Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi () 1 / : 17 16 Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği Burçak Müge Vural * Şevke Alper Koç ** Koray Vural *** Öze: Tükeim harcamaları GSYH nin en büyük bileşeni olduğu için ekonomik sisem için hayai önem aşımakadır. Tükeim harcamalarında oraya çıkan dalgalanmalar GSYH, isihdam ve enflasyon belirsizliğini arırmakadır. Diğer yandan, yapılan çeşili araşırmalar belirsizlik oramında ükeicilerin ükeim harcamalarını azalarak edbiri asarruflarını arırdıklarını oraya koymakadır. Bu nokada belirsizlik ve ükeim harcamaları arasında çif yönlü bir nedensellik oraya çıkmakadır. Çalışmanın amacı, belirsizlik ve ükeim harcamaları arasındaki ilişkiyi irdelemek ve bu konuya ilişkin poliika önerileri gelişirmekir. Anahar Kelimeler: Tükeim, İhiya saikiyle Tasarruf, Nedensellik esi, Eşbüünleşme analizi. Giriş Hanehalkının geleceğe yönelik beklenilerinde ve öngörülerinde bir belirsizlik sürecine girmesi, hanehalkının ükeim harcama kalıplarını değişirebilmekedir. Lieraürde belirsizliğin hanehalkı ükeim eğilimini azalması durumu, belirsizlik alında bireylerin ihiya saikiyle asarruf a yönelmeleri şeklinde açıklanmakadır. Bu makalede, belirsizliğin hanehalkının ükeim harcamaları üzerindeki ekisi ele alınmaka ve analiz edilmekedir. Tükeim harcamaları GSYH nin en büyük bileşenlerinden biridir, dolayısıyla ekonomik sisem için hayai önem aşımakadır. 9 yılı iibariyle Türkiye de yur- * Yrd. Doç. Dr. Burçak Müge Vural, Dokuz Eylül Üniversiesi, İşleme Fakülesi nde öğreim üyesidir. ** Yrd. Doç. Dr. Şevke Alper Koç, Kocaeli Üniversiesi İkisa Bölümü nde öğreim üyesidir. *** Koray Vural ikisa eorisi bilim uzmanıdır.
18 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural içi ükeimin GSYH içerisindeki payı %75 düzeylerindedir 1. Böylece, ükeim harcamalarında oraya çıkan dalgalanmalar GSYH ve isihdam belirsizliğini arırmakadır. Bu nokada belirsizlik ve ükeim harcamaları arasında çif yönlü bir nedensellik oraya çıkmakadır. Bu çalışmada belirsizliğin ükeim harcamaları üzerindeki negaif ekisinin araşırılması ve ampirik bulguların oraya konularak değerlendirilmesi amaçlanmakadır. Bu kapsamda öncelikle çalışmanın emel dayanağı olan lieraür aranacak, ihiya saikiyle asarruf ve ükeim fonksiyonu ele alınacak ve anımlanacakır. Daha sonra veri sei ve uygulanan yönem anıılacakır. Son olarak ise elde edilen bulgular açıklanacak ve arışılacakır. Lieraür Araşırması Hanehalkı ükeim eğilimini açıklamaya yönelik çalışmaların başında (Modligliani ve Brumberg, 1954) ile (Friedman, 1957) arafından gerçekleşirilen çalışmalar lieraüre öncülük emişir. (Levhari ve Srinivassan, 1969) ise çalışmalarında belirsizlik alında asarruf davranışı ve serve birikimi üzerine odaklanarak belirsizlik unsurunu dolaylı olarak ükeim davranışının açıklanmasında kullanmışlardır. (Leland, 1968) ise, belirsizliğin bireylerin asarruf edbirlerini arırıcı ekisini oraya koyduğu çalışmasında konuyu eorik olarak ele almışır. Leland kullandığı iki dönemli modelde, alebin ikinci döneme ai gelir belirsizliğinin (sokasik gelir unsurunun) poziif bir fonksiyonu olduğunu oraya koymuşur. Belirsizliğin asarruf davranışı üzerindeki ekilerini ele alan bir başka eorik çalışma (Sandmo, 197) arafından gerçekleşirilmişir. Sandmo çalışmasında ücreli/maaşlı çalışanlar ile serbes meslek çalışanları arasındaki asarruf ve ükeim davranışı farklılıklarını ele almışır. İkinci grupa yer alan, çifçiler gibi, serbes meslek sahiplerinin gelirlerinin daha değişken olması dolayısıyla belirsizlik unsurunun daha yüksek olduğunu varsaymışır ve dolayısıyla, asarruf eğiliminin daha yüksek olduğunu ileri sürmekedir. Belirsizliği gelir belirsizliği kapsamında ele alan (Albarran, ), ampirik araşırmalara yer verdiği çalışmasında belirsizlik vekil değişkeni olarak isihdam sözleşme sürelerinin kısalmasını almışır. Albarran ın İspanya için elde eiği sonuçlar, azalan isihdam sözleşme sürelerine bağlı olarak aran gelir riskinin ükeicilerin asarruf edbirlerini arırdığını oraya koymuşur. Lyhagen ise, İsveç için yapığı çalışmasında gelecek döneme ai gelir belirsizliğinin bireylerin ükeim eğilimini azalığını, asarruflarını ise arırdığını ampirik bulgularla ispalamışır. Bu alanda ampirik bulgular oraya koyan bir diğer çalışma ise İngilere için (Guariglia, 1) ara- 1 TUİK, İsaisiksel Tablolar, Harcamalar Yönemiyle GSYH, 1
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 19 fından yapılmışır. Guariglia mikro veri sei kullanarak yapığı çalışmasında belirsizlik unsurunu hanehalkı çalışanlarının işlerini kaybeme riskinin subjekif olasılık hesaplamalarıyla anımlandığı vekil değişken ve gelir varyansı kapsamında ele almışır. Söz konusu belirsizlik unsurunun ükeicilerin asarruf edbirlerini arırdığını oraya koymuşur. Türkiye ekonomisinde belirsizlik alında ekonomik akörlerin davranışlarını ele alan çalışmalar incelendiğinde, özellikle belirsizliğin ükeim davranışına ekileri konusunda gerçekleşirilmiş ampirik bir çalışmaya raslanmamışır. (Aksoy ve Şahin, 9) arafından gerçekleşirilen çalışma, belirsizlik alında ükeici opimizasyonuna geleneksel ve modern yaklaşımların ele alındığı bir araşırma çalışması nieliğindedir. Abaan (1998) ise, çalışmasında alernaif fayda eorileri kapsamında ükeici ercihlerini arışmakadır. Her iki çalışma da ükeici davranışlarını açıklamaya yönelik alernaif yaklaşımları eorik çerçevede ele almakadır, ancak ampirik bir bulgu sunmamakadır. Hall (1978) ampirik çalışmasında Euler denklemini ahminleyerek lieraüre bir yenilik kazandırmışır. Tükeim davranışının modellenmesinde Euler denkleminin kullanılmasıyla ükeim fonksiyonu, esadüfî yürüyüş modeli halini almışır. (Davidson vd., 1978) ise Haa Düzelme Mekanizmasını kullanarak uzun vadeli dinamiklerle kısa vadeli dalgalanmaları eşanlı denklem sisemi ile modellemekedir. Tükeim harcamalarının ekonomerik modellenmesinde genellikle kuadraik fayda fonksiyonu kullanılmakadır. Kuadraik Fayda Fonksiyonunda marjinal fayda dışbükey (kavisli) özelliğini kaybemekedir ve lineer kabul edilmekedir. Bu durumda bireylerin ükeim kararlarının belirsizlik koşullarına bağlı olmadığı, ükeicinin geleceği öngörebildiği durumlarda da, belirsizlik alında benzer ükeim kalıplarına sahip olduğu varsayılmakadır. Dolayısıyla, ihiya saikiyle asarrufu göz ardı emeke olan bu fonksiyon daha çok yaşam boyu sürekli gelir hipoezinin ele alındığı durumlar için kullanılmakadır (Bergman, 5). Üçüncü ürevi sıfır olan kuadraik fayda fonksiyonu ihiya saikiyle asarrufu göz ardı emekedir. (Leland, 1968) ve (Sandmo, 197) ise ayrı ayrı yapıkları çalışmalarında belirsizliğin asarrufu arırdığı yönünde bulgular elde emişlerdir. İhiya Saikiyle Tasarruf ve Tükeim Fonksiyonu İhiya saikiyle asarrufu ükeim fonksiyonuna enegre edebilmek için Leland ve Sandmo çalışmalarında Euler denklemine başvurmuşlardır. Euler denklemi, dönemindeki ükeim davranışı ile izleyen 1 dönemindeki ükeim davranışlarını ilişkilendirmekedir. Leland çalışmasında ele aldığı iki dönemli modelde birinci dönem için gelirin belirli olduğunu varsaymakadır. İkinci dönem için ise, gelirin ne
11 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural olacağına ilişkin kesin bir bilgi olmamakla beraber, bireyin subjekif olasılık dağılımı bilinmekedir. Ayrıca, ükeicinin ikinci döneme ai gelirine dair bilgisi kesinlik aşımamakla birlike, ükeici birinci dönemdeki ükeim ve asarruf oranlarına karar vermek durumundadır. Bu nokadan yola çıkarak, Leland ın çalışmasında ele aldığı emel soru, ükeicinin ikinci dönemde sahip olmayı beklediği gelir düzeyinin belirsizliği arıkça birinci dönemde ihiya saikiyle yapacağı asarrufun arıp armayacağıdır. Leland ve Sandmo arafından elde edilen sonuçlar ise, belirsizliğin ükeim harcamalarını azalırken asarrufu arırdığı yönündedir. Amaç fonksiyonu, ükeicinin her iki dönem için de faydanın beklenen değerini ençoklamakadır. Tükeici ükeim ve asarruf kararlarını birinci dönem için sahip olduğu kesin bilgileri göz önünde bulundurarak alacakır. Tükeicinin ikinci döneme ai ükeim kararları ise, ikinci dönemde belirlenecek olan gelir düzeyine bağlı olarak, esadüfi nielike olacakır. Burada, amaç fonksiyon; C1, C Max E U C, C 1 (1) kısı fonksiyonlar ise, C r 1 1 Y 1 S 1 ve C Y 1 S () Burada, bireyin miras yoluyla serve ediniminin olmadığı, serve birikiminin ek kaynağının asarruflar olduğu varsayılmakadır. Amaç fonksiyonun kısıa göre opimizasyonu için, L U C, C C Y C 1 r Y 1 r 1 1 1 (3) denklem 3 eki Lagrange fonksiyonu elde edilmekedir. C 1 ve C ye göre kısmi ürevler alındığında, U 1 1 r U (4) sonucuna ulaşılmakadır. U 1 ve U sırasıyla fayda fonksiyonunun birinci dönem ve ikinci dönem ükeime göre ürevleridir.
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 111 Ayrıca, E( Y Y (5) ) * * Y Y E (6) * varsayılmakadır. Denklem 5 ikinci döneme ai beklenen geliri Y ile ifade emekedir. Denklem 6 ise, ikinci döneme ai gelirin varyansının, gelir belirsizliğini ifade eiğini oraya koymakadır. İkinci döneme ai beklenen gelirin gerçekleşen gelire eşi olması halinde ise denklem 4 aşağıdaki gibi ifade edilebilir, 1 r E( ) E( U1) U (7) Denklem 7 de eşiliğin sağ arafına Taylor seri açılımı uygulandığında, 1 reu re U C C U C C 1 (1 r)( U U ) (8) elde edilmekedir. Burada, R C C C C Y Y U varsayılmakadır ve, E olacakır. Denklemde, C : ikinci döneme ai opimum ükeim harcamalarını, R E Y Y olduğundan Y : ikinci döneme ai opimum gelir düzeyini ifade emekedir. Bunun için asarrufların opimal düzeyde olduğu varsayılmakadır. U, U, : Sırasıyla ikinci döneme ai opimum çözümün sunduğu oplam U faydanın birinci, ikinci ve üçüncü ürevlerini ifade emekedir. Ayrıca, R yüksek dereceden erimleri ifade emekedir. Yüksek dereceden erimlerin momeni sonlu olduğunda ise, R= varsayılmakadır 3. Denklem 8 i denklem 7 de yerine koydukan sonra; Taylor seri açılımı, bir fonksiyonun, o fonksiyonun erimlerinin ek bir nokadaki ürev değerlerinden hesaplanan sonsuz oplamı şeklinde açılımıdır. Taylor seri açılımı ile fonksiyonun dönüşürülmesi Johan Lyhagen, The Effec of Precauionary Saving on Consumpion in Sweden, Applied Economics, 1, s.674. den alınmışır. Ayrıca bu konuda bkz. Hayne E. Leland, The Precauionary Demand for Saving, The Quarerly Journal of Economics, vol.8, no.3, 1968, s.47. 3 Olasılık kuramı ve isaisik bilim dalları için momenlerin ilgili olduğu fonksiyonlar bir rassal değişken için olasılık yoğunluk fonksiyonu ile ilgilidir.
