Sosyal Harcamalar ve İktisadi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinamik Analiz

Transkript

1 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz İbrhim ARISOY * İlter ÜNLÜKAPLAN ** Zuhl ERGEN *** Özet İçsel büyüme litertüründe sosyl hrcmlrın düzeyi ile iktisdi büyüme rsındki ilişkiyi inceleyen uygulmlı çlışmlr frklı sonuçlr işret etmektedir. Sosyl hrcmlrın bileşenlerinden oln eğitim ve sğlık hrcmlrının iktisdi büyümeye oln olumlu ktkılrı genel kbul gören görüştür. Anck sosyl korum hrcmlrının iktisdi büyümeye yönelik etkisini rştırn çlışmlr frklı sonuçlr vermiştir. Bu çlışmnın mcı Türkiye ekonomisinde dönemi için sosyl hrcm düzeyinin ve bu hrcmlrın bileşenlerinin iktisdi büyüme ile oln dinmik etkileşimlerini test etmektir. Anliz sonuçlrı gerek sosyl hrcmlrın gerekse de bu hrcmlrın lt bileşenleri oln eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrının iktisdi büyüme üzerindeki olumlu etkisini vurgulmktdır. Anhtr Kelimeler: Sosyl Hrcmlr, Eğitim Hrcmlrı, Sğlık Hrcmlrı, Sosyl Korum Hrcmlrı, İktisdi Büyüme The Reltionship Between Socil Expenditures nd Economic Growth: A Dynmic Anlysis Intended for Period of the Turkish Economy Abstrct In endogenous growth models different empiricl studies which nlyze the reltionship between socil expenditures nd economic growth indicte different results. The widely ccepted view is the positive effect of helth nd eduction * Çukurov Üniversitesi, İİBF, İktist Bölümü, irisoy@cu.edu.tr ** Dr., Çukurov Üniversitesi, İİBF, Mliye Bölümü, ikpln@cu.edu.tr *** Yrd.Doç.Dr., Çukurov Üniversitesi, İİBF, Mliye Bölümü, ezuhl@cu.edu.tr 398 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

2 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN expenditures, s the components of socil expenditures, on the economic growth. Nevertheless, the results of studies nlyze the reltionship between socil protection expenditures nd economic growth yield mixed results. The object of this study is to test the dynmic interctions mong socil expenditures s well s the components of these expenditures nd economic growth in Turkish economy for period. The results of the nlysis ccentute the positive effect of socil expenditures s well s the components of socil expenditures e.g., eduction, helth nd socil protection expenditures. Key Words: Socil Expenditures, Eduction Expenditures, Helth Expenditures, Socil Protection Expenditures, Economic Growth JEL Clssifiction Codes: H51, H52, H53 Giriş 1990 lı yıllr kdr iktisdi büyüme litertürü, büyümeyi dışsl teknolojik ilerleme ile modellemeye odklnmıştır. Teknolojik ilerlemenin dışsl olmsı sistemin dışınd belirlenmesi ve hükümet politiksındn etkilenmemesi nlmınd kullnılmktdır. Dışsl büyüme modeli olrk d nıln geleneksel Neoklsik büyüme modeli, hükümet politiklrının ekonominin çıktı düzeyi üzerinde etkili olbileceğini nck büyüme ornı üzerinde etkili olmycğını öngörmüştür. Bu öngörünün ltınd ytn neden Solow (1970) un d vurguldığı gibi Neoklsik modelin ekonominin büyümesini sdece sermye ve işgücündeki rtış bğlmsıdır. Bu modellerde hükümet politiksı, beşeri sermye gibi fiziksel olmyn değişkenler ekonominin büyüme ornı üzerinde etkiye ship değildir. Teknolojik ilerleme ve ekonominin büyüme ornı bu bğlmd dışsl olrk kbul edilmektedir. Bu modellerde kmu hrcmlrının etkisi sınırlı olrk kbul edilmiş, kmu hrcmlrındki değişikliklerin ekonominin büyüme ornı üzerinde değişikliğe neden olmycğı kbul edilmiştir. Neoklsik büyüme modeline göre kmu hrcmlrındki değişiklik sdece düzey etkisi yrtır. Bu bğlmd, Neoklsik büyüme modellerinde gerek hrcmlrın bir bütün olrk gerekse de kmu hrcmlrı kompozisyonunun sdece düzey etkisi yrtmsı nedeniyle diğer iktist politiksı rçlrı gibi kmu hrcmlrının d ekonominin büyüme ornı üzerindeki etkili olmdığındn bhsetmek mümkündür. İçsel büyüme modelleri, iktisdi büyümenin dışsl teknolojik gelişmeden ziyde içsel olrk belirlenmesini öngörür. İktisdi büyümenin içsel olrk belirlenmesi, kmu hrcmlrının d dhil olduğu hükümet politiklrının iktisdi büyüme üzerinde etkili olmsı nlmın gelmektedir. Bu modellerde kmu hrcmlrının miktrı kdr kmu hrcmlrının kompozisyonu d büyüme üzerinde önemli etkilere shiptir. İçsel büyüme litertüründe kmu hrcmlrı kompozisyonunun büyüme üzerindeki etkilerinin içerildiği kurmsl ve mpirik düzeydeki çlışmlrd kmu hrcmlrı etkilerine göre frklı şekilde sınıflndırılmıştır. Söz konusu sınıflndırmnın bileşenlerinden biri oln sosyl hrcmlrın iktisdi büyüme üzerindeki etkilerinin rştırılmsın yönelik çlışmlrd türdeş bir ypı yoktur. 1 Bu çlışmlrın bir kısmı bu hrcmlrın bir bütün olrk iktisdi 1 Bu çlışm boyunc ksi belirtilmediği sürece sosyl hrcmlr, eğitim hrcmlrı, sğlık hrcmlrı ve sosyl korum hrcmlrı devletçe gerçekleştirilmiş nlmınd kullnılmkt olup, özel sektör hrcmlrı kpsm dışı bırkılmıştır. Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

3 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz büyümeyi etkilediğini, diğer kısmı etkilemediğini, bu kpsmdki bir kısım çlışmlr d sosyl hrcmlrın frklı bileşenlerinin iktisdi büyüme üzerinde frklı etkiler yrttığını öngörmüştür. Sosyl hrcmlrın düzeyi kdr bu hrcmlrın bileşimi de büyük önem tşımktdır. OECD Sosyl Hrcmlr Veritbnının tnımın göre sosyl hrcmlr emeklilik ödemeleri, çlışn nüfus ypıln gelir desteği, sğlık hrcmlrı ve sğlık dışındki diğer tüm sosyl hizmetler in toplnmsıyl elde edilir. TÜİK in tnımı itibrıyl ise sosyl hrcmlr eğitim, sğlık (eğitim ve sğlık hrcmlrı, konsolide ve ktm bütçeli, 2006 yılındn itibren merkezi yönetim kpsmındki kuruluşlr, bütçe dışı fonlr, KİT ler, sosyl güvenlik kuruluşlrı, döner sermyeler ve mhlli idrelerin hrcmlrını kpsmktdır) ve sosyl korum (emekli ylıklrı ve diğer hrcmlr, sosyl yrdım ve primsiz ödemeler ve doğrudn gelir desteği ödemeleri) hrcmlrı ndn oluşur yıllrı rsınd OECD İsttistiklerine göre, (OECD, 2009c) sosyl hrcmlrın GSYİH içindeki pyının 30 ülke ortlmsının %18,8 den %24,4 e yükseldiği gözlemlenmektedir. Yine OECD tnımın göre Türkiye de sosyl hrcmlr yıllrı rsınd GSYİH yüzdesi olrk %3,4 ten %11 e yükselmiştir. Anck TÜİK tnımın göre bkıldığınd ilgili dönemde sosyl hrcmlr GSYİH nin %6 sındn %17,59 un yükselmiştir. Bu isttistiklerin orty koyduğu gerçek, gerek sosyl hrcmlrın bir bütün olrk düzeyinin gerekse de bu hrcmlrın bileşenlerinin OECD ortlmsının oldukç ltınd seyrettiğidir. Bu çlışmnın mcı içsel büyüme modellerinin kurmsl öngörülerinden hreketle Türkiye ekonomisi için sosyl hrcmlr ve büyüme rsındki ilişkinin test edilmesidir. Çlışmnın ikinci bölümünde ilk olrk Türkiye ekonomisinde yıllrı rsınd sosyl hrcmlrın miktr ve bileşiminin gelişimi incelenecektir. Dh sonr, OECD Sosyl Hrcm İsttistiklerinden (SOCX) hreketle, Türkiye ekonomisinin sosyl hrcm isttistikleri çısındn OECD ülkelerindeki yerinin rştırılmsı mcıyl kümeleme nlizi gerçekleştirilecektir. Dh sonr sosyl hrcmlr ve sosyl hrcmlrın kompozisyonu ile büyüme rsındki ilişkinin tespitine ilişkin ypılmış bşlıc mpirik çlışmlr incelenecektir. Dördüncü bölümde çlışmd uygulnck oln ekonometrik yöntem ve kullnılck oln veri seti çıklncktır. Anlizimizde, sınmlrımız üç şmd ypılcktır. Birinci şmd kullnıln serilerin bütünleşme dereceleri birim kök testleriyle belirlenecektir. Seriler birinci dereceden bütünleşik olduğu tkdirde, ikinci şm olrk seriler rsınd eşbütünleşme olup olmdığı Johnsen yöntemi ile test edilecektir. Son olrk, seriler rsındki dinmik ilişkiler, thmin edilen Vektör Ht Düzeltme (VEC) modeline dylı değişim kynğının yrıştırılmsı ve etki-tepki fonksiyonlrıyl nliz edilecektir. Son bölümde elde edilen sonuçlr değerlendirilecektir. 1. Türkiye Ekonomisinde Sosyl Hrcmlr ve Bileşenlerinin Gelişimi Anlizimize konu oln döneminde sosyl hrcmlrın GSYİH içindeki pyı Yılmz (2005) ın hesplmlrın göre %2,93 ten %17,59 yükselmiştir. Şekil 1 de görselleştirilmiş oln sosyl hrcmlrın GSMH içindeki pyı, ilgili dönemde, siysi ve iktisdi etmenlerin etkisinden kynklnn kısmi düşüşler ols bile yükselme eğilimindedir. 400 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

