YAPISAL KIRILMALI TESTLERLE TÜRKİYE DE BANKACILIK SEKTÖRÜ KREDİLERİ VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN ANALİZİ

29(5), 33-54 YAPISAL KIRILMALI TESTLERLE TÜRKİYE DE BANKACILIK SEKTÖRÜ KREDİLERİ VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN ANALİZİ ANALYSIS OF RELATIONSHIP BETWEEN BANKING SECTOR CREDITS AND ECONOMIC GROWTH IN TURKEY WITH STRUCTURAL FRACTURE TESTS Dr. Öğr. Üyesi Dilek ŞAHİN 3 Dr. Öğr. Üyesi Savaş DURMUŞ 4 ÖZ Bu çalışmanın esas amacı, 2006:0 ve 207:06 dönemleri arasında Türkiye de bankacılık sekörü kredileri ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi analiz emekir. Değişkenlerin durağanlığı yapısal kırılmasız birim kök esi (ADF, PP) ve bir yapısal kırılmaya izin veren (Zivo-Andrews) birim kök esi ile analiz edilmişir. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı Gregory-Hansen yapısal kırılmalı eşbüünleşme esi ile araşırılmışır. Gregory-Hansen eşbüünleşme esi sonuçlarına göre, değişkenler arasında uzun dönemli ilişkiden bahsemek mümkündür. Uzun dönem kasayılarının ahminde FMOLS ve CCR analizi uygulanmışır. Analiz sonucunda, bankacılık sekörü kredisinde % lik arışın ekonomik büyümeyi %0.37 oranında arırdığı görülmüşür. Değişkenler arasındaki nedenselliğin yönü Fourier Toda-Yamamao nedensellik esi, Breiung ve Candelon Frekans Alanı nedensellik esi ve Haemi-J Asimerik nedensellik esi ile ele alınmışır. Fourier Toda-Yamamoo nedensellik esinde, bankacılık sekörü kredilerinden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüşür. Breiung ve Candelon Frekans Alanı nedensellik esinde ise, ekonomik büyüme ve bankacılık kredileri arasında kısa dönemde nedensellik oraya çıkmazken; ora ve uzun vadede nedensellik ilişkisinin oraya çıkığı görülmekedir. Haemi-J Asimerik nedensellik esinde ise; ekonomik büyümede ki negaif şoklardan, bankacılık 3 * * Dr.Öğr.Üyesi, Sivas Cumhuriye Üniversiesi Turizm Fakülesi, Turizm İşlemeciliği Bölümü, E-mail: dilek58sahin@homail.com. ORCID: 0000-0002-4830-806. ** 4 Dr.Öğr. Üyesi, Kafkas Üniversiesi İBBF, Uluslararası Ticare ve Lojisik Bölümü Email: sdurmus_75@homail.com. ORCID:0000-0003-456-4526. * ** Makale Geliş Tarihi: 26..208 Yayın Kurulu Kabul Tarihi: 20.2.208 OCAK - ŞUBAT 209 33

sekörü kredilerine doğru negaif bir nedenselliğin olduğu görülmekedir. Anahar Sözcükler: Kredi Hacmi, Ekonomik Büyüme, Eşbüünleşme Tesi, Türkiye. ABSTRACT The main purpose of his sudy, i was analyzed o relaionship beween he banking secor loans and economic growh for 2006:0-207:06. The sabiliy of variables are analyzed srucural non-breaking uni roo es (ADF, PP) and a srucural break (Zivo-Andrews) uni roo es. Wheher or no here is a long-erm relaionship beween he variables was invesigaed by he Gregory-Hansen srucural fracure coinegraion es. According o he Gregory-Hansen coinegraion es resuls, i is possible o alk abou he longrun relaionship beween variables. FMOLS and CCR analysis were applied in esimaing long erm coefficiens. As a resul of he analysis, % increase in banking secor credi increased economic growh by 0.37%. The direcion of causaliy beween he variables was examined by he Fourier Toda-Yamamao causaliy es, he Breiung and Candelon Frequency Domain causaliy es, and he Haemi-J asymmeric causaliy es. I was found one-way causaliy relaionship from banking secor credis o economic growh in he Fourier Toda-Yamamoo causaliy es. In he Breiung and Candelon Frequency Domain causaliy es, here is no causaliy beween economic growh and banking credis in he shor erm; i appears ha he relaionship of causaliy has emerged in he middle and long erm. Haemi-J In he asymmeric causaliy es, i seems o here is a negaive causaliy from negaive shocks in economic growh, banking secor Keywords: Credi Volume, Economic Growh, Coinegraion Tes, Turkey..GİRİŞ Finansal yapı ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki uzun yıllar arışılan konulardan biridir. Bageho(873), Hicks(969) İngilere de, finansal sekörün sanayi devriminde önemli bir rol üslendiğini belirmişir. Schumpeer(9) a göre, iyi işleyen finansal sisem, ekonomik büyümeyi hızlandıran girişimcilik faaliyelerini finanse ederek eknolojik yenilikleri cesarelendirecekir. Benzer şekilde, çok sayıda çalışma, finansal sisemdeki gelişmelerin ekonomik büyüme, 34 OCAK - ŞUBAT

