TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ TASARRUF İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI

Transkript

1 Öz TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ TASARRUF İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI Hakan KAYA * Halil KETE ** Mehme Sadık AYDIN *** Yaşam beklenisinin uzunluğunda yıllar içerisinde meydana gelen arış, insanların daha uzun ve sağlıklı bir ömür geçirmelerini sağlamanın yanı sıra, uzun dönemde ikisadi büyüme ve gelişmenin en önemli ölçüü haline gelmişir. Çalışmada dönemi için Türkiye de yaşam beklenisindeki arışın asarruflar üzerine ekisi ARDL yönemi ile kısa ve uzun dönem açısından incelenmişir. Elde edilen bulgulara göre, bir arafan yaşam beklenisindeki arış ora yaş dönemindeki hane halklarının emeklilik dönemine ulaşma olasılığı ararak akif çalışan nüfusun çalışma süresini uzaacak ve oplam asarruflar üzerinde poziif eki yaraacakken diğer arafan ise bağımlı nüfus oranını arırarak uzun dönemde oplam asarrufları negaif olarak ekileyecekir. Anahar Kelimeler: Yaşam Beklenisi, Beşeri Sermaye, Yuriçi Tasarruf Oranı, ARDL Sınır Tesi Jel Kod: E21, E23,D14 THE RELATIONSHIP BETWEEN LIFE EXPECTATION AND SAVINGS IN TURKEY: ARDL BOUND TEST APPROACH Absrac The increase in he lengh of life expecancy over he years has become he mos imporan measure of economic growh and developmen in he long run, as well as enabling people o live longer and healhier lives. In he sudy, he effec of he increase in life expecancy in Turkey for he period on he savings was examined in erms of shor and long erm wih he ARDL mehod. According o he findings, he increase in expecaion of life from one side will increase he probabiliy of reaching he reiremen period of middle age households, which prolongs o he working period of acive working populaion and have a posiive effec on oal savings, bu on he oher hand, while increasing he proporion of dependen populaion from he oher side and affec oal savings negaively in he long run. Keywords: Life Expecancy, Human Capial, Domesic Savings Rae, ARDL Bound Tes Jel Codes: E21, E23, D14 1. Giriş Günümüzde yaşam beklenisinin yükselilmesi en önemli oplumsal hedeflerden birisidir. Özellikle gelişmeke olan ülkeler gelişmiş ülkelere kıyasla yaşam beklenisinin arırılması hususunda daha fazla hassasiye gösermekedir(barro ve Sala-i-Marin, 2003) lardan günümüze kadar birçok gelişmeke olan ülkede yüksek doğum oranlarının yerine yaşam beklenisinin yükselilmesine yönelik aılan adımlar da bu durumu desekler nielikedir (Zhang ve Zhang, 2005: 45-66). Bu nedenle yaşam beklenisinin uzunluğunda yıllar içerisinde meydana gelen arış, insanların daha uzun ve sağlıklı bir ömür geçirmelerini sağlamanın yanı sıra, uzun dönemde ikisadi büyüme ve gelişmenin en önemli ölçüü haline gelmişir. * Araşırma Görevlisi, Marmara Üniversiesi, İkisa Fakülesi, İkisa Bölümü, hakan.kaya@marmara.edu.r ** Araşırma Görevlisi, Marmara Üniversiesi, İkisa Fakülesi, Maliye Bölümü, halil.kee@marmara.edu.r *** Araşırma Görevlisi, Marmara Üniversiesi, İkisa Fakülesi, Maliye Bölümü, sadik.aydin@marmara.edu.r 368

2 Yaşam beklenisindeki arış ile birlike ülkelerin, büyüme oranları, kişi başına düşen gelir düzeyleri ve eğiim nielikleri gözle görülebilir ölçüde yükselmişse de (Zhang ve Zhang, ), lieraürde bu hususa eorik ve ampirik açıdan am bir görüş birliği bulunmamakadır. Bu durum oralama yaşam süresinin kısa ve uzun dönemde oraya çıkan poziif ve negaif ekilerinden kaynaklanmakadır. Kısa dönemde yani üreim fakörlerinin ölçeğe göre sabi olduğu durumda ölüm oranlarındaki azalma, nüfusu arırarak sermaye-emek oranlarını düşürecek ve nihayeinde kişi başına gelir düzeyi azalacakır. Uzun dönemde ise, düşük ölüm oranları mevcu kaynakların verimliliğini arırarak (özellikle beşeri sermaye) kişi başına gelir ve ikisadi büyüme üzerinde poziif bir eki yaraacakır (Cervellai ve Sunde 2009). Yaşam süresinin uzaması, ebeveynlerin daha az çocuğa sahip olarak, çocuklarının eğiimine ve kendi eğiimlerine daha fazla yaırım yapabilecekleri mikar-kalie dengelemesini sağlayabilir. Bu durum, doğurganlık ve beşeri sermaye yaırımındaki davranışsal epkilerin, sermaye-emek oranları ve ürekenlikeki düşüşü elafi edebildiğini