C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 141 BİR MALİYE POLİTİKASI ARACI OLARAK BORÇLANMA VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990 2009) Hali ÇİÇEK *, Süleyman GÖZEGİR ** ve Emre ÇEVİK *** Öze Borçlanma devlein önemli finansman kaynaklarından biridir. Buna karşın, borçlanmanın büyüme üzerinde olumlu ekilerinin yanı sıra olumsuz ekileri de bulunabilmekedir. Bu çalışmada, iç ve dış borçlanma ile büyüme arasındaki ilişki, Türkiye ekonomisi açısından Birim kök esi, Yapısal kırılma esi ve Regresyon analizi yardımıyla 1990Q1 2009Q3 dönemi için 3 er aylık veriler kullanılarak araşırılmakadır. Analiz sonuçlarına göre, iç borç sokundaki herhangi bir arışın GSYİH da poziif bir eki meydana geirirken, dış borç sokundaki arışların GSYİH da negaif bir eki meydana geirdiği sonucu oraya çıkmışır. Anahar Kelimeler: Borçlanma, Ekonomik Büyüme, Regresyon Analizi As a Tooll of Public Financial Poliies, Connecion wih Public Deb and Economic Growh: Turkey Example (1990 2009) Absrac Barrowing is one of he mos crucial financial sources of Governmens, ye barrowing has an impac on economical growh posiively and negaively alike. In his research, he relaion beween domesic and exernal borrowing, and economical growh, i is being researched for 3 each monhs daa for periods of 1990Q1-2009Q3 by he conribuion of uni roo es and regression analysis in he view of Turkish economy. According o resuls of analysis, any increase in he domesic deb fund has a posiive effec on GDP, on he oher side increases on he exernal deb fund resul negaive effec on GDP. Key Words: Deb, Economic Growh, Regression Analysis * Yrd. Doç. Dr, Gaziosmanpaşa Üniversiesi, İİBF, Maliye Bölümü, Toka. ** Maliye Bilim Uzmanı. *** Dokuz Eylül Üniversiesi, Sosyal Bilimler Ensiüsü, Ekonomeri Anabilim Dalı. Dergiye Kabul: Mar 2010 Yayına Kabul: Nisan 2010
142 ÇİÇEK, GÖZEGİR ve ÇEVİK GİRİŞ Borçlanma, kamu giderleri karşılamak için kullanılan bir finansman aracı olmakla birlike, aynı zamanda devlein ekonomiye müdahalesini sağlayabilen bir maliye poliikası aracıdır. Bu yönüyle borçlanma, maliye lieraüründe üzerinde sıkça durulan bir konudur. Müdahaleci (modern) devle anlayışının ekonomi üzerindeki rolü, Keynesyen anlayışın ekonomide hâkim olmaya başlamasıyla birlike armışır. Bu bağlamda, klasik anlayışa göre borçlanma olağanüsü bir finansman aracı iken, modern maliye görüşüne göre olağan bir finansman aracı haline gelmişir. Fiskal amaçlarının yanı sıra borçlanma, dış icare açığı ve büçe açığının giderilmesi, borçların çevrilebilmesi ve olağanüsü harcamaların finansmanı amacıyla da kullanılır hale gelmişir. Borçlanmanın dış ve iç borçlanma olarak iki ayrı şekilde yapılması ekonomiyi, özellikle de büyümeyi ekilemeke ve bu ekinin boyuu (az veya çok olması yönüyle) üzerinde bir akım olumlu ve olumsuz ekileri olabilmekedir. Bu çalışmada, borçlanma ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin analizi Türkiye ekonomisi açısından Birim kök esi, Yapısal kırılma esi ve Regresyon analizi yardımıyla 1990Q1 2009Q3 dönemi için 3 er aylık veriler kullanılarak yapılmakadır. Kullanılan analiz ekniği bakımından lieraürdeki diğer çalışmalar ile benzerlik arz emesine karşın, bu çalışma çeyrek dönemlik verilerin kullanılması bakımından diğerlerinden farklılık gösermekedir. I. BORÇLANMA VE EKONOMİK BÜYÜMENİN FİNANSMANI Devle, ekonomik