THE RELATIONSHIP BETWEEN TRADE OPENNESS AND ECONOMIC GROWTH; THE CASE OF TURKEY

Transkript

1 Roue Educaional and Social Science Journal Aricle Hisory Received / Geliş Acceped / Kabul Available Online / Yayınlanma THE RELATIONSHIP BETWEEN TRADE OPENNESS AND ECONOMIC GROWTH; THE CASE OF TURKEY TİCARİ DIŞA AÇIKLIK VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİ; TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1 Yıldız SAĞLAM ÇELİKÖZ 2 Emre BARUTÇU 3 Mahmu Şaban AFSAL 4 Absrac For many years, he evaluaion of he concep of rade openness in he conex of economic growh has been he focus of aenion in economics lieraure. In his sudy, an empirical approach is presened o evaluae he relaionship beween economic growh (LGDP) and rade openness (OPENNESS) in Turkey. In he sudy, he causaliy relaionship beween economic growh and ouward rade openness was examined using Johansen (1988) and Johansen and Juselius (1990) coinegraion analysis wih annual frequency daa for he period in Turkey. According o resuls of sudy, economic growh and rade openness is a coinegraion vecor, ha is, here is a long erm relaionship beween boh variables. An Error Correcion Model (ECM) was creaed for he analysis of shor-erm relaionships. Based on he error correcion model, a one-way causaliy relaionship from ouward rade openness o economic growh is obained. Keywords: Trade opennes, economic growh, coinegraion. Öze Ticari dışa açıklık kavramının ekonomik büyüme bağlamında değerlendirilmesi uzun yıllardır ikisa lieraüründe ilgi odağı olmuşur. Bu çalışmada, Türkiye de ekonomik büyüme (LGDP) ve icari dışa açıklık (OPENNESS) arasındaki ilişkinin değerlendirilmesi için ampirik bir yaklaşım sunulmakadır. Çalışmada, Türkiye de dönemi için yıllık frekansa verilerle Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) eşbüünleşme analizi kullanılarak ekonomik büyüme ve icari dışa açıklık arasındaki nedensellik ilişkisi incelenmişir. Elde edilen sonuçlar; ekonomik büyüme ve icari dışa açıklık arasında bir eşbüünleşme vekörü olduğunu, yani her iki değişken arasında bir uzun dönem ilişki olduğunu gösermişir. Kısa dönem ilişkilerin incelenmesi için ise Haa Düzelme Modeli (HDM) oluşurulmuşur. Haa düzelme modeline dayanarak icari dışa açıklıkan ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi elde edilmişir. Anahar Kelimeler: Ticari dışa açıklık, ekonomik büyüme, eşbüünleşme. 1 Bu çalışma, Bandırma Onyedi Eylül Üniversiesi ev sahipliğinde Resscongress arafından düzenlenen I. Uluslararası Eğiim Bilimleri ve Sosyal Bilimler Sempozyumu'nda sunulan sözlü bildirinin genişleilmiş halidir. 2 Yrd. Doç. Dr., Musafa Kemal Üniversiesi, İİBF İkisa bölümü, yildizsaglam@yahoo.com 3 Öğr. Gör., Musafa Kemal Üniversiesi, Yayladağı SBMYO, emrebarucu@gmail.com 4 Arş. Gör., Bozok Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü, mahmu.afsal@bozok.edu.r Roue Educaional and Social Science Journal

2 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik GİRİŞ Dünya genelinde 1980 li yıllardan iibaren yoğunlaşan liberalleşme poliikaları ekonomik, sosyal ve külürel alanda kendini iyice hisseirmişir. Bu durum birçok ülkede ekonomik ve külürel değerlerin uluslararası plaforma aşınmasını sağlamış ve özellikle ekonomik anlamda küreselleşen bir yapının oraya çıkmasını moive emişir. Küreselleşen ekonomik yapı içerisinde küreselleşme harekeleri icari anlamda dışa açıklık ve finansal anlamda dışa açıklık olmak üzere ikiye ayrılmakadır. Ticari anlamda dışa açılma finansal dışa açılmanın ön koşulu olarak kabul edilmekedir (Edwards ve Van Wijnbergen, 1986: 143). Bu nokada icari ve finansal dışa açıklık, mal ve hizmeler ile finansal sermayenin hiçbir engel olmadan serbesçe dolaşımda olması ve rekabei olumsuz ekileyen kısılamaların kaldırılması olarak anımlanabilmekedir (Yapraklı, 2007: 67). Ticari dışa açıklık, bir ülke ekonomisinin dünya ekonomileri ile ne kadar enegre olduğunu gösermekle birlike gayri safi milli hasılası içinde dış icarein payının ne kadar olduğunu da gösermekedir. Ticari dışa açıklık, ülke ekonomileri üzerinde her ülkenin rekabe gücüne ve ihraca ve ihala yapığı ülkeler arasındaki pazar payına göre ekiler yaraır. Küreselleşmenin hızla arması ile uluslararası icare ve sermaye harekelerinin yoğunlaşması, ülke ekonomilerinin birbirleri ile daha fazla ekileşim içine girmelerine sebep olmakadır. Aran küreselleşme ile birlike finansal ve icari anlamda ülkelerin daha da ekileşim halinde olması hem kriz olasılığını da beraberinde geirebilmeke hem de ülkelerin büyüme oranlarında da çeşili kanallar yoluyla iyileşme sağlayabilmekedir. Ticari dışa açıklık özellikle gelişmeke olan ekonomiler için büyümenin dinamiğini oluşurmakadır. Aynı zamanda ülkenin icari dışa açıklık ile birlike dış icaree söz konusu olan mallarda karşılaşırmalı birakım üsünlüklere sahip olması icari dışa açıklığın ekonomik büyüme üzerine önemli poziif ekileri olabilmekedir (Miller ve Upadhyay, 2000). Bununla birlike icari dışa açıklığı avanaj haline çeviremeyen ülkelerde ise icari dışa açıklık arıkça ülkenin ihala mikarı armaka ve dış icare hacmi açık vermekedir bu nokada birçok ülke için icari dışa açıklığın birakım negaif ekileri olabilmekedir. Ülkelerin bu nokada icari dışa açıklığı ekonomik büyümeye kakı sağlayabilecek şekilde değerlendirmesi gereklidir. Ticari dışa açıklığın geirmiş olduğu avanajların yanında dışa açılma sürecine başlamış olan ülkelerin dünya çapındaki ekonomilere bağımlılığının arması gibi dezavanajları da beraberinde geirmekedir. Bu durum ülke ekonomisinin diğer ülkelerdeki olası ekonomik risklere maruz kalmasına sebep olur (Newbery ve Sigliz, 1984). Bu nokada icari dışa açıklığın geirmiş olduğu avanajlar ile olası riskleri minimize edebilecek poliikalar uygulandığı sürece icari dışa açıklık ülkenin lehine olabilir. Faka ülke bu nokada sadece icari dışa açıklık sadece ükeim mallarının ihalaında söz konusu ise üreim yapamayan ülke giderek dışa bağımlı hale gelecek, dış icare sürekli açık verecek ve küresel piyasalardaki ekonomik dalgalanmalara maruz kalma poansiyeli aracakır. Bunu önleyebilmek için ülke icari dışa açıklığı kendi üreim seviyesini arırabilecek bir mekanizma olarak algılaması ve olası riskleri minimize edecek ekonomik önlemleri de alması gerekmekedir. Bu nedenlerden dolayı birçok ülke bu durumu göz önünde bulundurarak ekonomi poliikalarında dışa açıklığa önem vermekedir. Türkiye ekonomisi açısından bakıldığında ise 1980 li yıllardan iibaren dış icaree korumacı poliikalardan vazgeçilmesi ve ihracaa yönelik büyüme modeline geçmesi ile birlike icari dışa açıklık kavramı önem kazanmışır. Türkiye ekonomisi dışa açıklığın arığı 80 li yıllardan günümüze kadar büyüme oranlarında dalgalı bir seyir izlemiş ve bazı krizlerle karşı karşıya kalmışır. Özellikle 1990 lı yıllarda Türkiye ekonomisinde uluslararası sermaye harekelerinin yoğunlaşması ile finansal dışa açıklığın arması finansal krizleri beraberinde geirmişir (Ukulu ve Kahyaoğlu, 2005:2). Bununla birlike Türkiye de icari dışa açıklığın arması ile birlike icare hacminde önemli bir genişleme yaşanmış ve bu durum büyüme oranlarında arışa neden olmuşur. Ancak Roue Educaional and Social Science Journal 105

