Granger (1987), Johansen (1988), Johansen ve Juselius (199) ve Gregory ve Hansen (1996) gibi geleneksel eģbütünleģe tekniklerine göre daha fazla tercih edildiğini ortaya koyuģtur (Faras ve Ghali, 29: 136). ARDL odelinin bu çalıģaya uyarlanıģ foru aģağıdaki gibidir: LY i 1i ti i1 i ln( PSHARE 4i ln( Y ) ti ln( CSHARE 2i ) LY 5 t1 8LPSHARE t1 t Burada t zaan trendi değiģkeni, ise odeldeki hata teriidir. EĢbütünleĢenin oladığı Ģeklindeki sıfır (null) hipotezi H : alternatif hipotez ise H1 : k, k 5,6,7,8 Ģeklindedir. ARDL odelleesinde iki kritik değer seti türetilektedir. Üst sınır kritik değerler I(1) serilerini alt sınır kritik değerler ise I() serilerini tanılaaktadır. Herhangi bir anlalılık seviyesi için hesaplanan F istatistiği Pesaran vd. (21) çalıģasında verilen alt ve üst kritik değerlerin dıģına düģtüğü takdirde değiģkenlerin bütünleģe derecelerini dikkate alaksızın kesin bir yoru yapak ükün olabilektedir. F istatistiğinin üst kritik değerin üzerinde olası, seriler arasında uzun döneli bir iliģki olduğunu, alt değerin altında olası ise uzun döneli bir iliģkinin oladığını gösterektedir. F istatistiğinin kritik değerler arasında kalası duruunda bir sonuca varılaaakta ve serilerin ti ) i LCSHARE 6 ln( ISHARE t1 3i LISHARE 7 ti t1 ) (6)

7 Yöneti ve Ekonoi 18/2 (211) bütünleģe derecelerini dikkate alan diğer eģbütünleģe testlerine baģvurulaktadır. ARDL odelinde ilk olarak (6) no.lu eģitlikteki bağılı ve bağısız değiģkenlerin sebolüyle gösterilen gecike uzunluğunun (lag order) AIC, SBC ve HQ kriterlerine göre belirlenesi gerekir. En küçük kritik değeri sağlayan gecike uzunluğu odelin gecike uzunluğu olarak seçilir. Seçilen gecike uzunluğu ile oluģturulan odelin ardıģık bağılılık içeresi duruunda, ikinci en küçük değeri sağlayan gecike uzunluğu alınır ve eğer ardıģık bağılılık ortadan kalkaıģsa kalkana kadar bu iģlee deva edilir. Son yıllarda sınırlı veriler için (3 gözleden 8 gözlee kadar) kritik değerler Narayan (24) tarafından geliģtiriliģtir. DeğiĢkenler arasında eģbütünleģik bir iliģki olası duruunda aģağıdaki uzun döne odeli tahin edilir: LY i 4i (ln Y) 1i ti i1 i ln( PSHARE ) ti (ln CSHARE ) 2i t ti i (ln ISHARE ) 3i ti (7) DeğiĢkenler arasında uzun döneli iliģki olası duruunda bir sonraki adı, değiģkenler arasındaki nedensellik iliģkisini inceleektir. Granger nedensellik testi için tü değiģkenlerin sietrik ve içsel olduğu dört değiģkenli bir VAR odeli tahin ediliģtir. Y Y Y u t1 PSHARE PSHARE t1 PSHARE t u2t A A (8) ISHARE ISHARE t1 ISHARE t u3t CSHARE CSHARE t1 CSHARE t u4t Burada t zaan alt sigesini, VAR odelindeki gecike sayısını, A sabit teri vektörü, A 1, A 2,, A p ise tü paraetrelere iliģkin atrisleri tesil etektedir. ÇalıĢada değiģkenler arasındaki nedensellik iliģkilerini analiz etede VAR Granger nedensellik/blok DıĢsallık Wald Testi kullanılıģtır. VAR sisteinde içsel ve dıģsal değiģken ayrıı yapılaaktadır. Bu test bir değiģkenin gecikeli değerlerinin sistede yer alan diğer herhangi bir değiģkenin Granger nedeni olup oladığını belirleektedir. Sıfır hipotezi bir değiģkenin tü gecikeli değerlerinin VAR sisteindeki her bir denkleden dıģlanabileceği Ģeklinde forüle edilektedir. Örneğin bu test