büyüme ve isikrarı gerçekleşirmek, ekonomide dengeyi sağlamak ve korumak, gelir ve serve dağılımını daha adaleli hale geirmek ve vaandaşlarının haya sandardını daha da yükselmek için kamu harcamaları, vergiler, borçlanma ve büçe poliikalarından yararlanmakadır. Borçlanma; belli bir vadede ödenmek üzere para ve benzeri değerli şeylerin belirli bir ilave karşılık ödenmesi aahhüdü ile kişi ve kurumlardan alınmasıdır (Baırel, 1990:189). Borçlanma, arık günümüzde ekonomi için vergiler kadar önemli bir finansman kaynağı haline gelmişir. Borçlanma, bir bakıma gelecekeki vergi gelirlerinin önceden kullanılması şeklinde de kabul edilmekedir (Nemli, 1990:252). Exrafiskal amaçları nedeniyle borçlanma, sadece olağanüsü dönemlerde yararlanılan bir kaynak olmakan çıkmış, kamu kesiminin olağan gelirleri içine girmişir. Bu anlamda borçlanma, bir arafan gelir elde eme amaçlı, diğer arafan, fiya isikrarı, gelir dağılımı, ekonomik büyüme gibi bir akım makro ekonomik amaçları gerçekleşirmek amacıyla kullanılmakadır (Ulusoy, 2006:20 21). Borçlanma poliikası sonucu elde edilen fonların kullanım şekli ve sonuçları son derece önemlidir. Sağlanan fonlar, devlein yüklendiği fonksiyonları gerçekleşirmek amacı doğrulusunda ekonomide üreime kaıldığı mal ve hizme alanında bulunduğu akdirde genişleici ekilere yol açacakır (Özbilen, 1999:67). Borçlanma işlemi ülke içinde kaynaklardan sağlanabileceği gibi ülke dışı kaynaklardan da gerçekleşirilebilir.
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 143 İç borçlanma; hükümein, ülke sınırları içerisindeki kişi ve kurumlara milli para cinsinden borçlanmasıdır. Bu borçlanmanın ikisadi nieliği, saın alma gücünün özel ve kamusal kesimler arasında el değişirmesidir (Erol, 1992:50). İç borçlanmada ülkenin kullanabileceği kaynaklara bir ilave söz konusu değildir (Uluaam, 1997:430). İç borçlanma mili ekonomi içerisinde bir el değişirme olmakla birlike özellikle kullanılmayan fonların üreime kaılmasını sağlamak yoluyla kalkınmayı hızlandırıcı ve ekonomik dengeyi koruyucu ekiler yaraabilir Devle yur içi mali piyasalardan borçlandığında, saığı iç borçlanma senelerinin parasal karşılığını hemen elde edebilir ve harcamalarda kullanabilir (İnce, 2001:72-73). İç borçlanmaya başvurmadan önce ekonomik ve siyasal oramın incelenmesi gerekmekedir. Verimlilik ve konjonkürel durum dikkae almaksızın yapılan borçlanmalar olumsuz sonuçlar yaraabilmekedir. Bu aracın olumlu ve ekili bir biçimde kullanılması ise, üreimi arırarak büyümeyi hızlandırıcı ve ekonomik dengeyi koruyucu ekiler yaramakadır (Erdem, 1995:50). Dış borçlanma, ülke içindeki yerleşik kuruluş ve kişilerin ülke dışındaki yerleşik kuruluş ve kişilerden kredi sağlamasıdır (Evgin, 1996:15; Uysal ve Diğerleri, 2009:161). Dış borçlar, bir ülkenin belirli bir süre sonunda anapara ve faizi ile geri ödenmek şarıyla yabancı ülkelerden sağladıkları kaynaklar olarak anımlanabilir. Bu borçlar ülkeye yabancı kaynak girişine yol açığı için ekonomi üzerinde olumlu eki yaraacak, buna karşılık anapara ve faiz ödemeleri yapıldığı zaman yur dışına kaynak ransferi söz konusu olacağından ekonomide bozucu ekiye neden olacakır (Ulusoy, 2006: 58). Bu bozucu ekileri azalmak için dış borçlanma yoluyla sağlanan kaynaklarının verimli yaırımlar için kullanılması gerekir (Eğilmez ve Kumcu, 2004: 154; Pınar, 2006:40-41). Dış borçlanma verimli