Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 2,

Transkript

1 Atatürk Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 2, İKTİSADİ BÜYÜMEDE FİNANSAL GELİŞMENİN ETKİSİ: D-8 ÜLKELERİNDE NEDENSELLİK İLİŞKİSİ Murat NİŞANCI (*) İlyas KARABIYIK (**) Meti UÇAR (***) Özet: Fiasal gelişme ve iktisadi büyüme arasıda yakı bir ilişkii varlığı bilimektedir. Bu ilişki baze talep yölü, baze arz yölü olmak üzere kedii gösterir. Bu çalışmada D-8 ülkeleri (Bagladeş, Edoezya, İra, Malezya, Mısır, Nijerya, Pakista ve Türkiye) verileri kullaılarak iktisadi büyüme ile fiasal gelişme arasıdaki edesellik ilişkisi pael veri seti kullaılarak irdelemeye çalışılmıştır. Veri seti yıllarıı kapsamaktadır. Aaliz edile ülkeleri bir kısmıda, İktisadi büyüme ve fiasal gelişme arasıda kısa ve uzu döem edesellik ilişkisii varlığı tespit edilmiştir. Kullaıla fiasal değişkelerde büyüme üzeride e etkili olaı özel sektör kredileri olduğu soucua ulaşılmıştır. Aahtar Kelimeler: Fiasal Gelişme, İktisadi Büyüme, Nedesellik, D-8 Ülkeleri Abstract: There is a well-kow relatioship betwee fiacial developmet ad ecoomic growth. Sometimes, this relatioship shows itself i supply or demad side. I this study, the causality betwee fiacial developmet ad ecoomic growth was tried to be checked with the data of D-8 coutries (Bagladesh, Egypt, Idoesia, Ira, Malaysia, Nigeria, Pakista ad Turkey). The data is over the period of I the some of the coutries aalyzed a causality betwee fiacial developmet ad ecoomic growth has bee determied i short ad log ru. The empirical fidigs show that the private sector credit is the most effective fiacial variable o ecoomic growth. Key Words: Fiacial Developmet, Ecoomic Growth, Causality, D-8 Coutries, Jel Codes: C32, F43, G10, I. Giriş İktisadi ilişkiler, biri parasal (mali veya fiasal) diğeri reel olmak üzere iki temel düzlem üzeride cereya etmektedir. Eğer bular birbiriyle eşgüdümlü olmazsa iktisadi degesizlikler ve dolayısıla krizler ortaya çıkmaktadır. Reel ekoomik büyüme fiasal gelişmeye yol açabilir. Çükü arta reel iktisadi işlemleri karşılayacak mali araçları ve kurumları geişlemesi eticesii verir. Buu soucu olarak da fiasal yapıda gelişme meydaa gelir. Diğer yada mali kurumları gelişme ve yaygılaşması tasarrufları artması, kredileri yaygılaşması ve sermayei yeide dağıtımı yoluyla ekoomik büyümeyi besleyebilir. Mali ve reel sektörler birbirlerii gelişimie katkı yaparak eşzamalı olarak geişleyebilirler. Bu durum, (*) Doç.Dr. Erzica Üiversitesi İİBF İktisat Bölümü (**) Yrd.Doç.Dr. Erzica Üiversitesi İİBF İktisat Bölümü (***) Yrd.Doç.Dr. Erzica Üiversitesi İİBF İktisat Bölümü

2 226 Murat NİŞANCI, İlyas KARABIYIK, Meti UÇAR değişkeler arasıdaki iki yölü edeselliğe işaret etmektedir. Fiasal gelişmei iktisadi büyümeyi hızladırması arz yalı (supply-leadig); ekoomik büyümei mali gelişmeyi artırması ise talep yölü (demadfollowig) hipotez olarak adladırılmaktadır (Al-Awad ad Harb 2005; Chaga ad Caudill 2005). İktisadi kalkıma sürecide fiasal sektörü meydaa getireceği olumlu etkii teorik temelleri Schumpeter (1912), McKio (1973) ve Shaw ı (1973) çalışmalarıa dayamaktadır. Bu temel kabulde hareketle kou, zama serisi ve pael verilerle faklı ülke örekleri esas alıarak uygulamalı çalışmalarla aaliz edilmiştir. Hükümetleri faiz oralarıı belirleme ve kredileri verimli olmaya alalara yöledirme gibi fiasal sektörü kotrol altıda tutmasıı