fiziksel sermaye birikimi ve ekonomik verimliliği arıracağını belirmekedir. Örneğin, Robinson(952), Kuznes(955) ve Friedman ve Schwarz(963) finansal sisemdeki gelişmelerin ekonomik büyümeyi arırdığını belirmişir. Ayrıca Lucas(988), finansal konuların çok sresli olduğunu belirmekedir. Ram(999), finansal gelişme ve ekonomik büyüme arasında herhangi bir ilişkinin olmadığından bahsemişir. Sern(989), gelişmiş ülkeler üzerine yapığı çalışmasında finansal sekörden hiç bahsemezken Levine(997), ekonomik büyüme ve finansal gelişme lieraüründe önemli bir bakış açısı geirmişir (Jalil ve Ma, 2008: 3). Bu bağlamda, Levine (997) bilgi oplama ve işlem maliyelerinin varlığını finansal piyasalar ve finansal kurumların oraya çıkışında önemli bir eşvik unsuru olarak görmüş ve finansal piyasaların emel fonksiyonlarını beş emel kaegoride oplamışır: (i) Ticare yapmayı kolaylaşırarak riski çeşilendirir ve risk yöneimini sağlayarak riske karşı koruma sağlar. (ii) Kaynak dağılımına yardımcı olur.(iii) Yöneicileri izleyerek yapılan faaliyeler üzerinde bir konrol mekanizması sağlar.(iv) Tasarrufların mobilizasyonunu sağlar. (v) Mal ve hizmelerin değişimini kolaylaşırır. (Levine, 997:690-69). Finansal sisemin en önemli mali kurumlarından biri olan bankalar, ülke ekonomilerinin isikrarlı büyümesi ve finansal sekörün sağlamlığı bakımından oldukça önemlidir. Bilindiği üzere, bankaların en emel faaliyeleri fon fazlası olan kişi ve kurumlardan aldıkları fonları; fon alep edenlerin kullanımına sunarak yaırımların finansmanına aracılık emekir. Finansal sisemde ekin rol oynayan bankaların ellerinde mevduaı güvenli ve sağlıklı bir şekilde krediye dönüşürmesi gerekir. Bankalar birer icari işleme olarak kâr amacıyla faaliye göserirken, ekonomik sisemin önemli bir kurumu olarak çok sayıda işlevi bulunmakadır. Bu işlevleri; finansal aracılık yapmak, likidie sağlamak, asimerik bilgi problemini çözmek, para poliikasının ekinliğini arırmak, ödeme sisemlerinin ekinliğini arırmak ve dış icarei fonlayarak ihracaı eşvik emek olarak sıralanabilir. Türkiye gibi gelişmeke olan ülkelerde banka dışı mali aracıların yeerince gelişmemiş olması ve sermaye piyasalarının henüz gelişme aşamasında olması, finansal sisemin büyük ölçüde bankacılık sekörüne dayandığını gösermekedir. Bankalar mali sisemin emelini oluşurmakla birlike, ekonomin işleyişi, halkın asarruflarının oplanması ve kullanım alanlarına dağıılması açısından da oldukça önemlidir. Mali sisem içerisinde önemli OCAK - ŞUBAT 209 35

yeri olan bankacılık sekörünün sorunsuz işleyişi güçlü ekonomin yapının varlığına bağlıdır (Arslan ve Yapraklı, 2008: 89). Bu çalışmada, Türkiye ekonomisinde bankacılık sekörü oplam kredi hacmi ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki, 2006:0 ve 207:06 dönemleri iibariyle ele alınmışır. Değişkenlerin durağanlığı yapısal kırılmasız birim kök esi (ADF, PP) ve bir yapısal kırılmaya izin veren (Zivo-Andrews) birim kök esi ile analiz edilmişir. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı Gregory-Hansen yapısal kırılmalı eşbüünleşme esi ile araşırılmışır. Uzun dönem kasayılarının ahminde FMOLS ve CCR analizi uygulanmışır. Değişkenler arasındaki nedenselliğin yönü Fourier Toda-Yamamao nedensellik esi, Breiung ve Candelon Frekans Alanı nedensellik esi ve Haemi-J Asimerik nedensellik esi ile ele alınmışır. Çalışmanın akip eden ikinci bölümünde konu ile ilgili lieraür aramasına yer verilmişir. Üçüncü bölümde veri seine yer verilmişir. Dördüncü bölümde, ampirik analiz gerçekleşirilmiş, sonuç bölümünde ise çalışmanın genel bir değerlendirmesi yapılmışır. Çalışmanın gerek incelenen konu iibariyle gerekse uygulanan analiz yönemleri açısından ampirik lieraüre kakıda bulunacağı düşünülmekedir. 2.LİTERATÜR TARAMASI Bankacılık sekörünün önemli işlevlerinden biri de asarruflarla yaırımlar arasındaki bağlanıyı kurarak finansal aracılık görevini yerine geirmekir. Bu nedenle, bankacılık faaliyeleri ekonomik büyümeyi hızlandırıcı ekiye sahipir. Bu bağlamda lieraürde bankacılık seköründeki finansal faaliyeler ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki pek çok ampirik çalışmaya konu olmuşur. Lieraürde, yapılan çalışmalardan bazılarını şu şekilde sıralamak mümkündür: Kenourgious ve Samias (2007), 994Q ve 2004Q4 dönemleri arasında Polonya da finansal gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz bulguları, finansal gelişmenin ekonomik büyüme üzerinde poziif ekisinin olduğunu gösermişir. Emechea ve Ibe (204), 960-20 dönemleri arasında Nijerya da bankacılık kredileri ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Analiz bulgularında bankacılık kredileri ve ekonomik büyüme arasında poziif bir ilişkinin olduğu görülmüşür. 36 OCAK - ŞUBAT

Timsina (204), 975-203 dönemleri arasında Nepal da icari banka kredileri ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ele almışır. Çalışmada, Johansen eşbüünleşme esi ve Haa düzelme modeli kullanılmışır. Analiz bulguları, Nepal da uzun dönemde özel sekör banka kredilerinin uzun vadede ekonomik büyüme üzerinde ekisinin olduğu görülmüşür. Kısa dönemde ise, ekonomik büyümeden banka kredilerine doğru bir nedenselliğin olduğu görülmüşür. Lenka (205), 980-20 dönemleri arasında Hindisan da finansal gelişme ve ekonomik büyüme ilişkisi ARDL sınır esi yönemi ile araşırılmışır. Ekonomik büyüme ve finansal gelişme arasında uzun dönemli ilişki olduğu görülmüşür. Finansal gelişme uzun dönemde ekonomik büyümenin önemli belirleyicilerden biridir. Obradovic ve Grbic (205), 2004:Q-204:Q4 finansal gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz bulgularında, finansal gelişmenin ekonomik büyüme sürecine kakıda bulunduğu görülmüşür. Ayrıca, özel sekör kredilerinden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüşür. Ahmed ve Bashir (206), Güney Asya Bölgesel İşbirliği Örgüü (SAARC) ülkelerinde 980-203 dönemleri arasında bankalar arafından özel seköre kullandırılan yur içi krediler ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi panel veri yönemi ile ele almışır. Analiz bulgularında, kredilerin ekonomik büyüme üzerinde poziif ekisinin olduğu görülmüşür. Lawal vd., (206), 98-203 dönemleri arasında Nijerya da ekonomik büyüme, icari açıklık ve finansal gelişme arasındaki ilişkiyi ARDL sınır esi yönemi ile analiz emişir. Analiz bulguları, ekonomik büyüme ve finansal gelişme arasında; ekonomik büyüme ve icari açıklık arasında uzun dönemli ilişki olduğunu gösermişir. Konu ile ilgili lieraürde Türkiye de yapılan çalışmalardan bazılarını şu şekilde sıralamak mümkündür: Vurur ve Özen (203), 998: ve 202: dönemlerine ai üçer aylık verilerle Türkiye de mevdua, banka kredileri ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi Granger nedensellik esi ile ele almışır. Analiz bulguları, mevdualardan ekonomik büyüme ve kredilere doğru, ekonomik büyümeden ise kredilere doğru bir nedenselliğin olduğunu gösermişir. Analiz bulgularında mevdua hacminde oraya çıkan büyümenin hem ekonomik büyümeyi hem de kredi hacmini arığı görülmüşür. OCAK - ŞUBAT 209 37