gösermekedir (Turan, 2009). Yaşam beklenisindeki arış beşeri sermaye yaırımlarını arırarak, ekonomik performans üzerinde poziif bir kakı yaraacakır. Bu yaklaşımın emeli, yaşam beklenisinde meydana gelecek bir arışın, akif işgücünün emekliliğe kadar olan çalışma süresini uzaarak, hem asarruf düzeyini arıracağı hem de beşeri sermaye yaırımlarının arırımı için gerekli kaynağı oluşuracağı görüşüdür (Yasuhi, 2012). Diğer arafan, ikisadi büyüme ve yaşam beklenisi arasındaki doğrusal ilişkiden harekele ikisadi büyüme, yaşam ve sağlık koşullarını iyileşirerek oralama yaşam süresini yükselecek, diğer arafan yaşam süresinin uzunluğunda meydana gelen arış ise ikisadi ekinliği arırarak büyüme ve gelir üzerinde poziif eki yaraacakır. Yaşam beklenisinin bu poziif ekisi ise yaşam boyu gelir hipoezi çerçevesinde analiz edilmekedir. Yaşam boyu gelir hipoezi çerçevesinde, bireylerin bugünkü ükeim harcamaları yalnızca cari gelirin bir fonksiyonu değildir. Tükeiciler borçlanarak da bugünkü gelirlerini ve ükeim harcamalarını arırabilirler; ancak geleceğe verilen önemin yüksek olduğu oplumlarda, bugün yapılan asarruf gelecekeki kullanılabilir gelir düzeyini arıracağından, bireyler üm ükeim-asarruf kararlarında yaşamayı umdukları ömür boyunca elde edecekleri gelir düzeyini veri olarak alırlar. Toplumun bugünkü ükeiminden vazgeçerek ne kadar asarruf eiği diğer bir deyişle geleceğe ne kadar önem verdiği, geleceke yaşlı nüfusun refahının ve gelecekeki büyüme-ükeim oranının belirleyicisi olacakır. Bu durum aynı zamanda ülkeler arası asarruf farklılıklarından kaynaklanan gelişmişlik düzeyini de oraya koymakadır (Bloom ve diğ.,2003). Çalışma, yaşam beklenisindeki arışın asarruflar üzerine ekisini kısa ve uzun dönem açısından ele almakadır. Bu bağlamda çalışmanın ilk bölümü eorik modelden oluşmakadır. Hemen ardından lieraür araması ve analiz yönemi olan ARDL modeli açıklanmışır. Son kısımda ise analiz sonucu elde edilen bulgular değerlendirilerek sonuç kısmına yer verilmişir. 2. Teorik Model Teorik model çerçevesinde ele alınan emsili hane halklarının ora yaş ve yaşlılık(emeklilik) olarak iki dönem yaşadığı kabul edilsin. Hane halkları, gençlik döneminde kullanılabilir gelirleri ancak ükeim harcamalarını karşılamaya yeeceği için borçlanırlar, yaşlılık döneminde ise kullanılabilir gelir düzeyini arırma imkânı olmayacağı için gençlik ve 369

3 yaşlılık döneminde emsili hane halkının asarruf eme ihimali düşükür. Bu nedenle hane halkları ora yaş döneminde, hem gençlik döneminden kalan borçlarından kurulmak hem de yaşlılık döneminde ükeimlerini düzleşirmek için daha fazla asarruf yapma eğilimindedir. Bu nedenle çalışmada ele alınan nesiller asarruf eyleminin gerçekleşiği ora yaş ve emeklilik dönemini kapsamakadır. İki dönem yaşadığı varsayılan emsili hane halkları, ilk dönemde çalışacak ve q kadarı emeklilik dönemine ulaşacakır. Geriye kalanlar ise (1-q) bu dönem sonunda ölecekir. Bu yaklaşıma göre q, hem emeklilik yaşına ulaşma olasılığını hem de doğumdan emekliliğe kadar beklenen yaşam süresini emsil emekedir. Hane halklarının geleceğe dair öngörüsü am değildir ancak üm oplum için oralama bir q değeri ahmin edebilmekedirler (Kinugasa ve Mason, 2004). Kesişen nesiller eorisine göre ükeicinin opimizasyon problemi, yaşam boyu faydasını maksimize emekir, buna göre ükeicinin yaşam boyu faydası 1 : 1 1 c c2 1 c1 c2 q maxu (, ) olacakır (I) Hane halkları gelirlerini ükeim ve asarruf arasında bölüşüreceklerinden büçe kısıı; c1 w H s1 ve c2 (1 r s1 q olacakır. q Hane halklarının yaşam boyu fayda kısıı oplamı ise w H c1 c2 1olacakır. 1 r Burada c1 ve c2 1 sırasıyla ora yaş ve emeklilik dönemindeki ükeim düzeylerini ifade emekedir r 1 erimi asarruflara uygulanan ve modelde dışsal olarak belirlenen faiz oranını gösermekedir. H iş gücünün verimliliğini arırmaya yönelik beşeri sermaye düzeyidir ve w ekin emek gücü başına ücreir. Dönemler arası indirgeme fakörü, 0 < < 1 arasında değer almaka ve >1, 1 ise zamanlar arası ikame ekisini gösermekedir Buna göre ora yaş(çalışan) ve emeklilik dönemi asarrufları için Lagrange fonksiyonunu yazarsak; r 1 c c q L q ( w H c c ) olacakır. c 1 ve c2 1ye göre ürev alır a eşilersek;. L( c1, c2) 1 L( c1, c2) 1 c1 0 c1 ; c2 (1 r c2 c1 c2 (1 r olacakır. Cinsinden c1 ve c2 1değerlerini yaşam boyu fayda kısıında yerine koyarsak; 1 1 Tükeicinin opimizasyon problemi için kurulan eorik modelde, Kinugasa ve Mason (2004);Zhang ve Zhang (2005) ve Cervellai ve Sunde (2009) nin modellerinden yararlanılmışır. 370