yaırımlar için kullanılması halinde, yaırımlar için bir kaynak sağlayarak büyümeye poziif kakı yapabilmekedir. Dış borçlanmanın ekonomik büyümeyi ekilemesinde likidie kısıı önemli bir fakördür. Büyük mikarlardaki borç servisi ödemeleri, sermaye mallarının ihalaı için gerekli olan dövizin ülkeden çıkması nedeniyle, yaırıma yeerli kaynak ayrılamadığı için büyümeyi olumsuz ekiler. Dış borçlarla ekonomik büyümenin gerçekleşirilebilmesi için dış borçlarla yapılan yaırımların geirisinin dış borçların maliyeinden yüksek olması gerekmekedir. Bu durumda borçlanan ülkede üreim kapasiesi ve hâsıla arışı gözlenebilecekir (Ajayi ve Khan, 2000). Ekonomik büyüme modelleri ile ilgili birçok ikisaçı çeşili eoriler ileri sürmüş, bunlardan bazıları daha geniş yankı yaparak ön plana çıkmışır. Ekonomik büyüme eorisinde birinci devrimi Adam Smih, ikinci devrimi Neo-klasik büyüme modelleri gerçekleşirmişir. Bu model, 1956 da birbirinden bağımsız olarak ABD li Solow ve Avusralyalı Swan arafından gelişirilmişir. Ancak uzun yıllar Neoklasik model adea Solow un adı ile özdeşleşmişir. Rober Solow 1956 yılında, ikisadi büyüme ve kalkınma konusunda ileride önemli gelişmelere yol açan, İkisadi Büyüme Teorisine Bir Kakı adlı bir makale yayınlamışır. (Jones, 2001:18).
144 ÇİÇEK, GÖZEGİR ve ÇEVİK Klasik ikisaçılar ekonomilerin önce kalkınacaklarını faka bir süre sonra uzunluğu her ekonominin özelliklerine göre değişebilen bir durgunluk dönemine gireceklerini öne sürmekedirler. Neo-Klasikler ise, dış borç-ekonomik büyüme ilişkisi kapsamında Klasiklerin bakış açılarını ekrar yorumlamışlar, makro ekonomik analizler yapmışlardır. Neo-Klasiklere göre, uzun dönem borçlanma sonucunda ödenmesi gereken faizlerin ödenebilmesi için vergi oranları arırılabilir. Aran vergi oranları bireylerin asarruflarını kısılamakadır. Bu durum gelecek kuşaklara daha az sermaye soku bırakılmasına neden olacakır (Savaş, 1986:307). Keynes, gelişmeke olan ülkeler için dış borcun, ekonomik büyüme açısından önemli kakıları olacağını ileri sürmekedir. Borçlanma ile iç kaynakların gerçekleşiremeyeceği kadar büyük yaırımlar finanse edilmekedir. Ekin bir şekilde yapılan yaırımlar zaman içinde milli geliri arırıcı ekide bulunarak, borçların ödenme aşamasında sıkınılar yaşanmasını engelleyebilmekedir. Keynesyen düşünceye göre, borçların yükü gerçek anlamda gelecek dönemlere yansımaz. Çünkü bugün alınan bir borç, gelecek kuşakların daha iyi koşullarda yasamasına olanak anıyacakır. Daha iyi koşullarda yaşamanın karşılığı olarak da faiz mikarı kadar ek yük aşıyacakır (Şeker, 2006:78). Keynes le başlayan dış borç büyüme kuramı, Harrod-Domar la sürmüşür. Dış borç büyüme arasındaki ilişki Harrod-Domar büyüme modelinde dış açık kavramı ile açıklanmışır. Ekonomik büyüme, fiziksel sermaye, işgücü, eknoloji seviyesi, beşeri sermaye, nüfus arışı, ekonomik ve siyasi isikrar ve dışa açıklık gibi pek çok fakör arafından belirlenmekedir. Bazı ekonomilerde bu fakörlerin mevcudiyeine karşılık yeerli düzeyde bir büyüme hızı gerçekleşirilememekedir. Özellikle gelişmeke olan ülkeler, ekonomik büyümenin isikrarlı bir şekilde sürdürülebilmesinde gerek yur içinden gerekse yur dışından yeerli ölçüde finansman kaynağı bulamamakadır. Ekonomik büyümeyi gerçekleşirmedeki kısa dönemli sorun finansman sorunudur. Bir ülke ekonomik büyüme için üm girdileri ürese bile gerekli olan yaırımları