Tuna ve Bekaş (203), Türkiye de 998-202 dönemine ai üç aylık verilerle mevdua bankaları yur içi kredi hacmi ile gayrisafi yuriçi hâsıla arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Yönem olarak, yapısal kırılmaya izin veren Zivo-Andrews birim kök esi, Gregory-Hansen eşbüünleşme esi ve Granger nedensellik esi kullanılmışır. Analiz bulguları, değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin olmadığını gösermişir. Granger nedensellik analizinde ise, değişkenler arasında herhangi bir nedensellik görülmemişir. Zoruk ve Çelik (204), Türkiye de 995-200 dönemlerine ai üçer aylık veriler ekonomik büyüme ve bankaların oplam kredileri arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişki Gregory-Hansen eşbüünleşme esi ile analiz edilmiş ve değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin olduğu görülmüşür. Tıraşoğlu ve Tıraşoğlu (205), 998:0 ve 203:02 dönemleri arasında Türkiye ekonomisinde hisse senedi, banka kredileri ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz bulgularında; hisse seneleri, banka kredileri ve ekonomik büyüme arasında çoklu yapısal kırılmalar alında uzun dönemli ilişkinin olduğu görülmüşür. Toda-Yamamoo nedensellik esinde, banka kredilerinden hisse senelerine, hisse senelerinden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüşür. Analiz bulgularında, banka kredilerinin ekonomik büyümeyi doğrudan ekilemediği, hisse seneleri üzerinden dolaylı olarak ekonomik büyümeyi ekilediği görülmüşür. Korkmaz (206), 2006:0 ve 205:03 dönemi çeyrek verileri kullanılarak, bankacılık sekörü kredi hacmi ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi Granger nedensellik esi ile analiz emişir. Analiz bulguları, ekonomik büyümeden kredi hacmine doğru ek yönlü nedenselliğin bulunduğunu gösermişir. Turgu ve Eray (206), 2003:Q ve 203:Q4 dönemleri arasında Türkiye ekonomisinde GSYH ile banka kredileri arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz bulguları, bankacılık seköründen ekonomik büyümeye doğru nedensellik ilişkisi olduğu görülmüşür. Bulgular, bankacılık sekörünün ekonomik büyümenin emel belirleyicisi olduğu ve bankacılık sekörünün ekonomik büyümede ekin bir araç olduğunu gösermişir. Ümi (206), Türkiye de 989-204 dönemleri arasında icari açıklık, kredi hacmi ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki; Carrion-i-Silvesre vd. 38 OCAK - ŞUBAT

(2009) çoklu yapısal kırılmalı birim kök esi, Toda-Yamamoo nedensellik esi, Maki (202) çoklu yapısal kırılmalı eşbüünleşme esi ve dinamik en küçük kareler yönemi ile ele almışır. Maki eşbüünleşme esinde değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğu görülmüşür. Nedensellik esinde ise; ekonomik büyüme ile kredi hacmi ve ekonomik büyüme ile reel faiz oranı değişkenleri arasında çif yönlü nedensellik ilişkisi, nedenselliğin yönünün icari açıklıkan kredi hacmine doğru olan ve kredi hacminden reel faiz oranına doğru olan ek yönlü nedensellik sonuçlarına ulaşılmışır. Dinamik en küçük kareler yöneminde ise, ekonomik büyümeyi kredi hacminin arırdığı ve faiz oranının ve icari açıklığın azalığı görülmüşür. Pehlivan vd., (207), Türkiye de 2002:0 ve 205:04 dönemine ai üçer aylık veriler kullanılarak, bankacılık faaliyeleri ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz bulgularına göre, uzun dönemde banka kredileri ile GSYH arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi varken; mevdua ile GSYH arasında herhangi bir nedensellikle karşılaşılmamışır. 3.VERİ SETİ Bu çalışmada, 2006:0-207:2 dönemine ai aylık veriler kullanılarak Türkiye de bankacılık sekörü kredileri ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki analiz edilmişir. Bağımlı değişken olarak ekonomik büyümeyi emsilen sanayi üreim endeksi (200=00), açıklayıcı değişken olarak da bankacılık sekörü (Merkez Bankası dâhil) kredi hacmi değişkeni kullanılmışır. Kredi hacmi değişkeni üfe endeksi kullanılarak reel hale geirilmişir. Değişkenler mevsimsel ekilerden arındırılmış ve logarimik formda analize dâhil edilmişir. Veriler TCMB-EVDS den alınmışır. Çalışmada kullanılan değişkenler ve kaynakları Tablo de göserilmişir. Tablo : Çalışmada Kullanılan Değişkenler ve Kaynakları Değişken Kısalma Kaynak Dönem Bankacılık Sekörü Kredileri Sanayi Üreim Endeksi (200=00) Kredi Büyüme TCMB 2006:0-207:2 OCAK - ŞUBAT 209 39

Değişkenlerin anımlayıcı isaisikleri ve korelasyon kasayıları marisi Tablo 2 de göserilmişir. Korelasyon kasayıları marisine göre; her iki değişken birbirleri ile poziif ve güçlü bir ilişki içerisindedir. Ancak bu ilişki değişkenler arasında herhangi bir nedensellik olduğunu ve nedenselliğin yönü hakkında bir bilgi kesin olarak sunmamakadır. Tanımlayıcı isaisiklere bakıldığında, oralama ve oranca değerler birbirlerine yakındır. Tablo 2: Değişkenler Arası Korelasyon Marisi ve Tanımlayıcı İsaisikleri Değişkenler Büyüme Kredi Büyüme.00 0.89 Kredi 0.89.00 Oralama 4.692 4.988 Oranca 4.702 5.058 Maksimum 4.968 6.223 Minimum 4.359 3.56 Sandar Haa 0.38 0.874 Gözlem Sayısı 44 44 4.METODOLOJİ VE ANALİZ BULGULARI 4.. ADF ve PP Birim Kök Tesi Dickey ve Fuller (979) arafından gelişirilen Augmened Dickey Fuller (ADF) esi zaman serilerinin birim kök içerip içermediğini ölçmeye yarayan, DF birim kök esinin gelişirilmiş halidir. Bu yönemde H 0 hipoezine göre seriler birim kök içerirken (durağan değilken); alernaif hipoeze göre seriler birim kök içermemekedir (durağandır). Bu yönemde denklem () sabili, denklem (2) sabili-rendli modelleri gösermekedir. D Y = b + qy + l D Y + µ 0 - i -i j= k å () 0 - i -i j= k å D Y = b + b+ qy + l D Y + µ (2) Yukarıda yer alan denklem () ve (2) de; analiz edilen değişken 40 OCAK - ŞUBAT