4 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN Kynk: Yılmz (2005) ın hespldığı serilerden yrrlnılrk hzırlnmıştır. Şekil 1: Türkiye Ekonomisinde Sosyl Hrcmlrın GSMH İçindeki Pyı ( ) Sosyl hrcmlrdki bu rtışın nedenini rştırmk için ilgili dönem itibrıyl sosyl hrcmlrın bileşenlerinin de gelişiminin incelenmesini gerektirmektedir. Şekil 2, döneminde sosyl hrcmlrın bileşenleri oln sosyl korum, sğlık ve eğitim hrcmlrının gelişimini vermektedir. Kynk: Yılmz (2005) ın hespldığı serilerden yrrlnılrk hzırlnmıştır. Şekil 2: Türkiye Ekonomisinde Sosyl Hrcmlrın Kompozisyonu Cri,TL ( ) Şekil 2, döneminde, sosyl korum hrcmlrının, sınırlı d ols, rtm eğiliminde olduğunu göstermektedir. Bun krşın sğlık hrcmlrı nispeten istikrrlı bir seyir izlemekte, eğitim hrcmlrınd ise düşük miktrd d ols bir düşüş gözlemlenmektedir. Bu isttistikler, Türkiye de sosyl hrcmlrdki rtışın kynğının büyük ölçüde sosyl korum hrcmlrı olduğunu göstermektedir Türkiye ve OECD Ülkelerinin Sosyl Hrcmlr Açısındn Krşılştırılmsı OECD Sosyl Hrcm İsttistiklerinin (SOCX) tnımın göre sosyl hrcmlr emeklilik ödemeleri, çlışn nüfus ypıln gelir desteği, sğlık hrcmlrı ve sğlık dışındki diğer tüm sosyl hizmetler in toplnmsıyl elde edilmektedir. Tblo 1, OECD nin yukrıdki tnımın göre hesplnn sosyl hrcmlrın yıllrı itibrıyl GSYİH içindeki pyını göstermektedir. Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

5 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz Tblo 1: OECD Ülkelerinde Sosyl Hrcmlrın GSYİH İçindeki Pyı ( ) Kynk: OECD, Socil Expenditure Dtbse ( 402 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

6 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN Tblo 1, OECD ülkelerinin neredeyse tümünde, 1980 ve 2005 yıllrı rsınd sosyl hrcmlrın GSYİH içindeki pyının yükseldiğini göstermektedir yıllrı rsınd 30 OECD ülkesi ortlmsının %18,8 den %24,4 e, 23 OECD ülkesi ortlmsının %19,8 den %24,4 e, EU-15 ülkeleri için de %22,7 den %28,8 e yükseldiği görülmektedir. Anck sosyl hrcmlr dikkte lındığınd ülkeler rsınd çok ciddi frklılıklr d göze çrpmktdır. Kore, Meksik ve Türkiye de sosyl hrcmlrın GSYİH içindeki pyı oldukç düşükken, Avustury, Belçik, Finlndiy, Dnimrk, Almny, Lüksemburg, Frns ve İsveç te yüksek olduğu görülmektedir. Dh önce de üzerinde durulduğu gibi OECD nin sosyl hrcm tnımı ile TÜİK in tnımı frklılık rz etmektedir. TÜİK in tnımınd sosyl hrcmlrın eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrındn oluşmsı trfımızdn gerçekleştirilmesi gereken bir uyumlştırmyı gerekli kılmktdır. Bun göre, OECD ülkelerinde TÜİK in tnımı temel lınmış, eğitim, sğlık ve sosyl korum verileri Tblo 2 de sunulmuştur. Tblo 2: OECD Ülkelerinde Sosyl Hrcmlrın Kompozisyonu (GSYİH İçindeki Py / Ortlmsı) Kynk: OECD, 2009; OECD, 2009b; OECD, 2009c den yrrlnılrk yzrlr trfındn hesplnmıştır. Tblo 2, OECD ülkelerinde kmunun eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrının GSYİH içindeki pyını, yıllrı ortlmsı lınmış olrk vermektedir. İlgili veriler, sosyl korum hrcmlrının nispi pyının eğitim ve Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

7 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz sğlık hrcmlrındn yüksek olduğunu göstermektedir. Eğitim hrcmlrının GSYİH içindeki pyının en düşük olduğu ülkeler Türkiye ve Yunnistn olmuştur. Sğlık hrcmlrı çısındn bkıldığınd d en düşük py ship ülkeler Türkiye, Meksik ve Kore dir. Son olrk yine Türkiye, Meksik ve Kore, sosyl korum hrcmlrının en düşük olduğu üç ülke olrk krşımız çıkmktdır. Beklenildiği şekilde, eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrının yüksek olduğu ülkeler, sosyl hrcmlrın GSYİH içindeki pyının yüksek olduğu ülkelere krşılık gelmektedir. Kümeleme nlizinin temel mcı frklı gözlem y d birimlerden oluşn veri setlerini, söz konusu bu gözlem y d birimlerin temel özelliklerine göre gruplndırmktır (Shrm, 1996; Hir vd., 1998). Anlizde, kümeleme yöntemi olrk minimum vryns yöntemi olrk d bilinen Wrd (1963) yöntemi, uzklık ölçüsü olrk d kreli öklid uzklığı benimsenmiştir. Şekil 3, Tblo 1 ve Tblo 2 de de belirtilmiş oln OECD ülkelerinde kmunun eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrının GSYİH içindeki pyı ( ortlmlrı) ve yine kmunun bir bütün olrk OECD tnımlı sosyl hrcmlrının GSYİH içindeki pyı ( ortlmlrı) olmk üzere toplm dört değişkenden ve OECD üyesi ülkeleri temsil eden 30 gözlemden hreketle yürütülmüş hiyerrşik (şmlı) kümeleme nlizi sonuçlrını dendrogrm rcılığıyl görselleştirmektedir. Şekil 3: Hiyerrşik (Aşmlı) Kümeleme Anlizi Sonuçlrı Şekil 3 te gösterilmiş oln dendrogrmd, kümeleme nlizi sonucund sosyl hrcmlrın hem düzey hem de bileşenlerine göre OECD ülkelerinin sınıflndırılmsı gerçekleştirilmiştir. Dendrogrmd ilk dikkt çekmiş oln nokt kümelemenin ilk şmsınd Kore, Meksik ve Türkiye nin diğer 27 ülkeden yrılrk bir grup oluşturmsı, dh sonrki şmd d Türkiye nin Kore ve Meksik dn yrılrk yrı bir ülke hline gelmiş olmsıdır. Bu durumun ltınd ytn neden, bu üç ülkenin sosyl hrcmlrının GSYİH içindeki pyının en düşük olduğu ülkeler olmsıdır. Eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrı çısındn bkıldığınd d bu üç ülkenin hrcmlrı, OECD ülkelerinin oldukç ltınd gerçekleşmiştir. Türkiye nin Kore ve Meksik nın dhil olduğu grupt yer lmmsı ise sosyl hrcmlrın düzeyi, sğlık ve sosyl korum hrcmlrının söz konusu 404 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