11 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural U 1 ( 1 r) U U (9) elde edilmekedir. Denklem 9 da eşiliğin sağ arafında yer alan U eriminin (opimal asarruf varsayımı alında ikinci döneme ai beklenen fayda değerinin üçüncü ürevinin) negaif bir değer alması ve bunun sonucunda geleceğe dair belirsizliğin arması durumunda birinci dönemin marjinal faydası azalmakadır. Bu da asarrufların arması ve birinci dönem ükeimin azalması anlamına gelmekedir (Hayne, 1968). Lyhagen (1) çalışmasında; (Caballero, 199), (Weil, 1993) ve (Guiso vd., 199) ni izleyerek aşağıdaki ükeim fonksiyonuna yer vermişir. Gelirin, denklem 8 de göserildiği gibi sokasik sürece abi olduğu ve haa eriminin normal dağılıma sahip olduğu varsayılmakadır. Y Y ^ 1 1 ) Y ( (1) ^ Burada; Y : Deerminisik Bileşendir. Bir diğer varsayım ise, ihiya saikinin paramere olarak enegre edildiği üssel fayda fonksiyonunun ençoklanmasıdır: max E i 1 e r i C i Burada, E : dönemine ai edinilen bilgiye dayalı bekleniyi, : risken kaçınma kasayısını, r : faiz oranını, C : ükeim harcamalarını ifade emekedir. Denklem 11 de yer alan amaç fonksiyonu ise, denklem 1 da yer alan gelir kısıına ve denklem 1 de yer alan refah kısıına abidir. (11) W rw 1 Y C (1) Söz konusu kısılar alında opimizasyon çözümü ise,
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 113 C r 1 ( Y r 1 ^ r Y W ) 1 r r( r ) (13) Denklem 13 ün sadeleşirilmesi ile, C (14) 1Y W 3 elde edilmekedir. Burada, r 1 1 ^ Y r 1 r r 1 1 r, r 3 r( r ) i ve, Y nin varyansını ifade emekedir. Burada;, 1, kasayıları, ikisa eorisine göre poziif değerli, 3 kasayısı ise negaif değerli varsayılmakadır. Dolayısıyla, gelir ve refah arışı ükeimi arırırken, belirsizliğin armasına bağlı olarak aran ihiya parameresinin büyümesi ükeimi azalmakadır. Tükeim arığında ise, ihiya saikiyle asarruf azalmaka, ükeim azaldığında ihiya saikiyle asarruf armakadır. Veri Sei ve Yönem Belirsizliğin ükeim harcamaları üzerindeki ekisini ölçümleyen modelde kullanılan veri sei OECD veri abanından elde edilen verilerden oluşmakadır. 1998 yılının ikinci çeyreğinden 1 yılının birinci çeyreğine kadar olan dönemi kapsayan hanehalkı özel nihai ükeim harcamaları verisi ile yine aynı dönemi kapsayan mevsimselliken arındırılmış büyüme oranları verisi kullanılmışır. Belirsizlik ölçüü olarak ise (Dixi ve Pindyck, 1994) in kullandığı gibi, büyüme oranlarının varyansı vekil değişken olarak kullanılmışır. Büyüme oranlarının varyansının arması söz konusu dönem için GSYH değişkenliğinin arması anlamına gelmekedir. Dolayısıyla, bu durum da GSYH belirsizliğini ifade emekedir.
114 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural GSYH belirsizliğinin armasının özel ükeim harcamalarını azalması ve ihiyai asarruf edbirlerini arırması beklenmekedir. Diğer yandan, Özel ükeim harcamalarının, GSYH nın önemli belirleyicilerinden biri olması dolayısıyla özel ükeim harcamalarındaki arış veya azalışların da GSYH daki arış veya azalışlara yansıması beklenmekir. Dolayısıyla, GSYH ve ükeim harcamaları arasında iki yönlü bir nedensellik oraya çıkmakadır. Bu durumu cebirsel olarak ifade emek gerekirse; GSYH C I G NX GSYH Y C (15) 1Y W 3 Denklem 15, bir önceki kısımda elde edilen ükeim harcamaları denklemini gösermekedir. Ancak, bu çalışmada ahminlenen denklemde veri kısıı nedeniyle refah parameresi modelin dışında uulmuşur. Geleneksel ekonomerik analiz eknikleri ile değişkenler arasındaki ilişkinin belirlenmesi ve es edilmesi için öncelikle değişkenlerin içsel ya da dışsal ayrımının yapılması gerekmekedir. Sisemde yer alan değişkenlerin gecikmelerinin belirlendiği ve eşanlı denklem siseminde yer alan her bir denklemin En Küçük Kareler Yönemi (EKKY) ile çözümlendiği bir eknik olan Vekör Ooregresif Modellerde (VAR) ise değişkenlerin içsel dışsal ayrımının yapılmasına gereksinim duyulmamakadır 4. VAR modelinin yapısal analizde kullanılabilmesi için gerekli ekniklerden biri olan (Granger, 1988) nedensellik ekniği, sisemde yer alan değişkenler arasındaki ilişkilerin yönünü ve gecikme yapısını belirlemekedir. Yukarıda ele alınan sisem içerisinde yer alan değişkenlerin deerminisik özellikleri belirlenmiş, değişkenler durağanlık esine abi uulmuş, daha sonra ise opimal gecikme uzunluğu belirlenmişir. Ardından, değişkenler arasındaki ilişkinin yönünün ve nedensellik yapısının belirlenebilmesi için Granger nedensellik analizine yer verilmişir. Daha sonra ise, değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkileri oraya koyabilmek amacıyla eşbüünleşme analizi yapılmışır. Var Analizi Sonuçları VAR analizinde kullanılan değişkenler hanehalkı özel nihai ükeim harcamaları (CONS), GSYH (GDP) büyümesi ve belirsizlik ölçüü olarak ele alınan GSYH 4 Wojciech W. Charemza ve Derek F. Deadman, New Direcions in Economeric Pracice, General o Specific Modelling, Coinegraion and Vecor Auoregression, Edward Elgar Publicaions Limied, 199, s. 146.