4 1 1 1 q (1 r olarak bulunur. 1 1 Değerini kullanarak c 1 ve c2 1ükeim değerleri w H aşağıdaki gibi hesaplanacakır; 1 (1 r w H (1 r w H c1 ve c 1 2 (II) 1 q (1 r q (1 r olacakır. c1 w H s1 ve c2 (1 r s1 q büçe kısıı denklemlerinden dönemler arası asarruf düzeyini hesaplarsak; Hw değerleri bir önceki neslin asarruflarının beşeri sermayeye akarılma düzeyi ile doğru oranılıdır. q Hw s1 Hw (III) q 1 (1 r ) s2 s1 1 H 1w 1 q 1 q H w (1 r olacakır. Burada asarrufların beşeri sermaye içindeki payıdır. Hesaplanan dönemler arası asarruf düzeyleri ile II nolu denklemdeki dönemler arası ükeim değerlerini birleşirdiğimizde; Yani; c1 w H s1 denkleminde c1 ve s 1 değerlerini yerlerine koyduğumuzda; 2 1 (1 1 2 q (1 r q r q bakığımızda; q 2 q ((1 r (IV) olarak bulunur. Tasarruf oranı yaşam beklenisi ilişkisine ( s, s ) (1 r ) >0 olacakır. Bu eşiliğe göre yaşam beklenisindeki arış, ora yaş dönemi asarruflarını arıracak ve nihayeinde asarruf düzeyi yükselecekir. Yaşam beklenisinin armasıyla birlike ora yaş dönemindeki hane halklarının emeklilik dönemine ulaşma olasılığı(q) aracak ve bir sonraki nesil açısından üzerine ekisi poziif olacakır. Modelde, asarruf düzeyi, kişinin cari geliri ve iş gücünü arıracak beşeri sermaye düzeyi ile doğru oranılıdır. İş gücünü arıracak beşeri sermaye soku düzeyi beşeri sermaye yaırımlarının bir fonksiyonu olarak anımlanırsa, H ( 1h ) N1 olacakır. Buna göre N1 ora yaş dönemindeki nüfusu yani akif çalışabilir nüfusur. 1ve dönemleri arasında ora yaş grubunda bulunan nüfusun büyüme oranı N1 N n 1ve yine aynı dönemde beşeri sermaye arış oranı ise H 1 H h 1 olarak anımlandığında, ora yaş ve emeklilik döneminde bulunan hane halklarının yaşam boyu geliri; w 1H N 1 1 w H N1 h n olacakır. H İfadesinin değeri yerine konulduğunda ise nihai yaşam boyu gelir w 1( 1h ) N1 1 w ( 1h ) N1 h n biçimine dönüşecekir. önceki h neslin asarrufa ayırdığı gelir düzeyini, 1 ise beşeri sermaye düzeyini gösermekedir. Buna göre, miras bırakmanın parasal olarak mümkün olmadığı, mirasın sadece bir sonraki neslin 371

5 eğiim harcamalarının finansmanı şeklinde gerçekleşiği durumda bir önceki neslin asarrufları, kişi başına gelir düzeyi, mevdua faiz oranı ve nihayeinde asarrufların beşeri sermayeye ayrılma oranı ile doğru, yaşam beklenisindeki arışın bağımlı nüfus oranını arırmasından dolayı, nüfus arış hızı ile ers oranılıdır. Ancak; bir önceki neslin yaşam beklenisindeki arışın uzun dönemde beşeri sermaye sokunu arırarak, nihayeinde iş gücünü arıracak eknoloji düzeyinin gelişmesi, dönemler arası asarruf ve gelir düzeyini yükselecekir. 3.Lieraür Taraması Bloom ve diğ. (2003), dönemleri arasında 68 ülke için yapıkları çalışmalarında, yaşam beklenisinde meydana gelecek 10 yıllık arışın, asarruf oranlarını %4,5 arıracağını ileri sürmekedirler. Çalışmaya göre ekonomik büyüme ve asarruf oranları arasındaki poziif ilişki çalışabilir nüfus oranı arığı akirde yani bağımlı nüfus oranının minimuma indiği durumda geçerli olacakır. Yazarlara göre, ülkeler bazında bireylerin asarruf davranışlarında en önemli ekiyi sağlık ve yaşam uzunluğu belirlemekedir. Sağlık ve yaşam uzunluğunda meydana gelecek gelişmeler çalışma süresini uzaarak ekonomik büyüme üzerine poziif kakı sağlayacakır. Bernard ve diğ. (2003), Fransa ekonomisinin makroekonomik değişkenlerini ele alarak kurdukları eorik modelde, yaşam beklenisindeki arışın asarrufları ancak hane halklarının zamanlar arası ükeimlerini düzleşirmeleri ve ihiyalı davranmaları durumunda poziif yönde ekileyeceğini, risken kaçınma oranı ve zaman ercihinin ise asarruf birikim rejimi açısından en önemli noka olduğunu vurgulamışlardır. Kinugasa ve Mason (2004), ulusal asarruf oranları, doğumda ömür beklenileri ve asarrufu ekileyebilecek diğer değişkenleri yıllarında 76 ülke ve yılları içinde 94 ülke için analiz emişler ve yaşam süresindeki arışın asarruflar üzerine poziif ekide bulunduğunu vurgulamışlardır. Elde eikleri