fiasal gelişmeyi egelleyeceği ileri sürülmektedir. Diğer yada içsel büyüme yaklaşımıda, fiasal yapıı tekolojik gelişmeler ve sermaye birikimii teşvik ederek uzu döem iktisadi kalkımayı öemli ölçüde etkilediği varsayılmaktadır (Abu-Bader ad Abu-Qar, 2008). Kouya bu şekilde yaklaşıldığı gibi, farklı bir bakış açısıa göre, fiasal gelişmei, yüksek bir büyüme hızıı yakalamak içi gerekli bir şart olması ve büyüme ile aralarıda pozitif bir ilişki beklemesie rağme, özellikle yüksek eflasyo yaşaya ekoomilerde (Lati Amerika ülkeleri gibi) iktisadi büyümeyi olumsuz etkileyebileceği de ileri sürülmektedir (Iyare ad Moore, 2009; Soukhakia, 2007). Fiasal gelişme ve iktisadi büyüme arasıda yakı bir ilişkii olduğu kabul edilmektedir. Fiasal gelişme ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii varlığıı destekleye çok sayıda çalışma yapılmış olmakla beraber bu ilişkii yöü farklı olmaktadır. Fiasal gelişme ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkii ortaya koduğu çalışmalarda, yatay kesit verileri ya da zama serisi verileri kullaılmakta veya pael veri seti ile yapılmaktadır. Hem tekil ülke hem de ülke grupları olsu, gelişmiş ve gelişmekte ola ülkeler içi yapıla çalışmalar öemli bir literatür zegiliği meydaa getirmiştir. Acak yapıla literatür taramasıda hareketle, kou ile ilgili D-8 ülkelerii kapsaya bir çalışmaya rastlaılmamıştır. Dolayısıyla D-8 ülkeleride fiasal gelişme ve iktisadi büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii ortaya çıkarılması amaçlamıştır. Kapsam itibariyle alaıda ilk aalizlerde biri ola bu çalışmada D-8 ülkeleri (Bagladeş, Mısır, Edoezya, İra, Malezya, Nijerya, Pakista ve Türkiye) verileri kullaılacaktır. II. Literatür Fiasal gelişme ve iktisadi büyüme arasıda bir ilişkii varlığı hem teorik hem de uygulama yöüde test edilmiştir. Fiasal gelişme mali hizmetleri etkiliği, miktarı ve kalitesideki itelik artışlarıı sağladığı bir süreç olarak taımlamaktadır. Bu süreç çok sayıda kurum ve faaliyeti

3 Atatürk Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 2, karşılıklı etkileşimi sayeside vücut bula bir mekaizmaya işaret etmektedir (Abu-Bader ad Abu-Qar, 2008). Fiasal büyüme ve iktisadi kalkıma arasıdaki karşılıklı edesellik ilişkisi Patric (1966) tarafıda kavramsallaştırıla arz yöledirici ve talep uyarıcı hipotezleri uygulamada test edilmiştir. Testlerde kullaıla veriler ya tekil ülke zama serisi ya da pael veri sertide oluşmaktadır. Bu souçlarda bazıları arz yöledirici hipotezi desteklerke, diğer bazıları da talep uyarıcı hipotezi desteklemektedir. Masur, vd (2009), Yag ve Yi (2008) Jalil vd (2010), Dawso (2008), Leitão (2010), Kıra vd (2009), Atoios, (2010) yaptıkları çalışmalarda arz yöledirici hipotezi kabul ede souçlar elde etmişlerdir. Liag ve Teg (2006), Shahoushi vd (2008) talep yöledirici hipotezi desteklerke, Chag (2002) ikisi arasıda bir ilişkii olmadığı soucua ulaşmaktadır. Bulgular arasıdaki bu zıtlık; hipotezler arasıda hagisii daha baskı olduğu oktasıda kesi bir kaaati oluşmadığıa işaret etmektedir. III. Veriler, Model ve Metodoloji Çalışmaı evrei D-8 ülkelerie ait verileri kapsamaktadır arasıı kapsaya yıllık veriler Düya Bakası ve Uluslararası Para Fou iteret siteleride yararlaılarak elde edilmiştir yıllarıı kapsaya zama boyutu, bazı ülkelerde bir kısım verileri olmayışıda ötürü daha kısa bir zama dilimii kapsamaktadır. Kullaıla veri uzulukları Tablo 