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 115 (VARGDP) büyüme oranının varyansıdır. Tablo I de her iki değişkene ai deerminisik ve sokasik bileşenlere ilişkin sonuçlar yer almakadır. Tablo 1: Değişkenlerin Deerminisik Özellikleri Değişkenler CONS GDP VARGDP Sabi 4.84948 (.).1158 (.5).7414 (.5) Trend 4.184599 (.) 1.1183 (.7).65454 (.5) Tablo I de yer alan değerler isaisikleridir, isaisiklerine ai olasılık değerleri ise paranez içerisinde belirilmişir. Değerler incelendiğinde, CONS serisinin sabi ve rend içerdiği, GDP serisinin sabi içerdiği ancak rend içermediği gözlenmekedir. Son olarak VARGDP serisine ai sabi -isaisiğinin anlamlı olduğu ancak rend isaisiğinin anlamlı olmadığı, dolayısıyla VARGDP değişkeninin de sabi içerdiği ancak rend içermediği gözlenmekedir. Modelde yer alan değişkenlerin deerminisik özelliklerini oraya koydukan sonra sokasik bileşen içerip içermediklerini izlemek için durağanlık esi yapılmışır. ADF ve PP durağanlık esi sonuçları Tablo de verilmişir. Tablo a: ADF Durağanlık Tesi Sonuçları Değişkenler D(CONS,1) D(GDP,1) D(VARGDP,1) ADF es isaisiği -.67118-8.596177-7.97436 Olasılık... %1 kriik değeri -4.184681-3.61453-3.61453 %5 kriik değeri -3.5189 -.938987 -.938987 %1 kriik değeri -3.18973 -.6793 -.65 Tes b: PP Durağanlık Tesi Sonuçları Değişkenler D(CONS,1) D(GDP,1) D(VARGDP,1) PP es isaisiği -11.9187-1.6858-6.354 Olasılık... %1 kriik değeri -4.17583-3.58115-3.58115 %5 kriik değeri -3.5174 -.966 -.966 %1 kriik değeri -3.18551 -.6144 -.6144 CONS değişkeni sabi ve rend eklenerek, GDP ve VARGDP değişkenleri ise sadece sabi eklenerek ADF durağanlık esine abi uulmuşur. Hem ADF hem de
116 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural PP durağanlık esi sonuçlarına göre CONS, GDP ve VARGDP değişkenleri I(1) sürecini izlemekedir. Böylece ükeim, gelir ve belirsizlik serilerinin birinci dereceden durağan olduğu kabul edilmişir. VAR modelinin ahmininden önceki ikinci aşama VAR siseminin derecesinin belirlenmesi, diğer bir deyişle modelde kullanılacak opimal gecikme uzunluğunun belirlenmesidir. Bu amaçla; LogL, LR, FPE (Final Predicion Error Krieri), AIC (Akaike Bilgi Krieri), SC (Schwarz Bilgi Krieri) ve HQ (Hannan Quinn Krieri) kullanılmışır. Elde edilen sonuçlar Tablo 3 e yer almakadır. Tablo 3: VAR Modeli için Opimal Gecikme Uzunluğunun Belirlenmesi Lag LogL LR FPE AIC SC HQ -78.57195 NA.976 3.884379 4.8498 3.99873 1-6.6338 51.18771.19 -.315394-1.818917 -.133416-64.635 6.66679.5 -.7789-1.8453-1.75886 3-98.16849 51.11685*.8-3.46118 -.496* -.79117* 4-19.946 16.6448.7* -3.378391-1.764841 -.786961 5-117.985 9.85873.8-3.38976-1.34368 -.6163 6-17.9779 11.839.8-3.3799* -1.1634 -.5155 * İlgili kriere göre belirlenen en uygun gecikme uzunluğunu gösermekedir. LR: Ardışık Değişirilmiş LR krierini, FPE: Final Predicion Error krierini, AIC: Akaike Bilgi krierini, SC: Schwarz Bilgi krierini, HQ: Hannan Quinn Bilgi Krierini fade emekedir. Tablo 3 e göserilen sonuçlara göre; LR, SC ve HQ krierlerinin aynı yönde olduğu ve üçüncü gecikmeyi önerdiği görülmekedir. FPE krieri dördüncü gecikmeyi ve AIC krierleri ise alıncı gecikmeyi önermekedir. Elde edilen sonuçlara göre analiz için opimal gecikme uzunluğunun üç olduğuna karar verilmişir. Böylece, sisemde yer alan her üç değişkenin de içsel değişken olarak anımlandığı ve opimal gecikme uzunluğunun üç olarak belirlendiği model aşağıdaki gibi ifade edilebilir: VARGDP c CONS c GDP c 3 3 i1 VARGDP i 1 3 3 i1 CONS i 1 3 i1 jcons 1 jvargdp 1 3 j1 j1 j1 3 kgdp 1 kvargdp 1 k1 k1 k1 3 3 k GDP j i GDP CONS 1 1 1
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 117 Sisemde yer alan değişkenlerin karşılıklı olarak birbirlerini ekileyip ekilemediklerini belirlemek için Granger nedensellik esi yapılmışır. Yukarıdaki anımlama üzerine gerçekleşirilen Granger nedensellik esi sonuçları Tablo 4 e verilmiş olup, sonuçlar sisemde yer alan değişkenler arasındaki nedenselliğin yönünü belirlemekedir. Tablo 4: Granger Nedensellik Tesi Sonuçları H Hipoezi F - Tesi Olasılık GSYH belirsizliğin Granger nedeni değildir..167.189 Belirsizlik GSYH nın Granger nedeni değildir. 1.847.14998 Tükeim harcamaları Belirsizliğin Granger nedeni değildir 1.77765.15541 Belirsizlik ükeim harcamalarının Granger nedeni değildir 5.9138.193 Tükeim harcamaları GSYH nın Granger nedeni değildir. 4.895.89 GSYH Tükeim harcamalarının Granger nedeni değildir. 4.5794.483 Tablo 4 en elde edilen sonuçlar değerlendirildiğinde; GSYH belirsizliğin Granger nedeni değildir, Belirsizlik GSYH nın Granger nedeni değildir, ve Tükeim harcamaları Belirsizliğin Granger nedeni değildir H hipoezleri F-esine göre %5 anlamlılık düzeyinde kabul edilirken; Belirsizlik Tükeim harcamalarının Granger nedeni değildir, Tükeim harcamaları GSYH nın Granger nedeni değildir, ve GSYH Tükeim harcamalarının Granger nedeni değildir H hipoezleri %5 anlamlılık düzeyinde reddedilmekedir. Buna göre ükeim harcamalarındaki arış ve gelir değişkenleri arasında karşılıklı Granger nedensellik bulunmakadır. Ayrıca, belirsizlik değişkeninden ükeim harcamalarına doğru ek yönlü bir Granger nedensellik ilişkisi söz konusudur. VAR modelinde değişkenlerin hangi sıra ile ahminlendikleri önem aşımakadır. Tablo 4 den elde edilen bilgiler çerçevesinde dışsal ve içsel değişkenler değerlendirilebileceği gibi, dışsal ve içsel değişkenlerin belirlenmesi için ekonomi eorisinden hareke emek de mümkündür. Granger nedensellik analizinin sonuçları belirsizlik vekil değişkeninin ükeim harcamaları üzerinde ekili olduğunu gösermekedir. Ayrıca, ükeim harcamaları da GSYH yı belirlemekedir. Dolayısıyla, belirsizliğin GSYH üzerinde dolaylı bir ekisinin söz konusu olduğu kabul edilmekedir. Böylece, değişkenlerin belirsizlik, ükeim harcamaları ve GSYH olarak sıralanması uygun görülmüşür. Bu sıralama ekonomi eorisi ile de uyumluluk arz emekedir. Dolayısıyla, modeli Belirsizlik, Tükeim harcamaları ve GSYH sıralamasıyla ahmin