finanse eme ihiyacını duyacakır. II. LİTERATÜR ÖZETİ İç ve dış borçlanma yoluyla ekonomideki büyüme ve diğer değişkenlerin ne yönde ekilendiğine ilişkin lieraürde yer alan ampirik çalışmalarda orak bir sonuca ulaşılamadığı söylenebilir. Bunlara birkaç örnek verilecek olursa; Schclarek (2004), 59 ade gelişmeke olan ve 24 ade sanayileşmiş ülkeyi baz alarak yapmış olduğu analizde, gelişmeke olan ülkelerin almış oldukları dış borçların ekonomik büyümeleri üzerinde olumsuz eki meydana geirdiğini, ancak özel borçlanma ile kamu borçlanması arasında anlamlı bir ilişkinin bulunmadığını espi emişir. Nijerya nın 1980 2002 dönemine ai borçlanma ve ekonomik büyüme verilerinden harekele borç-büyüme ilişkisini analiz eden Akujuobi (2007), regresyon analizi bulgularına dayanarak iç borçlanmanın ulusal çıkı düzeyi üzerinde olumlu, ancak dış borçlanmanın olumsuz bir eki meydana geirdiğini ifade emişir. Abu Bakar (2008) ise Malezya için yapığı çalışmada 1970 2005 dönemini esas alarak Vekör
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 145 Ooregresif Model kullanmışır. Analiz sonucunda borçlanmanın büyümeyi poziif yönde ekilediğini ifade emişir. Türkiye ekonomisine yönelik olarak Karagöl (2002), 1956 1996 dönemi verilerinden harekele dış borç yükü ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi koenegrasyon ve granger nedensellik esleri yardımıyla açıklamışır. Sonuça borçlanmanın ekonomik büyümeyi negaif yönde ekilediğini ifade emişir. Karagöl (2006), 1960 2002 dönemi için yapığı çalışmasında ise kullanmış olduğu koenegrasyon, eki-epki fonksiyonu ve VAR Ayrışırması bulguları söz konusu değişkenlerin uzun dönemde birlike hareke eiklerini ancak dış borçlara verilen şokun ekonomik büyümeyi poziif yönde ekilediğini gösermişir. İpek ve Yaşar (2008) Türkiye de dış borç ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi koenegrasyon ve nedensellik analizlerini kullanarak 1989 2007 dönemi için incelemişlerdir. İnceleme sonuçları, Türkiye de dış borçlar ve ekonomik büyüme arasındaki uzun dönem ilişkisinin yanı sıra hem kısa hem de uzun dönemde iki yönlü nedensellik ilişkisinin bulduğunu gösermekedir. Ayrıca, dış borç ve ekonomik büyüme arasındaki uzun dönem ilişkisinin negaif yönlü olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Uysal vd. (2009) yapmış oldukları çalışmada, Türkiye de VAR ekniği yardımıyla sadece dış borçların ekonomik büyüme üzerine ekisini 1965 2007 dönemi yıllık verilerine göre analiz emişlerdir. Analizden elde eikleri bulgulara göre, kısa ve uzun dönemde dış borçların ulusal çıkı düzeyini olumsuz yönde ekilediği sonucuna ulaşmışlardır. Bu bulgulardan da, dış borçlanma kaynaklarının amamıyla üreken olan yaırımları finanse emek için kullanılmadığı, aynı zamanda verimsiz harcamaları finanse emek için de kullanıldığı sonucuna ulaşmışlardır. III. VERİ SETİ VE EKONOMETRİK YÖNTEM Bu başlıka çalışmanın veri sei ve yönemine değinilecekir. A. VERİ SETİ Bu çalışmada iç ve dış borçlanmanın ekonomik büyüme üzerinde ne yönde bir eki yapığı ampirik olarak araşırılacakır. Ampirik çalışmada, Türkiye için 1990Q1 2009Q3 yılları arasındaki borçlanma ile ekonomik büyüme ilişkisi 3 er aylık dönemler halinde incelenecekir. Çalışmada, büyüme değişkeni olarak reel GSYİH (2005 fiyaları ile) değişkeni IMF in Uluslararası Finansal İsaisikleri veri abanından emin edilmişir. Toplam iç