Yukarıda yer alan denklem () ve (2) de; DY analiz edilen değişkenin birinci farkını; sabi erimi;, rendi; gecikmeli fark erimini; k, opimal gecikme b0 Y - uzunluğunu; µ haa erimini gösermekedir. Bu yönemde q kasayısının sıfıra eşi olup olmadığı es edilmekedir. Bulunan es isaisiği MacKinnon ablo kriik değeriyle karşılaşırılarak, serinin durağan olup olmadığı espi edilmekedir. Phillips ve Perron (988) arafından gelişirilen PP esi ise ADF esinden, haa erimlerinin isaisiksel olarak bağımsız olmadığı, aralarında zayıf bağımlılık olduğu ve homojen dağılım yerine heerojen dağılıma sahip olmaları gibi özelliklerle farklılaşmakadır. PP yöneminde yer alan denklemler aşağıda göserilmekedir: Y = a0 + by- + e (3) Y ( / 2) = a0 + by- + b2 - T + e (4) Yukarıda yer alan (3) ve (4) nolu denklemler sırasıyla sabili ve sabili-rendli modelleri gösermekedir. Bu modelde; es edilen değişkeni, a sabi erimi, rendi, Y 0 T gözlem sayısını ve haa erimini gösermekedir. Bu yönemde es edilecek değer kasayısıdır. ADF yönemindeki gibi bulunan değer MacKinnon kriik ablo değeriyle karşılaşırılarak, serinin durağan olup olmadığı belirlenmekedir. Tablo Tablo 3 de 3 de değişkenlere ai ai ADF ADF ve ve PP PP birim kök es sonuçları göserilmişir. Tablo 3 de yer alan ADF ve PP es isaisiği sonuçları, düzeyde ele alındığında değişkenlerin ablo değerleri %, %5 ve %0 anlamlılık düzeylerinde Mac Kinnon kriik değerlerinden mulak değer olarak küçük olduğu için serilerin durağan olmadığı sonucuna ulaşılır. Yani seriler hem %, %5 hem de %0 anlam düzeylerinde durağan halde değildir. Birinci farkları alınan serilerin es sonuçları değerlendirildiğinde, ADF ve PP es isaisiği ablo değerleri % anlamlılık düzeyinde Mac Kinnon kriik değerlerinden mulak olarak büyük olduğu için H 0 : seriler birim kök içermekedir hipoezi reddedilir, H : seriler birim kök içermemekedir hipoezi kabul edilir. Yani serilerin durağan olduğu kabul edilir. OCAK - ŞUBAT 209 4

Tablo 3: Augmened Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips-Perron (PP) Birim Kök Tes Sonuçları Sabili-Trendli Model Değişkenler ADF Tesi Kriik Değerler % %5 %0 Büyüme -2.999-4.0239-3.447-3.454 Büyüme -25.8244* -4.0239-3.447-3.454 Kredi -.9987-4.0249-3.4422-3.457 Kredi -9.422* -4.0239-3.447-3.454 Değişkenler PP TESTİ Kriik Değerler % %5 %0 Büyüme 7.752* -4.0235-3.445-3.453 Büyüme 27.2365* -4.0239-3.447-3.454 Kredi 2.207-4.0235-3.445-3.453 Kredi -9.93* -4.0239-3.447-3.454 No: *, **, *** %, %5, %0 anlamlılık seviyesini görülmekedir. Δ sembolü, değişkenlerin birinci farkının alındığını belirir. 4.2.Zivo-Andrews Birim Kök Tesi Zivo ve Andrews esinde, ardışık ADF esi ile örnek içindeki olası olan her kırılma nokası için regresyon denklemi ahmin edilmeke ve ahmin edilen paramereler için - isaisiği hesaplanmakadır. Bilinmeyen bir zaman T nokasında oonom ve rend fonksiyonu eğiminde ek zaman kırılmalı ( B ) rend durağan hipoezine karşın, birim kök emel hipoezi es edilmekedir. Zivo ve Andrews, yapısal kırılmanın esi için üç farklı model gelişirmişlerdir. Zivo-Andrews (992) yapısal kırılmalı birim kök esinde Model A düzeyde ek kırılmaya, Model B eğimde ek kırılmaya, Model C ise hem eğimde hem de düzeyde ek kırılmaya izin veren üç model asarlanmışır (Zivo-Andrews, 992: 2 Model A: 42 y = a + a DU + d( DTB) + b + ry + fd y + e 0 - i -i i= Model B: OCAK - ŞUBAT r å (5)

Model B: y = a + gdt * + b + ry + fd y + e 0 - i -i i= Model C: r å (6) y = a + adu + d( DTB) + gdt + b + ry + fd y + e 0 - i -i i= r å (7) şeklindedir. Burada, D birinci farkı, e beyaz gürülü haa eriminin varyansı, 2 2 s é ëe : iid(0, s ) ù û ve = T zaman endeksini gösermekedir. Dy - iifadesi haa erimindeki ookorelasyonu oradan kaldırmak amacıyla modele eklenmişir. Sabi erime ai kukla değişken olan DU düzeyde değişmeleri, eğime ai değişimleri de DT ve TB kırılma zamanını gösermekedir. ì- TB > TB DT = í î 0 diğer Kırılma Kırılma arihinin arihinin yaşandığı yaşandığı her her bir bir gözlemde boş boş hipoezin esi için isaisiği minimumudur. Her üç modelinde boş hipoezi birim kökün ve yapısal kırılmanın olduğu üzerine kuruludur. Alernaif hipoezler durağanlığı ifade emekedir. Uygulamada yaygın olarak kullanılan ADF ve PP esleri serilerde kırılma ihimalini dikkae almayan eslerdir. Bu nedenle çalışmada geleneksel birim kök eslerine ek olarak Zivo-Andrews (992) in ek yapısal kırılmaya izin veren birim kök esi yapılmışır. Lieraürde Zivo-Andrews birim kök esi uygulanırken model B kullanılmamaka; model A ve C ercih edilmekedir. Tablo 4 eki Zivo- Andrews Tesi sonuçları incelendiğinde, anımlı modelde yer alan üm değişkenlerin Model A ve C de seviye düzeyinde durağan olmadıkları görülmekedir. Bu durum Zivo-Andrews eslerinde değişkenler için hesaplanan es isaisik değerlerinin, kriik ablo değerlerinden mulak olarak %, %5, %0 önem düzeyinde küçük olmasından anlaşılmakadır. Bu nedenle, modelde kullanılan üm değişkenler için Zivo-Andrews Birim Kök Teslerinin her birinde fark alma yoluna gidilerek, % veya % 5 önem düzeyinde üm değişkenlerin es isaisiklerinin kriik ablo değerlerinden mulak değer olarak büyük olduğu görülmüş ve serilerin [I()] düzeyinde durağan oldukları sonucuna ulaşılmışır. Bu sonuçlar, bir yandan anımlanan modelde kullanılan büün değişkenlerin inceleme döneminde yapısal OCAK - ŞUBAT 209 43

