Türkiye de Özel Yatırımlar ve Kamu Yatırımları Arasındaki İlişkinin Ampirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşımı

Transkript

1 Ö.F. ALTUNÇ, B. ŞENTÜRK Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı Öer Faruk ALTUNÇ * Bilge ŞENTÜRK ** Özet Son yıllarda gelişekte olan ülkelerde (GOÜ) yoksulluğun azaltılası ve ekonoik büyüenin sürdürülebilirliği açısından özel yatırı kavraına vurguda bulunulası önelidir. 198 li yıllardan sonra Türkiye de özel yatırılardaki artışın desteklenesi ve bu artışın yarattığı olulu dışsallıklar nedeniyle ekonoik büyüeyi hızlandıracağı görüşü beniseniştir. Kau yatırılarının özel sektör yatırılarını dışlaası veya taalayıcısı olasına yönelik apirik literatürde bir görüş birliği sağlanaıştır. Bu çalışada Blejer ve Khan Modeli (1984) yardııyla Türkiye de döneinde, kau yatırılarının özel sektör yatırıları üzerindeki etkisi inceleneye çalışılıştır. Kullanılan ekonoetrik yönte zaan serileri analizidir. Apirik bulgular kau yatırı türlerinin (altyapı yatırıları veya altyapı niteliği taşıayan yatırılar) özel sektör yatırıları ile taalayıcılık ilişkisi içinde olduğuna ilişkin kanıtlar sunuştur. Bir diğer sonuç da özel sektör yatırılarının sürdürülesinde finansan olanaklarının öneli olduğu şeklindedir. Anahtar Kelieler: Özel Yatırı, Kau Yatırıı, Blejer ve Khan Modeli, ARDL Model An Epirical Analysis of the Relationship Between Private Investent and Public Investent in Turkey: Bound Test Approach Abstract Private investent plays a vital role to proote sustainable econoic growth and to reduce poverty in developing countries. The idea of using private sector * Arş. Gör. Muğla Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölüü, ofaltunc@u.edu.tr ** Arş. Gör. Muğla Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölüü, bilge.senturk@hotail.co Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran

2 Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı investents intensively to boost growth in Turkey has started to eerge after 198s. Despite a sizeable epirical literature, the ipact of public investent in the developing countries gives inconsistent results on whether it copleents or crowds out private investent. This paper akes use of Blejer and Khan Model (1984) for Turkey over the periods estiating the effect of public investent on private sector. We eployed tie series analysis in this study. Our findings support the hypothesis that GDP growth stiulates private investent while public investent and private investent are copleentary. The other finding of the study is that credit constraint is an iportant deterinant of private investents in Turkey. Key Words: Private Investent, Public Investent, Blejer and Khan Model, ARDL Model JEL Classification Codes: E22, E6, H54 Giriş Gelişekte olan ülkelerin büyüe süreçlerinde özel yatırılar öneli rol oynaaktadır. Özel yatırılar tüketi harcaalarına kıyasla, topla talebin küçük bir bileşenini tesil etesine karşın, fiziki seraye oluşuunun ne oranda gerçekleştiği ölçütünde belirleyicidir. Bu nedenle özel yatırılar, ekonoinin üreti kapasitesinin genişleesinde ve uzun döneli ekonoik büyüede teel belirleyici konuundadır (Chhibber ve Wijnbergen, 1992:5). 198 den sonra Türkiye ekonoi politikalarındaki köklü ve yapısal değişiklikler ekonoik büyüenin finansanında öneli yer tutan yurt içi tasarrufları büyük ölçüde etkileiştir. 198 li yılların ortalarından sonra pozitif reel faiz uygulaası sonucunda yurt içi tasarruflar artış, ancak topla tasarruf oranında belirgin bir büyüe olaıştır. Ekonoide reel üretken yatırı artışından çok, tüketi ağırlıklı gelişe sağlanası, büyüenin ileriki dönelerde gelir yarata kapasitesinin azalasına yol açıştır (Karluk, 21: ). Şekil 1 de talep kalelerinin GSYH büyüesine ne ölçüde katkı sağladıkları gösterilektedir. 1, 5,, -5, Özel Yatırılar 2, 3,1 5,6 3,1 3,1,6-1,7-7, Özel Tüketi 3,2 6,8 7,7 5,6 3,3 3,8, -4, Net İhracat -2,2-3,3-2,4-1,4 -,3-1,2 1,7 5,2 Stok Değişeleri 2,1 -,4-1,9,1 -,1,6,3-5,4 Kau 1, -,9,4 1,,9,8,6,7-1, Kaynak: Maliye Bakanlığı, Yıllık Ekonoik Rapor, 29. Şekil 1: GSYH Büyüesine Katkılar (Puan), Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 21

3 Ö.F. ALTUNÇ, B. ŞENTÜRK Özel yatırıların 27 yılından bu yana darala sürecine girdiği, kau yatırılarının ise büyüeye pozitif katkı sağladığı görülektedir. Büyüenin sürdürülebilirliği açısından özel yatırılar ile özel tüketilerin aynı düzeyde seyreteleri önelidir. 27 yılının ikinci çeyreğinden sonra ortaya çıkan küresel kriz sonrası dönede özel tüketi harcaalarındaki artış öneli ölçüde gerileiş, bu da özel yatırıların GSYH büyüesine katkısını negatif düzeylere çekiştir. 198 li yıllarla birlikte yatırı politikalarında öneli bir değişi yaşanış, kau yatırılarının altyapı yatırıları ile sınırlandırılası, yatırıların özel sektörün egeenliğine bırakılası ve yabancı yatırıların çekilebilesi için gerekli önleler alınıştır (Kılıçbay, 1991:5). 198 sonrası kau, özel ve topla sabit seraye yatırılarının GSYH ye oranı Şekil 2 de veriliştir. 3, 25, 2, 15, 1, 5,, TOPLAM YATIRIM KAMU YATIRIMI ÖZEL YATIRIM Kaynak: Devlet Planlaa Teşkilatı, Ekonoik ve Sosyal Göstergeler (195-26) ve Teel Ekonoik Göstergeler (Ocak-Şubat 21) Şekil 2: Türkiye de Gayrisafi Sabit Seraye Oluşuunun GSYH ye Oranı sonrası dönede, özel kesi sabit seraye yatırılarının kau kesii sabit seraye yatırılarından daha fazla gerçekleşesinin en öneli nedeni, özel sektörün yatırıa teşvik edilesi ve özel sektörün, getirileri yüksek yatırılara yönelesidir. Sabit seraye yatırılarında sosyal kârlılığı aaçlayan kau kesii, özel sektörün yatırıa yönelediği ancak yatırı yapılası gereken alanlara yöneliştir. 198 sonrası dışa açıla politikalarının yatırı kararları üzerinde öneli etki yarattığı; topla yatırı harcaalarında öneli bir düşüşe yol açasa da, bu politikalarla yatırıların sektörler arası dağılıının değiştiği gözleniştir. Özel kesi sabit seraye yatırılarının sektörel dağılıına bakıldığında, ialat sanayi yatırılarında son yıllarda bir artış görülektedir. Sektörler itibarıyla sabit seraye yatırılarının gelişii Tablo 1 de gösteriliştir. Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran

4 Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı Tablo 1: Ayrıştırılış Özel Yatırıların Topla Yatırılar İçindeki Payı (198-29) Ortalaa Ortalaa Ortalaa (1) Tarı 7,4 3,4 2,9 3,1 3,4 3,2 2,4,9 Madencilik 1, 1,2 2, 1,9 1,7 1,6 1,7 2, İalat 29, 24,6 39,1 42,1 42,2 45,3 46,3 43,7 Enerji,8 2,9 3,1 2,1 2,7 3,2 3,8 5,6 Ulaştıra 13,3 18,3 18,1 17,4 16,3 17,4 18,7 21,4 Turiz 2,3 3,7 7,7 7,9 7,4 6,7 8, 7,7 Konut 39,2 37,9 15, 15,1 15,6 12,7 8,1 8,7 Eğiti,4 1,2 1,4 1,1 1, 1, 1,3 1, Sağlık,5 2,4 4, 5, 5,7 4,5 5, 3,5 Diğer Hizetler 6,1 4,4 6,7 4,3 4, 4,3 4,7 5,5 Kaynak: Devlet Planlaa Teşkilatı, Ekonoik ve Sosyal Göstergeler (195-26) ve Teel Ekonoik Göstergeler (Ocak-Şubat 21) (1) Gerçekleşe Tahini Tabloda özel kesi tarafından gerçekleştirilen konut yatırılarında ciddi bir gerilee olduğu göze çarpaktadır. 198 li yıllardan sonra konut sektörü özel kesi sabit seraye yatırıları içinde ağırlıklı sektör konuundayken, 2 li yıllardan sonra büyük bir oransal gerilee gerçekleşiştir. 1. Ekonoik Model Çalışada, Blejer ve Khan (1984) odelinden yararlanılıştır. Teorik odellerin GOÜ lere uygulanası öncelikle güvenilir ve yeterli veri tabanının olaası, piyasa koşullarını bozan faktörlerin çokluğu ve fonksiyonel finansal piyasaların olaası gibi kurusal ve yapısal faktörler nedeniyle güçtür. Bu karaşık probleler, GOÜ lerde standart teorik çerçevede özel yatırıların odellenesini zorlaştıraktadır. Blejer ve Khan (1984) çalışalarında, GOÜ lerde kau yatırıları ve özel sektör yatırıları arasındaki ilişki ve bu yatırı kategorilerinin belirleyenleri üzerinde duraktadır. Model, iki öneli politika değişkenini kapsaaktadır. Özel sektöre açılan banka kredileri ve kau yatırıları dikkate alınakta ve bu değişkenler özel sektör yatırıları ile ilişkilendirilektedir. Model, gerçekleşen kau yatırılarının enflasyon, ücret artışı ve dışlaa (crowding out) gibi negatif etkilerini göreize ikân tanıaktadır. Modelin öneli bir katkısı da kau yatırılarını, altyapı yatırıları ve altyapıya dönük olayan yatırı kategorilerine ayırasıdır. Ayrıca özel yatırıların kau yatırıı kategorilerinden farklı şekillerde etkilendiğini varsayışlardır. Blejer ve Khan kısi ayarlaa gayrisafi yatırı odelinin başlangıç noktası; * PI = β ( PI t PI ) (1) veya * PIt = βpi t + ( 1 β ) PI (2) 534 Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 21

5 Ö.F. ALTUNÇ, B. ŞENTÜRK şeklinde gösterilebilir. PI gayrisafi özel yatırıların fiili düzeyini, PI * ise gerekli düzeyi gösterektedir. t zaan periyodu ve β ayarlaa katsayısıdır ( β 1). β yı etkileyen fiili seraye stoku t-1 döneindeki fiili düzey ile gerekli düzeyi ayarlar. Durağan duruda, özel yatırıların gerekli düzeyi; PI * t = [ 1 (1 δ ) L] CS * t, (3) olacaktır. L gecike işlecisini ve CS* gelecek dönelerde çıktı düzeyi (Y t ) ile ilişkilendirilen gerekli seraye stokunu tesil etektedir. CS * t = ay t (4) (1) ve (4) no.lu eşitlikler birleştirildiğinde aşağıdaki eşitliğe ulaşılır: PI t = βa [ 1 (1 δ ) L] Yt + (1 β ) PI (5) Böyle bir fonksiyonel yapının tahini için sadece gayrisafi özel yatırı verisi gereklidir. Blejer ve Khan (1984), iş çevrileri (business cycle), özel sektöre açılan kredilerin varlığı ve kau yatırı düzeyinin, özel yatırıları etkileyen üç öneli faktör olduğunu ifade etiştir. Ancak devletin özel sektöre rakip olup, al üretesi veya sınırlı fiziki ve finansal kaynakları kullanarak, özel sektör yatırılarını dışlaası şeklinde ortaya çıkan kau yatırılarının net etkisi konusunda bir fikir birliği yoktur. Özel yatırılar üzerinde kau yatırılarının net etkisi bir yandan dışlaanın büyüklüğüne diğer yandan kau ve özel yatırıların taalayıcılığına bağlıdır. Dışlaa etkisi, özel kredilerin fiili değeri ile bir yıl gecikeli değeri arasındaki fark olarak hesaplanan özel sektöre açılan banka kredilerindeki bekleneyen değişeyle ( UPC) ölçülektedir. Ayarlaa katsayısı, β, kau yatırıları (GI) ve özel sektöre açılan banka kredilerindeki bekleneyen değişeye bağlıdır: ( b1 UPCt + b2git ) β = b + (6) * ( PIt PI ) (6) no.lu eşitlik (2) no.lu eşitlikte yerine yazılırsa; * PI = b ( PIt PIt 1) + b1 UPC + b2git (7) elde edilir. Blejer ve Khan (1984) odelini takiben, (7) no.lu eşitliği aşağıdaki gibi yazak ükündür: PIt = b a[ Yt 1 ( 1 δ ) Yt 2 ] + b1 UPC + b2git + b3 GIt + (1 b ) PI (8) Kau politikalarının özel yatırılar üzerindeki etkileri özel sektöre açılan krediler (b1) ve kau yatırıları (b2 ve b3) katsayılarının tahin edilesiyle bulunur. Blejer ve Khan (1984), kau yatırılarının altyapı ve altyapıya dönük olayan bileşenlerinin tahini için bir yönte önerişlerdir. Altyapı yatırılarının özelliği gereği uzun döneli bir kavra olduğu ve beklenen kau yatırılarının aşağıdaki gibi odellenerek, uygun bir vekil değişken olduğu varsayılıştır: GI t = p + p1gi (9) Tahin edilen değerler (beklenen değerler) uzun döneli altyapı bileşenini, bu odelden elde edilen artık (residual) değerler (bekleneyen) ise kısa döneli altyapı niteliği taşıayan kau yatırıı bileşenini tesil etektedir. Böylece (8) no.lu eşitliği aşağıdaki gibi yazak ükündür: PI b a Y 1 δ ) Y + b UPC + b EGI + b UGI (1 b PI (1) [ ( t 2 ] 1 t 2 t 3 t 1 t = ) t Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran

6 Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı Modelde EGI beklenen altyapıya dönük kau yatırılarını ve UGI ise bekleneyen ya da altyapı niteliği taşıayan yatırıları gösterektedir. b3 için negatif işaret dışlaa etkisini gösterecektir. Çalışada bu denkle yapısına uygun olarak (11) no.lu ekonoetrik odel uzun ve kısa döne için tahin ediliştir: PI t = b Yt 1 + b1upct + b2egi t + b3ugi t+ b4pi + ut (11) 2. Literatür Blejer ve Khan (1984), kau sektörünün özel sektörün üretii için gerekli kıt fiziki ve finansal kaynakları kullanarak veya özel sektörün üretebileceği al ve hizetleri kendisi üreterek özel sektöre rakip olası sonucunda özel sektörün dışlanabileceğini vurgulaışlardır. Ayrıca borçlana, vergilee ve enflasyon yoluyla kau sektörü yatırılarının finanse edilesi sonucunda da özel yatırıların engellenebileceğini savunuşlardır. Altyapı ile ilişkili kau yatırıı ve kau allarının tedarik edilesi özel yatırıları taalayabilir. Bu türdeki bir kau yatırıı, özel yatırı olanaklarını geliştirebilekte ve serayenin verililiğini arttırabilektedir. Gelişiş ekonoilerde yatırı davranışı, yatırıları hızlandıran odeli, Tobin in Q teorisi, neoklasik esnek hızlandıran teori gibi forel odeller kullanılarak analiz edilektedir. Türkiye ve diğer gelişekte olan ülkelerde kurusal kısıtlar ve veri kısıtı benzer odellerin uygulanasını zorlaştıraktadır. Sundararajan ve Thakur (198), Wai ve Wong (1982) ve Blejer ve Khan (1984) gelişekte olan ülkeler için uygulanabilir yatırı odelleri geliştireye çalışışlardır. Özel yatırı ve kau yatırıları arasındaki ilişkileri baz alan apirik literatür iki eksende gelişektedir. Birinci eksen, kau yatırı harcaalarının özel yatırıları dışlaası (crowding out) üzerine gelişiştir. İkinci eksen, kau yatırıları ile özel yatırıların birbirine rakip değil, birbirinin taalayıcısı olduğu (crowding in) yönünde gelişiştir. Grene ve Villanueva (1984) ve Serven ve Soliano (1991) gelişekte olan ülkelere ilişkin yaptıkları çalışalarda, kau ve özel yatırılar arasında taalayıcılık ilişkisi olduğu sonucuna varışlardır. Oshikoyo (1994), Afrika ülkelerinde ve Blejer ve Khan (1984) gelişekte olan ülkelerde sadece altyapıya dönük kau yatırıları ile özel yatırılar arasında bir taalayıcılık özelliği olduğu yönünde apirik kanıtlar elde etişlerdir. Nazi ve Rairez (1997), Meksika ya ilişkin yaptıkları çalışada kau yatırılarının özel yatırıları dışladığı sonucuna ulaşışlardır. Ghali (1998), döneini kapsayan ve Tunus ekonoisi üzerine yaptığı çalışada, kau yatırılarının kısa dönede özel yatırılar üzerinde negatif bir etkiye sahip olduğu, uzun dönede ise he ekonoik büyüeyi he de özel yatırıları olusuz etkilediğini gösteriştir. Ahed ve Miller (1999), OECD ülkelerine ilişkin yaptıkları çalışada, kau ve özel yatırılar arasında negatif bir ilişki olduğu ancak hüküetin üstlendiği ulaşı ve iletişi harcaaları ile özel yatırılar arasında pozitif bir ilişki olduğu sonucuna varışlardır. Ghura ve Godwin (2), Sub-Sahra Afrika ülkelerinde kau yatırılarının özel yatırıları teşvik ettiğini ifade edip, Asya ve Latin Aerika da ise negatif bir ilişki buluşlardır. Narayan (24), Fiji ekonoisi için döneini kapsayan yıllık verilerden hareketle kau yatırılarının özel yatırıları 536 Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 21