8 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN iki ülkeden dh yüksek olmsıdır. Bu grubu, sosyl hrcmlrın en düşük olduğu ülkeler olrk tnımlmk mümkündür. Hiyerrşik kümeleme nlizinin sonrki şmsınd geri kln ülkeler iki grub yrılmıştır: Sğ trft yer ln grupt; Avustury, Belçik, Dnimrk, Frns ve İsveç yer lmktdır. Bu ülkeler sosyl hrcmlrın en yüksek düzeyde gerçekleştiği ülkelerdir. Bu ülkelerde sosyl hrcmlrın bileşenleri çısındn ypılck bir incelemede de rsı gözlemlenen değerlerin OECD ortlmsının oldukç üstünde olduğu görülmektedir. Kümeleme nlizinin sonrki şmsınd henüz gruplnmmış 22 ülke iki yrı grub yrılmıştır. İlk grupt (dendrogrmın sol trfı), Avustrly, İrlnd, İsviçre, İngiltere, Knd, Amerik Birleşik Devletleri, İzlnd, Hollnd, Yeni Zelnd ve Norveç olmk üzere 10 ülke yer lmktdır. Diğer grupt ise Çek Cumhuriyeti, İspny, Slovky, Yunnistn, Jpony, Almny, İtly, Lüksemburg, Portekiz, Finlndiy, Mcristn ve Polony olmk üzere 12 ülke bulunmktdır. Dikkt edilmesi gereken nokt, bu iki grupl ilgili dh önce ypıldığı gibi keskin bir yrım gidilememesidir. Zir, ilk grupt yer ln 10 ülkeden üçü (Hollnd, Yeni Zelnd ve Norveç) hriç tümünde sosyl hrcmlrın GSYİH içindeki pyı OECD ortlmsının ltınddır. Bu üç ülkenin ilk grupt yni nispeten dh z sosyl hrcmlrın söz konusu olduğu grupt olmsının nedeni, sosyl hrcm düzeyleri ve diğer sosyl hrcm bileşenlerinin OECD ortlmsı üzerinde olmsın rğmen, sosyl korum hrcmlrının bu üç ülkede OECD ortlmsının ltınd seyretmesidir. İkinci grupt yni sosyl hrcmlrın ikinci en yüksek olduğu grupt yer ln 12 ülkeden yine üçü (Portekiz, Jpony ve Yunnistn) hriç tümünde sosyl hrcmlrın GSYİH içindeki pyı OECD ortlmsının üstündedir. Bu üç ülkede sosyl hrcmlrın GSYİH içerisindeki pyının OECD ortlmsının ltınd olmsın rğmen yüksek hrcmlrın söz konusu olduğu grupt olmlrının nedeni Portekiz in sğlık, eğitim ve sosyl korum hrcmlrının, Jpony nın sğlık ve sosyl korum hrcmlrının, Yunnistn ın ise sosyl korum hrcmlrının OECD ortlmsının üstünde olmsıdır. 2. Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme: Kurm ve Ampirik Çlışmlr Vn Zon ve Muysken (1997), içsel büyüme perspektifinden hreketle hükümet kynklrının iki şekilde hrcnbileceğini öngörmüştür: Kynklr, büyümeyi destekleyen kullnımlr y d büyüme yrtn kullnımlr thsis edilebilir. Bun göre sğlık hrcmlrı birinci grupt yer lırken, eğitim hrcmlrı ikinci grupt yer lır. Bu bğlmd yzrlr, bireylerin sğlıklı olmsının iktisdi büyümede bir ön koşul olduğunu vurgulmış ve sğlık hrcmlrının teşvik edilmesini önermiş, sğlık hrcmlrındki rtışın sğlık durumund iyileşmeler nedeniyle, sğlık hrcmlrındki zlışın ise bilgi üreten eğitim sektörüne yönelecek kynklrı rttırrk, iktisdi büyümeyi rttırcğını öngörmüştür. Beşeri sermyenin bir şekli olrk eğitim hrcmlrının iktisdi büyüme üzerindeki etkileri birçok çlışm çerçevesinde incelenmiştir (Romer, 1986 ve 1990, Mushkin, 1962). Diğer beşeri sermye bileşeni oln sğlık hrcmlrının d iktisdi büyüme üzerindeki etkileri frklı çlışmlr kpsmınd incelenmiş ve sğlık hrcmlrının bu kpsmdki olumlu etkilerinden bhsedilmiştir (Myer vd., 2001; Knowles ve Owen, 1995 ve 1997). Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

9 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz Yukrıd bhsedilmiş çlışmlr ek olrk Li ve Hung (2009), Mnkiw vd. (1992) nin modelini genişletmiş, Çin ekonomisi çısındn sğlık ve eğitim hrcmlrının iktisdi büyüme üzerinde olumlu etkilerini dönemlerini kpsyck şekilde şehirsel verilerden hreketli bir pnel veri nlizi vsıtsıyl incelemiştir. Devrjn vd. (1996), kmu hrcmsı kompozisyonu ile iktisdi büyüme rsındki ilişkileri rştırdıklrı çlışmd 43 gelişmekte oln ülkenin 20 yıllık verilerini temel ldıklr pnel veri nlizi çerçevesinde, verimli hrcmlr kpsmınd oln sğlık ve eğitim hrcmlrının iktisdi büyüme ile negtif y d nlmsız ilişki içerisinde olduğunu vurgulmıştır. Bldcci vd. (2004), yıllrını kpsyn dönemde 120 gelişmekte oln ülke için yürüttükleri pnel veri nlizinde eğitim ve sğlık hrcmlrının eğitim birikimine ve sğlık sermyesine doğrudn olumlu etkide bulunrk, yüksek iktisdi büyümeyi sğlycğını öngörmüştür. Greiner vd. (2005) nin, Uzw (1965) ve Lucs (1988) modelini Uzw Lucs Modeli olrk d bilinen bu model, Solow (1956) un modeline benzemekle birlikte toplm çıktının hem fiziksel hem de beşeri sermyeye bğlnmsı çısındn frklılık gösterir. Diğer yndn tsrruf ornı Solow modelinde olduğu gibi dışsl olmyıp tercih ve teknoloji prmetreleri trfındn içsel olrk belirlenmektedir. Modelde temsili tüketici, tüketimden kynklnn indirgenmiş fyd kımını mksimize etmek ister) temel ldıklrı çlışmlrınd Uzw-Lucs modelini Amerik Birleşik Devletleri ve Almny ekonomileri için çeyrek yıllık verilerle thmin etmişlerdir. Greiner vd. (2005), Uzw Lucs modelinde beşeri sermyenin büyüme hızının beşeri sermyenin düzeyiyle ters yönlü ilişkide olduğunu vurgulmk (iktisdi büyümenin ileri düzeylerinde meydn gelecek oln eğitimin getirisinde zln getiri) ve dışsl zmn trendinin beşeri sermye ile negtif korelsyon hlinde olduğunu vurgulmk suretiyle genişletmiş ve Amerik Birleşik Devletleri için 1962 nin ilk çeyreği ile 1996 nın son çeyreğini, Almny için 1962 nin ilk ve 1996 nın son çeyreğini kpsyn dönemde ilgili modeli thmin etmişlerdir. Zmn serisi nlizi sonuçlrı, Uzw Lucs modelinin kurmsl öngörülerini doğrulyck şekilde eğitim ve beşeri sermyenin iktisdi büyüme üzerindeki önemli etkilerini vurgulmktdır. Sosyl korum hrcmlrının iktisdi büyümeye etkilerine yönelik iki frklı görüş söz konusudur (Arjon vd, 2002:9-10): Bunlrdn ilki, sosyl korumnın bireyleri çlışmy sevketmeyeceğini ve bu nedenle ekonomideki işgücü rzının, çıktı düzeyinin ve belirli koşullr ltınd sermye ytırımlrının ve iktisdi büyümenin düşeceğini öngörür. Sosyl sunum bireylerin tsrruf eğilimini zltırs, kmu tsrruflrı ynı miktrd rtmdığı sürece, tekrr ytırım ypmk için gereken sermye miktrı düşecektir. Ayrıc, sosyl korumnın finnse edilmesi mcıyl gerekli oln vergiler, inovsyonun getirisini düşürecektir. Diğer görüş ise, sosyl korum hrcmlrının iktisdi büyüme üzerinde olumlu etki ypcğını öngörür. Bun göre bireyler hstlık ve işsizlik risklerine krşı sigortlnmış olcğındn iktisdi dvrnışlrınd dh fzl risk lcklrdır. Bir projenin riskliliği ile beklenen getirisi rsınd ynı yönde ilişki olduğu kbul edildiğinde, sosyl korum hrcmlrının büyüme üzerinde olumlu etki yrtcğını söylemek mümkündür (Ahmd vd., 1991). İlk grupt yer ln çlışmlr rsınd Gwrtney vd. (1998), Hnnson ve Henrekson (1994), Atkinson (1995 ve 1996), Fic ve Ghte (2005) ikinci grupt yer ln çlışmlr rsınd Cshin (1994), Korpi (1985), McCllum ve Blis (1987) syılbilir. Sosyl korum hrcmlrının büyüme 406 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