kırılmalara maruz kaldığını gösermeke, diğer yandan da büün değişkenlerin yapısal kırılmalarla birlike seviye değerinde değil birinci farklarında [I()] durağan olduklarını oraya koymakadır. Bu sonuçlar, ADF ve PP eslerinden farklı bir sonuç içermemekedir. Tablo 4: Zivo-Andrews Birim Kök Tesi Sonuçları Değişken Model Kırılma Dönemi Tes İsaisiği Büyüme A 2008:06-4.64 C 200:08-4.277 Kredi A 200:08-4.255 C 200:08-4.205 Büyüme A 206:07-2.833 C 206:0-2.809 Kredi A 2009:07-5.038 C 2009: -5.07 No: Paranez içindeki değerler, Akaike Bilgi Krieri ne (AIC) göre bulunmuş opimum gecikme sayılarıdır. Kriik değerlerin ümü Ziwo ve Andrews (992) den alınmışır: Model A: %-5.34; %5,-4.80; %0,-4.58; Model C: %,-5.57, %5,-5.08; %0,-4.58. 4.3. Gregory-Hansen Eşbüünleşme Tesi Tüm değişkenlerin birinci farklarında durağan olması, değişkenlerin birbirleriyle eşbüünleşik olup olmadığının incelenmesini mümkün kılmakadır. Değişkenler arasındaki eşbüünleşik ilişki ek yapısal kırılmalı Gregory- Hansen eşbüünleşme esi ile incelenmişir. Gregory-Hansen eşbüünleşme esi, eşbüünleşik vekördeki kasayıların sabi olduğunu varsayan geleneksel eşbüünleşme yönemlerinin yerine vekördeki kasayıların kırılma arihlerinde değişime uğrayacağı fikrinden gelişirilmişir. Gregory-Hansen eşbüünleşme esi, ek yapısal kırılmalı bir esir. Gregory-Hansen eşbüünleşme esinde değişkenler arasında eşbüünleşmenin varlığı üç farklı modelle incelenmekedir. Bunlar; sabie kırılma modeli, sabi ve rendde kırılma modeli ve rejim değişikliği modelleridir. Model sabie kırılma (C), Model 2 rendli sabie kırılma (C/T) ve Model 3 ise rejim değişikliği (C/S) şeklinde açıklanmakadır. 44 OCAK - ŞUBAT

Model : Sabie Kırılma (C ) y = µ + µ j + a y + e =,..., n T 2 r 2 (8) Model 2: Sabie ve Trendde Kırılma (C/T) y = µ + µ j + b + a y + e =,..., n T 2 r 2 Model 3:Rejim Değişimi (C/S) (9) y = µ + µ j + a y + a y j + e =,..., n T T 2 r 2 2 2 r Model de kırılmadan önceki sabi erim Tablo Tablo 5: 5: Gregory-Hansen Eşbüünleşme Eşbüünleşme Tesi Tesi Model Kırılma Dönemi lnbüyüme-lnkredi ADF İsaisiği Sabie Kırılma (C) 2008:06-4.79 Sabie ve Trendde Kırılma (C/T) 2008:06-4.90 Rejim Değişimi (C/S) 2008:06-4.79 No: Sabie Kırılma için ADF es isaisiği; %, %5 ve %0 için; -5.3, -4.6, -4.34; sabi ve rendde kırılma için ADF es isaisiği; %, %5 ve %0 için; -5.45, -4.99, -4.72; Rejimde değişim için ADF es isaisiği %, %5 ve %0 için; -5.47, -4.95, -4.68. (0) ; kırılmanın sabi erimdeki yapmış olduğu değişiklik ise ile göserilmekedir. Model 2 sabi erimde ve rendde kırılmaları dikkae almakadır. Model 3 e yer alan kasayısını; a 2 µ 2 kırılma öncesi eğim se kırılmadan sonraki eğim kasayısının değişikliğini açıklamakadır (Gregory ve Hansen, 996: 02-03). Eşbüünleşmenin olmadığı şeklinde kurulan sıfır hipoezi, elde edilen es isaisiklerinin Gregory-Hansen de hesaplanan kriik değerlerden mulak değer olarak büyük olması durumunda reddedilmekedir. Tablo 5 de Gregory-Hansen eşbüünleşme esinin sonuçlarını oraya koymakadır. Tablo 5 e içsel olarak belirlenen ve bir yapısal kırılmaya izin veren bu ese ai üç model için sonuçlara yer verilmekedir. Elde edilen sonuçlara göre, sabie kırılma modelinde, rendli sabie kırılma modelinde ve rejim değişikliği modelinde eşbüünleşme ilişkisinin olmadığını ifade eden emel hipoez reddedilmişir. Başka bir anlaımla, Gregory-Hansen eşbüünleşme es sonuçlarına göre Model C (düzeyde kırılma), Model C/T( sabi ve rendde kırılma), C/S (rejimde kırılma) için yapısal kırılma dönemi 2008:06 olarak belirlenmişir. Analiz sonuçlarına göre, bankacılık sekörü kredileri ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemli bir eşbüünleşme ilişkisinin varlığından söz edilebilir. µ a OCAK - ŞUBAT 209 45

4.4.Uzun Dönem Eşbüünleşme Kasayılarının Tahmini Geleneksel EKK yönemiyle ahmin edilen bir modelin kasayılarının sandar haaları sapmalı olacağından, yapısal kırılmaların kukla değişken olarak modele dâhil edilebildiği uzun ve kısa dönem kasayıların ahmin edilmesinde FMOLS ve CCR yöneminden faydalanılmışır. FMOLS yönemi, bağımsız değişkenler ve haa erimi arasındaki ardışık bağını ve içsellik sorunundan kaynaklanan sapmaların giderilmesinde ekin bir ahmincidir. CCR yöneminde en küçük kareler ekniğindeki sapmaları yok emek için değişkenlerin uzun dönem kovaryans marisi ile dönüşürülmüş halini kullanmakadır. CCR ahmincisinde dönüşürme yapılmasındaki amaç uzun dönemde korelasyondan kaynaklanan içselliği asimpoik olarak oradan kaldırmakır. Çalışmada uzun dönem analizi yapılırken, bir önceki aşamada (Gregory- Hansen Eşbüünleşme Tesi) sabi ve rendde espi edilen yapısal kırılma kukla değişkeni olarak modele dâhil edilmişir. Kukla değişken; kırılmanın olduğu arihe kadar olan yıllara sıfır, diğer yıllara bir değeri verilerek oluşurulmuşur. Tablo 6 da FMOLS ve CCR eşbüünleşme ahmincilerinden yararlanılarak ekonomik büyüme bağımlı değişken, bankacılık sekörü kredileri bağımsız değişken olduğu durumda elde edilen kasayılar verilmişir. Tablo 6 daki ahmin sonuçları incelendiğinde; bankacılık sekörü kredisi değişkenin kasayısı poziif ve isaisik olarak anlamlı olduğu görülmekedir. Bu sonuç, bankacılık sekörü kredilerinin Türkiye ekonomisinde ekonomik büyümeyi arırdığı görülmüşür. Buna göre, bankacılık sekörü kredisinde % arış ekonomik büyümeyi % 0.37 oranında arırmakadır. Eşbüünleşme kasayı ahminlerinde kukla değişkenlerin isaisiki olarak anlamlı çıkması, eşbüünleşme yönemi arafından belirlenen arihe, ekonomide önemli değişimin yaşandığını gösermekedir. 46 OCAK - ŞUBAT