güçlü ve uarlı bulgular neicesinde, yaşam beklenisindeki arışın ora yaş dönemi çalışma süresini uzaarak emeklilik dönemi asarruflarını arıracağını ileri sürmüşlerdir. Yazarlara göre, arihsel ve dinamik eki bakımından çalışma süresinde meydana gelen arış, hem birey hem de hane halkları açısından değerlendirildiğinde birçok ulusun zenginliğinin başlıca iici gücünü oluşurmakadır. Zhang ve Zhang (2005), dönemine ai verileri kullanarak yaşam beklenisinin doğum, asarruf, okullaşma ve ekonomik büyüme üzerine ekisini 76 ülke için panel veri analizi ile inceledikleri çalışmalarında, yaşam beklenisindeki arışın, okullaşma ve büyüme üzerinde olumlu, doğum oranı üzerinde ise olumsuz ekiye sahip olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Elde eikleri sonuçlara göre, gelişmeke olan ülkelerin bilhassa 1960 lı yıllardan günümüze birçok gelişmeke olan ülkede yüksek doğum oranlarının yerine yaşam beklenisinin yükselilmesine yönelik aılan adımların ikisadi büyümeyi poziif, doğum oranındaki arışların ise negaif yönünde ekileyeceği ileri sürülmüşür. Li ve diğ.(2006), yılları için 200 ülke için yaşam beklenisi, nüfus yaş yapısı ve nüfus bağımlılık oranının asarruflar üzerine ekisini panel veri analiziyle inceledikleri çalışmalarında, asarruf oranının yaş ya da yaşlı nüfus bağımlılığı derecesine göre ülkeler arasında farklılık göserdiği, kişi başına gelir düzeyi ve asarruf arasındaki ilişki ülkeler açısından karşılaşırıldığında ise, kişi başına düşen gelir arıkça bu gelirin asarrufan ziyade ükeime ayrıldığı, haa gelir düzeyindeki arış ve doğum oranları arasındaki doğrusal ilişki, asarrufların armasını engel olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Turan (2009), yaşam beklenisindeki değişimi eğiim ve işgücü arzı açısından analiz eiği çalışmasında, yaşam beklenisi, eğiim ve işgücü arzı arasında genel olarak poziif ilişkinin 372

6 varlığını oraya koymuşur dönemleri için 28 sahra alı Afrika ülkesinin incelendiği çalışmada Turan, yaşam beklenisindeki arışın doğum, eğiim ve işgücüne kaılım oranları yoluyla ekonomik büyüme düzeyini arırmasına rağmen ekisinin çok sınırlı kaldığını vurgulamakadır. Cervellai ve Sunde (2009), ve yıllarını kapsayan ve yaşam beklenisinin ekonomik büyüme üzerindeki nedensellik ilişkisini demografik dönüşüm üzerinden ele aldıkları çalışmalarında, bireylerin ek ek eğiim ve doğum(çocuk sahibi olma) kararlarının yaşamayı umdukları zamansal sürece dayandığını ve nihayeinde oplumun yaşam beklenisindeki değişimin demografik dönüşümü ekilediğini vurgulamışlardır. Çalışmada ulaşılan sonuçlara göre, yaşam beklenisini arırmaya yönelik çalışmalar, demografik dönüşümü hızlandıran en önemli araçır. Çalışmada, ilk geçiş ülkeleri olarak adlandırılan ve dönemini kapsayan dönemde, yaşam beklenisindeki arışın nüfus oranını arırdığı ancak bu ülkelerde eğiime 2000 li yıllara kadar fazla önem verilmemesinden dolayı beşeri sermaye birikiminin çok az mikarda arığı ve bu nedenle kişi başına gelir düzeyinin düşük olduğu; diğer arafan, sonraki geçiş ülkeleri olarak adlandırılan ülkelerde ise, yaşam beklenisindeki arışın düşük nüfus arışına, yüksek beşeri sermaye birikimine ve yüksek kişi başı gelir düzeyine sahip oldukları sonucuna ulaşılmışır. Nardi ve diğ. (2009), dönemlerine ai verilerle yaşam beklenisi asarruf ilişkisini, kişinin yaşamayı umduğu yaşam süresinin belirlediği sonucuna ulaşmışlardır. Çalışmaya göre, kişinin yaşam beklenisinin asarruflar üzerinde çok yüksek ekisi olduğu ileri sürülmekedir. Diğer arafan yaşlandıkça sağlık harcamalarının aracak olması ve bunun bilincinde olan bireyler ya da hane halklarının yaşam beklenisine göre ora yaş döneminde yani henüz çalışabilir dönemde asarruf düzeylerini arıracakları vurgulanmakadır. Yasuhi (2012), yaşam beklenisindeki arışın ekonomik büyüme ve gelişme üzerine poziif ekide bulunduğunu ileri sürmeke ve kurmuş olduğu eorik model çerçevesinde, yaşam beklenisi düzeyinin armasının, eğiim ve çalışma süresini uzaarak ekonomik büyüme için gerekli kaynak birikimini sağlayacağını vurgulamakadır. Yasuhi ye göre özellikle bir önceki neslin aran yaşam beklenisi ile birlike yüksek beşeri sermaye birikimine sahip olması, sonraki nesiller açısından zamanlar arası ikame