118 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural emek daha sonra ise, Eki Tepki analizi ve Varyans Ayrışırması yönemlerini uygulamak doğru olacakır. Granger nedensellik esi sonuçlarına göre öngörülen sıralama ile elde edilen eki epki fonksiyonu sonuçları aşağıda grafiklerle göserilmekedir. Eki epki fonksiyonu grafikleri değişkenlerin şoklara verdikleri epkileri gösermekedir. Elde edilen eki epki fonksiyonu grafiklerinde dikey eksende ilgili değişkene verilen bir sandar sapmalık arış şokuna diğer değişkenlerin verdiği epkinin yönü ve yüzde olarak büyüklüğü, yaay eksende ise ay ölçeğinde şokun verilmesinden sonra geçen 1 aylık süre göserilmekedir. Kesik çizgiler değişkenlerin epkisi için sandar haalık güven aralığını emsil emeke ve sonuçların isaisiksel anlamlılığını gösermekedir. Tüm dönem için değişkenlere verilen bir sandar sapmalık şokun diğer değişkenler üzerindeki ekisini göseren eki epki fonksiyonları Grafik 1 de verilmişir. Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± S.E..4.3..1. -.1 -. -.3 Response of LNCONS o LNCONS.4.3..1. -.1 -. -.3 Response of LNCONS o LNGDP.4.3..1. -.1 -. -.3 Response of LNCONS o BELIRSIZ -.4 1 3 4 5 6 7 8 9 1 -.4 1 3 4 5 6 7 8 9 1 -.4 1 3 4 5 6 7 8 9 1.5.4.3..1. -.1 -. -.3 Response of LNGDP o LNCONS.5.4.3..1. -.1 -. -.3 Response of LNGDP o LNGDP.5.4.3..1. -.1 -. -.3 Response of LNGDP o BELIRSIZ -.4 1 3 4 5 6 7 8 9 1 -.4 1 3 4 5 6 7 8 9 1 -.4 1 3 4 5 6 7 8 9 1 16 Response of BELIRSIZ o LNCONS 16 Response of BELIRSIZ o LNGDP 16 Response of BELIRSIZ o BELIRSIZ 1 1 1 8 8 8 4 4 4-4 -4-4 -8 1 3 4 5 6 7 8 9 1-8 1 3 4 5 6 7 8 9 1-8 1 3 4 5 6 7 8 9 1 Şekil 1: Eki Tepki Analizi Sonuçları
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 119 Şekil 1 den elde edilen sonuçlara göre belirsizlik vekil değişkenine verilen 1 sandar sapmalık şoka ükeim harcamaları değişkeninin epkisi azalarak olmuşur. Tükeim harcamaları düzeyindeki düşüş ilk 3. ayda en yüksek düzeyine ulaşarak %. olmuşur. Tükeim harcamalarının belirsizlik şokuna verdiği söz konusu negaif epki üm dönem boyunca sürmekle beraber, yaklaşık dör ay sonra isaisiksel anlamlılığını yiirmekedir. Tükeim harcamalarının GSYH değişkenine verilen 1 sandar sapmalık bir şoka anlamlı bir epkisi gözlenmemekedir. GSYH değişkeninin belirsizlik vekil değişkenine verilen 1 sandar sapmalık şoka epkisi azalarak olmuş ve sadece ilk iki ay için isaisiksel olarak anlamlı çıkmışır. GSYH nın ükeim harcamalarına verilen 1 sandar sapmalık şoka epkisi ise sadece. ve 3. aylar arasında isaisiksel olarak anlamlı ve azalarak olmuşur. Son olarak, belirsizlik vekil değişkeninin GSYH ve ükeim harcamaları değişkenlerine verilen 1 sandar sapmalık şoklara isaisiksel olarak anlamlı bir epkisi gözlenmemişir. Elde edilen sonuçlar, Granger nedensellik esi sonucu ile kısmen örüşmekedir. Her iki analizin de orak sonucu belirsizlik şokunun ükeim harcamalarını azalığı yönündedir. Ayrıca, belirsizlik vekil değişkenine verilen 1 sandar sapmalık şokun yine kendisi üzerindeki ekisi ilk iki ay isaisiki olarak anlamlı ve poziifir. Diğer yandan, ükeim harcamalarına verilen 1 sandar sapmalık şokun yine ükeim harcamaları üzerindeki ekisi poziif ve. aya kadar isaisiki olarak anlamlıdır. Son olarak, belirsizlik vekil değişkenine verilen 1 sandar sapmalık şokun ilk ay süresince belirsizliği arırdığı izlenmişir. Tablo 5: Belirsizlik Değişkeninin Varysans Ayrışırması Sonuçları Dönem S.E. Belirsizlik (VARGDP) GSYH (GDP) Tükeim (CONS) 1 1.83 1... 11.579 91.887 8.457916.453365 3 11.5673 9.4734 8.8731.879556 4 1.6491 75.8134 13.546 11.13614 5 1.83413 75.91614 1.98773 11.963 6 13.4679 74.7974 13.85 1.19973 7 13.66 73.195 13.71951 13.8548 8 13.543 7.7898 15.8951 13.34 9 13.59319 7.633 16.817 13.9853 1 13.6111 69.8794 16.189 14.1115 Oralama 1.575646 79.17814 11.8336 9.184