ve dış borç soku TCMB nin elekronik veri dağıım siseminde elde edilmiş olup GSYİH (2005=100) deflaörü reel hale geirilmiş analizlerde reel rakamlar kullanılmışır. Her bir değişkenin doğal logariması alınarak modellerde analize dahil edilmişir. Ayrıca değişkenlerin üçer aylık olması iibariyle mevsimsel ekiler Tramo-Sea yönemi ile arındırılmışır. Şekil 1 de 1990 ile 2009 dönemi arasında GSYİH değerleri verilmişir. Ele alınan dönem içinde GSYİH nın 1994 ve 2001 yılında gerçekleşen ekonomik krizlere bağlı olarak azaldığı görülmekedir. Ayrıca, GSYİH 1997 ile 1999 yılları
146 ÇİÇEK, GÖZEGİR ve ÇEVİK arasında 1997 Asya ve 1998 Rusya krizlerine bağlı olarak azalmışır. Son olarak küresel ekonomik krizin ekisiyle GSYİH 2008 yılında önemli ölçüde düşmüşür. Şekil 1: 1990 ile 2009 Dönemi Arasında GSYİH (LOG) Kaynak: TCMB, hp://evds.cmb.gov.r (15.02.2010). Şekil 2 deki dış borç sokunun seyri incelendiğinde dış borç sokunun kriz yıllarından önce önemli derecede arığı ve krizle birlike azaldığı görülmekedir. Özellikle 1994 ve 2001 yılları için bu durum Şekil 2 de ne bir biçimde oraya çıkmakadır. Ayrıca 1997 yılında Türkiye nin dış borç sokunun önemli derecede azaldığı görülmekedir. Bu durum Güneydoğu Asya ve Rusya krizinin ekisiyle gelişmeke olan ülkelere duyulan güvenin sarsılması ile açıklanabilir. 2005 yılının ardından ise Türkiye nin dış borç sokunun ekrar arma rendi içine girdiği görülmekedir. Şekil 2: Türkiye de 1990 ile 2009 Yılları Arasında Dış Borç Soku (LOG) Kaynak: TCMB, hp://evds.cmb.gov.r (15.02.2010). Şekil 3 e iç borç sokunun seyri yer almakadır. Türkiye nin iç borç sokunun 1994 ve 1998 yıllarında önemli derecede azaldığı görülmekedir. Bununla birlike 2001 krizi ve sonrasında ise iç borç sokunun arığı oraya çıkmakadır. Bu durum poliika yapıcıların 2001 krizinin aşılmasında iç borçlanmayı daha fazla
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 147 ercih eiği şeklinde yorumlanabilir. 2002 yılından iibaren ise iç borç soku yaay bir seyir izlemişir. Şekil 3: Türkiye de 1990 ile 2009 Yılları Arasında İç Borç Soku (LOG) Kaynak: TCMB, hp://evds.cmb.gov.r (15.02.2010) B. EKONOMETRİK YÖNTEM 1. Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) Birim Kök Tesi İkisadi değişkenler genelde arma veya azalma eğilimi göserdikleri için durağan değildirler ve serilere ai varyans ve oralamaları da zamana bağlı olarak değişkenlik gösermekedir. Ekonomerik modellerde değişkenler arasında anlamlı ilişkiler elde edilebilmesi için analizi yapılan serilerin durağan olması gerekmekedir. Ekonomerik modellerde kullanılan serilerin durağan olup olmadıklarının es edilmesinde Dickey ve Fuller (1979) arafından oraya aılan Genişleilmiş Dickey Fuller (ADF) (1981) esi kullanılabilir. y = k 0 + 1 y 1 + i y i + ε i= 1 β (1) y = k 0 + 1 rend+ 2 y 1 + i y i + ε i= 1 β (2) (1) ve (2) numaralı regresyon denklemlerindeki y; durağanlık esine konu olan değişkeni, birinci derece fark operaörünü, ε ise haa erimlerini gösermekedir. Yapılan ADF kök birim esi için iki hipoez kurulmuşur. Birinci model; Ho : α 1 =0 ve H 1 : α 1 < 0 hipoezinden ikinci model Ho : α 2 =0 ve H 1 : α 2 < 0 oluşur. Burada kurulan hipoezlerden H 0 reddedilirse Y nin durağan olduğuna karar verilir. Durağanlık sınaması için kriik değerler ise, Dickey ve Fuller yönemi arafından hesaplanan -isaisik değerleridir (Enders ve Granger, 1998: 305-309).