ekisini güçlendirerek eğiim yaırımlarının arırılmasını sağlayacak ve nihayeinde yaşam beklenisi ve ekonomik büyüme arasındaki poziif ilişki kurulacakır. Liu ve Hu (2013), yılları arasında Çin in 31 bölgesi için panel daa analizi hanehalkı asarruf birikimini Keynesyen hipoez ve kesişen nesiller eorisi çerçevesinde ele aldıkları çalışmalarında, hanehalklarının geleceğe yönelik beklenilerinin asarruf düzeyi üzerinde ekili olduğunu vurgulamakadırlar. Çalışmaya göre, hanehalkları geleceke gelirlerinin aracağını bildiklerinde bu arışı asarruflar üzerine yansımamaka, aksine geleceğe yönelik bir belirsizlik söz konusu olduğunda ise ihiya amaçlı olarak asarrufa yönelmekedirler. Yaşam beklenisindeki arış ise, belirsizliğin süresini öeleyerek gelecekeki asarruf düzeyinin düşük kalmasına neden olmakadır. 4.Model ve Veri Sei Yaşam beklenisinin uzun ve kısa dönemde asarruflar üzerine ekisini ele alan çalışmada analize konu olan değişkenler, Toplam Tasarruf, Kişi Başına GSYİH düzeyi(kbgsyih), Bağımlı Nüfus Oranı(BAGNFS), Doğumda Yaşam Beklenisi(LIFED), 65 Yaş Üzeri Yaşam Beklenisi(LIFE65) ve mevdua faiz oranlarını yansıan MEVFAİZ olarak belirlenmişir. Ekonomerik analiz için aşağıdaki model oluşurulmuşur; 373

7 k s s bagn life65 lifed Mev. faizi KBGSYİH i1 Modelde, Toplam Tasarruf değişkeni, yuriçi asarrufların yıllık yüzde değişim değerini, KBGSYİH değişkeni yıllık değişim oranını, BAGNFS değişkeni, 15 yaş alı ve 65 yaş üzerini kapsayan, çalışma yaşında olmayan ya da çalışacak güçe bulunmayan ve ekonomide çalışan nüfus arafından geçimleri sağlanan nüfus oranını, LIFE65 değişkeni 65 yaş üzeri yaşam bekleni düzeyini, LIFED değişkeni doğumda yaşam beklenisini ve Mev.faizi hanehalklarının asarruflarına uygulanan faiz düzeyini ifade emekedir. Çalışmada kullanılan veriler yıllık olup Dünya Bankası, OECD ve IMF veri abanlarından alınmışır. Teorik çerçevede, KBGDP, LIFED65 ve Mev. Faiz değişkenlerinin esnekliklerini göseren 3, 5 ve 6 kasayılarının poziif, LIFED ve BAGNFS değişkenlerinin esneklik kasayılarını yansıan 2 ve 4 değerlerinin negaif değerli olması beklenmekedir. Çalışmada, yaşam beklenisindeki değişimin oplam asarruflar üzerine ekisi ARDL Sınır Tesi ile ahmin edilmiş, ardından kısa ve uzun dönem değişimleri analiz edilmişir. Çalışmada ampirik analiz için Eviews 9 pake programı kullanılmışır. 5. Ekonomerik Yönem ve Bulguların Değerlendirilmesi 5.1.Birim Kök Tesi Zaman serisi analizi yapabilmek için öncelikle serilerin durağan olması gerekir. Bir serinin durağanlığı oralamada ve varyansa durağan olması ile açıklanır. Oralaması ve varyansı ele alınan dönemde sabi sokasik bir süreçen oluşuyorsa bu serinin durağan olduğu söylenebilir. Durağan olmayan zaman serileri ile çalışılması halinde sahe regresyon problemi oraya çıkmaka ve bu sonuç değişkenler arasındaki gerçek ilişkiyi yansımamakadır (Gujarai, 2011: ). Çalışmada, serilere ai durağanlık esleri ADF(Augmened Dickey-Fuller) yönemi ve Philips-Perron(PP) yönemi ile analiz edilmişir. Birim kök sınamasında her iki esinde kullanılmasının nedeni elde edilen sonuçları karşılaşırma amaçlıdır. Durağanlık esleri için, kesmeli-rendsiz 2 model analizi yapılmışır. 1 i j j1 p y y y (Kesmeli-Trendsiz Model) PP esi için aşağıda kurulan modeller ise aşağıdaki gibidir. PP ve ADF birim kök esi için kurulan modeller incelendiğinde aralarındaki fark, PP modellerinde bağımlı değişkenin gecikmeli değerinin yer almamasıdır. y y 1 (Kesmeli-Trendsiz Model) Serilerin durağanlık analizleri için ADF ve PP birim kök esinde hipoezler şu şekilde kurulmakadır: H 0 : δ=0 Birim kök içermemekedir, seri durağandır. H 1 : δ 0 Birim kök içermekedir, seri durağan değildir. Tablo 1 de görüldüğü üzere, değişkenlere Augmened Dickey Fuller (ADF) ve Philips-Perron(PP) birim kök esleri ile durağanlık sınaması yapılmışır. ADF ve PP birim 2 Modelin Kesmeli Trendsiz olarak ele alınmasının nedeni, ARDL modeli uygulanacak değişkenlerin I(0) ya da I( düzeyinde durağan olmaları gerekliliği ve kesmeli rendli modelde Bağımlı Nüfus Oranını Yansıan BAGN serisinin I(2) düzeyinde durağan olmasıdır. 374