7 Ö.F. ALTUNÇ, B. ŞENTÜRK dışlayıp dışlaadığı hipotezini sınaıştır. Çalışasında iki ayrı dönei dikkate alış, arasında kau yatırıları ile özel yatırılar arasında taalayıcılık özelliği olduğu, döneinde ise kau yatırıları ile özel yatırılar arasındaki ilişkinin zayıf olduğu sonucuna ulaşıştır. Apirik bulgular, sonuçların ülkeden ülkeye değiştiğini ve aynı ülke örneği üzerine yapılan çalışaların bile farklı sonuçlara ulaştığını gösterektedir. Türkiye ekonoisine ilişkin yapılan apirik araştıralarda rakip ola ya da taalayıcılık hipotezine ilişkin farklı sonuçlar göze çarpaktadır. İsihan vd. (22), 197 li yıllardan sonra kau ve özel yatırılar arasındaki ilişkinin kırılaya başladığını ve akroekonoik istikrarsızlık ve ali açıkların genişleesi nedeniyle 198 li yıllardan sonra yatırıların taalayıcılık özelliğinin (crowding in) tersine döndüğünü vurgulaışlardır. Taban ve Kara (26), döneini kapsayan çalışalarında kau sabit seraye yatırıları ile özel sektör yatırıları arasında bir taalayıcılık ilişkisinin oladığı sonucuna varışlardır. Ayrıca çalışada kau iç borçlanasının özel sektör yatırılarını dışladığı da ifade ediliştir. Şişek (23), farklı türdeki kau harcaalarının, özel yatırılar üzerindeki etkilerini inceleiş, döneini kapsayan çalışada genel itibarıyla kau harcaalarının özel harcaaları dışladığı sonucunu destekleyen apirik kanıtlar elde etiştir. Bilgili (23), döneini kapsayan, kısa ve uzun döne aliye politikasının etkilerini analiz ettiği çalışada he içlee he de dışlaa hipotezini destekleyen sonuçlara ulaşıştır. Kuştepeli (25), döneini kapsayan çalışasında kau harcaalarının he direkt he de dolaylı etkilerini test etiştir. Tahin sonuçları, reel hüküet harcaalarının reel özel yatırıları taaladığı (crowding in), reel hüküet açıklarının ise özel yatırıları dışladığı şeklinde çıkıştır. Yavuz (25), dönei için Türkiye ekonoisi üzerine yaptığı çalışada kau harcaalarının özel yatırıları çektiği (crowding in) sonucuna ulaşıştır. Çalışada, Blejer ve Khan odelinden hareketle, altyapı ve altyapı niteliği taşıayan kau yatırılarının özel sektör yatırıları üzerindeki etkisi dönei için zaan serisi analizi teknikleriyle test edilecektir. 3. Veri Seti ve Kaynakları Çalışada kullanılan veriler, Blejer ve Khan (1984) odelindeki değişkenlerle tutarlı olacak şekilde seçiliştir. Blejer ve Khan (1984) odelinde PI özel yatırılar, Yt reel GDP artış hızı, EGI beklenen altyapıya dönük kau yatırıları ve UGI ise bekleneyen ya da altyapı niteliği taşıayan kau yatırıları şeklinde ifade ediliştir. Ekonoetrik tahinlerde kullanılan veriler aşağıdaki gibi kodlanıştır: PI: Özel Sektör Sabit Seraye Yatırıları (1987 sabit fiyatlarıyla) GDP: Reel GSYH artış hızı GI: Kau Sektörü Sabit Seraye Yatırıları (1987 sabit fiyatlarıyla) UGI: Kau Sektörü Altyapı Niteliği Taşıayan Yatırı Harcaaları PC: Bankacılık Kesii Tarafından Özel Sektöre Açılan Krediler (1987 sabit fiyatlarıyla) Bu denkle, döneini kapsayan yıllık verilerden hareketle Türkiye ekonoisi için tahin edilecektir. Kau sektörü altyapı niteliği taşıayan yatırı harcaaları (UGI) Blejer ve Khan (1984) odelinde eşitlik (9) yardııyla Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran

8 Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı türetiliştir. Eşitlik (9) un tahininden elde edilen kalıntılar (residuals) altyapıya dönük yatırı harcaaları dışında kalan yatırı harcaalarını verektedir. Yatırı harcaalarına ilişkin veriler Devlet Planlaa Teşkilatı (DPT), GSYİH, GSYİH fiyat deflatörü (1987=1) ve özel sektöre açılan krediler Türkiye İstatistik Kuruu (TÜİK) yıllık istatistik göstergelerinden derleniştir. İzleyen alt bölülerde L notasyonu serilerin logaritalarının alındığını, D ise birinci dereceden farklarının alındığını sigeleektedir. 4. Ekonoetrik Yönte ve Apirik Sonuçlar Ekonoetrik etodoloji öncelikle zaan serilerinin durağanlık özelliklerini irdeler. Değişkenler arasında anlalı istatistiki ilişkilerin incelenebilesi için serilerin durağan olası beklenektedir. Zaan içerisinde ortalaası ve varyansı değişen seriler durağan olaayan veya biri kök içeren seriler olarak adlandırılaktadır. Zaan serilerinde biri kökün varlığını araştıran ve literatürde yaygın şekilde kullanılan test, Geliştiriliş Dickey-Fuller (ADF) testidir. Bağılı değişkenin gecikeli değerlerinin odele dahil edildiği denkle, bir sabit ve bir zaan trendi içerecek şekilde aşağıdaki gibi forüle edilebilir: k yt = µ + βt + δyt 1 + α j yt j + εt j = 1 (12) fark işlecisi, t bir zaan trendi, ε hata terii, y kullanılan seri ve k ise gecike sayısıdır. Dickey-Fuller testi hata teriinin istatistiksel olarak bağısız dağıldığını ve sabit varyansa sahip olduğunu varsayaktadır. Ayrıca, Dickey-Fuller testinde gecike uzunluklarının doğru seçilesi, testin gücü ve paraetrelerin anlalılık düzeyleri bakıından önelidir (Said ve Dickey, 1984). ADF testi δ paraetresinin tahinine dayanaktadır. δ paraetresinin istatistiki olarak sıfırdan farklı olacak şekilde anlalı çıkası, serilerin durağan oladığı şeklindeki boş hipotezin reddedileceği anlaına gelektedir. Hata terileri konusundaki sınırlayıcı varsayılara yer vereyen ve yüksek derecedeki korelasyonu kontrol etek için geliştirilen Phillips-Perron (1988) testi, ADF testini taalayıcı bir biri kök testidir. Phillips-Perron (PP) testinde otokorelasyonu gidereye yetecek kadar bağılı değişkenin gecikeli değerleri odele dahil edileekte, bunun yerine Newey-West tahincisi ile uyarlanaktadır. Her iki test için de Dickey- Fuller test istatistiğinin (τ ) utlak değerinin McKinnon tarafından tablolaştırılan kritik değerlerin utlak değerinden büyük olası duruunda serinin durağan olduğu sonucuna ulaşılır (Altunç, 28:118). Her bir zaan serisine ilişkin ADF ve Phillips-Perron test sonuçları Tablo 2 de sunuluştur: t 538 Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 21