148 ÇİÇEK, GÖZEGİR ve ÇEVİK 2.Phillips-Perron Birim Kök Tesi Haa erimlerinin isaisiksel olarak bağımsız olduklarını ve sabi varyansa sahip olduklarını varsayan ADF esi kullanılırken, haa erimleri arasında korelasyon olmadığına ve sabi varyansa sahip olduklarına emin olmak gerekir. Phillips ve Perron (1988) haa erimlerindeki seri korelasyon ve değişen varyansı göz önünde bulunduran paramerik olmayan bir birim kök es yönemi önermişlerdir. PP esi Denklemin ahmin edilmesine ve δ kasayısının isaisiğinin seri korelasyon ve değişen varyans için modifiye edilmesine dayanmakadır. PP es isaisiği şu şekilde hesaplanır: 1/2 ( )( ( ˆ γ T f0 -γ0 se δ )) 0 τ δ =δ - (3) 1/2 f0 2f0 s Burada; kasayı ahmini, δ δ nın değeri, se( ) δ kasayısının sandar haası ve s regresyon sandar haasıdır. γ 0 Denklemin haa varyans ahminidir. f 0 ise sıfır frekansan spekral haa ahminidir. 3. Zivo-Andrews (Za) Yapısal Kırılma Tesi Çalışmalarında, 1929 Büyük Buhranının ve 1973 Perol Krizinin ekonomide önemli yapısal değişikliklere neden olduğunu sapayan Perron (1989, 1990), bu amaçla yapısal değişiklikleri göz önünde bulunduran alernaif bir birim kök esi gelişirmişir. Perron un gelişirdiği yöneme göre ekonomide gerçekleşen yapısal değişiklikler önceden bilinmekedir. Zivo ve Andrews (1992), Perron un es isaisiğini farklı şekilde ele almışlardır. Perron, ekonomide gerçekleşen kırılmayı dışsal olarak almaka ve önceden bilindiğini varsaymakadır. Zivo ve Andrews dışsallık varsayımı sorgulamışlar ve yerine yapısal kırılmanın am olarak bilinmediği durumu ya da yapısal kırılmanın içsel olarak gerçekleşiği durumu incelemişlerdir. Zivo ve Andrews, bu amaçla yapısal kırılmayı es edebilmek için üç farklı birim kök esi gelişirmişir. k A A A A A = µ + θ ( λ) + β + α 1 + j j + j = 1 y DU y c y e (4) B µ B β B γ * ( λ ) B α k B 1 (5) y = + + DT + y + c y + e j j j = 1 k C C C C * C C = µ + θ ( λ) + β + γ ( λ) + α 1 + j j + j = 1 (6) y DU DT y c y e Olası kırılma yılı olan Tλ, denklem (4) de Tλ< ise DU (λ)=1, diğer durumlarda sıfır değerini alan kukla değişkendir. Benzer şekilde Denklem (5) de >Tλ ise D *(λ)=-tλ, diğer durumlarda sıfır değerini alan kukla değişkeni emsil emekedir. Denklem (4) sabie kırılmayı, Denklem (5) rendde kırılmayı ve son olarak Denklem (6) sabi ve rendde kırılmayı incelemekedir. Tes uygulanırken, gözlem dönemindeki her bir yıl olası kırılma yılı olarak alınarak kukla değişkenler
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 149 oluşurulup, α kasayısının isaisikleri elde edilmekedir. Büün gözlem dönemlerinin ümü için uygulandıkan sonra α kasayısının isaisiğinin minimum elde edildiği yıl, olası kırılma yılı olarak belirlenmekedir. Elde edilen isaisikleri mulak değerce kriik değerden büyükse serinin yapısal kırılmayla birlike durağan olduğunu beliren alernaif hipoez kabul edilir. 