8 kök esleri uygulanan denklem kesmesiz-rendsiz olarak ele alınmışır. Zaman serilerinin durağanlık sınaması ablo 1 de verilmişir. Tablo 1: Serilerin Birim Kök Tesleri Philips Kriik Değer Perron Değişken ADF Birim Kök 1% 5% Tesi Toplam Tasarruf I( -5,23 I( -5,27-3,58-2,93 KBGSYİH I(0) -6,85 I(0) -8,63-3,58-2,93 BAGNFS I(0) -10,17 I(0) -5,69-3,58-2,93 LIFED I( -6,48 I( -6,45-3,58-2,93 LIFE65 I( -5,04 I( -5,00-3,58-2,93 MevFaiz I( -8,05 I( -7,81-3,58-2,93 Kriik Değerler %1 ve %5 anlamlılık düzeyinde Dickey Fuller Kriik değerlerini gösermekedir. Değerler kesmeli ve rensiz model için Dickey-Fuller ablo değeridir. Tablo 1 de yer alan ADF birim kök esi sonuçlarına göre, Kişi Başına GSYİH (KBGSYİH) ve Bağımlı Nüfus Oranı (BAGNFS) değişkenine ai seriler, düzey değerinde I(0) durağandır. Toplam Tasarruf Oranı, 65 Yaş Üzeri Yaşam Beklenisi(LIFE65), Doğumda Yaşam Beklenisi(LIFED) ve Mevdua Faizi değişkenlerinin birim kök sınamaları, bu değişkenlerin düzey değerlerinde durağan olmadıkları yani düzey değerlerinde birim kök yokur hipoezini içeren sıfır hipoezinin reddedildiği anlamını aşımakadır. ADF ve PP esleri sonucunda serilerin birinci farklarında I( durağan oldukları görülmekedir. Birim kök esi sonuçlarında göre seriler farklı dereceden durağandır. Hem kısa dönem hem de uzun dönem analizi yapmaya olanak sağlayan ARDL modeli I(0), I( ya da her ikisinin birleşimi şeklinde, farklı derecede eş büünleşik seriler için kullanılabilmekedir (Nkoro ve Uko, 2016: Bu sebeple çalışmada ARDL yöneminin kullanılmasının kısa ve uzun dönem ilişkilerinin yorumlanabilmesi açısından daha uygun olacağı düşünülmekedir. Kısa ve uzun dönem ilişkilerin es edilmesi için kullanılacak ARDL denklemi aşağıdaki gibidir: k m m s s bagn life65 lifed Mev. faizi KBGSYİH bagn life i 8 i i1 i0 i0 m m m lifed Mev. faiz KBGSYİH 9 i 10 i 11 i i0 i0 i0 Yukarıda göserilen ARDL modelinde, bağımlı ve bağımsız değişkenlerin gecikmelerinin farkları ( ) ve açıklayıcı değişkenlerin bir gecikmeli değerleri modele dahil edilmekedir. Böylece bağımlı ve bağımsız değişkenlerdeki her gecikmenin farkı kısa dönemde bağımlı değişkenin ne kadar ekilendiğini göserirken, her bir gecikmenin değerinin kasayılarının bağımlı değişkenin kasayısına oranı da uzun dönem dinamiklerini oraya koyacakır (Süslü ve Bekmez, 2010). Modeli ARDL yönemiyle analiz edebilmek için öncelikle AIC ve SIC bilgi krierlerinin en düşük değerlerini dikkae alarak uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekmekedir. Ancak uygun gecikme uzunluğu bulunurken, gecikme uzunluğunun yüksek değerli olarak belirlenmesi seriler arasındaki uzun dönem ilişkisinin açıklama gücünü zayıflaacakır. Çalışmada opimal gecikme uzunluğu 2 olarak espi edilmişir. 375

9 5.2.Eş Büünleşme Tesi ARDL yöneminde seride eşbüünleşme olmadığı durum için boş hipoez, eşbüünleşme olduğu durum için ise alernaif hipoez kurulup es edilmekedir. Bu hipoezlere göre; H ve H1 0 en az bir için olarak göserilmekedir. Kurulan hipoezde model öncelikle alernaif hipoez doğru kabul edilerek büün değişkenlerin kısısız yani I(0), diğer durumda ise kısılı yani I( olduğu kabul edilir. Eğer değişkenler arasında eş büünleşme varsa değişkenler seviye düzeylerinde regresyona abi uulabilir (Sevükekin ve Nargeleçekenler, 2010). Eşbüünleşmenin varlığını analiz edebilmek için modele sınır esi uygulanmalı ve bu es sonucunda elde edilen F isaisiği, al ve üs sınır ban değerleri açısından yorumlanmalıdır. Buna göre, F isaisik değeri, üs sınır değerinin üzerindeyse H 0 hipoezi reddedilirken, al sınır değerinin alındaysa H 0 hipoezi kabul edilir. Eğer sınır esi sonucu hesaplanan F isaisik değeri al ve üs değerler arasında bir değer alıyorsa, bu durumda eş büünleşmenin varlığı ile ilgili herhangi bir şey söylenemez. Eş büünleşmenin varlığı, F isaisik değerinin üs sınır değerinin üzerinde olmasına bağlıdır (Nkoro ve Uko, 2016). Tablo 2: Sınır Tesi ve Eşbüünleşme Sonuçları k F isaisik Al Sınır I(0) %1 Üs Sınır I( %1 5 16,02 3,41 4,68 Kriik değerler Bound Tes sonucu Eviews 9 pake programı arafından belirlenmişir. k değişken sayısını gösermekedir. Tablo 2 de görüldüğü üzere, hesaplanan F isaisik değeri 16,02 olarak bulunmuşur. Bu değer, kriik değer olan I( üs düzeyinden daha büyük olduğundan seride eş büünleşme olmadığına dair kurulan H 0 hipoezi reddedilerek seriler arasında %1 anlamlılık düzeyinde eşbüünleşme olduğu sonucuna ulaşılmışır. 5.3 ARDL Modeli Kısa ve Uzun Dönem Analizine İlişkin Ampirik Sonuçlar Değişkenler arasında eşbüünleşmenin varlığı espi edildiğinden, öncelikle değişkenlerin uzun dönem ahmini gerçekleşirilecekir. Modelin ARDL yönemi ile belirlenen genel ahmin sonuçları Tablo 3 de görülmekedir. Tablo 3: ARDL (1,0,2,1,1, Modeli Tahmin Sonuçları (Bağımlı Değişken: Toplam Tasarruf) Değişkenler Kasayı değeri p değeri Toplam Tasarruf( KBGSYİH MEVFAİZ MEVFAİZ( MEVFAİZ(-2) LIFE LIFE65( BAGNFS