PSHARE değiģkeninin tü gecikeli değerlerinin Y denkleinden dıģlanıp dıģlanayacağı sorusunu cevaplaada yardıcı olur. Sıfır hipotezinin reddedilesi PSHARE değiģkeninin Y denkleinden dıģlanaayacağı anlaına gelir. Bu, Y nin içsel bir değiģken olduğu ve PSHARE değiģkeninden Y ye doğru bir nedensellik olduğu Ģeklinde yorulanır. ÇalıĢada bağısız değiģkenlere iliģkin katsayıların bir bütün olarak sıfırdan farklı olup oladığı hipotezi için ki-kare (Wald) istatistiği kullanılıģtır (Enders, 23: ). t 1t 151

8 Ö.F.Altunç / Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe İlişkisi: Türkiye ye İlişkin Apirik Kanıtlar III. Apirik Bulgular Son yıllarda geliģtirilen çoğu biri kök testleri, akro ekonoik değiģkenlerin I (1) veya I () oldukları konusunda çeliģik sonuçlar verektedir. Bu argüanı sınaak aacıyla çalıģada 4 ayrı biri kök testi uygulanıģtır. Dickey ve Fuller (1981, ADF), Phillips ve Peron (1988, PP), Kwiatkowski vd. (1992, KPSS) ve Eliot, Rothenberg ve Stock (1996,DF-GLS) testleri her bir değiģkenin durağanlığını etraflıca analiz etektedir. Bunların arasında KPSS testinin sıfır hipotezi serinin I () olduğu Ģeklinde iken diğer testlerin sıfır hipotezi serilerin I (1) olduğu Ģeklindedir. Biri kök test sonuçları aģağıda Tablo 3 te özetleniģtir. Her bir seriye iliģkin grafikler inceleniģ, çoğu serinin trend içerdiği sonucuna varıldığı için biri kök test sonuçları serilerin sabit teri ve trend içerecek Ģekilde forüle ediliģtir. Tablo 3: Biri Kök Hipotez Testleri Değişkenler ADF PP KPSS DF-GLS Y -1.87() -2.43(3).76(3) ISHARE -3.37(3)*** -2.22(3).41(5) CSHARE -.63(1) -2.1(5).93(5) -2.3 PSHARE -1.3() -2.12(3).69(5) D(Y) -6.29()* -4.88(2).12(3) D(ISHARE) (3)*.8(3)* -5.96* D(CSHARE) -4.59()* -4.77(2)*.24(5)* -6.68* D(PSHARE) -6.79()* -6.83(3)*.13(3)* -6.38* McKinnon (1996) Kritik Değerleri Anlalılık Düzeyi 1% % % *, **,*** sırasıyla %1, %5 ve %1 anlalılık düzeylerini gösterektedir. ADF ve PP biri kök testlerinde sıfır hipotezi seri biri kök içerektedir Ģeklinde kurulduğundan serinin durağan olduğunu kabul etek için sıfır hipotezi ret etek gerekektedir. KPSS testinde ise sıfır hipotezi seri durağandır Ģeklinde kurulduğundan durağanlık koģulunu sağlaak için sıfır hipotezini red edeeek gerekektedir. ADF testi için parantez içindeki rakalar Schwarz Bilgi Kriterine (SIC) göre otokorelasyonun bulunadığı iniu gecike değerleridir. PP ve KPSS testlerinde Newey ve West tarafından geliģtirilen band geniģliği kullanılıģtır. Modeldeki değiģkenler logaritik forda ele alınıģtır. Tablo 3 te yer alan biri kök test sonuçları tü değiģkenlerin birinci dereceden durağan I(1) olduklarını gösterektedir. Kau yatırı harcaalarının GDP içindeki payı (ISHARE) için ADF test sonucu serinin düzeyde durağan olduğunu gösteresine rağen, diğer testler bu değiģkenin fark durağan olduğu yönünde sonuçlar ortaya koyuģtur. ÇalıĢada ISHARE değiģkeninin I(1) olduğu kabul ediliģtir. ARDL odelleesinde değiģkenler arasında uzun döneli iliģkinin test edilesinde öncelikle uygun gecike sayısı belirlenir. Analizde yıllık verilerin kullanılası ve gözle sayısının sınırlı olası nedeniyle en fazla 3 gecikeye kadar tahin yapılıģtır. 152