2 de belirtilmiştir. Yapıla çalışmaları souçlarıa göre yatay kesit yaklaşımıı, değişkeler arasıda diamik etkileşimi yakalamada yetersiz olduğuda, gecikmeli ilişkileri test edilmeside bazı yetersizlikleri olduğu kabul edilmektedir. Ayrıca aalize kou ola ülkeler arasıda parametreleri sabit olduğu zımi varsayımı da yapılmaktadır ki, bu varsayım, özellikle farklı kalkıma stratejilerie, kurumlara ve yapılara sahip gelişmekte ola ülkeler içi fazla realistik değildir. Bu edele zama serileri aalizi değişkeler arasıdaki zamaa bağlı etkileşimi test edilmeside daha uygudur (Masih vd. 2009). Fiasal gelişme ve iktisadi büyüme ilişkisii irdelemeside iki değişke kategorisi yer almaktadır. Buları biri fias sistemie diğeri ekoomik yapıya ilişkidir. Fiasal gelişme göstergeleri olarak baka, merkez bakası ve diğer fiasal kurumlardaki mevduatı milli gelire oraı ve bakalar tarafıda özel sektöre verile kredi miktarları gibi parasal göstergeler dikkate alımaktadır. Özellikle, isbete sermaye kıtlığı çeke, gelişmekte ola ülkelerde, şirketleri fiasmaıda bakacılığı öemli bir yerii olması dikkate alıdığıda, kredi ve mevduat oraları öemli bir fiasal gelişme göstergesi olarak düşüülebilir. Acak kalkımaı fiasmaıda para arzıı aşırı artırılması eflasyo yoluyla istikrarı bozacağıda, likidite oraı ile iktisadi büyüme egatif ilişkili olabilmektedir. Diğer yada iktisadi gelişmeleri yasıta kotrol değişkeleri; dışa açıklık oraı, eflasyo, faiz

4 228 Murat NİŞANCI, İlyas KARABIYIK, Meti UÇAR oraı, kamu harcamalarıı payı, sabit sermaye yatırımları olarak dikkate alımakta ve bu değişkeler birlikte modelleerek aaliz edilmektedir (Goaied ad Sassi, 2010). Fiasal gelişme ve iktisadi gelişme arasıdaki ilişkii test edilmeside kullaıla model, Y = a + be + cf + u olarak belirlemiştir. Burada Y fert başıa milli gelir, E iktisadi değişkeler, F ise fiasal değişkelerdir. Burada fert başıa milli gelir değişkei iktisadi büyümeyi temsile kullaılmıştır. Modelde değişkeleri doğal logaritmaları kullaılarak tahmi edilmişlerdir. İktisadi değişkeler; ekoomileri dış açıklık göstergesi olarak dış ticareti gayri safi yurt içi hâsılaya (GSYİH) oraı (XM); gayri safi sabit sermaye birikimii GSYİH daki payı (CP); eflasyo yerie gayri safi milli hasıla deflatörü artış oraı (DEF); fiasal gösterge olarak bakacılık sektörü tarafıda sağlaa toplam kredileri GSYİH daki payı (FD1); özel sektöre verile kredi miktarıı milli gelire oraı (FD2); bakacılık sektörü likit varlıklarıı milli gelire oraı QL (quasi-liquid liabilities) modele dahil edilmiştir. IV. Tahmi ve Test Souçları Zama serilerie dayalı tahmilerde, serileri durağa olup olmaması öemlidir. Yai kullaıla değişkeleri birim kök taşıyıp taşımadığı ve değişkeler arasıda eş bütüleşme ilişkisii var olup olmadığıı belirlemesi gerekmektedir. Eğer seriler birim kök taşımıyorsa, serilerdeki değişimi geçici olduğua ve böylece kısa döem ilişkisii varlığıa karar verilir. Seriler birim kök taşıdığıda serilerde meydaa gele şoklar sürekli olacak, yai uzu döem etkisie sahip olacaktır. Tahmiler EViews programı yardımı ile yapılmıştır. Tahmileri ilk aşamasıda, kullaıla serileri durağalık sıaması Im, Pesara ve Shi (IPS) Testi ve Geişletilmiş Dickey Fuller (GDF) Testi ile yapılmıştır. Pael verilerii birim kök testi paket program yardımıyla yapıldığıda, kou ile ilgili tartışmalar ve deklemler burada gösterilmemiş ve sadece test souçlarıa yer verilmiştir.