10 BAGNFS( LIFED LIFED( SABİT(C) Tanısal İsaisiki Sonuçlar R 2 : Düzelilmiş R 2 : 0,986 F isaisiği : X 2 NORM : 6,580 DW isaisiği : X 2 whie : 3,199 X 2 BG :0.812 X 2 NORM, X 2 whie ve X 2 BG sırasıyla normallik, değişen varyans ve ookorelasyon sınaması değerleridir. Elde edilen isaisiki sonuçlar neicesinde modelde değişen varyans, ookorelasyon ve normallik açısından bir sorun olmadığı, kısa ve uzun dönem ilişkilerini belirlemek üzere ARDL modeli kurulabileceği belirlenmişir Uzun Dönem İlişkisi Çalışmada gecikme uygun gecikme uzunluğu AIC bilgi krierinin en küçük değerini dikkae alarak 2 olarak belirlenmişir. Değişkenler arasında kısa dönem ilişkisi analizini gerçekleşirmek için kullanılacak ARDL modeli şu şekilde oluşurulmuşur: k m m m m m s s bagn life65 lifed Mev. faiz KBGSYİH i 3 i 4 i 5 i 6 i i1 i0 i0 i0 i0 i0 Tablo 5: Uzun Dönem Sonuçları ARDL (1,0,2,1,1, (Bağımlı Değişken: Toplam Tasarruf) Değişkenler Kasayı değeri p değeri KBGSYİH MEVFAİZ * LIFE * BAGNFS ** LIFED ** SABİT(C) *%5, **%10 düzeyinde anlamlı olduğunu gösermekedir. Modelin uzun dönem ilişkilerine ve %5 anlamlılık düzeyine göre, mevdua faizinin ve 65 yaş üzeri yaşam beklenisinin oplam asarruflar üzerinde poziif ekide bulunduğu görülmekedir. Yaşam beklenisindeki arış akif çalışan nüfusun çalışma süresini arıracağından oplam asarruf düzeyi de aracakır. Buna karşılık, doğumda yaşam beklenisi ve bağımlı nüfus oranındaki arışın oplam asarruflar üzerine ekisi negaif olarak bulunmuşur. KBGSYİH değişkenin ise uzun dönemde oplam asarruflar üzerine ekisi negaif olarak bulunmuşur. Bu durum iki önemli sonucu oraya koymakadır. Bunlardan ilki; geleceğe verilen önemin düşük olduğu oplumlarda-ki eorik modelde geleceğe verilen önem olarak anımlanmışı ve >1, 1-gelir düzeyi ne kadar ararsa arsın oplam asarruflar üzerine ekisi sınırlı kalmakadır. Bir diğer neden ise modelde ihmal edilmiş olunan enflasyon oranı ve enflasyonis beklenilerdir. Buna göre, enflasyon oranının dalgalı olduğu ya da enflasyon sapmasının fazla olduğu ekonomilerde, geleceğe yönelik değişken bekleniler, hane 377

11 halklarının dönemler arası ükeim-asarruf kararlarını ekileyerek, asarruflar üzerinde beklenen ekinin gözlenememesine neden olmakadır Kısa Dönem İlişkisi Değişkenler arasında kısa dönem ilişkisi analizini gerçekleşirmek için haa düzelme modelinin olduğu ARDL modeli şu şekilde oluşurulmuşur: k m m m m m s s bagn life65 lifed Mev. faiz KBGSYİH ECT i 3 i 4 i 5 i 6 i 1 i1 i0 i0 i0 i0 i0 Tablo 4: Haa Düzelme Modeli Sonuçları ARDL (1,0,2,1,1, (Bağımlı Değişken DToplamTasarruf) Değişken Kasayı değeri p değeri D(KBGSYİH) D(MEVFAIZ) * D(MEVFAIZ(-) * D(LIFE65) * D(BAGN) D(LIFED) ECT( *%5 düzeyinde anlamlı olduğunu gösermekedir. Kısa dönem ilişkileri yansıan bulgular ablo 4 deki gibidir. Modelde kısa dönemde sadece mevdua faizi ve 65 yaş üzeri yaşam beklenisi değişkenleri isaisiksel olarak anlamlıdır. Yani kısa dönemde sadece mevdua faizi ve 65 yaş üzeri yaşam beklenisi oplam asarruf düzeyini poziif yönde ekilemekedir. Modelde haa düzelme kasayısı olarak bulunmuşur ve isaisiksel olarak %1 düzeyinde anlamlıdır. Narayan ve Smih (2005: ) e göre haa düzelme kasayısının -1 ve -2 arasında bir değer alması, sisemin dalgalanarak dengeye geldiğini oraya koymakadır. Modelin sonraki dönem için uyarlanma derecesini göseren bu kasayının negaif ve isaisiksel olarak anlamlı çıkması, uyarlama sürecinin hızlı gerçekleşiğini ve dalgalanmanın modeli dengeye geirirken doğrudan monoon olarak yakınsamak yerine her seferinde azalarak uzun dönemde dengeye geleceğini gösermekedir. Bu yaklaşıma göre kısa dönemde meydana gelecek herhangi bir şok ya da beklenmeyen ekinin uzun dönemde her yıl %1,46 oranında düzelilerek dengeye ulaşılacağı ifade edilebilir. 