4. Engle-Granger Koenegrasyon Tesi Sisemdeki değişkenlerin koenegre olup olmadıklarını belirlemek için ilk olarak Engle-Granger (1987) koenegrasyon yönemi kullanılacakır. Engle Granger yöneminde değişkenler aynı dereceden enegre ise, en küçük kareler yönemi uygulanır. n 1 = 0 + β j j + ε j = 2 Y β Y (7) Bu regresyondan elde edilen haa erimlerinde birim kökün olup olmadığı ADF ya da PP esi ile es edilir. Şaye regresyondan elde edilen haa erimleri, ε, durağan ise I(0) hipoezi kabul edilir. I(0) hipoezi değişkenlerin koenegre olduğu ve bu değişkenlerden oluşan sisemin uzun dönemi bir denge nokasına sahip olduğu anlamına gelmekedir. IV. ÇÖZÜMLEME SONUÇLARI A. BİRİM KÖK TESTİ SONUÇLARI Çalışmada kullanılan değişkenler zaman serisi olması iibariyle ilk olarak serilerin durağan olup olmadıklarının incelenmesi gerekmekedir. Bu amaçla serilere genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips-Perron birim kök esleri uygulanmış ve elde edilen sonuçlar Tablo 1 de verilmişir. Tablo 1: ADF ve Phillips Peron Tes Sonuçları ADF İsaisiği* Phillips-Perron İsaisiği Değişkenler Düzey Değerler Birinci Farklar Düzey Değerler Birinci Farklar Tes Kriik Tes Kriik Tes Kriik Tes Kriik İsaisiği Değer** İsaisiği Değer** İsaisiği Değer** İsaisiği Değer** Ln(İç Borç) -1.709-4.080-7.533-3.517-2.009-4.080-7.523-3.517 Ln(Dış Borç) -2.118-4.080-9.500-3.517-2.255-4.080-9.468-3.517 Ln(GSYİH) -2.491-4.080-9.356-3.517-2.681-4.080-9.337-3.517 *ADF es isaisiğinin hesaplanmasında Schwarz gecikme krieri kullanılmışır. **%1 anlamlılık düzeyinde MacKinnon kriik değerleridir. ADF ve PP birim kök esleri sonuçlarına göre, iç borç soku, dışborç soku ve GSYİH değişkenlerinin düzey değerlerde es isaisiğinin mulak değeri, kriik değerin mulak değerinden küçükür. Dolayısıyla serilerin birim kök içerdiği ya da bir başka deyişle düzey değerlerde durağan olmadığı anlamına gelmekedir. Bu
150 ÇİÇEK, GÖZEGİR ve ÇEVİK serilerin ayrı ayrı birinci farklarda birim kök içerip içermediği incelendiken sonra elde edilen es isaisikleri, mulak değerce kriik değerden yüksekir. Dolayısıyla analizde bu serilerin birinci fark değerleri kullanılacakır. B. ZİVOT-ANDREWS YAPISAL KIRILMA TESTİ SONUÇLARI Türkiye de yaşanan 1994 ve 2001 krizleri, birçok ekonomide önemli değişmelere neden olarak birçok makro ekonomik serilerde yapısal kırılmalara neden olmuşur. Serilerin oralamasındaki değişim diğer bir ifadeyle yapısal kırılma olup olmadığını belirleyebilmek amacıyla Zivo-Andrews (1992) arafından gelişirilen birim kök esi ile araşırılmış ve sonuçlar Tablo 2 de verilmişir. Tablo 2: Zivo-Andrews Yapısal Kırılma Tesi Sonuçları Zivo-Andrews Tesi Model A Model B Model C Ln(İç Borç) -3.860 (2001Q1) -2.713 (2004Q2) -6.160 (2001Q1)* Ln(Dış Borç) -3.313 (2002Q4) -3.262 (1994Q1) -3.244 (1993Q3) Ln(GSYİH) -3.087 (2004Q1) -2.494 (2001Q2) -3.056 (2005Q1) %1 kriik değer -5.43-4.93-5.57 %5 kriik değer -4.80-4.42-5.08 * % 1 anlamlılık düzeyine göre anlamlıdır. Tablo 2 de Model A serinin sabiinde kırılmayı, Model B rendde kırılmayı ve Model C ise sabi ve rendde kırılmayı araşırmakadır. Tablo 