3 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik Türkiye de icari dışa açıklığın üreimden ziyade ükeimi arırdığı görülmekedir. Son dönemlerde bu durumun ihalaın armasına neden olarak dış icare açığı verilmesine neden olduğu görülmekedir. Bu durumda icari dışa açıklığın Türkiye ye poziif ekilerinin yanı sıra negaif ekilerinin de olduğu anlaşılmakadır. Lieraürde büyüme ve icari dışa açıklık arasındaki ilişki ise ölçüm yönemlerine göre değişebilmekedir (Harrison, 1995: 3). Rajan ve Zingales (2003), Gries vd. (2009), Yapraklı (2007), Balagi vd.(2007: 2009), Do ve Levchenko (2006), Huang ve Temple (2005), Law ve Demeriades (2006) ve Svaleryd ve Vlachos (2002) çalışmalarında icari dışa açıklık gösergesi olarak ihala ve ihracaın oplamının gayri safi yuriçi hasılaya oranını kullanmışlardır. Çalışmada da lieraürü akiben en çok kullanılan ölçüm yönemi kullanılmakadır. Ticari dışa açılma sürecinin başlaması ile icari dışa açıklık ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki önem kazanmakadır. Lieraürde icari dışa açıklık ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki hakkında bir görüş birliği bulunmamakla birlike bazılarına göre poziif bazılarına göre negaif ve bazılarına göre de belirsiz bir ilişki bulunmakadır. Bu ilişkinin yönü, ölçüm yönemine ve uygulanan dış icare poliikalarına göre değişebilmekedir (Harrison, 1995: 7). Çalışmanın devamında icari dışa açıklığın büyümeyi ekilediği kanallar incelenecek ve ardından ekonomik büyüme ve icari dışa açıklık arasındaki ilişkiyi ampirik olarak sınayan çalışmalara yer verilecekir. Daha sonra çalışmada kullanılan veri sei ve yönem hakkında bilgi verilecek ve Türkiye ekonomisi açısından icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki ampirik olarak sınanacak ve elde edilen sonuçlar ile genel bir değerlendirme yapılacakır. 1. TİCARİ DIŞA AÇIKLIK VE BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİ 1.1. Teorik Lieraür Dış icarein serbesleşmesi ile piyasaya giren yabancı firmalar mevcu yerli firmaların karlarının azalmasına sebep olabilmekedir. Oluşan rekabe oramında karlarının azalması riskine karşı yerli firmalar yeni yaırımlar yaparak yeni eknolojiler yeni üreim eknikleri edinerek hem finansal gelişmeye hem de ekonomik büyümeye kakı sağlayabilmekedir (Rajan ve Zingales, 2003). Bu bağlamda icari dışa açıklık ile firmalar inovasyon yapmak zorunda kalmaka ve bu zorunluluk kalienin yükselmesine ve çıkı seviyesini arırarak ekonomik büyümeyi sağlayabilmekedir (Harrison, 1996). Gelişmiş ülkelerde icari dışa açıklık beraberinde geirdiği sermaye akımı ile büyümeyi desekleyebilmekedir. Az gelişmiş ülkelerde ise icari dışa açıklık rekabe oramının varlığına sebep olmakadır. Bu kapsamda firmalar varlıklarının devamlılığını sağlayabilmek için küresel icaree konu olan kalieli malların imiasyonu, eknoloji ransferi ile üreimde ekinliği sağlayarak çıkı seviyesini arırabilmekedir. Bu durum ekonomik büyümeye kakı sağlayabilmekedir. Ticari dışa açıklığın yüksek olması, aynı zamanda gelişmiş ülkelerde üreilen eknoloji yoğun ürünlerin saın alınması ve bu yüksek eknolojili ürünlerin akli yoluyla üreilerek üreimde kalienin yükselilip çıkının arırılması az gelişmiş ülkelerin gelişmesine de sebep olabilmekedir (Romer, 1986; Lucas, 1988; Miller ve Upadhyay, 2000: 400). Kurumsal yapı da icari dışa açıklık ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin belirleyicilerindendir. Ticari dışa açıklık ile yabancı firmaların piyasaya girmesi ve orada yaırım yapması kurumsal yapının kaliesi ile doğrudan ilişkilendirilebilir. Özellikle düşük gelirli ülkelerde kurumsal yapı ekonomik büyümenin gerçekleşmesinde çok önemlidir (Balagi vd., 2007; 2009; Rajan ve Zingales, 2003; Braun ve Raddaz, 2005). Roue Educaional and Social Science Journal 106