9 Yöneti ve Ekonoi 18/2 (211) Tablo 4: Sınır Testi Ġçin Gecike Sayısının Belirlenesi AIC SBC HQ 2 BG (Prob) 2,342 2,498 2,41,3 1-8,295-7,516-8,1,23 2-9,992* -8,588* -9,461*,49 3-9,798-7,77-9,31,4 Not:, gecike sayısı sigeleektedir. Modelde bağılı değiģkenin gecikeli değerleri yer aldığından DW testi yerine Breusch-Godfrey ardıģık bağılılık testi kullanılıģtır. Tablo 4 te her üç kritere göre de uygun gecike uzunluğu 2 olarak belirleniģ ve bu gecike uzunluğunda ardıģık bağılılığa rastlanaıģtır. Bu nedenle özel yatırı odeli 2 gecike ile tahin ediliģtir. ARDL sınır testi yaklaģıı özel yatırılar ile onu etkileyen değiģkenler arasında uzun döne iliģkinin olup oladığını test etek için kullanılıģtır. Modelde yer alan değiģkenler arasında uzun döneli iliģki olup oladığını ifade eden teel hipotezin geçerliliğini test etek için hesaplanan F istatistiği Pesaran vd. (21) den ve Narayan P. (25) alınan üst kritik değerlerden daha yüksek çıkıģtır. Bu sonuç, bağılı değiģken ile bağısız değiģkenler arasında bir eģbütünleģe iliģkisi olduğunu gösterektedir. Tablo 5: Sınır Testinde Hesaplanan F Ġstatistiği k F Test İstatistiği Kritik Değerler Pesaran vd. (21) a Alt Sınır Değeri I() Üst Sınır Değeri I(1) Narayan P. (25) b Alt Sınır Değeri I() Üst Sınır Değeri I(1) 3 5,713* 1% 5,17 6,36 5,99 7,33 5% 4,1 5,7 4,37 5,42 1% 3,47 4,45 3,67 4,71 * Pesaran vd. (21) kritik değerlerine göre %1 düzeyinde anlalı a Kritik değerler Pesaran vd. (21) Tablo C1(V) alınıģtır. KısıtlanaıĢ sabit teri ve trend, s. (T.5) b Kritik değerler Narayan P. (25) Tablo CI(V) alınıģtır. KısıtlanaıĢ sabit teri ve trend, s Not: Gecike uzunluğunun seçilesinde Schwarz bilgi kriteri dikkate alınıģtır. 2 gecikenin kullanıldığı odelde Breusch-Godfrey ardıģık bağılılık test istatistiği 2 BG, 1.395(.49) çıkıģtır. Bu da teel hipotezin reddedileeyeceğini ve kurulan odelde ardıģık bağılılık probleinin oladığını gösterektedir. ÇalıĢada Pesaran vd. (21) kritik değerlerine göre anlalılık düzeyi yorulanıģtır. DeğiĢkenler arasındaki iliģkinin uzun döne paraetrelerinin tahin edilesi için SBC kriteri kullanılarak uygun gecike uzunluğu belirleniģtir. Fert baģına reel GDP artıģ hızı (Y) için 1 gecike, topla kau harcaalarının GDP içindeki payı (PSHARE) için gecike, kau tüketi harcaalarının GDP içindeki payı (CSHARE) için 2 gecike ve kau yatırı harcaalarının GDP 153

10 Ö.F.Altunç / Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe İlişkisi: Türkiye ye İlişkin Apirik Kanıtlar içindeki payı (CSHARE) için gecike alınıģtır. ARDL (1,,2,) odeline iliģkin uzun döne katsayı tahin sonuçları Tablo 6 da veriliģtir 1. Tablo 6: ARDL (1,,,2,) Modeli Uzun Döne Katsayıları DeğiĢkenler Uzun Döne Katsayıları Standart Hata Probabilite PSHARE * CSHARE ** ISHARE ** C * *%1, **%5 düzeyinde anlalılığı gösterir. Uzun döne katsayı iģaretleri, Barro (1991) sonuçlarını destekler nitelikte çıkıģtır. Destekleyici bir diğer apirik kanıt da üretken harcaaların (yatırı) GDP içindeki payı ile büyüe hızı arasındaki pozitif iliģkidir. Yatırı harcaalarındaki artıģın yol açtığı dıģlaa etkisi (crowding-out) bu iliģkinin zayıflaasına yol açabilektedir. Diğer yandan üretken olayan harcaalardaki (tüketi) artıģ ile büyüe hızı arasında negatif bir iliģki