10 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN üzerindeki etkisini rştırn bzı çlışmlrd yukrıdki gibi net sonuçlr ulşılmmıştır. Herce vd. (2001), Avrup Birliğinde sosyl korum hrcmlrı ve GSYİH nin büyümesi rsındki nedenselliği rştırdıklrı çlışmlrınd Belçik, Almny, İrlnd, Lüksemburg, Hollnd, Portekiz ve İspny d nedenselliğin sosyl korum hrcmlrındn GSYİH büyümesine doğru olduğunu, Dnimrk, Frns, Yunnistn, İtly ve İngiltere de ise sosyl korum hrcmlrı ile GSYİH büyümesi rsınd bir nedensellik bulunmdığını vurgulmıştır. Aynı yzrlrın önceki çlışmlrınd ise (Herce vd., 2000) pnel veri nlizleri toplm sosyl korum hrcmlrının iktisdi büyüme üzerindeki pozitif etkisine işret ederken, sosyl korum hrcmlrı bileşenlerinin frklı etkileri orty çıkmktdır. Bun göre sğlık hrcmlrı, yşlılr ypıln trnsferler ve ile progrmlrı iktisdi büyümeye nlmlı ve olumlu etkide bulunurken, istihdm ve konut progrmlrı çısındn bu tür etkiler görülmemiştir. Kelly (1997) trfındn dönemini kpsyn ve 73 ülke için yürütülen nlizde, sosyl hrcmlrın büyümeye yönelik olumlu etkileri gözlemlenmiştir. Yzr göre bu olumlu etkilerin kynğı, sosyl hrcmlrın refh rtışı sğlyıcı verimliliği iyileştirici özellikleridir. Lee ve Chng (2006), 25 OECD ülkesi için dönemi itibrıyl sosyl korum hrcmlrı kpsmınd oln sosyl güvenlik hrcmlrı ile iktisdi büyüme rsındki ilişkileri pnel veri birim kök testleri ve pnel eşbütünleşme testleri çerçevesinde incelemiş ve OECD ülkelerinde sosyl güvenlik hrcmlrının iktisdi büyümeyi tsrruflr ve beşeri sermye birikimi vsıtsıyl etkilediği konusund sonuçlr elde etmiştir. Türkiye ekonomisi çısındn sosyl hrcmlrın iktisdi büyüme üzerindeki etkilerinin rştırıldığı çlışmlrd frklı sonuçlr ulşılmıştır. Kr ve Tbn (2003), dönemi için Türkiye ekonomisinde frklı kmu hrcmsı bileşenlerinin iktisdi büyüme üzerindeki etkilerini incelemiş, eğitim ve sğlık hrcmlrının iktisdi büyüme üzerinde olumsuz etki yrttığı sonucun vrmıştır. Arısoy (2005), Türkiye ekonomisi için yıllrını kpsyn dönem için gerçekleştirdiği nlizinde kmu hrcmlrı bileşenleri ile iktisdi büyüme rsındki ilişkileri nliz etmiş ve kmu hrcmlrı bileşenlerinin iktisdi büyümede önemli bir rol oynmdığı sonucun vrmıştır. Bkış vd. (2008) nin Türkiye ekonomisi için kmu hrcmsı kompozisyonunun iktisdi büyüme üzerindeki etkilerinin rştırılmsı mcıyl gerçekleştirdikleri zmn serisi nlizinde eğitim ve sğlık hrcmlrının iktisdi büyüme üzerinde gecikmeli olrk olumlu etki yrtcğı orty koyulmuştur. Bu bğlmd, yzrlrın önerisi hem kmu hrcmlrının düzeyinde rtış hem de hrcmlrın kompozisyonund değişiklik şeklinde olmuştur. Dyngç vd. (2008), Türkiye ekonomisi için kmu hrcmsı bileşiminin iktisdi büyüme üzerindeki etkilerini Brro (1990) dn hreketle bir hesplnbilir genel denge modeli çerçevesinde incelemiştir. Yzrlr, kmu hrcmlrını üretimi etkileyen kmu hrcmlrı (sğlık, eğitim, genel kmu hizmetleri, kmu düzeni ve güvenlik hizmetleri, ekonomik işler ve hizmetler), kmu hizmetleri (svunm, çevre korum, iskn ve toplum refhı, dinlenme, kültür ve din hizmetleri) ve doğrudn trnsferler (sosyl güvenlik ve sosyl korum hrcmlrı) olrk sınıflndırmıştır. Gerçekleştirilen senryolr sonucund iktisdi büyümenin doğrudn trnsferlerde zlış ve üretken kmu hrcmlrınd rtışl gerçekleşeceği sonucun vrılmıştır. Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

11 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz 3. Veri Seti ve Ekonometrik Yöntem Çlışmd kullnıln veriler, Devlet Plnlm Teşkiltı-DPT Ekonomik ve Sosyl Göstergeler ve Yılmz (2005) ın derlediği serilerden yrrlnılrk hzırlnmış olup dönemini kpsmktdır. Çlışmd kullnıln değer cinsinden tüm veriler 1990 yılı sbit fiytlrıyl olup, kişi bşı değerler olrk ifde edilmiş ve logritmy dönüştürülmüştür. Çlışmmızd, sosyl hrcm ve lt klemleri (eğitim, sğlık ve sosyl korum) ve iktisdi büyüme rsınd uzun dönemli bir ilişki olup olmdığı ve değişkenler rsındki dinmik ilişkilerin irdelenmesinde Lee ve Chng (2006:309) yöntemi izlenilecektir. Anlizimizin veri setini oluşturn değişkenlerden, GDP, 1990 fiytlrıyl gyri sfi yurtiçi hsılyı; SCE toplm sosyl hrcmlrı; EDC eğitim hrcmlrını; HEL sğlık hrcmlrını; SCP ise sosyl korum hrcmlrını temsil etmektedir. Değişken sembollerinin önündeki L hrfi ilgili değişken serisine logritmik dönüşümün ypıldığını, sembolü ise değişkenin birinci mertebe frkının lındığını göstermektedir. Sosyl hrcmlrın ekonomik etkilerini incelerken sdece onun miktrın değil, hrcmlrın ypısın d bkmk gerekir. Bilindiği üzere, toplm sosyl hrcmlr, eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrı gibi lt hrcm klemlerinin toplmındn oluşmktdır. İktisdi büyüme krşısınd toplm sosyl hrcmlr, kendisini oluşturn hrcm klemleri ile ynı esneklik derecesine ship olmybilir. Htt sosyl hrcmlrın etkisi çısındn hrcm klemleri rsınd bile önemli frklılıklr olbilir. Bu ve benzeri nedenlerden dolyı toplm sosyl hrcmlrl birlikte lt hrcm klemlerinin de nliz edilmesi iktisdi nlmd dh kpsmlı bilgiler içerebilir. Anlizimizde, sınmlrımız zmn serisi tekniklerine uygun olrk üç şmd ypılmktdır. Birinci şmd kullnıln serilerin bütünleşme dereceleri birim kök testleriyle belirlenmektedir. Serilerimiz birinci dereceden bütünleşik olduğu tkdirde ikinci şm olrk seriler rsınd eşbütünleşme olup olmdığı Johnsen-Juselius (1990) yöntemi ile test edilmektedir (Enders,1995: ). Son olrk, seriler rsındki dinmik ilişkiler thmin değişim kynğının yrıştırılmsı ve etki-tepki fonksiyonlrıyl nliz edilmektedir Birim Kök Sınmlrı Çlışmmızın ilk şmsınd kullnıln verilerin zmn serileri olmsı nedeniyle nlizde kullnılck verilerin durğnlık özellikleri incelenecektir. Bu çlışmd kullnıln verilerin birim kök içerip içermediği ADF (Genişletilmiş Dickey-Fuller) ve Philliphs-Perron (PP) testi kullnılrk rştırılmıştır. Serilerin durğnlık sınmsı için Augmented Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips-Perron (PP) testinde sbitsiz, sbitli ve trendli bir süreç izlenir. Bun göre seri trendli bir süreçte durğn hle gelmişse, diğer süreçler izlenmeksizin bu değer ess lınır. Seri durğn hle gelmemişse, bu kez sbitli; bund d durğnlık sğlnmmışs, sbitsiz sınm ypılır ve bu süreç sonucund seriyi durğn hle getiren değer bz lınır (Enders,1995: ) Johnsen ve Juselius (1990) Eşbütünleşme Testi Değişkenlerin bütünleşme derecelerinin sptnmsındn sonrki dım, bu değişkenlerin eşbütünleşik olup olmdıklrının yni uzun dönemde birlikte hreket edip etmediklerinin belirlenmesidir. Bilindiği gibi, Eşbütünleşme Testi düzeyde durğn olmyn serilerin uzun dönemde birlikte hreket edip etmediklerini orty 408 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