4 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik Ticari dışa açıklıkla birlike finansal işlemler hacminin genişlemesi finansal gelişmeyi sağlayabilmekedir. Finansal gelişme, kaynak harekeliliğini arırarak sermaye oluşumunda ekinliği arırabilmekedir (King ve Levine 1993a, b; Rajan ve Zingales, 2003; Gries, Kraf, Meierrieks, 2009; Edward, 1993). Bununla beraber finansal gelişme ekonomik büyümenin sağlanması ve gelir eşisizliğinin giderilmesine yardımcı olabilmekedir (Banerje ve Newman, 1993; Galor ve Zeira, 1993). Bununla beraber gerçekleşen finansal dışa açıklık ülkeler arasındaki faiz oranları farkının azalmasına sebep olur. Bu sayede aıl asarruflar ekin hale gelerek yaırıma dönüşür. Gerçekleşen yaırımlar ile çıkı seviyesi arar ve ekonomik büyüme gerçekleşir (Miller ve Upadhyay, 1991). Dışa açıklıkla birlike dış icaree konu olan malların fiya elasikiyeinin yüksek olmasının belirsizlik ve gelir dalgalanmasını arırıcı ekisi olabilmekedir. Bu nokada aran sigora alebi finansal gelişmeye kakı sağlayabilmekedir (Newbery ve Sigliz, 1984). Gerçekleşen finansal gelişme ile aıl asarrufların yaırıma dönüşmesi ekonomik büyümeye kakı sağlayabilmekedir (Edwards, 1997). Ticari dışa açıklık ile birike ülkenin ihraca hacminin arması halinde döviz geliri arar. Aran döviz geliri üreime dâhil edilir ve çıkı seviyesi bu sayede ararak büyümeye kakı sağlayabilmekedir. (Esfahani, 1991) Ampirik Lieraür Ticari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki uzun yıllardır ekonomi lieraüründe ilgi odağı olmuşur. Ticari dışa açıklık ve ekonomik büyüme ilişkisi üzerine yapılan ampirik çalışmalar 1960 lı yıllardan sonra yoğunlaşmaya başlamışır. Lieraürde icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme ilişkisi üzerine yapılan uygulamalı çalışmalar incelendiğinde genellikle iki değişken arasında poziif ilişki espi edilmesine rağmen poziif ilişkinin olmadığını savunan çalışmalar da mevcuur. Örneğin; Dollar (1992), Sachs ve Warner (1995), Edwards (1997), Yanıkkaya (2003), ekonomik büyüme üzerine icari dışa açıklığın poziif ekisinin olduğunu ileri sürmekedir. Levine ve Renel (1992), Harrison (1996), Rodriguez ve Rodrik (1999) ise icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında poziif bir ilişkinin var olmadığını savunmakadır. Ticari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasındaki ekileşim, lieraürde birçok çalışmada ülke ve ülke grupları kapsamında uzun dönem ve nedensel ilişkiler şeklinde incelenmişir. Sinha ve Sinha (1996), ekonomik büyüme ve dışa açıklık arasındaki ilişkiyi incelediği çalışmada, ekonomik büyüme ve dış açıklık arasında çif yönlü bir nedensellik ilişkisine raslandığını belirmişir. 94 ülke için yapılan zaman serisi analizleri ise ekonomik büyüme ve dışa açıklık arasındaki ilişkinin poziif yönlü olduğunu gösermekedir. Benzer şekilde, Bahmani-Oskooee ve Niromand (1999), çalışmalarında ekonomik büyüme ve icari dışa açıklık arasındaki ilişkiyi Johansen eşbüünleşme esi ile analiz emişir dönemini kapsayan çalışmada analiz sonuçları, meodun uygulandığı 22 ülkeden 19 unda dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında poziif bir ilişkiye raslandığını gösermekedir. Anorua ve Ahmad (2000), Endonezya, Malezya, Filipinler, Singapur ve Tayland için dönemini kapsayan çalışmalarında dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi Johansen eşbüünleşme meodu ile haa düzelme modellerini kullanarak incelemişlerdir. Analiz bulguları, dışa açıklık ve ekonomik büyüme değişkenlerinin üm ülkeler için eşbüünleşik olduğunu gösermekedir. Ayrıca haa düzelme modeli sonuçlarına göre, dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında çif yönlü bir nedensellik ilişkisi olduğu espi edilmişir. Jin (2003), Kuzey Kore için dışa açıklık ve büyüme arasındaki ilişkiyi Granger nedensellik esi kullanarak incelemişir. Kuzey Kore nin 1974 yılı sonrası icari Roue Educaional and Social Science Journal 107

5 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik serbesliğinin azalmasından dolayı analiz dönemi 74 öncesi ve sonrası olarak iki al gruba ayrılmışır. Analiz sonuçları, serbes icare döneminde dışa açıklıkan ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedensellik olduğunu gösermeke ve dolayısıyla dışa açıklığın ekonomik büyümeyi olumlu ekilediği hipoezini deseklemekedir. Wu (2004), APEC (Asian-Pacific Economic Cooperaion) ülkeleri için yapığı çalışmada açıklığın verimlilik ve ekonomik büyüme üzerine olan ekilerini incelemişir. Çalışmada elde edilen bulgulara göre, açıklığın ülke ekonomisinde ekin bir değişime neden olmasının yanı sıra üreim eknolojisinin de yapısını değişirdiği anlaşılmışır. Ukulu ve Kahyaoğlu (2005), çalışmalarında icari ve finansal dışa açıklığın ekonomik büyüme üzerindeki ekisini Türkiye için dönemini kapsayan doğrusal olmayan zaman serisi modelleri olan TAR ve STAR modellemesini ve Markov rejim değişimi modellemesi ile incelemişir. Çalışmanın sonuçlarına göre, icari dışa açıklığın ekonomik büyüme üzerinde poziif ekiye sahip olmasına rağmen finansal dışa açıklık, icari açıklığın ekonomik büyüme üzerindeki olumlu ekilerini sınırlamakadır. Yapraklı (2007), Türkiye de icari ve finansal dışa açıklık arasındaki ilişkiyi, dönemi için çok değişkenli Johansen eşbüünleşme esi, Granger nedensellik esi ve vekör haa düzelme modelleri kullanarak analiz emişir. Analiz sonuçları, uzun dönemde icari dışa açıklığın ekonomik büyümeyi poziif ekilediğini ancak finansal dışa açıklığın ekonomik büyümeyi negaif ekilediğini gösermekedir. Haa düzelme Granger nedensellik esine göre ise icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında çif yönlü nedensellik ilişkisi olduğunu gösermişir. Sarkar (2008), farklı gelişmişlik düzeyindeki ülke grupları için icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ülke grupları bazında panel daa analizi, bireysel olarak ülkeler için de ayrıca zaman serisi analizi yaparak incelemişir dönemini kapsayan çalışmada uzun dönem ilişki için ARDL yönemi kullanılmışır. Doğu Asya ülkeleri dâhil az gelişmiş ülkelerde icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemde poziif bir ilişki bulunamamışır. Ülke grupları açısından bakıldığında sadece ora gelir grubundaki ülkelerde icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında poziif ilişkinin olduğu belirilmişir. Kur ve Berber (2008), dışa açıklık ve ekonomik büyüme değişkenleri arasındaki nedensel ilişkileri ve dinamik ilişkileri dönemi için VAR analiziyle es emişir. Analiz sonuçları, dışa açıklık ve büyüme arasında çif yönlü nedensellik ilişkisi bulunduğunu gösermekedir. Çalışmada elde edilen sonuçlar, içsel büyüme eorileri arafından öne sürülen ekonomik dışa açıklığın ekonomik büyümeyi desekleyeceği yönündeki hipoezi deseklediğini gösermekedir. Benzer şekilde Türedi ve Berber (2010), dönemini kapsayan finansal kalkınma, icari açıklık ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi Johansen eşbüünleşme ve VAR modeline dayanan nedensellik esleri ile analiz emişir. Çalışmada elde edilen bulgular, icari açıklık ve ekonomik büyüme arasında çif yönlü nedensellik ilişkisi olduğunu, finansal kalkınmadan da ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi espi edildiğini gösermekedir. Mercan vd. (2013) ise BRIC-T ülkeleri için ekonomik büyüme üzerine icari dışa açıklığın ekilerini dönemini kapsayan panel daa analiziyle es emişir. Panel daa analizinden elde edilen ampirik bulgular, icari dışa açıklığın ekonomik büyüme üzerinde poziif yönde ve isaisiki olarak anlamlı ekide bulunduğunu gösermekedir. Lieraürde icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki incelendiğinde genellikle içsel büyüme eorilerinin, dışa açıklığın ekonomik büyüme üzerinde poziif ekiye sahip olacağı görüşünü doğrular nielike sonuçların olduğu görülmekedir. Ayrıca yapılan çalışmalarda iki değişken arasında nedensel ilişkilerin varlığına dair kanılar bulunmuşur. Roue Educaional and Social Science Journal 108