Tablo 6: Uzun Dönem Eşbüünleşme Kasayıları FMOLS CCR Değişkenler Kasayı Sandar Haa Kasayı Sandar Haa Büyüme(bağımlı değişken) Kredi 0.3746 0.0750[0.000] 0.3729 0.0730[0.000] C 3.469 0.2743[0.000] 3.527 0.2659[0.000] Kukla -0.272 0.064[0.000] -0.273 0.064[0.000] Trend -0.003 0.004[0.029] -0.0030 0.003[0.027] R 2 0.87 R 2 0.87 Adjused-R 2 0.87 Adjused-R 2 0.87 No: *, **, *** %, %5 ve %0 anlamlılık düzeyini gösermekedir. Tabloda yer alan köşeli [ ] paranez içindeki değerler kasayılara ai olasılık değerlerini gösermekedir. 4.5.Nedensellik Tesi Bu bölümde bankacılık kredileri ve ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisine; Fourier Toda-Yamamoo Nedensellik Tesi, Breiung ve Candelon Frekans Alanı Nedensellik Tesi ve Haemi-J Asimerik Nedensellik Tesi ile araşırılmışır. 4.5..Fourier Toda-Yamamoo Nedensellik Tesi Değişkenler arasındaki nedenselliğin yönünün belirlenmesinde yapısal kırılmanın modellenmesinde kullanılan nedensellik eslerinden biri olan Fourier Toda-Yamamoo nedensellik esi uygulanmışır. Tablo 7 de görüldüğü üzere; bankacılık sekörü kredilerinden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüşür. Buna karşılık ekonomik büyümeden bankacılık sekörü kredilerine doğru herhangi bir nedensellik ilişkisine raslanılmamışır. Analiz bulgularından yola çıkılarak, bankacılık sekörü arafından kullandırılan kredilerin mikarı arırılarak ekonomik büyüme hızının arırılabileceği görülmekedir. OCAK - ŞUBAT 209 47

Tablo 7: Fourier Toda-Yamamoo Nedensellik Tesi Nedensellik Asimpoik P -Değer Nedensellik Büyüme-Kredi 0.397 Nedensellik Yok Kredi-Büyüme 0.042 Nedensellik Var No: *, **, *** %, %5 ve %0 anlamlılık düzeyini gösermekedir. Akaike Bilgi Krieri kullanılmış olup, Boosrap p-değeri 000 deneme ile elde edilmişir. 4.5.2.Breiung ve Candelon Frekans Alanı Nedensellik Tesi Geleneksel nedensellik esleri, analize dâhil edilen değişkenler arasındaki ekileşimi sadece bir es isaisiği için incelerken, frekans alanı meodu zaman içerisindeki farklı frekanslar için söz konusu esleri gerçekleşirmekedir. Bu açıdan geleneksel doğrusal nedensellik esleri üm periyo için, doğrusal olmayan asimerik nedensellik esleri ise genişleme ve daralma dönemlerindeki nedensellikleri inceler. Bu durum geleneksel nedensellik analizlerinin ek bir es isaisiği değişkenler arasındaki ilişkiyi özeler şeklindeki zımnî varsayımının ersinedir. Frekans alanı nedensellik esi ise üm periyo baz alınarak kısa, ora ve uzun dönem şeklinde nedensellik ilişkisini incelemekedir. Ele alınan dönemde ve vekör ooregresyon modelinde kullanılan gecikme uzunluğuna bağlı olarak F ablo değeri yaklaşık olarak 3.060 dir. Eğer F ablo değeri, hesaplanan F isaisiğinden büyükse değişkenler arasında nedenselliğin olmadığı sonucu oraya çıkmakadır. Tablo 8 de görüldüğü üzere; ekonomik büyüme ve bankacılık kredileri arasında kısa dönemde nedensellik oraya çıkmazken; ora ve uzun vadede nedensellik ilişkisinin oraya çıkığı görülmekedir. Bankacılık kredilerinden ekonomik büyümeye doğru kısa ve ora dönemde nedensellik ilişkisi oraya çıkmakadır. Buna karşılık uzun dönemde bankacılık kredilerinden ekonomik büyümeye doğru uzun dönemde herhangi bir nedensellik ilişkisine raslanılmamışır. 48 OCAK - ŞUBAT

Tablo 8: Breiung ve Candelon Frekans Alanı Nedensellik Tes Sonuçları Uzun Dönem Ora Dönem Kısa Dönem 0.0 0.05.00.50 2.0 2.50 Büyüme-Kredi 4.022* 4.005* 6.492*.724.389 0.78 Kredi-Büyüme.608.607 4.579*.222.88 5.60* No: VAR modelleri için gecikme uzunlukları SIC ye gore belirlenmişir. (2, T-2p) ile ki-kare dağılımının kriik değerleri % 0 anlamlılık düzeyinde yaklaşık olarak 3.060 şeklindedir. 4.5.3. Haemi-J (202) Asimerik Nedensellik Tesi Nedensellik analizi için gelişirilen eslerde, iki zaman serisi arasındaki ilişkiyi ölçerken poziif ve negaif şokların ekisinin aynı olduğu varsayımından hareke emekedir. Asimerik nedensellik eslerinde görünüşe ilişki olmayan iki zaman serisi arasında aslında saklı bir ilişkinin olabileceği ve bu ilişkini de ancak bileşenler arasındaki asimerinin dikkae alınmasıyla oraya çıkarılabileceğini savunmakadır. Lieraürdeki ilk asimerik nedensellik esi Granger ve Yoon (2002) arafında oraya koyan saklı eşbüünleşme esi olarak karşımıza çıkmakadır. Granger ve Yoon (2002) yapıkları çalışmada iki zaman serisi arasında sadece poziif veya sadece negaif bileşenler arasında bir ilişki olabileceğini belirerek bu ilişkiyi de saklı bir eş büünleşme ilişki olarak anımlamakadır. Granger ve Yoon (2002), ikisadi serilerin şoklara birlike epki verdiklerinde eşbüünleşik olduklarını, ayrı ayrı epki verdiklerinde ise aralarında bir eşbüünleşme ilişkisi olamayacağını belirmekedir. Ayrıca, zaman serilerinin belirli bir ürdeki şoka birlike karşılık verebileceklerini savunarak, veriyi birikimli poziif ve negaif değişmelerine ayrışırmış ve bu parçalar arasındaki uzun dönemli ilişkiyi incelemişlerdir. Haemi-J (202), ilk olarak Granger ve Yoon un kullanmış oldukları asimerik ayrışırma yöneminden harekele asimerik nedensellik esini gelişirmişir. Haemi- J(202) nin asimerik nedenselliği incelediği çalışmasında değişkenler poziif ve negaif bileşenlere ayrılarak nedensellik analizi uygulanmışır. Y = Y + e = Y +åe -,0 i i= () Y = Y + e = Y +åe 2 2-2 2,0 2i i= (2) Yukarıdaki denklemde ve iki büünleşik seri olmak üzere,, 49 OCAK - ŞUBAT 209