5 Atatürk Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 2, Tablo 1: Pael Birim Kök Test Souçları Im, Pesara ve Shi (IPS) Geişletilmiş Dickey Fuller (GDF) Değişkeler Düzey 1. Fark Düzey 1. Fark Y + -0,025 9,784 13,756 (0,616) 114,07 (0,000)* (0,489) (0,000)* XM -1,437-17,791 23,168 (0,109) 241,10 (0,000)* (0,075) (0,000)* CP -1,261-14,063 22,784 (0,121) (0,000)* (0,104) (0,000)* DEF -1,722-7,222 27,344 (0,037) 83,53 (0,000)* (0,042) (0,000)* FD1 0,013-9,752 18,043 (0,321) 122,08 (0,000)* (0,348) (0,000)* QL 0,536-13,664 18,296 (0,306) 166,85 (0,000)* (0,704) (0,000)* FD2-1,172-13,54 32,11(0,097) 160,11(0,000)* (0,121) (0,000)* Paratez içideki değerler P ihtimal değerleridir. * %1 de öemlidir. + Y; fert başıa milli gelir, XM; dış ticareti milli gelire oraı, CP; gayri safi sabit sermaye birikimii milli gelire oraı, DEF; ülkeleri gayri safi milli hasıla deflatörü, FD1; bakacılık sektörü tarafıda sağlaa toplam kredileri GSYİH daki payı, (FD2); özel sektöre verile kredi miktarıı milli gelire oraı, QL, bakacılık sektörü likit varlıklarıı milli gelire oraıı temsil etmektedir. Pael verilerii sabit ve tredli olarak birim kök sıaması yapılmış ve souçlar Tablo:1 de verilmiştir. Model tahmiide kullaıla değişkelere ilişki birim kök test souçlarıa göre serileri düzey değerleride durağa olmadığı alaşılmaktadır. Fakat birici farklarda durağa oldukları görülmektedir. Yai seriler I(1) dir. Başka bir alatımla pael serileri birici derecede bütüleşiktir. Burada hareketle değişkeler arasıda uzu döem ilişkisi var olduğu söyleebilir. Model tahmiide kullaıla seriler arasıda birim kökü varlığı, bu seriler arasıda edesellik testlerii yapılabileceğie işaret edebilir. Eğer serilerde durağalık sağlamak içi serileri d kez farkı alıarak durağalık sağlaıyor ise serileri d derecede bütüleşik olduğu söyleebilir. Kullaıla değişkeler I(1) olduğuda e azıda bir eşbütüleşme vektörüü varlığıı irdelemesi gerekir. Aksi durumda sahte regresyo problemi ile karşılaşılabilir. Değişkeler arasıda eşbütüleşmei varlığı, Atidehou vd (2005) de gösterile, Egle-Grager metodu ile test edilmiştir. Fias ve büyüme değişkeleri arasıda Grager edesellik ilişkisi aşağıdaki deklem sistemleri ile ifade edilebilir. Yt = α αiyt i + βixt i + i= 1 i= ut (1)

6 230 Murat NİŞANCI, İlyas KARABIYIK, Meti UÇAR Xt = δ δiyt i + ηixt i + i= 1 i= Burada X fias değişkelerii Y ise ekoomik değişkei temsil etmektedir. α, β, δ ve η tahmi edilecek parametrelerdir. Bu parametreleri alamlılık düzeyleri edesellik ilişkisii varlığıı belirler. Her iki deklemde değişke katsayıları istatistikî olarak alamlı ise iki değişke arasıda karşılıklı edeselliği varlığıa; parametreler alamsız ise ilişkii olmadığıa karar verilir. Birici deklemde β lar alamlı, ikici deklemde δ ler alamsız ise X de Y ye doğru tek yölü; tersie birici deklemde β lar alamsız, ikici deklemde δ ler alamlı ise Y de X e doğru tek yölü bir edesellik olduğu söyleir (Gujarati,1999:621). Kullaıla değişkeleri