6 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik 2.1. Birim Kök Tesleri 2. YÖNTEM, VERİ SETİ VE BULGULAR Ekonomerik çalışmalarda kullanılan ancak durağan olmayan (birim kök içeren) zaman serileri ile oluşurulan regresyon haalı olarak anlamlı bir ekonomik ilişkinin varlığını göserecekir (Harris, 1995: 27). Granger ve Newbold (1974) durağan olmayan zaman serileriyle oluşurulan regresyonun sahe regresyon problemini oraya koyacağını gösermişir (Alınaş, 2009, 18). Bunun nedeni ise her iki seri arasında anlamlı bir ilişki olmasa bile oluşurulan regrasyonda yüksek bir R 2 oraya çıkacak ve -isaisikleri anlamlı olacakır, faka sonuçlar herhangi bir ekonomik anlam aşımayacakır. Sahe regresyonun nedeni ise, zaman serilerinin sahip olduğu sokasik rend veya aynı yönlü güçlü eğilimden kaynaklanabilir. Böylelikle, durağan olmayan serilerin kullanılması ile oluşurulan regresyon, gerçek dışı ilişkiler oraya koyacak ve sahe regresyon problemine yol açacakır. (Lewis ve Mizen, 2000: 291 ve Gujarai, 1999:725). Bu nedenle zaman serileriyle yapılan regresyon analizlerinde değişkenler arasındaki ilişkinin varlığını araşırmadan önce mulaka analizlerde kullanılan değişkenlerin durağanlığının incelenmesi gerekmekedir (Alınaş, 2009: 18). Genel olarak söylemek gerekirse; oralama ve varyansı zaman içinde değişmeyen yani sabi olan ve iki dönem arasındaki orak varyansı, varyansın hesaplandığı döneme değil de yalnızca iki dönem arasındaki uzaklığa bağlı olan olasılıklı bir süreç durağan olarak adlandırılır (Gujarai, 1999: 713). Oralama: E(Y )=µ Varyans: var(y )=E(Y -µ) 2 =σ 2 Orak Varyans: γ k =E[(Y -µ)(y +k -µ)] Durağanlığı sınamanın bir yollarından biri ADF birim kök esidir. Bu sınamada kullanılan model; Y Y 1 u. Burada u klasik varsayımlara uyan, yani oralaması sıfır 2 varyansı değişmeyen ardışık bağımlı olmayan haa erimidir. Burada model, () dönemindeki Y nin ( 1) dönemindeki kendi değerine göre regresyonunda Y in 1 kasayısı 1 e eşise, birim kök sorunu ile karşı karşıyayız. Dolayısı iley Y u Regresyonu hesaplanır ve 1 olarak bulunursa Y olasılıklı değişkeninde birim kök sorunu olduğu kabul edilmekedir (Gujarai 1999:718). Kullanılan denklemin her iki arafından bir önceki değerleri çıkarılırsa yani farkı alınırsa seri durağan olacakır. Bu durumda model şu şekilde değişmekedir; Y ( 1) Y 1 u ya da Y Y 1 u Birim kök esi için şu hipoezlerden yararlanır: H 0 : 0, 1ise; Y zaman serisi durağan değildir, normal dağılmamakadır ve ookorelasyona sahipir (birim kök vardır). H1: 0 ise; Y zaman serisi durağandır, normal dağılmakadır ve ookorelasyona sahip değildir (birim kök yokur) (Bağdiken ve Beşer, 2009: 6). Dickey ve Fuller (1979) birim kök esinde kullanılabilecek üç farklı regresyon denklemi kullanılmışlardır. 1 Roue Educaional and Social Science Journal 109

7 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik Y Y u (1) 1 Y a Y u 0 (2) 1 Y a0 Y 1 a2 u (3) 0 Hipoezinin es edilmesinde isaisikleri kullanılmakadır. Dickey ve x 2 3 Fuller (1981), kasayılar üzerindeki bileşik hipoezin es edilmesi için 1 olarak adlandırılan üç ilave F-isaisiği sağlamışlardır. 2.denklem a 0 0 null hipoezi, 1 isaisiği kullanılarak es edilir. Regresyonda bir zaman rendi ele alarak- yani (3)-bileşik hipoez a0 a2 0, 2 isaisiği kullanılarak es edilir. a 2 0 bileşik hipoezi 3 isaisiği kullanılarak es edilir (Enders, 1995: ). Çalışmada kullanılan değişkenlerin, ve 3. Modele göre ADF es sonuçları Tablo.1 de verilmişir. Tablo.1 de görüldüğü gibi ADF es sonuçları değişkenlerin düzey değerinde durağan olmadıklarını gösermekedir. Durağanlığın sağlanabilmesi için değişkenlerin I. Derece farklarının alınması gerekmekedir (Gül ve Ünlü, 2006: 11). Bu nedenle, değişkenlerimizi I. Dereceden farkları alınmışır. Tablo 1. Birim kök esleri SIC AIC Düzey Lgdp Openness Lgdp Openness Sabili (0) (0.8924) (0) (0.0976) (0) (0.8924) (0) (0.0976) Sabili vetrendli (0) (0.1855) (0) (0.0880) (0) (0.1855) (1) (0.0277) Sabisiz ve (0) (0) (0) (0) Trendsiz (0.9977) (0.8271) (0.9977) (0.8271) SIC AIC 1.fark Lgdp Openness Lgdp Openness Sabili (0) (0.0000) (0) (0.0001) (0) (0.0020) (1) (0.0001) Sabili vetrendli (0) (0.0001) (0) (0.0003) (3) (0.0135) (1) (0.0005) Sabisiz ve (0) (0) (0) (1) Trendsiz (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) ****Birim kök esi Akaike Info Crierion (AIC) e ve Schwarz InfoCrierion (SIC) e göre yapılmışır. Serilerin durağanlık şarının es edilmesi sonrasında eş büünleşme ilişkisinin varlığı incelenmeden önce uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekmekedir. Bu nedenle modelimiz açısından en uygun gecikme uzunluğu VAR analizi kapsamında bilgi krierlerine göre belirlenmişir. Tablo 2. Gecikme Uzunluğunun Belirlenmesi Gecikme Uzunluğu LR FPE AIC SC HQ 0 NA * 3.56e-05* * * * e e Roue Educaional and Social Science Journal 110