Yukarıdaki denklemde Y ve iki büünleşik seri olmak üzere,, başlangıç değerlerini ifade emekedir. Aşağıda oluşurulan poziif ve negaif şoklar ilgili denklemlere eklenerek değişkenlerin bileşenleri arasında nedensellik ilişkisi araşırılabilmekedir. e e max( e,0), + i = i e - i = e i max( e,0), min(,0) + 2i = 2i e - 2i = e2i min(,0) Y2 Y,0 Y2,0 Poziif ve negaif şokların yer aldığı denklemler aşağıda göserilmekedir. + - = -+ e =,0 + åei + åei i= i= Y Y Y (3) + - 2 = 2-+ e2 = 2,0 + åe2i + åe2i i= i= Y Y Y (4) Haemi-j (202) poziif ve negaif şokları birikimli olarak ele alıp nedensellik esi için aşağıdaki gibi düzenlemekedir. + + i= Y - - + + = åe i, Y = åei, Y2 = åe 2i ve Y2 = åe 2i i= i= - - i= (5) Bu aşamanın ardından, + + + Y = ( Y, Y ), olduğu kabulüyle poziif bileşenler 2 arasındaki nedensellik ilişkisini bulmak amacıyla p gecikmeli VAR model aşağıdaki şekilde anımlanmakadır. Y = a + AY +... + A Y + u + + + + - p - (6) Y = a + AY +... + A Y + u - - - - - p - (7) Burada p gecikme sayısını göserirken, Y(2x) boyuundaki değişken vekörünü, Ar ise boyulu r merebeden paramere marisini emsil emekedir. Benzer şekilde - - + negaif bileşenler arasındaki nedensellik ilişkisi dey = ( Y, Y ) kabulüyle aşağıdaki biçimde p gecikmeli VAR modeli yardımıyla es edilmekedir. Bu çalışmada, Haemi-J (202) arafından gelişirilen asimerik nedensellik esinin kullanılarak poziif ve negaif şoklar arasındaki nedensellik ilişkisi es edilmişir. Tablo 9 da görüldüğü üzere, asimerik nedensellik esi analizinde ekonomik büyüme ki negaif şoklardan, bankacılık sekörü kredilerine doğru negaif bir nedensellik bulunmakadır. 2 50 OCAK - ŞUBAT

Tablo 9: Haemi-J Asimerik Nedensellik Tesi Nedenselliğin Yönü MWALD % %5 %0 Nedenselliğin Yönü MWALD % %5 %0 Büyüme + > 0.902-6.58-4.266-2.909 Kredi + >Büyüme + 0.746 8.699 4.495 2.773 Kredi + (0.342) (0.388) Büyüme + > 0.304.988 5.02 2.596 Kredi + >Büyüme - 0.342 8.32 4.075 2.82 Kredi - (0.58) (0.559) Büyüme - > -4.269 Kredi - (0.000)*.360 4.300 2.280 Kredi > Büyüme - 0.393 (0.530) 0.635 5.602 2.349 Büyüme - > 0.02 Kredi + (0.9) 9.694 4.298 2.496 Kredi > Büyüme + 0.004 (0.948) 7.669 4.773 3.043 SONUÇ Ekonomik büyümenin gerçekleşirilmesi ülkeler açısından son derecede önemlidir. Bilindiği üzere, finansal sisem kalkınma için gerekli fonların ve asarrufların oplanarak yaırımların hayaa geçirilmesine aracılık emekedir. Finansal siseme kazandırılan asarruflar sayesinde bir yandan sermaye birikimi hızlanırken öe yandan kredi mekanizması yoluyla ekonomik büyümenin arırılmasını sağlamakadır. Ekonomik büyümenin gerçekleşirilmesinde önemli role sahip olan bankacılık sekörü oplam kredi hacminin Türkiye ekonomisindeki önemini oraya koymaya çalışan bu çalışmada, bankacılık sekörü oplam kredi hacmi ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki 2006:0 ve 207:2 dönemine ai aylık verilerle araşırılmışır. Çalışmada ilk olarak, yapısal kırılmaya izin vermeyen ADF, PP birim kök esi ve yapısal kırılmalı Zivo-Andrews birim kök esi ile değişkenlerin durağanlığı sınanmışır. Ampirik analiz kapsamında uygulanan yapısal kırılmalı birim kök esi sonucunda, serilerin düzey değerlerinde durağan olmayıp, birinci farkları alındığında durağan hale geldikleri, yani I() oldukları görülmüşür. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı Gregory-Hansen yapısal kırılmalı eşbüünleşme esi ile araşırılmış ve değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğu görülmüşür. FMOLS ve CCR ahmincileri ile uzun dönem kasayıları bulunmuşur. Elde edilen bulgular bankacılık sekörü kredilerindeki % lik bir arışın ekonomik büyümeyi %0.37 oranında arırdığını gösermişir. Değişkenler arasındaki nedenselliğin yönü Fourier Toda-Yamamao Nedensellik Tesi, Breiung ve Candelon Frekans OCAK - ŞUBAT 209 5