hem durağa olmaması hem de eşbütüleşik olması durumuda, yukarıda verile deklemler uygu olmayabilir. Bu yalış belirlemeyi düzeltmek içi Hata Düzeltme Modeli kullaılabilir. X ve Y değişkeleri arasıda edeselliği test etmeye imkâ taıya Hata Düzeltme Modeli şu şekilde yazılabilir: ΔYt = ΔXt = vt λ iδyt i + μiδxt i + π 1ut 1 + i= 1 i= 1 ε iδyt i + ϕiδxt i + π 2vt 1 + i= 1 i= 1 Burada ΔY ve ΔX, Y ve X değişkelerii farklarıı gösterir. u t-1 ve v t-1 (1) ve (2) olu deklemleri tahmiide elde edile hata terimlerii gecikmeli değerleridir. Hata Düzeltme Modelie dayalı olarak edesellik ilişkisi (H 1,0 : μ 1 = =μ =0 ve H 2,0 : ε 1 = =ε =0) sıfır hipotezleri F testi yardımıyla belirleebilir. Eğer H 1,0 reddedilirse X de Y ye doğru; H 2,0 reddedilirse Y de X e doğru bir edeselliği olduğua karar verilir. Tablo 2: Egle-Grager Eşbütüleşme Testi FD1 g FD2 g QL g Bagladeş -4,155*** ,658*** ,867*** 35 0 Mısır -4,032*** ,699*** ,317*** 48 1 Edoezya -3,232*** ,117*** ,858*** 40 0 İra -2,948*** ,965*** ,770*** 42 0 Malezya -2,477*** ,356** ,887*** 47 0 Nijerya -3,067*** ,969*** ,883*** 49 0 Pakista -2,483** ,998** , Türkiye -3,834*** ,775*** ,836* 49 0 ***, ** ve * sırasıyla, %1, %5 ve %10 öem düzeyide alamlıdır. veri seti uzuluğuu, g gecikme uzuluğudur. Değişkeleri taımları Tablo 1 deki gibidir. Egle-Grager metodua göre iktisadi gelişme ve fiasal değişmeler arasıda eşbütüleşmei varlığı test edilmiş ve souçlar Tablo 2 de gösterilmiştir. Bu souçlara göre fiasal değişkeleri D-8 ülkelerii e e (2) 1t 2t (3) (4)

7 Atatürk Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 2, çoğuda fert başıa düşe gelirle %1 öem düzeyide eşbütüleşik olduğu görülmektedir. Sadece Pakista içi iki fiasal değişke %5de alamlı olduğu alaşılmaktadır. İlgili ülkelerde fiasal değişkeler ile iktisadi değişke (kişi başıa milli gelir) arasıda uzu döem ilişkisii olduğu söyleebilir. Tablo 3: Grager Nedesellik Testi Y Fd1 Fd1 Y Y Fd2 Fd2 Y Y QL ql Y Bagladeş 8,28*** 0,04 0,04 2,99** 2,54* 0,23 Mısır 0,49 1,39 5,01*** 2,84** 0,98 2,05 Edoezya 0,63 0,40 15,38*** 0,04 0,43 0,11 İra 1,91 0,51 2,65* 0,35 2,74* 0,33 Malezya 0,73 1,33 1,05 0,13 0,42 0,82 Nijerya 1,97 0,02 4,70*** 0,07 5,67*** 0,20 Pakista 0,93 1,89 1,17 2,78** 1,47 0,12 Türkiye 1,05 0,98 1,36 6,02*** 0,62 3,86** ***, ** ve *, sırasıyla, %1, %5 ve %10 öem düzeyide istatistikî olarak alamlıdır. sembolü, edesellik ilişkisi yoktur alamıdadır. Yukarıda verile deklem (1) ve (2) ye göre düzey değerler kullaılarak değişkeler arasıdaki edesellik ilişkisi irdelemiş ve souçlar Tablo 3 de verilmiştir. Değişkeleri düzey değerleri kullaılarak uzu döem edesellik ilişkisii farklı fiasal araçlara göre değişiklik gösterdiği söyleebilir. Bakacılık sektörü tarafıda sağlaa krediler (FD1) sadece Bagladeş te tek yölü bir ilişki sergilerke, diğer ülkelerde bir edesel ilişki sağlamadığı görülmektedir. Diğer yada özel sektöre sağlaa kredi oraıı, Malezya haricide, tüm ülkelerde e azıda bir yölü olarak edesellik