8 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik e NOT: * İlgili krierlere göre en uygun gecikme uzunluğunu gösermekedir. LR: Likelihood Raio, FPE: Final Predicion Error, AIC: Akaike Informaion Crierion, SC: Schwarz Informaion Crierion, HQ:Hannan-Quinn informaion crierion Seriler için bilgi krierleri çerçevesinde gecikme uzunluğu es sonuçları Tablo 2 de verilmişir. VAR modeline yönelik uygun gecikme sayısı belirlenirken, LR: Sequenial modified LR es saisic (each es a 5% level), FPE: Final Predicion Error ve AIC: Akaike Informaion Crierion, SC: Schwarz informaion crierion ve HQ: Hannan- Quinn informaion crierion bilgi krierleri kullanılmış ve en düşük krieri veren gecikme dikkae alınmışır. VAR'ın durağanlığını sağlayan gecikme sayısı LR, FPE, AIC, SC ve HQ krielerine göre 1 olarak sapanmışır Johansen Eşbüünleşme esi Eşbüünleşme kavramı kısaca ek ek durağan olmayan birden çok zaman serisinin lineer bir birleşimlerinin durağan olması anlamına gelmekedir (Topçu, 2006: 39). Eşbüünleşme ilişkisinin varlığını sınamak için uygulamada en çok kullanılan iki yönem; Engle Granger ve Johansen yönemleridir. Bunlardan Engle ve Granger (1987) nin önerdiği, en küçük kareler yönemine dayanmakadır, kısaca regresyondan elde edilen arıklar serisi durağan ise seri eşbüünleşikir. Ancak Engle ve Granger yönemi iki değişkenli bir sisem için önerilmişir. Johansen yönemi ise ikiden fazla değişkene de uygulanabilmekedir (Topçu, 2006: 39). Johansen yönemi, durağan olmayan serilerde, eşbüünleşme vekörünün varlığını belirlemek için Maximum Olabilirlik (Likelihood) ahmin yönemini uygular. Bu yönem eşbüünleşme vekörlerinin sayısını araşırır ve eşbüünleşme vekörlerinin unsurları ile ilgili hipoez eslerine izin verir (Choudhry, 1995: 664). Johansen-Juselius (1990) eşbüünleşme esi, aşağıda p.inci dereceden verilen Vekör Auoregressive (VAR) başlangıç nokası olarak alır (Agür ve Alay, 2015: 528). Y =µ+a 1 Y A p Y -p +ε Burada Y, birinci farkında durağan yani I(1) olan değişkenlerden oluşan nx1 boyuunda değişkenler vekörünü, ε, şoklar vekörünü ifade eder (Çein, 2012:222). VAR-modelinin bu ürü, a priori kısılar (değişkenlerin bazılarının dışsallığı veya yapısal ilişkileri) olmaksızın birkaç içsel değişken arasındaki dinamik ilişkiyi ahmin emenin bir yolu olarak Sims (1980) arafından önerilmişir. Bu sisem, Y deki her bir değişkenin kendisi ve sisemdeki diğer değişkenlerin gecikmeli değerlerine regress edilmesi ile indirgenmiş bir şekildir. Sisemde yer alan her bir denklemin sağ arafı (gecikmeli ve önceden belirlenmiş) regressorlar seini içerdiğinden SEK, Y de yer alan her bir denklemin ekin bir ahmin yoludur (Harris 1995: 77). Faka çoğu ekonomik değişken düzey olarak durağan olmadığından denklem (4.8) deki gibi, VAR modelleri genellikle birinci fark şeklinde ahmin edilir (Hafer ve Jansen 1991: 157). Y Y p 1 i Y i (4.9) 1 i 1 Burada p A i i 1 ve p i A j j i 1 olarak hesaplanır (Çein, 2012: 222). Π marisi, Y değişkenleri arasındaki uzun-dönem ilişki hakkında bilgi içerir. Y düzey olarak durağan değil, faka ΔY durağan ise Y birinci dereceden büünseldir. Y nin bireysel unsurları eşbüünleşebilir. Bununla birlike, durağan olmayan bu unsurların Roue Educaional and Social Science Journal 111

9 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik bir veya birden fazla lineer bileşimleri durağan olabilir. Eşbüünleşme, Π marisinin araşırılması ile bulunabilir. Eğer, pxp boyulu Π marisi rank 0 a sahipse Y nin büün unsurları birim köke sahipir ve bu durumda fark alınması önerilir. Eğer, Π am rank p ye sahip ise Y nin büün unsurları düzey olarak durağandır. Ancak ilginç olan, 0<rank(Π)=r<p dir. Bu durumda Y nin unsurları arasında r eşbüünleşme vekörü ve p-r genel sokasik rendler vardır (Hafer ve Jansen 1991:158). Π marisi αβ' şeklinde çarpanlara ayrılabilir. α ve β, her biri r rankına sahip, pxr boyuunda marislerdir. Burada "α" vekör haa düzelme modelindeki pxr boyuunda vekör haa düzelim paramereleri marisini ve "β" ise pxr boyuunda eşbüünleşme vekörlerini emsil eder (Akçoraoğlu, 1999: 57 ve Çein, 2012: 222) Johansen ve Juselius (1990) bu çerçevede ahmin ve esler için bir maksimum olabilirlik prosedürü sağlar. Buna göre, yukarıdaki modele uygun VAR denklemi ahmin edilir. Buradan elde edilen kalınılardan harekele eşbüünleşme vekörlerini bulmak için olabilirlik esleri (LR) hesaplanır (Bilgin ve Şahbaz, 2009: 185). Johansen ve Juselius (1990), eşbüünleşme vekörlerinin sayısını ve anlamlı olup olmadıklarını belirlemek için iz ve maksimum özdeğer olmak üzere iki emel es isaisiği gelişirmişlerdir (Çein, 2012: 222). n ( race) ln( 1 ˆ i ) i r 1 J iz T max T ln( 1 ˆ r 1) En fazla r sayıda eşbüünleşme vekörü bulunduğu hipoezini es emek için iz(race) es isaisiği hesaplanır. Maksimum eigen değer es isaisiği ise; eşbüünleşmiş vekörlerin sayısının r olduğu şeklindeki sıfır hipoezini,r+1 eşbüünleşmiş vekör bulunduğu alernaif hipoezine karşı es eder. Bu iki es isaisiğinin kriik değerleri Johansen-Juselius (1990) arafından ablolaşırılmışır (Akçoraoğlu, 1999: 57). Bir sonraki aşamada eşbüünleşme vekörünün varlığı race (İz) ve maksimum eigen değer eslerine dayalı olarak belirlenmişir. Eşbüünleşme sonuçları Tablo 3'e verilmişir. Tablo 3: Eşbüünleşme Analizi Sonuçları Değişkenler, LGDP, OPENNESS H 0 H 1 Maksimum Eigenvalue esi %5 Kriik Değer Olasılık isaisiği r=0 r= * r=1 r= H 0 H 1 Trace Tesi İsaisiği %5 Kriik Değeri Olasılık r=0 r> * r 1 r> Tablo 3 en görüldüğü üzere race ve en büyük özdeğer es isaisiklerine dayanarak yapılan eşbüünleşim analizi sonuçlarına göre, LGDP ve OPENNESS değişkenleri arasında bir eşbüünleşim ilişkisi olmadığını ileri süren H 0 hipoezi reddedilmelidir. Bir diğer deyişle LGDP ve OPENNESS değişkenleri arasında uzun dönemli bir ilişki mevcuur. Tablo 3 eki sonuçlar incelendiğinde, hem maksimum öz değer esi hem de iz esi için ele alınan seriler arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığı görülmekedir. Herhangi Roue Educaional and Social Science Journal 112