Alanı Nedensellik Tesi ve Haemi-J Asimerik Nedensellik Tesi ile ele alınmışır. Fourier Toda-Yamamoo Nedensellik Tesinde, bankacılık sekörü kredilerinden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüşür. Breiung ve Candelon Frekans Alanı Nedensellik Tesinde ise, ekonomik büyüme ve bankacılık kredileri arasında kısa dönemde nedensellik oraya çıkmazken; ora ve uzun vadede nedensellik ilişkisinin oraya çıkığı görülmekedir. Haemi-J Asimerik Nedensellik Tesinde ise; ekonomik büyümedeki negaif şoklardan, bankacılık sekörü kredilerine doğru negaif bir nedenselliğin olduğu görülmekedir. Analiz sonuçları, kredi hacmindeki arışın ekonomik büyümeyi olumlu ekilediği espi edilmiş olup, ulaşılan sonuçlar iibariyle lieraürdeki Turgu ve Eray (206), Ümi (206) çalışmalarıyla uyumludur. Analiz bulguları, ekonomideki asarrufların aıl kalmasını önleyen ve bunların krediye dönüşmesine yardımcı olan böylelikle üreim, isihdam ve gelirin armasına kakıda bulunan bankacılık sekörünün ekonomik büyümenin hızlandırılmasında önemli rol üslendiğini gösermekedir. Çalışmadan elde edilen bulgulara dayanarak; Türkiye de ekonomik büyümeyi canlandırmak için bankacılık sekörü kredi hacmi bir poliika aracı olarak kullanılabilir. Unuulmaması gereken bir husus da kredi hacmindeki genişlemelerin ekonomik büyümeyle ilişkili olduğu kadar enflasyon ve cari işlemler açığıyla da doğrudan ilişki olmasıdır. Bu nedenle, gerek enflasyonu gerekse cari açığı arırmadan, ekonomik büyümeyi arırabilmek için selekif kredi uygulamaları ile yaırım ve ihracaa yönelik kredilere öncelik verilmesi uygun bir poliika aracı olarak kullanılabilir. KAYNAKÇA Ahmed, J. and Bashir, M. (206). An Empirical Invesigaion of Banking Secor Developmen and Economic Growh in a Panel of Seleced SAARC Counries. Theoreical and Applied Economics, 23(2): 65-72. Arslan, İ. ve Yapraklı, S. (2008). Banka Kredileri ve Enflasyon Arasındaki İlişki: Türkiye Üzerine Ekonomerik Bir Analiz (983-2007). Ekonomeri ve İsaisik, 7: 88-03. Breiung, J. and Berrand, C. (2006). Tesing for Shor-run and Long-run Causaliy: A Frequency-Domain Approach. Journal of Economerics, 32: 363-378. 52 OCAK - ŞUBAT

Emechea, B.C. and Ibe, R.C. (204). Impac of Bank Credi on Economic Growh in Nigeria: Applicaion of Reduced Vecor Auoregressive (VAR) Technique. European Journal of Accouning Audiing and Finance Research, 2(9): -2. Dickey, D. and Fuller, W.(98). Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Economerica, 49(4): 057-072. Dickey, D. and Fuller, W.(979). Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Journal of he American Saisical Associaion, 74(366): 427-43. Gregory, A.W. and Hansen, B.E.(996).Residual-Based Tess for Coinegraion in Models wih Regime Shifs. Journal of Economerics, 70: 99-26. Haemi-J, A. (202). Asymmeric Causaliy Tess wih an Applicaion. Empirical Economics, 43: 447:456. Jalil, A. and Ma, Y. (2008). Financial Developmen and Economic Growh: Time Series Evidence from Pakisan and China. Journal of Economic Cooperaion, 29(2): 29-68. Kenourgios, D. and Samias, A. (2007). Financial Developmen and Economic Growh in a Transiion Economy: Evidence for Poland. Journal of Financial Decision Making, 3():-48. Korkmaz, S. (206). Bankacılık Sekörü Kredi Hacmi İle Ekonomik Büyüme Arasındaki Nedensellik İlişkisi. Scienific Cooperaion for he Fuure in he Social Sciences Inernaional Conference. 22-23 Eylül 206: 28-225. Lawal, A., Nwanji, T., Asaleye, A. and Ahmed, V. (206). Economic Growh, Financial Developmen and Trade Openness in Nigeria: An Applicaion of he ARDL Bound Tesing Approach. Cogen Economic and Finance, 4: -5. Lenka, S. (205). Does Financial Developmen Influence Economic Growh in India?. Theoreical and Applied Economics, 23(4):59-70. Levine, R. (997). Financial Developmen and Economic Growh: Views and Agenda. Journal of Economic Lieraure. 35: 688-726. Obradovic, S. and Grbic, M. (205). Causaliy Relaionship Beween Financial Inermediaion by Banks and Economic Growh: Evidence from Serbia. Prague Economic Papers, 24(): 60-72. Pehlivan, P., Demirlioğlu, L. ve Yurseven, H. (207). Türkiye de OCAK - ŞUBAT 209 53

Bankacılık Faaliyeleri İle Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişkinin Analizi. V. Anadolu Inernaional Conference in Economics, -3.05.207, Eskişehir, Türkiye Bildiriler içinde (s. -4) Phillips, P.C.B. and Perron, P. (988). Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, 75(2): 335 34. Tıraşoğlu, M. ve Tıraşoğlu, B. (205). Hisse Seneleri, Banka Kredileri ve Ekonomik Büyüme İlişkisi: Türkiye Örneği. Siyase, Ekonomi ve Yöneim Araşırmaları Dergisi, 3(3): 2-30. Timsina, N. (204). Impac of Bank Credi on Economic Growh in Nepal. NRB Working Paper, 22: -23. Tuna, K. ve Bekaş, H. (203). Kredi Hacminin Ekonomik Büyüme Üzerindeki Rolünün İncelenmesi: Türkiye Örneği. Finansal Araşırmalar ve Çalışmalar Dergisi, 5(9):39-50. Turgu, A. ve Eray, H. (206). Bankacılık Sekörünün Ekonomik Büyüme Üzerindeki Ekisi: Türkiye Üzerine Nedensellik Analizi. Aksaray Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 8(4): 4-28. Ümi, Ö. (206). Türkiye de Ticari Açıklık, Kredi Hacmi ve Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişkiler: Çoklu Yapısal Kırılmalı Zaman Serisi Analizi. Çankırı Karaekin Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 6(): 47-499. Vurur, S. ve Özen, E. (203). Türkiye de Mevdua Banka Kredisi Ve Ekonomik Büyüme İlişkisinin İncelenmesi. Uşak Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 6(3): 7-3. Zoruk, M. and Çelik, Y. (204). The Relaionship Beween Bank Loans and Economic Growh in Turkey: 995-200. Alphanumeric Journal, 2(2): 52-60. Zivo, E. and Andrews, D.W.K. (992). Furher Evidence of he Grea Crash, he Oil Price Shock and he Uni Roo Hypohesis. Journal of Business and Economic Saisics, 0: 25-270. 54 OCAK - ŞUBAT