1 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural Yapılan varyans ayrışırması sonuçları ise Tablo 5, Tablo 6 ve Tablo 7 de sunulmuşur. Tablo 5 de belirsizlik vekil değişkeninin varyans ayrışırması sonuçları, Tablo 6 da GSYH değişkeninin varyans ayrışırması sonuçları, Tablo 7 de ise, ükeim vekil değişkeninin varyans ayrışırması sonuçları verilmişir. Tablo 6: GSYH Değişkeninin Varysans Ayrışırması Sonuçları Dönem S.E. Belirsizlik (VARGDP) GSYH (GDP) Tükeim (CONS) 1.3843.64617 99.35387..49459 15.99654 75.9886 8.596 3.55789 1.997 6.51878 17.585 4.56446.395 6.697 17.48378 5.673 19.91 64.6658 16.811 6.63657 18.4471 64.1874 17.33855 7.6781 17.16645 57.853 5.65 8.735 16.588 57.1553 6.78918 9.75661 14.7519 6.8996 3.43485 1.7985 13.1356 6.11763 4.74981 Oralama.617594 15.93 66.36945 17.785 Tablo 7: Tükeim Harcamalarının Varyans Ayrışırması Sonuçları Dönem S.E. Belirsizlik (VARGDP) GSYH (GDP) Tükeim (CONS) 1.364.5366 8.1885 89.84135.3588 18.397 8.6144 7.98786 3.4511 3.45941.95433 48.5866 4.4988 3.9834 3.67317 45.34649 5.5486 6.5141 19.3157 54.186 6.5714 9.4539 18.8771 5.775 7.5974 9.5153.75863 47.7383 8.67 9.3566 3.436 47.53174 9.653 7.534 4.38483 48.11174 1.634 7.7939 4.519 47.69317 Oralama.5179 5.1711 19.46359 55.493 Elde edilen sonuçlara göre, belirsizlik vekil değişkenine ilişkin öngörü haa varyansının, 1 dönemin arimeik oralaması değerlendirildiğinde %79.18 inin ken-
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 11 di kendini açıkladığı, %11.8 inin GSYH arafından, %9. sinin ise ükeim harcamaları arafından açıklandığı görülmekedir. Bu nokada, Granger nedensellik ve eki epki analizi sonuçları ile uyumlu olarak ükeim harcamalarının belirsizlik üzerinde önemli bir ekisinin olmadığı değerlendirilebilir. Tablo 6 da ise GSYH değişkeninin varyans ayrışırması sonuçları izlenmekedir. Buradan, yine 1 döneme ai arimeik oralama göz önünde bulundurulduğunda, ükeim harcamalarına ilişkin öngörü haa varyansının %15.9 si belirsizlik vekil değişkeni arafından açıklanırken, %17.71 i ise ükeim harcamaları arafından açıkladığı görülmekedir, haa varyansının %66.37 si GSYH değişkeni arafından kendi kendini açıklamakadır. Son olarak, Tablo 7 de Tükeim Harcamalarının Varyans Ayrışırması sonuçları verilmişir. Yine 1 dönemlik oralama sonuçlar değerlendirildiğinde, ükeim harcamalarına ai haa varyansının %5.13 ü belirsizlik vekil değişkeni arafından, %19.46 sı GSYH arafından ve %55.41 i ükeim harcamalarının kendisi arafından açıklanmakadır. Buradan, belirsizliğin ükeim harcamaları üzerinde nispeen önemli bir ekiye sahip olduğu sonucu çıkmakadır. Eşbüünleşme Analizi Sonuçları Bir önceki kısımda yapılan analizler sonucunda serilerin durağan olmadığı, farkı alınarak durağan hale geirildiği açıklanmışı. VAR analizinde durağan olmayan serilerin durağan hale geirilmesi ve ahmin edilmesi gerekmekedir. Ancak, serilerin farkı alınarak durağan hale geirilme sürecinde değişkenler arasındaki eşbüünleşme sürecine dair bilgi kaybı oraya çıkabilmekedir (Granger ve Newbold, 1974). Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığını araşırabilmek amacıyla son olarak Eşbüünleşme Analizine yer verilmişir. Eşbüünleşme analizi ile özellikle belirsizlik vekil değişkeni ile ükeim harcamaları değişkeni arasındaki uzun dönemli ilişkinin araşırılması hedeflenmekedir. Hem belirsizlik vekil değişkeni hem de ükeim harcamaları değişkeni birinci dereceden farklarının alınması ile durağan hale gelmekedir. Bu durum serilerin aynı (birinci) dereceden büünleşik olduklarını gösermekedir. Aynı dereceden büünleşik seriler arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını ölçmek için Johansen eşbüünleşme esi uygulanmışır. Johansen (1988) arafından gelişirilen eşbüünleşme analizi belirsizlik vekil değişkeni ile ükeim değişkeni arasındaki uzun dönemli ilişkiyi es emek için kullanılmakadır. Eşbüünleşme analizi, bir önceki bölümde belirildiği gibi, maksimum olabilirlik ekniği kullanılarak durağan olmayan değişkenlerin doğrusal kombinasyonlarının uzun dönemde durağan olacağını ve böylece değişkenlerin birbiri ile eşbüünleşeceğini gösermekedir. Johansen eşbüünleşme esinde aynı dereceden
1 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural durağan olan serilerin denklem sisemi, sisemde yer alan her değişkenin düzey ve gecikmeli değerlerinin yer aldığı VAR analizine dayanmakadır. Durağanlık derecesi belirlenmiş denklem sisemi, değişkenlerinin gecikmeli değerlerinin yer aldığı VAR modeli şeklinde ifade edilir. Serinin durağanlaşırılması için birinci farkının alınması gerekirse Denklem no. 1 deki form elde edilmekedir. X i X 1 I 1... k1... X i k X, i 1,..., k. k e i (16) : kasayılar marisidir ve marisin rankı sisemde mevcu olan eşbüünleşme ilişkisini sağlayan vekör sayısını vermekedir. Rankın 1 e eşi olması 1 eşbüünleşme vekörünün bulunduğunu, 1 den fazla olması 1 den fazla eşbüünleşme vekörünün bulunduğunu, a eşi olması ise eşbüünleşme vekörü bulunmadığını işare emekedir. Johansen eşbüünleşme esinde seriler arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığı iz (race) ve maksimum özdeğer isaisikleri değerlendirilerek araşırılmakadır. Özdeğerler kullanılarak eşbüünleşme vekör sayısı log olabilirlik es isaisiği (iz isaisiği) ile es edilir. Maksimum özdeğer esi ise, r sayıda eşbüünleşme vekörünün r+1 sayıdaki alernaifi karşısında es edilmesidir. Tablo 8, VAR siseminde eşbüünleşme vekörlerinin sayısını belirleyen iz ve maksimum özdeğer isaisiklerini, eşbüünleşen vekör sayısını ve sandarlaşırılmış özdeğer vekörlerini gösermekedir. Tablo 8: Johansen Eşbüünleşme Analiz Sonuçları Varsayılan Eşbüünleşme Eşiliklerinin Sayısı Sıfır ( H : r ) En Çok 1 ( H : r 1) Maksimum Öz Değer Kriik Değer İz İsaisiği Kriik Değer 16.6947 14.646 15.896 15.4941 3.376 3.841466 3.376 3.841866 Normalize Özdeğer Vekörleri 1 +3.167 Değişkenler arasında eşbüünleşmenin olmadığını ileri süren H hipoezi için hem iz esi hem de maksimum özdeğer isaisikleri %5 anlamlılık düzeyindeki kriik değerlerden büyük olduğu için söz konusu boş hipoezler reddedilmişir. Diğer yandan, değişkenler arasında en çok 1 eşbüünleşme vekörünün bulunduğunu ileri