10 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik bir eşbüünleşik vekörün bulunmadığını göseren emel hipoez (r=0) için maksimum öz değer isaisiği , %5 anlamlılık düzeyindeki kriik değer den büyükür. Temel hipoez için iz es değeri , %5 anlamlılık düzeyinde iz esi kriik değeri 'den büyükür. Elde edilen sonuçlara göre her iki es içinde %5 anlamlılık düzeyinde LGDP ve OPENNES serileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığı mevcuur. Diğer bir deyişle, ele alınan seriler arasında Max-Eigen isaisiğine göre en az bir eşbüünleşik vekör, iz esine göre ise en az bir eşbüünleşik vekör bulunmakadır. Tablo 4: Eşbüünleşme Denklemi Eşbüünleşme Denklemi* LGDP OPENNESS C ( ) *( ) içinde -değerleri verilmişir ( ) Ticari dışa açıklık ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi es emek için kullanılan Johansen Eşbüünleşme esi sonuçlarına göre, icari dışa açıklığın ekonomik büyümeyi poziif yönde ekilediğini gösermekedir. Tes sonucundan elde edilen denklemde bağımsız değişken olan icari dışa açıklıka meydana gelen 1 birimlik değişme bağımlı değişken olan ekonomik büyümeyi 12,6 birim arırdığı görülmekedir. Analiz bulguları, Türkiye nin ekonomik büyümesi üzerinde icari dışa açıklığın önemli bir ekisi olduğunu gösermekedir. Bu eki icari dışa açılma ile ülkeye giren ihal mallarının girdi olarak üreimde kullanılması sureiyle ekonomik büyümeye kakı sağladığını gösermekedir. İhal edilen ürünler ile ülke ekonomimizden döviz çıkmaka faka ihal edilen ürünlerin üreimde ekin kullanılmasından dolayı ürünlerde yaraılan kama değer kaybedilen döviz değerinden daha fazla olmakadır. Ayrıca dış icare hacminin genişlemesi sonucunda ihraca hacmi de genişlemeke ve bu durum reel kesimde üreimi arırarak ne döviz kazancı elde edilmesine olanak vermekedir Haa Düzelme Modeli Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olması sebebiyle, kısa ve uzun dönemli ayarlama sürecini göseren ve dinamik bir modele uyarlanan bir haa düzelme mekanizması kullanılması gerekmekedir (Paleologos ve Georganelis, 1997: 238, akaran Bayrak ve Kanca, 2013). Seriler arasındaki uzun dönem ilişki belirlendiken sonra uygulamada akip edilen yol, seriler arasındaki nedensellik ilişkisini ve yönünü sapamakır. Granger (1988: , akaran Arısoy, 2005; 11), değişkenlerin eş büünleşik olması durumunda Sandar Granger Nedenselliğin geçerli olmayacağını, bu durumda seriler arasındaki nedensellik analizinin Haa Düzelme Modeli çerçevesinde (Error Corecion Model) yapılmasının daha uygun olacağını belirmişir. Haa düzelme modeli bu amaçla gelişirilmiş olup, değişkenler arasındaki uzun dönem dengesi ile kısa dönem dinamikleri arasında ayırım yapma da ve kısa dönem dinamiklerinin belirlenmesi amacıyla da kullanılmakadır (Arısoy, 2005: 11). Çalışmamızda Haa Düzelme Modelinin işleyişi şu şekilde ifade edilebilir: m n LGDP 0 1 LGDP i i 2i OPENNES i ECM 1 1 u1 i 1 i 1 m n OPENNES 0 1 OPENNES i i 2i LGDP i ECM 1 1 v1 i 1 i 1 Roue Educaional and Social Science Journal 113