9 Tablo 2: Biri Kök Testi Sonuçları ADF Testi Ö.F. ALTUNÇ, B. ŞENTÜRK Phillips-Perron Testi Değişkenler Sabit Sabit ve Trend Sabit Sabit ve Trend LPI -1,31() -1,67() -1,56(3) -1,98(3) LGDP -1,15() -3,9() -1,17(3) -3,11(1) LGI -2,17(1) -3,5(1) -1,61(5) -1,97(5) UGI -3,34(2)** -3,66(3)** -3,23(5)** -3,68(5)** LPC -2,71(4) -2,48(4) -1,37(4) -1,7(7) DLPI -5,2()* -4,91()* -5,2(2)* -4,91(2)* DLGDP -4,66()* -4,44()* -4,16(4)** -3,87(4)** DLGI -4,5(1)* -3,96(1)* -3,11(13)** -3,66(14)** DLPC -3,73()* -3,89()* -3,6(27)** -5,11(27)* McKinnon (1996) Kritik Değerleri Anlalılık Düzeyi Sabit Sabit ve Trend 1% -3,68-4,32 5% -2,97-3,58 1% -2,62-3,22 Test istatistikleri he sabit he de sabit ve trend içerecek şekilde teste tabi tutuluştur. ADF testi için parantez içindeki rakalar Schwarz bilgi kriterine (SIC) göre otokorelasyonun bulunadığı iniu gecike değerleridir. PP testinde ise parantez içindeki değerler, Newey-West optial uyarlaa gecikeleridir. ADF test sonuçları UGI değişkeni dışında tü değişkenlerin birinci dereceden entegre I(1) olduklarını doğrulaaktadır. Altyapı niteliği taşıayan kau harcaalarına (UGI) ilişkin ADF ve PP test sonuçları bu değişkenin %5 anlalılık seviyesinde düzey değerde durağan I() olduğunu gösterektedir. Bazı serilerin düzey değerde, bazılarının ise birinci farklarında durağan olası duruunda, geleneksel eşbütünleşe testleri uygulanaaz. Böyle bir duruda değişkenler arasında uzun döneli bir ilişkinin varlığını inceleede gecikesi dağıtılış otoregresif odel (autoregressive distributed lag, ARDL); Paseran, Shin ve Sith (21) tarafından geliştirilen sınır testi yaklaşıı (bounds test approach) bu sorunu ortadan kaldıraktadır. ARDL yaklaşıına dayalı Sıradan En Küçük Kareler (OLS), değişkenlerin tüüyle I(), I(1) veya he I() he I(1) olduklarına bakılaksızın hepsine uygulanabilir (Paseran vd., 21). Türkiye ekonoisi için özel yatırı odelinin test edilesinde ARDL odelleesinden yararlananın sayısız avantajları vardır. Bu avantajları aşağıdaki gibi sıralaak ükündür: Öncelikle, klasik eşbütünleşe yaklaşıında karşılaşılan test öncesi problelerin ortaya çıkasını önleektedir. İkincisi, yeterli sayıda gecikenin alınasına izin veresi ve genelden özele odellee çerçevesinde veri ürete sürecini Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran

10 Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı kolaylaştırasıdır. Johansen eşbütünleşe testi geçerli aaçlar için büyük örnekleler gerektirirken, bu yaklaşı küçük hacili örneklelerde de etkin sonuçlar verir. Son olarak, basit bir doğrusal dönüştüre yoluyla ARDL den türetilebilen dinaik hata düzelte odeli (ECM) uzun döneli bilgi kaybına yol açaksızın kısa döneli dinaikleri uzun döneli dinaiklerle birleştirektedir (Banerjee vd., 1993:51-52). ARDL odelindeki hata düzelte terii kısıtlı hata düzeltelerine sahip oladığından ARDL bir Kısıtlanaış Hata Düzelte Modeli (UECM) dir. Ayrıca zaan serilerinin durağan olaası sonucunda ortaya çıkan sorunların ARDL yaklaşıı ile ortadan kalkabileceği ifade edilektedir. Bu yaklaşıın perforansı üzerine yapılan son yıllardaki araştıralar, diğer eşbütünleşe yönteleriyle kıyaslandığında ARDL yaklaşıının Engle-Granger (1987), Johansen (1988), Johansen ve Juselius (199) ve Gregory ve Hansen (1996) gibi geleneksel eşbütünleşe tekniklerine göre daha fazla tercih edildiğini ortaya koyuştur (Faras ve Ghali, 29:136). Bu yaklaşıda kullanılan test istatistikleri, genelleştiriliş bir Dickey-Fuller tipi regresyondaki geleneksel Wald veya F-istatistiğidir. Bu istatistik, koşullu sınırlanaış denge hata düzelte odelinde, değişkenlerin gecikeli düzeylerinin istatistiksel anlalılığını test etek için kullanılır (Paseran vd., 21:29). Bu odelin çalışaıza uyarlanış biçii aşağıdaki gibi yazılabilir: LPI = α + + i= + u t 1i t i i= 1 i= α LPC 5i α LPI t i + + α LPI 6 α LGDP 2i t i + + α LGDP 7 3i t i i= i= α LGI + α LGI 8 + 4i + α UGI 9 α UGI t i + α LPC H : (13) no.lu eşitlikte eşbütünleşe ilişkisi, α 6 = α 7 = α 8 = α 9 = α1 = hipotezinin test edilesiyle yapılaktadır. Herhangi bir anlalılık seviyesi için hesaplanan F istatistiği Paseran vd. (21) çalışasında verilen alt ve üst kritik değerlerin dışına düştüğü takdirde değişkenlerin bütünleşe derecelerini dikkate alaksızın kesin bir yoru yapak ükün olabilektedir. F istatistiğinin üst kritik değerin üzerinde olası, seriler arasında uzun döneli bir ilişki olduğunu, alt değerin altında olası ise uzun döneli bir ilişkinin oladığını gösterektedir. F istatistiğinin kritik değerler arasında kalası duruunda bir sonuca varılaaakta ve serilerin bütünleşe derecelerini dikkate alan diğer eşbütünleşe testlerine başvurulaktadır (Gürgür ve Karaca, 27:19). ARDL odelinde ilk olarak (13) no.lu eşitlikteki bağılı ve bağısız değişkenlerin sebolüyle gösterilen gecike uzunluğunun (lag order) AIC veya SBC kriterlerine göre belirlenesi gerekir. En küçük kritik değeri sağlayan gecike uzunluğu odelin gecike uzunluğu olarak seçilir. Seçilen gecike uzunluğu ile oluşturulan odelin ardışık bağılılık içeresi duruunda, ikinci en küçük değeri sağlayan gecike uzunluğu alınır ve eğer ardışık bağılılık ortadan kalkaışsa kalkana kadar bu işlee deva edilir (Karagöl vd., 27:76). Analizde yıllık verilerin kullanılası ve gözle sayısının sınırlı olası nedeniyle en fazla 3 gecikeye kadar tahin yapılıştır. 1 (13) 54 Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 21