12 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN koymktdır. Bunun için yygın olrk kullnıln tekniklerden birisi de VAR (Vector Autoregression) modeli temelinde seriler rsınd eşbütünleşme ilişki olup olmdığını mksimum olbilirlilik thmin yöntemiyle incelemeye dynn Johnsen ve Juselius (1990) (JJ) Testidir. Çlışmmızd bu yöntemin kullnılmsının n gerekçesi, söz konusu Testin VAR modeline dynmsı nedeniyle seriler rsındki dinmik ilişkilerin değişim kynğının yrıştırılmsı ve etki-tepki fonksiyonlrıyl nliz edilmesine olnk sğlmsıdır. Bu yöntemde temel lınn, mtris rnkı ile krkteristik kökler rsındki ilişkidir. VAR modeline dynn Johnsen ve Juselius (1990) Eşbütünleşme Testi şğıdki p.dereceden VAR modeli şeklinde gösterebilir: Y p t = AiYt i i= 1 + Bx t + ε Burd, Yt durğn olmyn değişkenler vektörünü, Xt deterministik bileşenler vektörü ve εt ht terimlerini göstermektedir. VAR modeli mtris gösteriminde şğıdki gibi yzılbilir: Π= y p i=1 t A i = Π y I ve Γ = + p i A j j= i+ 1 p t 1 1 i= 1 Γ y i t i t olmk üzere + Bx t + ε Grnger trfındn geliştirilen teoreme göre, Π ktsyı mtrisinin indirgenmiş rnkı (r) içsel değişken syısındn küçük ise (r<k ise), Π =αβ ve β yt nin I(0) olduğu ve her biri r rnklı kxr kdr α ve β mtrislerinin mevcut olcğını belirtmiştir. Burd r eşbütünleşme ilişkisinin syısını göstermekte (eş bütünleşik rnk) ve β nın her bir kolonu eş bütünleşik vektörü belirtmektedir. Burdn elde edilen klıntılrdn hreketle eşbütünleşme vektörlerini bulmk için olbilirlik testleri (LR) hesplnır. r syıd eşbütünleşme ilişkisinin vrlığını rştırmk için iki test isttistiği kullnılmktdır. Eşbütünleşme rnkı, İz Testi ve Mksimum Öz Değer Testleri ile sğlnır. Bunlrdn ilki İz (Trce) Testi olrk dlndırılmkt ve sıfır hipotezin r, lterntif hipotezin k kdr eşbütünleşme ilişkisini rştırdığı test isttistiğidir (burd k içsel değişken syısıdır). İz isttistiği şğıdki gibi hesplnmktdır (Johnsen ve Juselius, 1990): k LR ( r / k) = T log(1 λ ) (3) Trce i= r+ 1 Burd λi Π mtrisinin i. en büyük özdeğeri belirtmektedir. İkinci test isttistiği özdeğer (Mksimum Eigenvlue) isttistiği olrk dlndırılmkt ve r kdr eşbütünleşme ilişkisine krşılık r+1 kdr eşbütünleşme ilişkisinin vrlığını rştırmktdır. Test isttistiği şğıdki gibi hesplnmktdır: LR r / r 1) = T log(1 λ ) (4) Mx ( + r+ 1 i t (1) (2) Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

13 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz 3.3. Ht Düzeltme Modeli Seriler rsındki uzun dönem ilişki sptndıktn sonrki şmd uygulmd tkip edilen yol, söz konusu seriler rsındki nedensellik ilişkisini ve yönünü sptmktır. Değişkenler rsınd eşbütünleşmenin vrlığının gerek koşul olduğu, ht düzeltme modeli uygulmd, değişkenler rsındki kıs ve uzun dönem dinmik ilişkinin belirlenmesi mcıyl kullnılmktdır. Grnger (1988: ), değişkenler eşbütünleşik olduğund geleneksel Grnger nedenselliğin geçerli olmycğını, bu durumd seriler rsındki nedensellik nlizinin ht düzeltme modeli çerçevesinde (Error Correction Model) ypılmsının dh uygun olcğını belirtmiştir. Ht düzeltme modeli bu mçl geliştirilmiş olup, değişkenler rsındki uzun dönem dengesi ile kıs dönem dinmikleri rsınd yırım ypmd ve kıs dönem dinmiklerinin belirlenmesi mcıyl d kullnılmktdır. Ht düzeltme modelinin işleyişi şğıdki şekilde ifde edilebilir: Y t X t = α + = α + n i= 1 n i= 1 β X i β X i t i t i + + n i= 1 n i= 1 δ Y i i t i δ Y t i + λ EC + θ EC t 1 t 1 + ε t + u Bu iki modelin ktsyılrı ( Y t ve X t ) kıs dönem ktsyılrıdır; θ ve λ ktsyılrı ise uyrlnm hızı ktsyılrıdır (speed of djustment coefficients). Y t regresyon denklemi, Y deki değişmeyi, X teki değişmeye ve bir önceki dönem dengeleme htsın bğlmktdır. İlgili regresyon denkleminde, X, Y deki kıs dönem spmlrın etkisini yklrken, EC t-1 eşbütünleşme denkleminden elde edilen ht terimlerinin bir gecikmeli değerini göstermekte ve ht düzeltme prmetresi olrk dlndırılmktdır. Burd ht düzeltme terimi çıkrılck olurs, denklem stndrt bir VAR formun dönüşür. Bu modelde nedensellik ilişkisinin olmsı için y gecikme ktsyılrının y d uyrlnm hızı prmetrelerinin nlmlı olmsı yeterlidir, her ikisinin nlmlı olmsın gerek yoktur (Enders,1995: ). Ht düzeltme modelinde bğımlı değişkendeki değişme, çıklyıcı değişkenlerdeki değişme ile eşbütünleşme denkleminden elde edilen ht terimleri serisinin gecikmeli değerinin fonksiyonu olrk ele lınmktdır. Burd ht düzeltme prmetresi, model dinmiğini dengede tutmy yryn ve değişkenleri uzun dönem denge değerine doğru ykınlşmy zorlyn bir ktsyıdır. Ayrıc, bğımlı değişken de kıs dönemdeki dengesizliğin ne kdrının bir sonrki dönemde düzeltildiğini de göstermektedir. Ht düzeltme prmetresinin ktsyısının sıfırdn frklı yni nlmlı olmsı, tüm değişkenler rsınd bir etkileşim sürecinin vr olduğunu göstermekle birlikte, işreti, büyüklüğü ve isttistiksel olrk nlmlılığı d yorum çısındn önemlidir. Uygulmd, ht düzeltme prmetresinin negtif ve isttistiksel çıdn nlmlı olmsı beklenir. Bu durum, değişkenlerin uzun dönem denge değerine doğru yklştığının bir göstergesi iken; ktsyının pozitif işrete ship olmsı ilgili değişkenin bir şokl dengeden uzklştığını ifde etmektedir. Uyrlnm ktsyısı olrk d dlndırıln ktsyının büyüklüğü ise, uzun dönem denge değerine doğru ykınlşm hızının bir göstergesidir. Yüksek bir uyrlnm ktsyısı, o değişkenin önceki dönem dengesinden spmy tepkisinin büyük olduğunu ve sistemde t (5) 410 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