ilişkisi gösterdiği alaşılmaktadır. Özellikle Mısır da iki yölü bir ilişki söz kousudur. Edoezya, İra ve Nijerya da iktisadi büyüme fiasal gelişmeye ede olurke, Bagladeş, Pakista ve Türkiye de fiasal gelişme iktisadi büyümeye ede olmaktadır. Birici durumda talep yalı hipotezi, ikici durumda ise arz yalı hipotezi geçerli olduğu ileri sürülebilir. Ayrıca baka likit varlıkları oraı sadece Türkiye de milli gelir artış oraıa ede olurke, Bagladeş, İra ve Nijerya da milli gelir artışı baka likit varlık oralarıda bir artışa yol açmaktadır. Hata Düzeltme Modelie dayalı olarak yapıla edesellik testleride Mısır ve Pakista da milli gelir artışı FD1 i edei ike, Bagladeş te FD1 milli geliri edeidir. Hem uzu döem hem de kısa döem edesellik ilişkisi, diğer iki fiasal araca (FD1 ve QL) azara, milli gelir ile FD2 arasıda ortaya çıkmaktadır. Bagladeş ve Malezya da milli gelir FD2 i;

8 232 Murat NİŞANCI, İlyas KARABIYIK, Meti UÇAR Mısır, Edoezya, Pakista ve Türkiye de FD2 milli geliri edei olduğu alaşılmaktadır. QL ve milli gelir Bagladeş de çift yölü bir ilişki sergilerke, Mısır ve Edoezya da QL milli geliri edeidir (Tablo:4). Geel olarak bakıldığıda, D-8 ülkeleride, hem kısa hem de uzu döemde, bakacılık sektörüü sağladığı krediler (FD1) ile milli gelir arasıda edesellik ilişkisii olduğu söyleemez. Diğer yada özel sektör kredilerii (FD2) birçok ülkede iktisadi değişkele edesellik ilişkisi içeriside olduğu söyleebilir. Hata düzeltme terimi katsayısıı, heme heme tüm ülkelerde, istatistikî olarak alamlı ve egatif işaretli olmasıı, bu değişkelerde kısa döemde gözlee degesizlikleri düzelterek, uzu döem degesie yaklaştırdığı şeklide yorumlaabilir. V.Souç D-8 ülkeleride iktisadi büyüme (fert başıa düşe milli gelir) ile fiasal sektör gelişmesi (bakacılık sektörüü sağladığı toplam kredi miktarı, özel sektöre verile kredi miktarı ve baka likit varlıklarıı milli gelire oraı) arasıda kısa ve uzu döem edesellik ilişkisii icelediği bu çalışmada, kullaıla değişkeler arasıda uzu döem ilişkisii varlığı test edilmiş ve Egle-Grager yaklaşımıa göre eşbütüleşme varlığı soucua ulaşılmıştır. Daha sora edesellik ilişkisi araştırılmıştır. Bazı ülkelerde iktisadi büyüme ve fiasal değişkeler arasıda edesellik ilişkisii varlığı tespit edilmiştir. Kullaıla fiasal değişkelerde büyüme üzeride e etkili olaı özel sektör kredileridir. Öreği Bagladeş, Mısır, Edoezya, Pakista ve Türkiye de hem kısa hem de uzu döemde özel sektör kredileri ile büyüme arasıda tek yölü bir ilişki gözlemlemektedir. Bakacılık sektörüü sağladığı toplam krediler, baka likit varlıklarıı oraı ve iktisadi büyüme arasıdaki ilişki daha az sayıda ülkede görülmektedir. Özellikle bakacılık sektörüü sağladığı toplam kredi miktarı ile büyüme arasıda çok güçlü bir edesellik ilişkisii gözlemleememesi, ilgili ülkelerde bu değişkeleri hacmi, yöledirilmesi ve verimli sektörlere kaalize edilmesideki yetersizliklerde kayaklaıyor olabilir. Özel sektör kredilerii daha alamlı edesellik