bulunuģtur. Topla etkilere bakıldığında kau harcaalarındaki artıģ ile büyüe hızı arasında ise pozitif ve istatistiki olarak anlalı bir iliģki bulunuģtur. Barro (1991) odeline göre net etkinin pozitif ya da negatif olası kau kesiinin büyüklüğüne bağlı olarak değiģebilecektir. Kau kesiinin payı ne kadar büyükse negatif etkiler o ölçüde büyük olacak ve büyüe oranı buna bağlı olarak düģecektir. ÇalıĢada kau harcaalarının net etkisi pozitif bulunuģtur. ÇalıĢada Barro odelinden hareketle değiģkenler arasındaki nedensellik iliģkilerini analiz etek için VAR Granger nedensellik/blok DıĢsallık Wald Testinden yararlanılıģtır. Blok dıģsallık Wald testi sonuçları (Tablo 7) dört değiģkenin (Y, PSHARE, ISHARE, CSHARE) dıģsal oladığını gösterektedir. Bu değiģkenlerin yer aldığı her bir denkle için ortak (joint) test olasılık değerleri sırasıyla.14,.91,.35 ve.89 dur. Test çoğu değiģkenler için, sözkonusu değiģkenlerin gecikeli değerlerinin denkleden dıģlanabileceği Ģeklindeki sıfır hipotezinin reddedileeyeceği yönünde apirik kanıtlar da sunaktadır. Y denkleinden PSHARE ve CSHARE değiģkenleri, PSHARE denkleinden ISHARE ve CSHARE değiģkenleri, ISHARE denkleinden CSHARE değiģkeni ve CSHARE denkleinden Y değiģkeni dıģlanabilir Ģeklindeki sıfır hipotezi reddedileeektedir. Bu sonuçlar her bir denklee iliģkin bağısız değiģkenlerin gecikeli değerlerinin bağılı değiģkenin nedeni oladığı anlaına gelektedir. Ekonoik büyüe topla kau harcaalarındaki artıģın nedeni iken, topla kau harcaalarından büyüeye doğru bir nedensellik bulunaıģtır. Bu sonuç Wagner hipotezini desteklerken, kau harcaalarının ekonoik büyüenin nedeni olduğu Ģeklindeki Keynesyen görüģün Türkiye ekonoisi için geçerli oladığını gösterektedir. Kau harcaalarının bileģenleri olarak kau yatırı ve tüketi harcaaları dikkate alındığında nedenselliğin yönü özellikle kau yatırı harcaaları (ISHARE) için 1 ARDL uzun döne katsayıları, bağısız değiģkenlerin katsayılarının toplaının, bağılı değiģken katsayılarının ve gecikelerinin toplaının 1 den farkına bölünesiyle elde edilir. 154

11 Yöneti ve Ekonoi 18/2 (211) değiģektedir. Test sonuçları ISHARE ile büyüe arasında çift yönlü bir nedensellik olduğunu ortaya koyaktadır. Kau yatırı harcaalarının GDP içindeki payı (ISHARE) dikkate alındığında, Türkiye ekonoisi için he Wagner yasası he de Keynesyen görüģün geçerli olduğu sonucu çıkaktadır. Kau tüketi harcaalarının GDP içindeki payı (CSHARE) ile büyüe (Y) arasında da tek yönlü nedensellik çıkıģtır. Nedenselliğin yönü büyüeden CSHARE değiģkenine doğrudur. Tablo 7: VAR Granger Nedensellik/Blok DıĢsallık Wald Testi Sonuçları Bağılı DeğiĢken Y DıĢlanan Serbestlik Ki-kare Ġstatistiği DeğiĢkenler Derecesi P değeri PSHARE ISHARE CSHARE All PSHARE ISHARE CSHARE Y ISHARE CSHARE All Y PSHARE CSHARE All Y PSHARE ISHARE All Sonuç ÇalıĢada Barro (199) odelinden hareketle döneinde Türkiye ekonoisi için kau harcaaları ve ekonoik büyüe arasındaki iliģki test ediliģtir. Ekonoetrik yönte olarak geleneksel eģbütünleģe testlerine göre bazı üstünlükleri olan ARDL sınır testi yaklaģıı beniseniģtir. ÇalıĢada Barro (199) odelinden hareketle ekonoik büyüeyi tesilen kiģi baģına reel GDP artıģ hızı (Y), kau