11 Denkl Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik Ele alınan bu iki modelin kasayıları (α 1i, α 2i, β 1i, β 2i ) kısa dönem kasayılarıdır: λ ve θ kasayıları ise uyarlanma hızı kasayılarıdır (Arısoy, 2005: 11). İlgili regresyon modellerinde, ECM1-1erimi haa düzelme erimi olarak bilinir ve eşbüünleşme denklemlerinden elde edilen kalınılar serisinin bir gecikmeli değerini yansıır. Haa düzelme eriminin kasayısı, dengeden sapmalara bağımsız değişkenin verdiği reaksiyonu göserir. Haa düzelme kasayılarının (λ, θ) negaif ve isaisiksel açıdan anlamlı çıkması, sapmanın varlığını göserir. Kasayının büyüklüğü ise uzun dönem denge değerine doğru yakınlaşma hızının bir gösergesidir. Uygulamada, haa düzelme kasayısının negaif ve isaisiksel açıdan anlamlı olması beklenir. Bu kasayıya ilişkin anlamlı -isaisiği uzun dönemli nedenselliğe işare eder. Ayrıca, modeldeki bağımsız değişkenlerin kasayılarının bir büün olarak F-isaisiğinin anlamlı olması kısa dönemli nedenselliğin varlığını göseri (Çein, 2012: 224). Tablo 5: Vekör Haa Düzelme Modelinin Sonuçları Bağımlı Değişken Bağımsız Değişken Kasayılar - isaisikleri Olasılık Değerleri F- İsaisikl eri 1 Δ(LGDP) Δ(LGDP(-1)) Δ(OPENNE S) Δ(OPENNESS (-1)) ECM(-1) C Δ(LGDP(-1)) Δ(OPENNESS (-1)) ECM(-1) C Ticari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemli bir ilişki espi edildiğinden dolayı uzun dönem dengesinden sapmalar durumunda modelin epkisi haa düzelme modeli ile es edilmişir. Tabloda yer alan vekör haa düzelme modeli sonuçlarına göre, haa düzelme kasayısı negaif ve anlamlı bir sonuç vermişir. Haa düzelme kasayısı anlamlı ve negaif olmasından dolayı uzun dönem dengesinden uzaklaşmalar karşısında yeniden dengeye doğru yönelme oraya çıkacakır. Gecikmeli haa düzelme kasayılarına bakıldığında icari dışa açıklık ile ekonomik büyüme arasındaki uzun dönem dengesinden sapmalar karşısında her yıl %13 kadarının düzelilerek uzun dönem dengesine yaklaşıldığı görülmekedir. Değişkenler arasında bir eş büünleşme ilişkisinin varlığı halinde vekör haa düzelme modeli yardımıyla değişkenler arasındaki kısa dönemli nedenselliğin es edilmesi mümkündür. Analiz bulguları incelendiğinde, LGDP nin bağımlı değişken olduğu ilk denklemde anlamlı bir nedensellik ilişkisi bulunmuşur. Ticari dışa açıklıkan ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi espi edilmişir. Türkiye de Ticari dışa açıklıka meydana gelebilecek değişmelerin ekonomik büyümeyi ekileyebileceği anlaşılmakadır. Sonuç Ticari dışa açıklığın arması ile birlike yabancı firmaların yuriçi piyasaya girmesi yerli üreiciler için bir rekabe oramı yaraarak üreimde kalienin yükselilmesi için yeni yaırımları eşvik emeke ve üreimde ekinliği sağlayarak çıkı seviyesini arırabilmekedir. Aran çıkı seviyesi rekabe oramının bir sonucu olarak karşımıza çıkmaka ve bu da ekonomik büyümeye kakı sağlamakadır. Bununla birlike az gelişmiş ülkelerde yuriçi alebi olan ihal ürünlerin imiasyonu da üreimde çıkı seviyesini arırabilmekedir. Bu ilişkilere dayanarak çalışmada, Türkiye ekonomisi Roue Educaional and Social Science Journal 114

12 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik için icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasındaki uzun dönemli ilişki Johansen eşbüünleşme esi ve vekör haa düzelme modeli ile es edilmişir. Analiz bulguları, Türkiye ekonomisi için icari dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemli poziif bir ilişkinin varlığını gösermekedir. Kısa dönem ilişkilerin incelenmesi amacıyla uygulanan vekör haa düzelme modeli sonucunda, icari dışa açıklıkan ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi espi edilmişir. Bu sonuçlara göre, icari dışa açıklık derecesinde meydana gelen değişmelerin ekonomik büyümeyi ekilediği görülmekedir. Dış icare hacminin genişlemesinin, reel üreimi arırarak ihracaı eşvik eiği ve bu sayede yaraılan rekabe oramının Türkiye nin ekonomik olarak büyümesine kakıda bulunduğu anlaşılmakadır. Kaynakça Akçoraoğlu, A. (1999). Kamu Harcamaları, Kamu Gelirleri ve Keynesçi Poliikalar: Bir Nedensellik Analizi, G.Ü. İ.İ.B.F. Dergisi, Alper, C. E. ve Öniş Z. (2001). Finansal Küreselleşme, Demokrasi Açığı ve Yükselen Piyasalarda Yaşanan Sürekli Krizler: Sermaye Harekelerinin Liberalleşmesi Sonrasında Türkiye Deneyimi, Doğu Baı Dergisi, 4(17), Alınaş, H. (2009). Türkiye'de Döviz Kurunun Enflasyon Üzerine Geçiş Ekisinin Ekonomerik Analizi: , EconAnadolu 2009: Anadolu Üniversiesi Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğ, Haziran 2009, Eskişehir, Türkiye Arısoy, İ. (2005). Türkiye'de Kamu harcamaları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi ( ), Türkiye Ekonomi Kurumu Tarışma Meni, Agür, M. ve Alay, O. (2015). "Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği ( ), Yöneim ve Ekonomi, Cil:22, Sayı:2, Anorua, E., ve Ahmad, Y. (2000). Openness and Economic Growh: Evidence from Seleced Asian Counries, The Indian Economic Journal, 47(3), ss Bağdiken M. ve Beşer B. (2009). Ekonomik Büyüme ile Kamu Harcamaları Arasındaki Nedensellik İlişkisinin Wagner Tezi kapsamında bir Analizi: Türkiye Örneği, ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, 5 (9), Bahmani-Oskooee, M. Ve Niromand, F. (1999). Openness and Economic Growh: An Empirical İnvesigaion. Applied Economics Leers, 6: Balagi, H., Demeriades, P. O. ve Law, S. H. (2007). Financial Developmen, Openness and Insiuions, Universiy of Leiceser Discussion Paper in Economics, 2007/05. Balagi, H., Demeriades, P. O. ve Law, S. H. (2009). Financial Developmen and Openness: Evidence From Panel Daa. Journal of Developmen Economics 89, Banerjee, A. V. ve Newman, A. F. (1993). Occupaional Choice And The Process Of Developmen.,Journal of Poliical Economy 101, Bayrak M. ve Kanca, O. C. (2013). Türkiye'de Kamu Kesimi Açıklarının Nedenleri ve Fiyalar Genel Düzeyi Üzerindeki Ekileri, İ.Ü. Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi, No:48, ss Bilgin, C. ve Şahbaz, A. (2009). Türkiye de Büyüme ve İhraca Arasındaki Nedensellik İlişkileri, Gazianep Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi (hp://sbe.ganep.edu.r) (1): ISSN: Braun, M. ve Raddaz, C. (2005). Trade Liberalizaion and Poliics of Financial Developmen. World Bank Working Paper, No: Choudhry, T., (1995). Long-run Money Demand Funcion in Argenina During : Evidence From Coinegraion and Error Correcion Models, Applied Economics, No:27, 1995: Roue Educaional and Social Science Journal 115