sergilemesi, yie de özel sektörü daha verimli kayak kullaımı şeklide değerledirilebilir. Ayrıca aalizlerde kullaıla veriler formel fiasal araçlara ilişkidir. Gelişmekte ola ülkelerde yatırımları fiasmaıda, formel fiasal araçları yaı sıra iformel fiasal araçları da öemli bir yer tuttuğu dikkate alıdığıda, burada elde edile souçları, ilgili ülkeler içi öemli olduğu düşüülebilir. Pael verilerie dayalı edesellik aalizleride, gelişmiş ekoomilerde, fiasal gelişme ve büyüme arasıda daha güçlü bir edesellik ilişkisi sergilemesie karşı; azgelişmiş ve gelişmekte ola ülkelerde bu ilişkii biraz zayıf çıktığı gözlemektedir. Bu da gelişmekte ola ülkelerde degeli iktisadi büyümeyi sağlamada fiasal sektörü yetersizliği ile açıklaabilir (Colombage, 2009; Christopoulos ad Tsioas, 2004; Al-Awad,

9 Atatürk Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 2, Mouawiya ad Nasri Harb, 2005). Ayrıca aalize kou ola ülkelerde reel iktisadi büyümede dalgalamaları yaşaması fiasal gelişme ve iktisadi büyüme arasıda zayıf bir ilişkii doğmasıda etkili olabilir. Dolayısıyla D-8 ülkeleri bağlamıda, tasarruf sahipleri ile yatırımcılar arasıda bağlatıyı artıracak ve fiasal kayakları daha etki dağılımıı temi etmek üzere, fiasal gelişmeyi daha da artıracak reformları yapılması gerektiği ileri sürülebilir. Tablo 4: Hata Düzeltme Modeli Nedesellik Souçları Y FD1 π 1 FD1 Y π 2 Y FD2 π 1 FD2 Y π 2 Y QL π 1 QL Y π 2 Bagladeş 1,01-0,40*** 2,27* (3) -0,50*** 6,49*** 0,18* 0,99-0,51*** 5,64** -0,29*** 2,81* (1) -0,37*** Mısır 4,89*** -0,20** 0,82-0,26** 0,33 0,07** 9,55*** (1) -0,30*** 0,29-0,04 5,19*** -0,16*** Edoezya 0,19-0,24*** 0,64-0,18 0,20-0,42*** 5,98*** -0,41*** 0,29-0,27*** 5,19*** -0,14 İra 0,98-0,32*** 0,03-0,65*** 0,77-0,28*** 0,98 (4) -0,15* 1,30-0,31*** 1,00 (3) -0,19*** Malezya 0,88-0,14** 0,86 (3) -0,33*** 3,02**(3) -0,14** 0,33-0,28*** 1,09(4) -0,13** 0,27-0,35*** Nijerya 0,52(4) -0,15 1,02-0,27*** 0,68-0,17 1,08(5) -0,23** 1,73-0,11 0,25-0,13** Pakista 4,03**(2) -0,19** 1,91-0,54*** 0,41 (1) -0,17** 6,41*** -0,51*** 0,69-0,09 1,40-0,39*** Türkiye 1,64-0,25** 1,44-0,41*** 0,04-0,24*** 5,99*** -0,50*** 1,18-0,13* 0,86-0,23** ***, ** ve *, sırasıyla, %1, %5 ve %10 öem düzeyide istatistikî olarak alamlıdır. sembolü, edesellik ilişkisi yoktur alamıdadır. Kayaklar Abu-Bader, Suleima ad Aamer S. Abu-Qar, (2008), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: Empirical Evidece from Six MENA Coutries, Review of Developmet Ecoomics, 12(4), Al-Awad, Mouawiya ad Nasri Harb, (2005), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth i the Middle East, Applied Fiacial Ecoomics, 15, Atoios, Adamopoulos, (2010), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth a Comparative Study betwee 15 Europea Uio Member States, Iteratioal Research Joural of Fiace ad Ecoomics, 35, Atidehou, Roger B., Jea Pierre Gueyie ad Edoh Kossi Ameouve, (2005), Fiacial Itermediatio ad Ecoomic Growth: Evidece from Wester Africa, Applied Fiacial Ecoomics, 15, Chag, Tsagyao ad Steve B. Caudill, (2005), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: The Case of Taiwa, Applied Ecoomics, 37,