harcaalarının GDP içindeki payı (PSHARE), ve reel harcaa kaleleri olan kau yatırı harcaalarının GDP içindeki payı (ISHARE) ve kau tüketi harcaalarının GDP içindeki payı (CSHARE) değiģkenlerinden yararlanılıģtır. Sadece topla kau harcaaları değil aynı zaanda kau harcaalarının bileģiinin de analize dahil edilesi akroekonoik politika çıkarılarını etkileyebilektedir. ARDL odeli uzun döne katsayı iģaretleri, kau yatırılarının payı ile ekonoik büyüe arasında pozitif, kau tüketi harcaalarının payı ile ekonoik büyüe arasında negatif bir iliģki olduğunu ortaya koyuģtur. Ayrıca topla kau harcaalarının payı ile ekonoik büyüe arasında pozitif bir iliģki olduğu sonucuna ulaģılıģtır. Her üç değiģkene iliģkin katsayılar istatistiksel olarak anlalı bulunuģtur. Topla kau harcaalarının payına iliģkin katsayının pozitif çıkası Barro (199) 155

12 156 Ö.F.Altunç / Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe İlişkisi: Türkiye ye İlişkin Apirik Kanıtlar odelinden hareketle Türkiye deki kau harcaalarının optial düzeyin altında olduğu Ģeklinde yorulanabilir. Kau harcaaları optial düzeyi geçtiği takdirde ekonoik büyüe hızı yavaģlayacaktır. DeğiĢkenler arasındaki iliģkinin yönü, kau harcaalarının bir istikrar politikası aracı olarak kullanılıp kullanılaayacağı bağlaında öne taģıaktadır. ÇalıĢada değiģkenler arasındaki nedenselliğin analizi VAR Granger nedensellik/blok DıĢsallık Wald Testi ile yapılıģtır. Apirik sonuçlar, ekonoik büyüeden topla kau harcaalarının payına doğru tek yönlü nedensellik Ģeklinde çıkıģtır. Bu sonuç Wagner yasasını destekleektedir. Makroekonoik politikalar açısından bu duru, kau harcaalarının bir aliye politikası aracı olarak kullanılasının reel değiģkenler üzerinde etkili olayacağı anlaına da gelebilektedir. Kau harcaalarının ekonoik büyüe üzerindeki etkileri incelenirken bu harcaaların düzeyi kadar bileģii de öneli olabilektedir. Kau harcaalarının bileģenlerinden kau yatırı harcaalarının payı dikkate alındığında çift yönlü nedensellik sonucuna ulaģılaktadır. Buradan hareketle, döneleri arasında Türkiye ekonoisi için he Wagner yasasının he de Keynesyen yaklaģıın geçerli olduğu söylenebilir. Bu sonuç, kau yatırı harcaalarının özel yatırıları taalayıcı nitelikte olduğu Ģeklinde de yorulanabilir. Kaynakça AKDOĞAN, A. (23), Kau Maliyesi, (9. Baskı), Ankara: Gazi Kitabevi. ARISOY, Ġ. (25), Wagner ve Keynes Hipotezleri Çerçevesinde Türkiye de Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe ĠliĢkisi, Ç.Ü. Sosyal Bililer Enstitüsü Dergisi, 14(2), AYTAÇ D. ve M.C. GÜRAN (21), Kau Harcaalarının BileĢii Ekonoik Büyüeyi Etkiler i? Türkiye Ekonoisi Ġçin Bir Analiz, Sosyo Ekonoi, 21 (2), BAĞDĠGEN, M. ve H. ÇETĠNTAġ (23), Causality Between Public Expenditure and Econoic Growth: The Turkish Case, Journal of Econoic and Social Research, 6 (1), BANERJEE, A., GALBRAITH J. ve D. HENDRY (1993). Cointegration, Error Correction and Econoetric Analysis of Non-stationary Data, Oxford: Oxford Univ. Press. BARRO, R.J. (199), Governent Spending in a Siple Model of Endogenous Growth, Journal of Political Econoy, 98 (5), BARRO, J.R. (1991), Econoic Growth in A Cross Section Countries, Quarterly Journal of Econoics, 16 (2), DEVARAJAN, S., SWAROOP, V. ve H. ZOU (1996), The Coposition of Public Expenditure and Econoic Growth, Journal of Monetary Econoics, 37 (2), ENDERS, W. (23), Applied Econoetric Tie Series, New York: John Wiley And Sons Inc. FARAS, R.Y. ve K.H. GHALI (29), Foreign Direct Investent and Econoic Growth: The Case of the GCC Countries, International Research Journal of Finance and Econoics, 29, FRIMPONG, M.J ve E.F. OTENG-ABAYIE (29), Does the Wagner s Hypothesis Matter in Developing fro Three West African Monetary Zone (WAMZ) Countries, Aerican Journal of Econoics and Business Adinistration, 1 (2), GHALI, K.H. (1997), Goverent Spending and Econoic Growth in Suudi Arabia, Journal Of Econoic Developent, 22 (2), GRANGER, C.W.J. (1969), Investigating Causal Relations by Econoetric Models and Crossspectral Methods, Econoetrica, 37 (3), HALICIOGLU, F. (23), Testing Wagner s Law for Turkey, 196 2, Review of Middle East Econoics and Finance, 1 (2),

13 Yöneti ve Ekonoi 18/2 (211) LANDAU, D. (1983), Governent Expenditure and Econoic Growth: A Cross-Country Study, Southern Econoic Journal, 49, MOHAMMADI, H., ÇAK M. ve D. ÇAK (28), Wagner s Hypothesis New Evidence fro Turkey Using The Bounds Testing Approach, Journal of Econoic Studies, 35 (1), NARAYAN, P.K. ve R. SMYTH (26), What Deterines Migration Flows fro Low-incoe to High-incoe Countries? An Epirical Investigation of Fiji-US Migration , Conteporary Econoic Policy, 24(2), NARAYAN, P.K. (24), Do Public Investent Crowd Out Private Investents? Fresh Evidence fro Fiji, International Econoic Journal, 12, PESARAN, M.H., SHIN, Y. ve R. J. SMITH (21), Bound Testing Approaches to the Analysis of Long Run Relationships, Journal of Applied Econoetrics, Special Issue, 16, PESARAN, M.H. ve B. PESARAN (1997), Working with Microfit 4., Interactive Econoetric Analysis, Oxford: Oxford Univ. Press. PHILLIPS, P. ve P. PERRON (1988), Testing for Unit Root in The Tie Series Regression, Bioetrika, 75 (2), RAM, R. (1986), Goverent Size and Econoic Growth: A Fraework and Soe Evidence fro Cross-Section and Tie Series, Aerican Econoic Review, 76 (1), RAO, V.V. B. (1989), Governent Size and Econoic Growth: A New Fraework and Soe Evidence fro Cross-section and Tie-Series Data: Coand, Aerican Econoic Review, 79 (1), SAHOO, P. (21), Wagner s Hypothesis: Further Epirical Evidence Fro India, Journal of Indian School of Political Econoy, 13 (1), SAID, E.S. ve D.A. DICKEY (1989), Testing for Unit Roots in ARMA(p,q) Models with Unknown p and q, Bioetrika, 71, SARI, R. (23), "Kau Harcaalarının Dunyada ve Turkiye'deki GeliĢii ve Turkiye'de Ulusal Gelir ile ĠliĢkisi", İktisat, İşlete ve Finans Dergisi, 29 (Ek), ġġmġek, M. (24), Türkiye de Kau Harcaaları ve Ekonoik Büyüe, , Atatürk Üniversitesi İİBF Dergisi, 18 (1), TERZĠ, H. (1998), Kau Harcaası ve Ekonoik Kalkına ĠliĢkisi Üzerine Ekonoetrik Bir Ġncelee, İktisat, İşlete ve Finans Dergisi, 13 (142), UZAY, N., (22), Kau Büyüklüğü ve Ekonoik Büyüe Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği ( ), Erciyes Üniversitesi İİBF Dergisi, 19, YAMAK, N. ve Y. KÜÇÜKKALE (1997), Türkiye de Kau Harcaaları Ekonoik Büyüe ĠliĢkisi, İktisat İşlete ve Finans, 12 (131),