14 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN meydn gelen bir şok krşısınd, değişkenin dengeye gelmesinin fzl zmn lmycğını göstermektedir. 4. Uygulmlı Anliz Sonuçlrı 4.1. Birim Kök Sınm Sonuçlrı Anlizimizde kullnıln verilerin birim kök içerip içermediğini sptmk için uygulnn ADF ve PP Birim Kök Testi sonuçlrı Tblo 3 te verilmiştir. Her iki test sonuçlrın göre sbitli ile sbitli ve trendli modellerde verilerin tümü için düzey değerlerde elde edilen test isttistikleri mutlk değer olrk kritik değerlerden küçük elde edildiğinden seri birim kök içermektedir, sıfır hipotezi ret edilememiştir. Bununl birlikte birinci frkı lınmış veriler için elde edilen test isttistikleri mutlk değer olrk kritik değerlerden büyük elde edildiğinden sıfır hipotez ret edilmiştir. Elde edilen sonuçlr göre nliz verileri seviyede durğn değildir ve birinci frklrı lındığınd durğn olmktdır. Tblo 3: Birim Kök Sınm Sonuçlrı ADF Değişkenler Seviye I. Frk Seviye I. Frk PP LGDP LSCE LEDC LHEL LSCP b b b b b b b b b b b b b b b b b b b b. Trendli Model, b. Trendsiz Model. McKinnon kritik tblo değerleri, %1 ve %5 nlmlılık düzeyleri için, sırsıyl, trendli modelde -4,175 ve -3,513, trendsiz modelde - 3,584 ve -2,928 dir. Bun göre, bütün serilerin birinci frkınd durğn çıkmlrı, seriler rsınd eşbütünleşme ilişkisinin vr olup olmdığını rştırmk için gerekli ön koşulu sğlmktdır. Bütün seriler ynı dereceden bütünleşik olduklrı için bundn sonrki şmlrd seriler rsındki eşbütünleşme ve nedensellik ilişkileri nliz edilebilir Eşbütünleşme Testi Sonuçlrı Birim Kök Testi sonuçlrın göre serilerimiz ynı dereceden bütünleşik elde edildiğinden rlrındki uzun dönemli ilişki Johnsen-Juselius (1990) Eşbütünleşme Testi ile rştırılmıştır. Bilindiği gibi bu yöntem VAR modeline dynmkt olup, eşbütünleşme sınmlrınd, VAR modelinde ve eşbütünleşme Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

15 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz denkleminde yer lck sbit ve/vey trend gibi değişkenlerin belirlenmesi büyük önem tşımktdır. Bu mçl eşbütünleşme mtrisinin rnkını ve modele eklenecek sbit, trend gibi değişkenleri ynı nd belirlemeye olnk veren Pntul yöntemi izlenmiştir. Bun göre, eşbütünleşme denkleminde sbitin yer ldığı (Model 2), düzey olrk verilerde trend ve eşbütünleşme denkleminde sbitin yer ldığı (Model 3) ve düzey olrk verilerde trend ve eşbütünleşme denkleminde sbitin ve doğrusl trend terimlerinin yer ldığı (Model 4) modeller thmin edilmektedir. Bunlrın dışınd eşbütünleşme denklemine hiçbir deterministik değişken lmyn y d serilerde kresel trend vrsyn modeller dikkte lınmmıştır. Sonuç olrk, thmin edilen üç modelin İz (Trce) isttistikleri krşılştırılrk en uygun model ve modelin rnkı belirlenmiş olmktdır (Hrris,1995:95-97). Johnsen-Juselius (1990) Eşbütünleşme Testine it Likelihood Rtio (LR) test isttistikleri, iz ve mksimum özdeğer ile eşbütünleşme ilişkisinin belli syıd (r) vey dh z eşbütünleşme ilişkisinin olduğunu gösteren H 0 hipotezi Tblo 4 de verilmiştir. Tblo 4 de verilen sonuçlr göre, eşbütünleşme olmdığını ileri süren yokluk hipotezleri, r 1, test isttistikleri trfındn bütün değişkenler için reddedilmiş ve her bir modelde bir eşbütünleşme ilişkisi bulunduğu, yni r=1 olduğu tespit edilmiştir. Tblo 4: Johnsen-Juselius (1990) Eşbütünleşme Test Sonuçlrı H 0 : rnk(π)=r LEDC LHEL LSCP LSCE λ Mx r = 0 (r 1) (0.038) (0.014) (0.047) (0.075) r = 1 (r 2) (0.128) (0.150) (0.157) (0.663) λ Trce r = 0 (r 1) (0.094) (0.023) (0.097) (0.055) r = 1 (r 2) (0.128) (0.150) (0.157) (0.663) Normlleştirilmiş Eşbütünleşme Vektörleri LGDP LEDC LGDP LSCP (0.000) (0.000) LGDP LHEL LGDP LSCE (0.000) (0.000) Not: Prntez içindeki değerler, H 0 hipotezinin reddedilme olsılığını göstermektedir. Anliz sonuçlrı kişi bşın düşen sosyl hrcmlr, eğitim hrcmlrı, sğlık hrcmlrı ve sosyl korum hrcmlrı ile kişi bşı GSYİH serileri rsınd eşbütünleşme olduğun işret etmektedir. Dolyısıyl, söz konusu seriler ile kişi bşı GSYİH serileri rsınd uzun dönemli denge ilişkisi bulunmktdır. Yni, durğn olmyn değişkenlerden oluşn sistem her bir model için uzun dönem denge 412 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

16 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN noktsın shiptir. Kıs dönemde birbirlerinden frklı hreket ediyor görünen değişkenler, slınd ynı stokstik trendi pylşmktdır ve uzun dönemli bir dengeye shiptir. Tblo 4 ün lt pnelinde her bir model için sunuln normlleştirilmiş eşbütünleşme vektörleri yer lmktdır. Kullnıln veriler logritmik olrk ifde edildiği için bu değerler ynı zmnd kişi bşın düşen sosyl hrcm ve lt klemlerinin esnekliğini göstermektedir. Bun göre, hem toplm hem de lt hrcm klemleriyle reel gelir rsınd uzun dönemde pozitif bir ilişki vrdır Ht Düzeltme Modeli Johnsen ve Juselius (1990) eşbütünleşme sınm sonuçlrı sosyl hrcm ve lt klemleri ile kişi bşı GSYİH serileri rsınd uzun dönemli bir denge ilişkisinin olduğunu göstermektedir. Seriler rsındki uzun dönem ilişki belirlendikten sonrki şmd uygulmd tkip edilen şmy uygun olrk yol değişkenler rsınd kıs dönemde bir denge olup olmdığı ht düzeltme modeli yrdımıyl incelenebilir. Tblo 5: Ht Düzeltme Modeline Dylı Grnger Nedensellik Test Sonuçlrı Kıs Dönem Gecikmeli Frklr Bğımlı Değişken LGDP LSCE LEDC LHEL LSPT ECT LGDP (0.693) (0.000) LSCE (0.564) (0.085) LGDP (0.460) (0.000) LEDC (0.434) (0.831) LGDNP (0.821) (0.000) LHEL (0.576) (0.291) LGDP (0.731) (0.000) LSPT (0.809) (0.222) Not: Prntez içindeki değerler Ho hipotezinin reddedilme olsılığını gösteren p- değerlerini, ECT ise ht düzeltme ktsyısını göstermektedir. Tblo 5 te sunuln ht düzeltme modelinde her bir denklemde değişkenlerin kıs dönem frklrının nlmlı olup olmdığını gösteren Wld isttistikleriyle ht düzeltme terimine yer verilmiştir. Söz konusu sınm sonuçlrın göre, bütün modellerde ht düzeltme ktsyılrı negtif işretli bulunmuştur. Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