10 234 Murat NİŞANCI, İlyas KARABIYIK, Meti UÇAR Chag, Tsagyao, (2002), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth i Mailad Chia: A Note o Testig Demad-Followig or Supply- Leadig Hypothesis, Applied Ecoomics Letters, 9, Christopoulos, Dimitris K. ad Efthymios G. Tsioas, (2004), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: Evidece from Pael Uit Root ad Coitegratio Tests, Joural of Developmet Ecoomics, 73, Colombage, Sisira R.N. (2009), Fiacial Markets ad Ecoomic Performaces: Empirical Evidece from Five İdustrialized Ecoomies, Research i Iteratioal Busiess ad Fiace, 23, Dawso, P.J. (2008), Fiacial Developmet Ad Ecoomic Growth i Developig Coutries, Progress i Developmet Studies 8, 4, Goaied, Mohamed ad Seifallah Sassi, (2010), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth i the MENA Regio : What about Islamic Bakig Developmet, (Erişim: ) Iyare, Suday ad Moore, Wisto, (2009), Fiacial Sector Developmet ad Growth i Small Ope Ecoomies, Applied Ecoomics,, First published o: 14 September Jalil, Abdul, Mete Feridu ad Yig Ma, (2010), Fiace-Growth Nexus i Chia Revisited: New Evidece from Pricipal Compoets ad ARDL Bouds Tests, Iteratioal Review of Ecoomics ad Fiace, 19, Kıra, Burcu, Nilgü Çil Yavuz ad Burak Güriş, (2009), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: A Pael Data Aalysis of Emergig Coutries, Iteratioal Research Joural of Fiace ad Ecoomics, 30, Leitão, Nuo Carlos, (2010), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: A Pael Data Approach, Theoretical ad Applied Ecoomics, Volume XVII, No. 10(551), Liag, Qi ad Jia-Zhou TENG, (2006), Fiacial Developmet Ad Ecoomic Growth: Evidece from Chia, Chia Ecoomic Review 17, Masih, Masur, Ali Al-Elg ad Haider Madai, (2009), Causality Betwee Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: A Applicatio of Vector Error Correctio ad Variace Decompositio Methods to Saudi Arabia, Applied Ecoomics, 41, Patrick, H. T. (1966), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth i Uderdeveloped Coutries, Ecoomic Developmet ad Cultural Chage, 14,

11 Atatürk Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 2, Saci, Karima, Gialuigi Giorgioi ad Ke Holde, (2009), Does Fiacial Developmet Affect Growth?, Applied Ecoomics, 41, Shahoushi, N., A.G. Abadi, M. Daeshvar, E. Shokri ad M. Motallebi, (2008), Causality Betwee Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth i Ira, World Applied Scieces Joural, 4 (5), Soukhakia, Nazai, (2007), Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth i Ira: Evidece From Co-Itegratio ad Causality Tests, Iteratioal Joural of Ecoomic Perspectives, 2007, 1, 2, Yag, Yug Y. ad Myug Hoo Yi, (2008), Does Fiacial Developmet Cause Ecoomic Growth? Implicatio for Policy i Korea, Joural of Policy Modelig, 30,