13 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik Çein, M. (2012). Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz, Eskişehir Osmangazi Üniversiesi İİBF Dergisi, 7(1), Do, Q. T. ve Levchenko, A. (2006). Comparaive Advanage, Demand for Exernal Finance and Financial Developmen. Public Disclosure Auhorized, WPS Dickey D. A. ve Fuller A.W. (1979). Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74, Dollar, D. (1992). Ouward-Oriened Developing Economies Really Do Grow More Rapidly: Evidence From 95 Ldcs, , Economic Developmen and Culural Change, 40: Edwards, S. ve Van Wijnbergen, S. (1986); The Welfare Effecs of Trade and Capial Marke Liberalizaion, Inernaional Economic Review, 27(1), Edwards, S. (1997). Openness, Produciviy and Growh: Wha Do We Really Know? The Economic Journal, 108 (March): Enders, W. (1995). Applied Economeric Time Series, John Willey and Sons inc., U.S.A. :Canada. Engle, R.F. and Granger, C.W.J. (1987). Co-İnegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion And Tesing, Economerica, 55; Esfahani, H.S. (1991). Expors, Impors and Economic Growh in Semi-Indusrialized Counries, Journal of Developmen Economics, 35, Galor, O. ve Zeira, J. (1993). Income Disribuion and Macro Economics. Review of Economic Sudies, 60, Granger, C.W.J. (1988). Some Recen Developmens in a Concep of Causaliy, Journal of Economerics, Vol.39. Granger C.W.J. and P. Newbold, (1974). Spurious Regression in Economerics, Journal of Economerics, 2, Gries, T., Kraf, M. ve Meierrieks, D. (2009). Linkages Beween Financial Deepening, Trade Openness, and Economic Developmen: Causaliy Evidence from Sub- Saharan Africa, World Developmen, 12, Gujarai, D. N. (1999). Temel Ekonomeri, İsanbul Lieraür Yayınları:33. Gül, E. ve Ünlü A. (2006). Türkiye de Büçe Açıkları ile Borçlanmalar Arasındaki Nedensellik İlişkileri, Eskişehir Osmangazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 7 (2), Hafer, R.W. ve Jansen, W. (1991). The Demand for Money in he Unied Saes: Evidence from Coinegraion Tess, Journal of Money, Credi and Banking, vol:23, 1991: Harris, R. (1995). Using Coinegraion Analysis in Economeric Modelling, T.J.Press(Padsow) Ld: Grea Briain:1995. Harrison, A. (1995). Openness and Growh: A Time Series, Cross Counry Analysis for developing Counries, NBER Working Paper, No: 5221, Augus-1995, ss Harrison, A. (1996). Openness and Growh: A Time Series, Cross-Counry Analysis for Developing Counries, Journal of Developmen Economics, 48, ss Huang, Yongfu ve Temple, Jonahan (2005). Does Exernal Trade Promoe Financial Developmen?, Deparmen of Economics Universiy of Brisol, 05/575. Jin, Jang C. (2003). Openness and Growh In Norh Korea: Evidence From Time-Series Daa, Review Of Inernaional Economics, 11(1), Ss Johansen, S. ve Juselius, K. (1990). Maximum Likelihood Esimaion and İnference on Coinegraion wih Applicaions To The Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52:2, 1990, King, R. G. ve Levine, R. (1993a). Finance and Growh: Schumpeer Migh Be Righ, Quarerly Journal of Economics, c. 108, s. 3, ss Roue Educaional and Social Science Journal 116

14 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik King, R. G. ve Levine, R. (1993b). Finance, Ener Preneurship and Growh: Theory and Growh, Journal of Moneary Economics 32, Kur, S. ve Berber, M. (2008). Türkiye de Dışa Açıklık ve Ekonomik Büyüme, Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 22(2): Law, Siong H. ve Demeriades, Panicos O. (2006). Opennes, Insiuions and Financial Developmen, World Economy and Finance Research Programme Working Paper Series, Economic & SocialResearch Council, WEF, Levine, R. ve Renel, D. (1992). A Sensiiviy Analysis of Cross-Counry Growh Regressions. American Economic Review, 82:, Lewis, K. M. ve Mizen P. (2000), Moneary Economics, Newyork, Oxford Universiy Press. Lucas, R. E., (1988) On he Mechanics of Economic Developmen, Journal of Moneary Economics, 22(1), ss Mercan, M., Gocer, I., Bulu, S. ve Dam, M. (2013). The Effec of Openness on Economic Growh for BRIC-T Counries: Panel Daa Analysis, Eurasian Journal of Business and Economics, 6 (11), Miller, S.M. ve Upadhyay, M.P. (2000), The Effecs of Openness, Trade Orienaion, and Human Capial on Toal Facor Produciviy, Journal of Developmen Economics, 63, Newbery, D. ve Sigliz, J. (1984). Pareo Inferior Trade, Review of Economic Sudies, 51, Paleologos, J.M. ve Georganelis, S.E. (1997). Does he Fisher Effec Apply in Greece a Coinegraion Analysis, Economia Inernazionale, 2, 238. Rajan, R. G. ve Zingales, L. (2003). The Grea Reversals: The Poliics of Financial Developmen in he Twenieh Cenury, Journal of Financial Economics, 69, Rodriguez, F. ve Rodrik, D. (1999). Trade Policy and Economic Growh: A Skepic s Guide To Cross-Naional Evidence, NBER Working Paper, Romer, P. M. (1986). Increasing Reurns and Long Run Growh, Journal of Poliical Economy, 94(5), ss Sachs, J. D. ve Warner, A. (1995). Economic Reform and The Process of Global İnegraion, Brooking Papers of Economic Aciviy, (1): 195. Sarkar, P. (2008). Trade Openness and Growh: Is There Any Link?, Journal of Economic Issues 42: No.3 Sepember Sims, C.A. (1980). Macroeconomics and Realiy, Economerica, 48, Sinha, D. Ve Sinha, T. (1996). Openness and Economic Growh: Time Series Evidence From İndia, Applied Economics: Svaleryd, H. ve Vlachos, J. (2002). Markes for Risk and Openness To Trade: How Are They Relaed? Journal of Inernaional Economics, 57: Turedi, S. ve Berber, M. (2010). Finansal Kalkınma, Ticari Açıklık Ve Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişki: Türkiye Üzerine Bir Analiz, Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 35(1): Topçu, A. (2006). Türkiye'nin Borç Soklarının Enflasyona Ekisi: Modelleme ve Analiz, Ankara Üniversiesi, Fen Bilimleri Ensiüsü: Yayınlanmamış Yüksek Lisans Tezi. Ukulu, U. ve Kahyaoğlu, H. (2005). Ticari ve Finansal Açıklık Türkiye de Büyümeyi Ne Yönde Ekiledi? Türkiye Ekonomi Kurumu Tarışma Meni, 2005/13, Wu, Y. (2004). Openness, Produciviy and Growh in he Apec Economies, Empirical Economies, 29: Yanıkkaya, H. (2003). Trade Openness and Economic Growh: A Cross-Counry Empirical Invesigaion, Journal of Developmen Economics, 72, Roue Educaional and Social Science Journal 117

15 Sağlam Çeliköz, Y., Baruçu, E. ve Afsal, M. Ş. (2017). Ticari Dışa Açıklık Ve Ekonomik Yapraklı, S. (2007).Ticari ve Finansal Dışa Açıklık İle Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişki: Türkiye Üzerine Bir Uygulama, İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri ve İsaisik Dergisi, Sayı:5, Roue Educaional and Social Science Journal 118