6. Sonuç Çalışmada, yılları arasında yaşam beklenisindeki arışın kısa ve uzun dönemde oplam asarruf düzeyi üzerine ekisi seriler, düzey ve birinci fark seviyelerinde durağan olduklarından dolayı ARDL sınır esi yönemiyle incelenmişir. Teorik çerçevede yüksek yaşam beklenisi, hane halklarının cari geliri ve iş gücünü arıracak beşeri sermaye düzeyi ile doğru oranılıdır. Beşeri sermaye düzeyi yüksek olan hane halkları daha fazla gelir elde edecekler ve yaşam beklenisindeki arış ile birlike emekliliğe kadar aran çalışma süreleri, geleceğe verilen önemin yüksek olduğu yani bir sonraki neslin refahı dikkae alındığı durumda asarruflar üzerinde poziif eki yaraacakır. Ancak; yaşam beklenisindeki değişmenin asarruflar üzerine ekisi kısa ve uzun dönem perspekifinden değerlendirildiğinde iki durum arasında farklı sonuçlar oraya çıkmakadır. Buna göre kısa dönemde yaşam beklenisindeki arış ya da ölüm oranlarında meydana gelecek bir azalma, nüfus oranını arırarak nüfus bağımlılık oranını yükseleceğinden asarruflar üzerindeki negaif eki yaraacakır. Uzun dönemde ise kesişen nesiller eorisi çerçevesinde yaşam beklenisinde 378

12 meydana gelecek arış, ora yaş dönemindeki hane halklarının emeklilik dönemine ulaşma olasılığını arırarak, ora yaş döneminde hem daha fazla çalışarak asarruf düzeylerini arırmalarını, hem de emeklilik dönemlerinde kullanmak üzere birikim yapmaları için kaynak yaramalarını sağlayacakır. Diğer arafan, bağımlı nüfus oranının oplam asarruflar üzerinde poziif ve anlamlı bir düzeyde eki göserebilmesi, uzun dönemde beşeri sermaye yaırımlarının arırılması sürecine bağlıdır. Buna göre, beşeri sermayeye yapılan yaırımların beraberinde eknolojik gelişmeyi arıracağı gerçeği, uzun dönemde ikisadi büyüme ve gelişmenin gerçekleşmesi yoluyla oplam asarruf düzeyini arıracakır. KAYNAKÇA Barro ve Sala-i-Marin (2003). Emprical Analysis of Cross Secion Counries, Economic Growh, McGraw-Hill, New York, 12.Bölüm Bernard P., Freias N. Ve Lavigne A.(2003). Increase in Life-Expecancy and Saving Behaviour, Economics Papers from Universiy Paris Dauphine, RePEc: dau:papers:3513 Bloom, Canning D. ve Graham (2003). Longeviy and Life-Cycle Savings, Scand. J. of Economics 105(3), Cervellai M. ve Sunde U. (2009). Life Expecancy and Economic Growh: The Role of he Demographic Transiion, IZA Discussion Paper No Gujarai D.(201,Temel Ekonomeri(Çev, Şenesen Ü. ve G:G Şenesen),İsanbul, Lieraür Yayıncılık, Kinugasa T. ve Mason A.(2004). Life Expecancy, Labor Force, and Saving. Universiy of Hawaii a Manoa; Honolulu, HI: Ph. D. Disseraion, Deparmen of Economics. Liu S. Ve Hu A. (2010). Household Saving İn China: The Keynesian Hypohesis, Life-Cycle Hypohesis, and Precauıonary Savıng Theory, The Developing Economies 51, no. 4 (December 2013): Li H.,Zhang J ve Zhang J.(2006). Effecs of Longeviy and Dependency Raes on Saving and Growh: Evidence From a Panel of Cross Counries, Journal of Developmen EconomicsVolume 84, Issue 1, Sepember 2007, pp Narayan ve Smyh (2005). Wha Deermines Migraion Fows From Low-Income o High Income Counries? An Empirical Invesigaion of Fiji-U.S. Migraion , Conemporary Economic Policy (ISSN ) Vol. 24, No. 2, April 2006, Advance Access publicaion December 1, 2005, doi: /cep/byj019 Nardi M.,French E., Jones B.(2009). Life Expecancy and Old Age Savings, American Economic Review: Papers & Proceedings 2009, 99:2,

13 Nkoro E. ve Uko K,A.(2016). Auoregressive Disribued Lag (ARDL) Coinegraion Technique: Applicaion and Inerpreaion, Journal of Saisical and Economeric Mehods, vol.5, no.4, pp Sevükekin M. ve Nargeleçekenler M. (2010). Ekonomerik Zaman Serileri Analizi Eviews Uygulamalı, 3.Basım, s Süslü ve Bekmez (2010). Türkiye de Zaman Tuarsızlığının ARDL Yönemi ile İncelenmesi, BDDK Bankacılık ve Finansal Piyasalar Cil:4, Sayı:2 Turan, B. (2009). Life Expecancy and Economic Developmen: Evidence from Micro Daa, Universiy of Houson Yasuhi D. (2012). Adul Longeviy and Growh Takeoff, Kobe Universiy, Discussion Papers, No.1218 Zhang J. ve Zhang J. (2005). The Effec of Life Expecancy on Feriliy, Saving, Schooling and Economic Growh: Theory and Evidence, Scand. J. of Economics 107(, p