11 Ö.F. ALTUNÇ, B. ŞENTÜRK Tablo 3: Sınır Testi İçin Gecike Sayısının Belirlenesi 2 AIC SBC χ BG 1-7,5351-5,8991 5,877** 2-8, , ,518*** 3-9,93774* -5,82466* 1,12 2 Not:, gecike sayısı, χ BG Breusch-Godfrey ardışık bağılılık test istatistiğidir. **,*** işaretleri sırasıyla %5 ve %1 anlalılık düzeyinde hata terileri arasında ardışık bağılılık olduğunu gösterektedir. Tablo 3 teki veriler he AIC he de SBC dikkate alındığında 3 gecikede en küçük değerin elde edildiğini gösterektedir. 3 gecikenin alındığı duruda otokorelasyon sorunu da ortadan kalkaktadır. Bu nedenle özel yatırı odeli 3 gecike ile tahin ediliştir. ARDL sınır testi yaklaşıı özel yatırılar ile onu etkileyen değişkenler arasında uzun döne ilişkinin olup oladığını test etek için kullanılıştır. 3 gecike uzunluğuna göre aşağıdaki H hipotezi test ediliştir. H o : β1 = β 2 = β 3 = β 4 = β 5 = Modelde yer alan değişkenler arasında uzun döneli ilişki olup oladığını ifade eden teel hipotezin geçerliliğini test etek için hesaplanan F istatistiği Paseran vd. (21) den alınan üst kritik değerlerden daha yüksek çıkıştır. Bu sonuç, bağılı değişken ile bağısız değişkenler arasında bir eşbütünleşe ilişkisi olduğunu gösterektedir. Tablo 4: Sınır Testinde Hesaplanan F İstatistiği Kritik Değerler (%1) Kritik Değerler (%5) F Test k Alt Sınır Üst Sınır Alt Sınır Üst Sınır İstatistiği I() I(1) I() I(1) 3 6,45 4,29 5,61 3,23 4,35 Not: k, (11) no.lu denkledeki bağısız değişken sayısıdır. Kritik değerler Paseran vd. (21) deki tablodan alınıştır. Kritik değerler sınırlanaış sabit teri ve trendin oladığı III. duru için geçerli tablodan alınıştır. Gecike uzunluğunun seçilesinde Schwarz bilgi kriteri dikkate alınıştır. 3 gecikenin kullanıldığı odelde Breusch-Godfrey ardışık 2 bağılılık test istatistiği χ BG, 2.327(.17) çıkıştır. Bu da teel hipotezin reddedileeyeceğini ve kurulan odelde ardışık bağılılık probleinin oladığını gösterektedir. Özel yatırılar ile GDP, topla kau altyapı yatırıları, altyapı niteliği taşıayan kau yatırıları ve özel sektöre açılan krediler arasındaki ilişkinin uzun döne paraetrelerinin tahin edilesi için SBC kriteri kullanılarak, uygun gecike uzunluğu belirleniştir. Özel yatırılar (PI) için 2 gecike, özel sektöre açılan krediler (PC) için 3 gecike, kau yatırıları (GI) için gecike, GDP için 2 gecike ve bekleneyen kau yatırıları (UGI) için 2 gecike alınıştır. ARDL (2,3,,2,2) odelinin tahin sonuçları ve tanılayıcı testlerin sonuçları Tablo 5 te veriliştir. Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran

12 Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı Tablo 5: ARDL (2,3,,2,2) Modeli Tahin Sonuçları Değişkenler Katsayılar Standart Hatalar t-istatistiği Probabilite LPI(-1) 1,586,24 6,611, LPI(-2),92,283 3,181,8 LPC,487,135 3,69,4 LPC(-1),387,181 2,136,54 LPC(-2) -,34,182 -,187,855 LPC(-3) -,588,176-3,338,6 LGI 1,31,523 1,972,72 LGDP 6,12 1,958 3,126,9 LGDP(-1) 13,578 3,938 3,445,5 LGDP(-2) 13,163 4,91 3,218,7 UGI,146,138 1,55,312 UGI(-1) -,117,19-1,64,38 UGI(-2),194,61 3,28,8 C 12,832 3,124 4,18,1 R 2 =,887 R 2 d =,764 F-stat=7,22(,1) Breusch Godfrey LM Testi(1)=,935(,333) Rasey Reset Testi(1)=1,13(,314) Jarque Bera Testi(2)=1,473(,479) White Testi(1)=1,158(,362) Tanılayıcı testler ARDL odelinde herhangi bir sorun oladığını gösterektedir. Modele ilişkin paraetrelerin kararlılığının incelendiği CUSUM ve CUSUMQ test sonuçları da odel artıklarının sınır içinde kaldığını ve odelde yapısal bir değişenin oladığını gösterektedir (Şekil 3). Plot of Cuulative Su of Recursive Residuals (CUSUM Test, 5% significance) 1.5 Plot of Cuulative Su of Squares of Recursive Residuals (CUSUMSQ) Şekil 3: Uzun Döne Model için CUSUM ve CUSUMSQ Grafikleri ARDL (2,3,,2,2) odelinden hesaplanan uzun döne katsayıları ve sınaa istatistikleri veriliştir. Modeldeki değişkenlerin bazılarının durağan olaası, noral dağılı varsayıını geçersiz kılakta veya noral dağılış standart hatalar elde edileeekte, dolayısıyla t istatistiklerine dayalı yorular geçerli olaktadır. 542 Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 21