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 13 süren H hipoezi %5 anlamlılık düzeyinde reddedilmemişir. Elde edilen sonuçlara göre değişkenler arasında bir eşbüünleşme vekörü bulunmakadır. Dolayısıyla, iz esi ve maksimum özdeğer esinin sonuçlarına göre belirsizlik vekil değişkeni ile ükeim değişkeni arasında uzun dönemli bir denge ilişkisinden söz edilebilir. Tablo 9: Eşbüünleşme İlişkisinin Tahmini Lncons = - 3.167 vargdp (.4633) Tablo 9 ükeim değişkenine göre normalize edilmiş eşbüünleşik vekörü gösermekedir. Belirsizlik vekil değişkeninin önünde yer alan paramere uzun dönem esnekliği ifade emekedir. Bu paramere değerlendirildiğinde, ükeim harcamalarının belirsizlik karşısında uzun dönem esnekliği negaif ve isaisiksel olarak anlamlıdır. Belirsizlik arışı ükeim harcamalarını azalmakadır. Sonuç Tükeim harcamaları GSYH nin en büyük bileşenlerinden biridir, dolayısıyla ekonomik sisem için hayai önem aşımakadır. 9 yılı iibariyle Türkiye de yuriçi ükeimin GSYH içerisindeki payı %75 düzeylerindedir 5. Böylece, ükeim harcamaları GSYH nın en önemli belirleyenlerinden biridir ve ükeim harcamalarında oraya çıkan dalgalanmalar GSYH, isihdam ve enflasyon belirsizliğini arırmakadır (Lyhagen, 1). Diğer yandan, yapılan çeşili araşırmalar belirsizlik oramında ükeicilerin ükeim harcamalarını azalarak edbiri asarruflarını arırdıklarını oraya koymakadır. Bu nokada belirsizlik ve ükeim harcamaları arasında çif yönlü bir nedensellik oraya çıkmakadır. Çalışmanın amacı, belirsizlik ve ükeim harcamaları arasındaki ilişkiyi irdelemek ve bu konuya ilişkin poliika önerileri gelişirmekir. Bu amaca yönelik olarak, ükeim harcamalarına ve GSYH ye ilişkin makro veri seinin kullanıldığı belirsizlik parameresinin enegre edildiği ükeim fonksiyonunun ahmini yapılmışır. Çeyrek dönemlik GSYH büyüme hızlarının varyansı belirsizlik vekil değişkeni olarak kullanılmışır. Varyansaki arış, GSYH büyüme hızı oynaklığının arığı belirsizlik oramını ifade emekedir. GSYH büyüme hızı ve ükeim harcamaları arasındaki çif yönlü ekileşim nedeniyle, değişkenler arasında içsel / dışsal ayırımının yapılmasını gerekirmeyen ve değişkenler arasındaki dinamik ilişkileri oraya koyabilen VAR modeli kullanılmışır. 5 TUİK, İsaisiksel Tablolar, Harcamalar Yönemiyle GSYH, 1
14 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural VAR analizi kapsamında yapılan Granger nedensellik esi sonuçları; ükeim harcamaları ve gelir değişkenleri arasında karşılıklı Granger nedenselliğinin bulunduğunu oraya koymuşur. Ayrıca, belirsizlik değişkeninden ükeim harcamalarına doğru ek yönlü bir Granger nedensellik ilişkisi söz konusudur. Bu sonuçlar gelir ve ükeim ilişkisini oraya koyan klasik makroekonomik eori ile uyumludur. Diğer yandan, belirsizlik oramının ükeim harcamaları üzerinde belirleyici olduğu sonucu da lieraürdeki benzer çalışmaların elde eiği sonuçlarla örüşmekedir. Eki epki analizinden elde edilen sonuçlar ise Granger nedensellik esi sonuçları ile önemli ölçüde örüşmekedir. Her iki analiz sonucu da, belirsizlik karşısında ükeim harcamalarının azaldığını oraya koymuşur. Tükeim harcamalarının belirsizlik şokuna verdiği söz konusu negaif epki üm dönem boyunca sürmekle beraber, yaklaşık dör ay sonra isaisiksel anlamlılığını yiirmekedir. Varyans Ayrışırma Analizinden elde edilen sonuçlar ise, ükeim harcamalarına ai haa varyansının %5.13 ü belirsizlik vekil değişkeni arafından, %19.46 sı GSYH arafından ve %55.41 i ükeim harcamalarının kendisi arafından açıklamakadır. Buradan, belirsizliğin ükeim harcamaları üzerinde nispeen önemli bir ekiye sahip olduğu sonucunu oraya koymakadır. VAR analizinde durağan olmayan serilerin farkı alınarak durağan hale geirilme sürecinde değişkenler arasındaki eşbüünleşme sürecine dair bilgi kaybı oraya çıkabilmekedir. Belirsizlik vekil değişkeni ile ükeim harcamaları arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığını araşırabilmek amacıyla son olarak Eşbüünleşme Analizine yer verilmişir. Johansen eşbüünleşme analizinden elde edilen sonuçlara göre ise, değişkenler arasında bir eşbüünleşme vekörü bulunmakadır. Dolayısıyla, iz esi ve maksimum özdeğer esinin sonuçlarına göre belirsizlik vekil değişkeni ile ükeim değişkeni arasında uzun dönemli bir denge ilişkisinden söz edilebilir. Tükeim değişkenine göre normalize edilmiş eşbüünleşik vekörde belirsizlik vekil değişkeninin önünde yer alan paramere uzun dönem esnekliği ifade emekedir. Paramerenin negaif ve isaisiksel olarak anlamlı olması ise, ükeim harcamalarının belirsizliğe verdiği epkinin negaif ve isaisiksel olarak anlamlı olduğunu gösermekedir. Ayrıca, kasayının 1 den büyük olması ükeim harcamalarının belirsizlik karşısında esnekliğinin yüksek olduğunu gösermekedir. Elde edilen sonuçlar oplu olarak değerlendirildiğinde, belirsizlik ve ükeim harcamaları arasında uzun dönemli bir nedensellik ilişkisinin bulunduğu gözlenmekedir. Belirsizlik şoku ile ekonomi durağan durumdan sapmakadır. Ancak, kısa dönemde sürece uyum sağlayamayan bireyler oralama iki dönem sonra haa düzelme mekanizmasını işleerek, ekonominin ekrar durağan durum sürecine girmesini sağlamakadırlar. Diğer yandan, Johansen eşbüünleşme analizinden elde edilen sonuç-
Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi 15 lar ükeim harcamalarının belirsizliğe göserdiği epkinin yüksek olduğunu gösermekedir. Tükeiciler belirsizlik karşısında ükeim harcamalarını kısmaka, edbir asarruflarını arırmakadırlar. Lieraürde yer alan diğer sonuçlarla uyumlu olarak oraya çıkan bu durum haa düzelme mekanizmasının hızlı işleyişini açıklamakadır. Tükeicilerin belirsizlik alında ükeim harcamalarını kısılayarak epki vermeleri sonraki dönemlerde GSYH nın küçülmesine neden olmakadır. Küçülen GSYH hanehalkı ükeimini daha da azalmakadır ve ekonomi kısır döngüye girmekedir. Diğer yandan, belirsizliğin oradan kalkığı durumlarda ükeiciler harcamalarını arırmakadırlar ve bu durum da am ersine ekonominin canlanması sürecini başlamakadır. Araşırmadan elde edilen sonuçlar doğrulusunda ükeicilerin belirsizlik olgusuna verdikleri epkinin yüksekliği dikka çekmekedir. Bu durum ise, Türkiye de isikrar poliikalarının önemini vurgulamakadır. GSYH hedeflemesi gibi, özellikle GSYH yı isikrara kavuşurması beklenen isikrar poliikalarının uzun dönem büyüme sürecini eiklemesi söz konusu olacakır. The Effecs of Uncerainy on Privae Consumpion: Turkey Example Absrac: Since privae consumpion is he larges componen of GDP, i has a crucial role in economic sysem. Therefore, he flucuaions in consumpion increase he rae of unemploymen rae and inflaion. On he oher hand, some surveys sugges ha households increase heir precauionary savings, which leads o a decrease in consumpion, under uncerainy. A his poin, here occurs bilaeral causaliy beween uncerainy and consumpion. Key Words: Consumpion, precauionary savings, causaliy es, coinegraion analysis. Kaynakça Abaan, Ernur Demir (1998) Fayda Teorisi ve Rasyonel Seçimler, TCMB Araşırma Genel Müdürlüğü, Tarışma Tebliği No: /3, Ankara, 1998. Aksoy, Tolga ve Şahin, Işıl (9), Belirsizlik Alında Karar Alma: Geleneksel ve Modern Yaklaşımlar, Türkiye Ekonomi Kurumu Tarışma Meni, No. 9/7, Kasım 9. Albarran, Pedro () Income Uncerainy and Precauionary Saving: Evidence from Household Roaing Panel Daa, CEMFI, Working Paper no. 8, Haziran. Bergman, U. Michael (5), Dynamic Opimizaion and Uiliy Funcions, Ders Noları, Kopenhag Üniversiesi, Danimarka, Eylül 5.
16 Burçak Müge Vural, Şevke Alper Koç ve Koray Vural Brumberg, R. ve Modligliani, F. (1954), Uiliy Analysis and he Consumpion Funcion: An Inerpreaion of Cross Secion Daa, içinde Pos Keynesian Economics, (ed. K. K. Kurihara), Allen and Unwin, New Brunswick. Caballero, R. (199), Consumpion Puzzles and Precauionary Savings, Journal of Moneary Economics, vol 5, 199, ss. 118 14. Charemza, Wojciech W. ve Deadman, Derek F. (199), New Direcions in Economeric Pracice, General o Specific Modelling, Coinegraion and Vecor Auoregression, Edward Elgar Publicaions Limied. Davidson, J., Hendry, D., Srba, F., ve Yeo, S. (1978), Economeric Modelling of he Aggregae Time-Series Relaionship beween Consumers, Expendiure and Income in he UK, Economic Journal, vol. 88, 1978, ss.661 69. Dixi, A., ve Pindyck, R.S. (1994), Invesmen under Uncerainy, Princeon Universiy Pres. Friedman, Milon A. (1957), Theory and Consumpion, Princeon Universiy Press, Princeon. Granger, C.W.J. (1988), Some Recen Developmens in a Concep of Causaliy, Journal of Economerics, vol. 39, 1988. Granger, C. W. J., ve Newbold, P. (1974), Spurious Regression in Economerics, Journal of Economerics, vol., 1974. Guariglia, Alessandra (1), Saving Behaviour and Earnings Uncerainy: Evidence from he Briish Household Panel Survey, Journal of Populaion Economics, vol. 14, 1, ss. 619 634. Guiso, L., Jappelli T. ve Terlizzese, D. (199), Earnings Uncerainy and Precauionary Saving, Journal of Moneary Economics, vol. 3, 199, ss. 37 337. Hall, R. E. (1978) Sochasic Implicaions of he Life Cycle Permanen Income Hypohesis: Theory and Evidence, Journal of Poliical Economy, vol.86, 1978, ss.971-988. Johansen, S. (1988) Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, vol.1(-3), 1988. Leland, H. (1968), Saving and Uncerainy: The Precauionary Demand for Saving, Quarerly Journal of Economics, vol 8, 1968, ss. 465 47. Levhari D., ve Srinivasan, T.N. (1969), Opimal Savings under Uncerainy, Review of Economic Sudies, vol. 36, 1969, s. 9. Lyhagen, Johan (1), The Effec of Precauionary Saving on Consumpion in Sweden, Applied Economics, vol. 33, 1, ss. 673 681. Sandmo, A. (197), The Effec of Uncerainy on Saving Decisions, Review of Economic Sudies, vol. 37, 197, ss. 353 36. Shoemaker, Paul J. H. (198), The Expeced Uiliy Model: Is Variance, Purposes, Evidence and Limiaions, Journal of Economic Lieraure, vol., no., 198, ss.59 563. TUİK, İsaisiksel Tablolar, Harcamalar Yönemiyle GSYH, 1 Weil, P. (1993), Precauionary Savings and he Permanen Income Hypohesis, Review of Economic Sudies, vol.6, 1993, ss. 367 383.