17 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz Bun göre, kıs dönemde ne toplm sosyl hrcmlr ne de lt klemleri (eğitim, sğlık ve sosyl korum) ile iktisdi büyüme rsınd Grnger nlmınd bir nedensellik yoktur. Verimlilik düzeyinin yüksek olmsı beklenilen bu hrcmlrın etkilerinin belirli bir gecikmeyle orty çıkmsı, hrcmlrın kıs dönemde gelire ynsımmsın neden olrk düşünülebilir. Uzun dönem nedenselliği gösteren ht düzeltme ktsyılrın bkıldığınd, toplm sosyl hrcmlr ile iktisdi büyüme rsınd Grnger nlmınd çift yönlü bir nedenselliğin; eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrındn iktisdi büyümeye doğru işleyen Grnger nlmınd tek yönlü nedenselliğin olduğu görülmektedir. Böylece, kişi bşın düşen gelirdeki rtış ynı zmnd toplm sosyl hrcmlrd rtış neden olurken; ynı zmnd toplm hrcmlrdki rtış d kişi bşın düşen gelirde rtış neden olmktdır. Alt klemler bzınd ise beklentilere uygun olrk eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrındki rtış d uzun dönemde kişi bşın gelir rtışın neden olmktdır Etki-Tepki Anlizleri Değişkenler rsındki uzun ve kıs dönemli dinmikler nliz edildikten sonr bu kısımd, zmn içerisinde değişkenler rsındki dinmik ilişkiyi görmek için etki-tepki nlizlerinden yrrlnılmış ve her bir değişkene verilen bir şok krşısınd diğer değişkenlerin verdiği tepkileri gösteren grfikler şğıd sunulmuştur. Bilindiği gibi, etki-tepki fonksiyonlrı modelde yer ln her bir değişkenin kendisindeki ve diğer bütün içsel değişkenlerdeki şoklr gösterdiği tepkinin dinmik dvrnışlrını krkterize etmek için kullnıln en önemli rçlrdn bir tnesidir. Bu syede, her bir değişkendeki beklenmeyen bir değişmenin zmn içerisinde bütün diğer değişkenleri nsıl etkilediği izlenebilmektedir. Burd şoku veren değişken çısındn etki, şoku ln değişken çısındn ise bir tepki söz konusudur (Pindyck ve Rubinfeld,1991: ). Bu çerçevede, değişkenlerdeki değişimlerin (%1 lik bir değişimin), birbirleri üzerindeki etkilerinin boyutlrını ve dönem uzunluğunu belirleyebilmek için VAR modellerine dylı genelleştirilmiş etki-tepki fonksiyonlrındn yrrlnılmıştır. VAR modelinde etki-tepki ktsyılrını elde etmede en çok kullnıln yöntem, htlrın Cholesky yrıştırmsı kullnılrk dikeyleştirilmesi ve elde edilen vrynskovryns mtrisinin çprz hle getirilmesidir. Bu nedenle, değişkenlerin sırsının değiştirilmesi etki tepki fonksiyonlrınd çok büyük değişmelere yol çmktdır. Bu eksikliği gidermek için çlışmmızd VAR modellerinde değişkenlerin sırlmsındn etkilenmeyen genelleştirilmiş etki-tepki fonksiyonlrı (Generlized Impulse Response Anlysis) (Pesrn ve Shin,1998:17-29) tercih edilmiştir. Anlizlerde stndrt htlrı türetmek için Monte Crlo simülsyon tekniği kullnılrk, etki-tepki fonksiyonlrındki nokt thminler için, 100 itersyonlu güven sınırlrı hesplnmıştır. Şekillerdeki kesikli çizgiler güven sınırlrını, düz çizgiler ise nokt thminlerini göstermektedir. Genelleştirilmiş etki-tepki değerleri şekil 4, 5, 6 ve 7 ile görselleştirilmiştir. Genel olrk bütün şekillere bkıldığınd, toplm sosyl ve lt klemlerinden eğitim hrcmlrınd meydn gelecek dışsl bir şokun iktisdi büyüme eğiliminde bir rtış yol çtığı görülmektedir. Öte yndn, sğlık hrcmlrındki bir şokun iktisdi büyümenin rtış eğilimini z d ols rttırdığı, sosyl korum hrcmlrdki dışsl bir şokun ise büyüme üzerinde nispeten durğn bir rtış eğilimine neden olduğu görülmektedir. 414 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

18 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN İktisdi büyümedeki şoklrın sğlık ve sosyl korum hrcmlrını ihml edilecek düzeyde etkilediği görülürken, toplm sosyl hrcmlrd ise durğn bir rtış eğilimine neden olduğu görülmektedir. İktisdi büyümedeki şoklr, eğitim hrcmlrı ise rtış y d zlış yönünde çok belirgin bir tepki vermemektedir. Sosyl Hrcmlrdki %1'lik Değişime İktisdi Büyümenin Gösterdiği Tepkiler İktisdi Büyümedeki %1'lik Değişime Sosyl Hrcmlrın Gösterdiği Tepkiler Şekil 4: Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme Arsındki Dinmik Etkileşimler Eğitim Hrcmlrındki %1'lik Değişime İktisdi Büyümenin Gösterdiği Tepkiler İktisdi Büyümedeki %1'lik Değişime Eğitim Hrcmlrının Gösterdiği Tepkiler Şekil 5: Eğitim Hrcmlrı ve İktisdi Büyüme Arsındki Dinmik Etkileşimler Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

19 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz Sğlık Hrcmlrındki %1'lik Değişime İktisdi Büyümenin Gösterdiği Tepkiler İktisdi Büyümedeki %1'lik Değişime Sğlık Hrcmlrının Gösterdiği Tepkiler Şekil 6: Sğlık Hrcmlrı ve İktisdi Büyüme Arsındki Dinmik Etkileşimler Sosyl Korum Hrcmlrındki %1'lik Değişime İktisdi Büyümenin Gösterdiği Tepkiler İktisdi Büyümedeki %1'lik Değişime Sosyl Korum Hrcmlrının Gösterdiği Tepkiler Şekil 7: Sosyl Korum Hrcmlrı ve İktisdi Büyüme Arsındki Dinmik Etkileşimler 4.5. Vryns Ayrıştırmsı Sonuçlrı Bury kdr oln kısımd, en uygun bulunn VAR modelinden elde edilen genelleştirilmiş etki-tepki grfikleri yorumlnmıştır. Bu kısımd her bir değişkenin değişim kynğının yrıştırılmsı için vryns yrıştırmsı ypılcktır. Bilindiği gibi vryns yrıştırmsı, her bir değişkenin thmin ht vrynsının sistemdeki diğer değişkenlerin şoklrın ve kendi şoklrın bğlı olrk orty çıktığını gösterir. Her bir değişkenin, sistemde bulunn tüm değişkenlerden kynklnn etkilerini görebilmek için düzenlenen Tblo 6 d değişkenlerin on dönemlik vryns yrıştırm sonuçlrı verilmektedir. 416 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

20 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN Tblo 6: Değişkenlere Ait Vryns Ayrıştırm Sonuçlrı LSCE LEDC LHEL LSPT LGDP LSCE LGDP LEDC LGDP LHEL LGDP LSPT Not: Tblodki ilk sütun zmn dönemlerini, diğer sütunlr ise sırsıyl her bir değişkenin kendisi ve diğer değişkenlerin etkilerini gösteren vryns yrıştırm sonuçlrını vermektedir. Tblo 6 dn d görüldüğü üzere vryns yrıştırmsı sonuçlrın göre; hem toplm sosyl hrcmlrın (LSCE) hem de her bir sosyl hrcm kleminin ht vrynsınd, iktisdi büyümenin (LGDP) etkisinin zmnl etkili olduğu gözlenmektedir. Toplm sosyl hrcmlrın (LSCE) ht vrynsının ilk dönem %85 i kendisi, %15 i büyümeyle çıklnırken, toplm sosyl hrcmlrın (LSCE) ht vrynsını çıklmd kendisinin etkisi sürekli olrk zlırken, iktisdi büyümenin etkisinin rttığı görülmektedir. Eğitim hrcmlrının (LEDC) ht vrynsının ilk dönem %90 ı kendisi, %10 u büyümeyle çıklnırken, beşinci dönemde %82 si kendisi, %18 i büyümeyle çıklnmktdır. Benzer şekilde, sğlık hrcmlrının (LHEL) ht vrynsının ilk dönem %79 u kendisi, %21 i büyümeyle çıklnırken, beşinci dönemde %70 i kendisi, %30 u büyümeyle çıklnmktdır. Yine, sosyl korum hrcmlrının (LSPT) ht vrynsının ilk dönem %96 sı kendisi, %4 ü büyümeyle çıklnırken, beşinci dönemde %85 i kendisi, %15 i büyümeyle çıklnmktdır. Sonuç Türkiye ekonomisinde sosyl hrcmlr ile bu hrcmlrın bileşenlerinin dönemi için gelişimini ve OECD ülkeleri rsınd sosyl hrcmlr yönünden Türkiye nin konumunu rştırn ve yine ilgili dönemde sosyl hrcmlr düzeyi ve bileşenlerinin iktisdi büyüme oln ilişkilerini inceleyen bu çlışmnın iki temel vurgusu olmuştur. İlk olrk, TÜİK in tnımın göre hesplnn sosyl hrcmlrın GSMH içindeki pyının döneminde rtış eğiliminde olduğu ve bu rtışın Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn

21 Sosyl Hrcmlr ve İktisdi Büyüme İlişkisi: Türkiye Ekonomisinde Dönemine Yönelik Bir Dinmik Anliz kynğının d büyük ölçüde sosyl korum hrcmlrı olduğu gözlemlenmiştir. Sosyl hrcmlrın bileşenleri olrk eğitim ve sğlık hrcmlrının nispi pyı, sosyl korum hrcmlrın göre düşük klmktdır. Diğer yndn bir bütün olrk sosyl hrcmlr döneminde, özellikle ilgili dönemdeki siysl istikrrsızlıklrın etkisiyle dlglnmlr göstererek düşük klmış ve 25 yıllık dönemde çok z bir yükseliş yşmıştır. Sosyl hrcmlrdki yükseliş ise 1985 yılındn itibren bşlmış ve nlize konu oln son gözlem yılı oln 2005 e kdr yükselişine devm etmiştir. Dh önce de belirtildiği bu yükselişte en büyük py sosyl korum hrcmlrın ittir. Zir eğitim ve özellikle de sğlık hrcmlrının sosyl hrcmlr içerisindeki nispi pyı düşüktür. OECD tnımlı sosyl hrcm isttistiklerine göre ise Türkiye, otuz OECD üyesi ülke rsınd en düşük sosyl hrcm düzeyine ship ülkeler rsınd yer lmıştır. Türkiye nin eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrın göre OECD ülkeleri rsındki konumunu rştırmyı mçlmış oln kümeleme nlizinin sonuçlrı, Türkiye nin gerek sosyl hrcmlrın düzeyi gerekse de bu hrcmlrın bileşenlerinin OECD ortlmsının oldukç ltınd kldığını, bu nedenle de sosyl hrcmlr çısındn en düşük düzeydeki grupt Kore ve Meksik ile birlikte yer ldığını orty koymuştur. Diğer yndn çlışmmızın eşbütünleşme sonuçlrın göre, gerek kişi bşın düşen sosyl hrcmlr gerekse de lt klemler oln eğitim hrcmlrı, sğlık hrcmlrı ve sosyl korum hrcmlrı ile kişi bşın GSYİH serileri rsınd eşbütünleşme olduğu orty konulmuştur. Dolyısıyl, söz konusu seriler ile kişi bşın GSYİH serileri rsınd uzun dönemli denge ilişkisi bulunmktdır. Ht düzeltme modeli sonuçlrın göre toplm sosyl hrcmlr ile iktisdi büyüme rsınd Grnger nlmınd çift yönlü bir nedenselliğin; eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrındn iktisdi büyümeye doğru işleyen Grnger nlmınd tek yönlü nedenselliğin olduğu görülmektedir. Etki tepki nlizi sonuçlrınd ise toplm sosyl ve lt klemlerinden eğitim hrcmlrınd meydn gelecek dışsl bir şokun iktisdi büyüme eğiliminde bir rtış yol çtığı, öte yndn, sğlık hrcmlrındki bir şokun iktisdi büyümenin rtış eğilimini zd ols rttırdığı, sosyl korum hrcmlrındki dışsl bir şokun ise büyüme üzerinde nispeten durğn bir rtış eğilimine neden olduğu görülmektedir Bu sonuçlr Türkiye ekonomisinde ilgili dönemde gerek sosyl hrcmlrın gerekse de bu hrcmlrın lt bileşeni oln eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrının iktisdi büyüme üzerindeki olumlu etkisini vurgulmkt ve içsel büyüme kurmlrının eğitim ve sğlık hrcmlrın yönelik öngörülerini desteklemektedir. Sosyl hrcmlrın kurmsl öngörülerle prlel bir şekilde büyümeyi destekleyici özelliği ile birlikte OECD ülkeleri ile ypılmış oln krşılştırmd Türkiye ekonomisinde gerek sosyl hrcmlrın bir bütün olrk gerekse de sosyl hrcmlrın bileşenleri oln eğitim, sğlık ve sosyl korum hrcmlrının oldukç düşük olduğu gözlemlenmiştir. İçsel büyüme kurmlrı, beşeri sermye üzerinde ciddi nlmd olumlu ktkılrı oln sğlık hrcmlrının büyümeyi destekleyen, eğitim hrcmlrının büyüme yrtn özelliklerini öne çıkrmktdır. Diğer yndn sosyl korum hrcmlrının bireyleri risklere krşı sigortlmış olmsındn dolyı söz konusu bu bireylerin iktisdi dvrnışlrınd dh fzl risk lcklrı, bir projenin riskliliği ile beklenen getirisi rsınd ynı yönde ilişki olduğu ve bu yönüyle de sosyl korum hrcmlrının iktisdi büyüme üzerindeki olumlu etkileri kbul edildiğinde, çlışmmızın eğitim, sğlık ve sosyl korum 418 Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn 2010

22 İ. ARISOY, İ. ÜNLÜKAPLAN, Z. ERGEN hrcmlrının büyüme üzerinde olumlu etki yrtcğını orty koyn çlışmlr ile ynı yönde sonuç verdiğinden bhsetmek mümkündür. Bu bğlmd Türkiye ekonomisinde, sosyl korum hrcmlrının sosyl hrcmlr içerisindeki nispi pyının yüksek olmsındn hreketle eğitim ve sğlık hrcmlrının d rttırılmsı iktisdi büyümenin desteklenmesi çısındn olumlu politiklr olcktır. Kynkç Ahmd, E., Dreze, J. H. ve Sen, A. K. (der.) (1991), Socil Security in Developing Countries, Oxford: Oxford University Press. Arjon, R., Ldique, M. ve Person, M. (2002), Socil Protection nd Growth, OECD Economic Studies, 35, Arısoy, İ. (2005), Wgner ve Keynes Hipotezleri Çerçevesinde Türkiye de Kmu Hrcmlrı ve Ekonomik Büyüme İlişkisi, Çukurov Üniversitesi Sosyl Bilimler Enstitüsü Dergisi, 14(2), Atkinson, A. B. (1995), The Welfre Stte nd Economic Performnce, Ntionl Tx Journl, 48, Atkinson, A. B. (1996), Growth nd the Welfre Stte: Is the Welfre Stte Necessrily Bd for Economic Growth, New Economy, 3, Bkış, O., Jobert, T. ve Tuncer, R. (2008), Kmu Hrcmlrı ve Büyüme: Zmn Serileri Anlizi, Kmu Hrcmlrının Bileşiminin Büyüme ve Refh Etkileri içinde Betm, Bldcci, E., Clements, B., Gupt, S. ve Cui, Q. (2004), Socil Spending, Humn Cpitl nd Growth in Developing Countries: Implictions for Achieving the MDGs, IMF Working Pper, WP/04/217. Brro, R. J. (1990), Government Spending in Simple Model of Endogenous Growth, Journl of Politicl Economy, 98, S Betm (2008), Kmu Hrcmlrının Bileşiminin Büyüme ve Refh Etkileri, Bhçeşehir Üniversitesi Ekonomik ve Toplumsl Arştırmlr Merkezi. Cshin, P. (1994), Government Spending, Txes nd Economic Growth, IMF Working Pper, WP/94/92. Dyngç, R., Gürsel, S. ve Öztürk, B. (2008), Kmu Hrcmlrının Bileşiminin Büyüme ve Refh Etkisi Kmu Hrcmlrının Bileşiminin Büyüme ve Refh Etkileri içinde Betm, Devrjn, S., Swroop, V. ve Zou, H. Z. (1996), The Composition of Public Expenditure nd Economic Growth, Journl of Monetry Economics, 37, Enders, W. (2004), Applied Econometric Time Series, 2nd Edition, New York: John Wiley & Sons. Fic, T. ve Ghte, C. (2005), The Welfre Stte, Thresholds nd Economic Growth, Economic Modelling, 22, Grnger, C. W. J. (1988), Some Recent Developments in Concept of Cuslity, Journl of Econometrics, 39, Gwrtney, J., Lwson, R.ve Holcombe, R.G. (1998), The Size nd Functions of Government nd Economic Growth, Joint Economic Committee Pper, Wshington DC. Greiner, A., Semmler, W. ve Gong, G. (2005), The Forces of Economic Growth: A Time Series Perspective, Princeton: Princeton University Press. Hir, J. F., Anderson, R., Ronld, L. T. ve Blck, W. C. (1998), Multivrite Dt Anlysis, New Jersey: Prentice Hll Int. Inc. Mliye Dergisi Syı 158 Ock-Hzirn