13 Ö.F. ALTUNÇ, B. ŞENTÜRK Bu sorun, uzun döne katsayılarının asiptotik standart hatalarının delta yönteiyle hesaplanasıyla giderilebilektedir (Paseran ve Paseran, 1997; Çağlayan, 26; Erden ve Sağla, 29). Tablo 6: ARDL (2,3,,2,2) Modeli Uzun Döne Katsayıları Değişkenler Uzun Döne Katsayıları Standart Hata t-istatistiği LGI,295,143 2,56*** LPC,72,32 2,238** LGDP 9,42 1,852 5,85* UGI,64,21 3,54* C 2,789,336 8,31* *%1, **%5, ***%1 anlalılığı gösterir. Tablo 6 daki değişkenlerin tüünün istatistiksel olarak anlalı çıktığı ve uzun döne katsayılarının pozitif olduğu görülektedir. Elde edilen sonuçlar birlikte değerlendirildiğinde, GDP deki artış, özel yatırılar üzerinde istatistiksel olarak anlalı ve güçlü bir pozitif etkiye sahip olup, he topla altyapı yatırıları he de altyapı niteliği taşıayan yatırılar ile özel yatırılar arasında bir taalayıcılık ilişkisi ortaya çıkarıştır. Aynı şekilde, özel sektöre açılan krediler ile özel yatırılar arasında da pozitif ve anlalı bir ilişki görülektedir. Değişkenler arasındaki kısa döne ilişkisi ise ARDL odeline dayanan hata düzelte odeli yardııyla incelenektedir: LPI t i= 1i 2i i= 1 i= i= i= LPC + λect = α + α LPI + α LGDP + LGI + UGI + + u t Modelde yer alan ECT değişkeni, hata düzelte teriidir. ECT değişkeninin katsayısı (λ), kısa dönede dengesizliğin ne kadarının uzun dönede düzeltileceğini gösterir. Hata düzelte odelinin işlerliği, bu değişkenin katsayısının işaretinin negatif ve anlalı olasına bağlıdır. Model (14) ten yararlanarak oluşturulan kısa döne ilişkisi Tablo 7 de veriliştir. Tablo 7: Kısa Döne ARDL(2,3,,2,2) Modeli Tahin Sonuçları Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran (14) Değişkenler Katsayılar Standart Hata t-istatistiği Probabilite LPI t-1,92,283 3,181*,6 LPC,486,135 3,69*,3 LPC t-1,622,121 5,14*, LPC t-2,588,176 3,338*,4 LGI 1,31,523 1,972**,67 LGDP 6,119 1,958 3,126*,7 LGDP t-1-13,163 4,9-3,218*,6 UGI,146,138 1,55,38 UGI t-1 -,194,61-3,27*,6 ECM t-1-1,488,471-3,157*,6 C 12,832 3,24 4,243*,1 R 2 =,939 R 2 d =,873 F-stat(1,15)=18,438(,) *%1, **%5, ***%1 anlalılığı gösterir.

14 Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı Modelde hata düzelte teriinin katsayısı (ECT t-1 ) -1,488 olarak belirleniştir. Hata düzelte teriinin işareti beklenen şekilde istatistiksel olarak anlalı ve negatif işaretlidir. Hata düzelte değişkeninin katsayısının 1 den büyük olası sistein her seferinde azalarak ve dalgalı olarak denge patikasına yöneldiğini ifade etektedir (Erden ve Sağla, 29:29; Karagöl vd., 27:78; Paseran ve Paseran, 1997:44). Modelde kısa döne katsayıları incelendiğinde altyapı niteliği taşıayan kau yatırıları ( UGI) dışındaki değişkenlerin taaının istatistiksel olarak anlalı oldukları görülektedir. Kısa döne tahin sonuçları, kau altyapı yatırıları ile özel yatırılar arasında taalayıcılık ilişkisi olduğunu ortaya koyaktadır. Dolayısıyla uzun dönede geçerli olan bu ilişki, kısa dönede de benzer şekilde görülüştür. 5. Apirik Bulguların Değerlendirilesi ve Sonuç Çalışada, Blejer ve Khan (1984) odelinden hareketle topla özel yatırılar (PI), topla kau altyapı yatırıları (GI), altyapı niteliği taşıayan kau yatırıları (UGI), reel GDP artış hızı (GDP) arasındaki ilişkiler, ARDL odeli ile uzun ve kısa döne için tahin ediliştir. Modelde durağan olayan değişkenlerin olası nedeniyle ARDL sınır testi yaklaşıı tercih ediliştir. Öncelikle değişkenler arasında uzun döneli bir ilişkinin olup oladığını belirleek için F testi uygulanıştır. Değişkenler arasında uzun döneli bir ilişki olduğunu tespit ettikten sonra uzun döne ve kısa döne katsayıları tahin ediliştir. ARDL odeli uzun döne katsayıları tü değişkenler için pozitif çıkıştır. Uzun döne sonuçları topla kau altyapı yatırıları ile altyapı niteliği taşıayan kau yatırılarının özel yatırıları uyardığını ortaya koyuştur. Apirik kanıtlar her iki yatırı türünün de özel yatırıları dışlaadığını, aksine özel yatırıları taaladığını destekleektedir. Ayrıca özel sektör kredilerindeki artış ve GDP deki artışın uzun dönede özel yatırıları pozitif yönde etkilediği sonucuna ulaşılıştır. Apirik sonuçlar genel anlada Türkiye ekonoisi üzerine yapılan çalışalara (Taban ve Kara, 21; İsihan vd., 22; Şişek, 23; Bilgili, 23) zıt kanıtlar ortaya koyuştur. Çalışanın sonuçları kau yatırıları ile özel yatırılar arasındaki ilişki bağlaında, Yavuz (25) ve Kuştepeli (25) nin ulaştığı sonuçları destekleektedir. Kısa döne ARDL odelinde, altyapı niteliğinde olayan topla kau yatırıları dışındaki değişkenlerin çoğu istatistiksel olarak anlalı çıkıştır. Hata düzelte teriinin negatif ve istatistiksel olarak anlalı çıkası, hata düzelte ekanizasının çalıştığını gösterektedir. Özel yatırı değişkeninin gecikeli değerinin istatistiksel olarak anlalı ve pozitif çıkası Blejer ve Khan (1984) tahin sonuçlarını destekleyen bir bulgudur. Seraye stoku ayarlaa odeli, özel sektörün, seraye yatırılarının fiili düzeyini optial düzeye doğru ayarlaaya çalıştığını vurgulaaktadır. Bir diğer bulgu, kısa dönede altyapı niteliği taşıayan topla kau altyapı yatırılarının cari değeri ile özel yatırılar arasında taalayıcılık ilişkisi içinde olasıdır. Bu değişkenin bir gecikeli değerinin katsayı işareti negatif çıkıştır. Bu duru, altyapı niteliği taşıayan kau yatırılarının kısa dönede özel yatırıları dışladığı anlaına gelektedir. Özel sektör yatırılarının sürdürülebilirliği ve GDP ye katkı sağlaası, yönlendirici kau politikaları ile ükün hale gelebilecektir. Gerekli yatırı ortaının oluşturulası, krediye ulaşa olanaklarının artası ve üretken yatırılara 544 Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 21

15 Ö.F. ALTUNÇ, B. ŞENTÜRK öncelik verilesi gibi konular, öneli ölçüde özel sektör yatırı politikaları ile hüküet politikaları arasındaki koordinasyona bağlıdır. Kaynakça Ahed, H. ve Miller, S. (1999), Crowding Out and Crowding-In Effects of the Coponents of Governent Expenditure, Working Papers , University of Connecticut, Departent of Econoics. Altunç, Ö. F. (28), Türkiye de Finansal Gelişe ve İktisadi Büyüe Arasındaki Nedenselliğin Apirik Bir Analizi, Eskişehir Osangazi Üniversitesi, İİBF Dergisi, 3(2), Bilgili, F. (23), Dynaic Iplications of Fiscal Policy: Crowding Out or Crowding In, Middle East Technical University-ERC, International Conference in Econoics VII, F5 Fiscal Policy, Public and Private Expenditures, METU, Septeber 8. Blejer, M. I. ve Khan, M. S. (1984), Governent Policy and Private Investent in Developing Countries, IMF Staff Papers, Vol.31. Banerjee, A., Galbraith, J. ve Hendry, D. (1993), Cointegration, Error Correction and Econoetric Analysis of Non-stationary Data, Oxford University Press, Oxford. Chhibber, A. ve Wijnbergen, S. (1988), Public Policy and Private Investent in Turkey, Policy, Planning, and Research Working Papers, Çağlayan, E. (26), Enflasyon, Faiz Oranı ve Büyüenin Yurt içi Tasarruflar Üzerindeki Etkileri, Marara Üniversitesi İİBF Dergisi, 21(1), Erden, L. ve Sağla, G. (29), Türkiye de Döviz Kuru Oynaklığının Sektörel İthalata Etkileri: Bir ARDL İthalat Modeli Analizi, Hacettepe Üniversitesi, İİBF Dergisi, 27(2), Faras, R. Y. ve Ghali, K. H. (29), Foreign Direct Investent and Econoic Growth: The Case of the GCC Countries, International Research Journal of Finance and Econoics, 29, Ghali, K. H. (1998), Public Investent and Private Capital Foration in a Vector Error Correction Model of Growth, Applied Econoics, 3, Ghura, D. ve Godwin, B. (2), Deterinants of Private Investent: A Cross Regional Epirical Investigation, Applied Econoics, Vol.32, Grene, J. ve Villanueva, D. (1991), Private Investent in Developing Countries: An Eperical Analysis, IMF Staff Papers, Vol.38. Gürgür, T. ve Karaca, O. (27), Türkiye de Reel Faiz Oranlarını Belirleyen Faktörler, Uluslararası Ekonoi ve Dış Ticaret Politikaları, 2(3), Isihan, M., Metin-Özcan, K. ve Tansel, A. (22), Macroeconoic Instability, Capital Accuulation and Growth: The Case of Turkey , Middle East Technical University-ERC, International Conference in Econoics VII, Working Papers in Econoics 2/4. Karagöl, E., Erbaykal, E. ve Ertuğrul, H. M. (27), Türkiye de Ekonoik Büyüe ile Elektrik Tüketii İlişkisi: Sınır Testi Yaklaşıı, Doğuş Üniversitesi Dergisi, 8(1), Karluk, R. (21), Türkiye de Yabancı Seraye Yatırılarının Ekonoik Büyüeye Katkısı (21), Ekonoik İstikrar, Büyüe ve Yabancı Seraye, TCMB İnsan Kaynakları Genel Müdürlüğü, Eğiti Müdürlüğü, Kılıçbay, A. (1991), Türk Ekonoisinin Son 1 Yılı, Milliyet Yayınları, İstanbul. Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran

16 Türkiye de Özel Yatırılar ve Kau Yatırıları Arasındaki İlişkinin Apirik Analizi: Sınır Testi Yaklaşıı Kuştepeli, Y. (25), Effectiveness of Fiscal Spending: Crowding out and/or Crowding in?, Celal Bayar University, Yöneti ve Ekonoi Dergisi, 12(1), Narayan, P. K. ve Syth, R. (26), What Deterines Migration Flows fro Lowincoe 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, Nazi, N. ve Rairez, M. (1997), Public and Private Investent and Econoic Growth in Mexico, Conteporary Econoic Policy, 15, Oshikoya, T. W. (1994), Macroeconoic Deterinants of Doestic Private Investent in Africa: An Eperical Analysis, Econoic Developent and Cultural Change, 42(3), Pesaran, M. H. ve Pesaran, B. (1997), Working with Microfit 4., Interactive Econoetric Analysis, Oxford University Press, Oxford. Pesaran, M. H., Shin, Y. ve Sith R. J. (21), Bound Testing Approaches to the Analysis of Long Run Relationships, Journal of Applied Econoetrics, Special Issue, Vol.16, Said, E. S. ve Dickey, D. A. (1989), Testing for Unit Roots in ARMA (p,q) Models with Unknown p and q, Bioetrika, No.71, Serven, L. ve Soliano, A. (1991), Adjustent Policies and Investents Perforance in Developing Countries; Theory, Country Experiences, and Policy Iplications, Paper 66, World Bank Country Econoics Departent. Şişek, M. (23), Kau Harcaalarının Özel Yatırılara Etkileri, , CÜ, İİBF Dergisi, 4(2). Taban, S. ve Kara, A. (26), Türkiye de Kau Kesii İç Borçlanasının Özel Yatırı Harcaaları Üzerindeki Etkisi, Eskişehir Osangazi Üniversitesi İİBF Dergisi, 1(2), Yavuz, N. Ç. (25), Türkiye de Kau Harcaalarının Özel Sektör Yatırı Harcaalarını Dışlaa Etkisinin Testi (198-23), Marara Üniversitesi, İİBF Dergisi, 2(1), Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 21