2 eki sonuçlara göre, Model A ve Model B için serilerin es isaisikleri mulak değerce kriik değerden küçük bulunmuşur. Bu bize söz konusu serilerin birim kök içerdiğini beliren sıfır hipoezinin re edilemediğini gösermekedir. Model C için iç borç soku serisinin es isaisiği mulak değerce kriik değerden büyük bulunmuşur. Bu sonuca göre iç borç soku serisi birim kök içermekedir sıfır hipoezi re edilmeke ve söz konusu serinin yapısal kırılma ile birlike durağan olduğunu beliren alernaif hipoez kabul edilmekedir. ADF ve PP birim kök es sonuçları ile Zivo-Andrews es sonuçları birlike ele alındığında %1 önem düzeyinde dış borç soku ve GSYİH serileri birinci derece büünleşik bulunmuşur. İç borç soku ise yapısal kırılma ile birlike durağan bulunmuşur. Alınay ve Karagöl (2004 ve 2005), serilerde yapısal kırılma olması durumunda söz konusu serilerin farklarını almak yerine serilerden yapısal kırılmanın varlığının arındırılmasını önermişlerdir. İç borç soku için yapısal kırılmanın ekisi aşağıdaki model ile oradan kaldırılmışır: Ln( İç Borç) = µ + κ + γ DU + δdt + Ln( İç Borç ˆ ) DU serinin sabi eriminde kırılmayı, DT rendde kırılmayı ve Ln( İçBorç ˆ ) ise yapısal kırılmanın ekisinden arındırılmış seri değerleridir. Analizlerin bundan sonraki aşamasında İç borç soku değişkeni için yapısal kırılmanın ekisinden arındırılmış seri kullanılacakır.
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 151 C. REGRESYON ANALİZLERİ 1. GSYİH ile İç Borç Soku ve Dış Borç Soku Arasındaki Regresyon Analizi Birim kök esi sonuçlarına göre GSYİH ile dış borç soku değişkenler birinci dereceden iç borç soku değişkeni düzey değerlerde durağan olarak belirlendiğinden aralarında uzun dönemli ilişkinin varlığı araşırılamamışır. Bu nedenle GSYİH ile dış borç soku değişkenlerinin birinci farkı alınarak modele dâhil edilmişir. EKK yönemi ile elde edilen sonuçlar Tablo 3 de verilmişir. Tablo 3 deki sonuçlara göre modelin haa erimleri arasında %5 önem düzeyinde değişen varyans sorunu espi edildiğinden kasayıların sandar haaları Whie (1980) arafından önerilen varyans kovaryans marisi kullanılarak düzelilmişir. Bunun dışında haa erimleri için ookorelasyon sınaması yapılmış ve %5 önem düzeyinde haa erimlerinin ookorelasyonlu olmadığı belirlenmişir. EKK yönemi ile ahmin edilen kasayılar incelendiğinde iç borç değişkeninin kasayısı poziif olarak bulunmasına rağmen isaisiksel olarak anlamlı değildir. Diğer arafan dış borç değişkenin kasayısı negaif ve isaisiksel olarak anlamlı bulunmuşur. Bu sonuçlara göre iç borç sokunun arması ekonomik büyümeyi poziif yönde ekilerken, bu eki isaisiksel olarak sıfırdan farklı değildir. Diğer bir ifadeyle iç borç soku değişkeninin ekonomik büyüme üzerinde anlamlı bir ekisi bulunmamakadır. Dış borç sokunun arması ise ekonomi üzerinde olumsuz eki yaparak büyümeyi önemli derecede azalmakadır. Bu sonuçlara göre iç borç sokundaki değişmelerin ekonomik büyüme için nör bir değişken olduğu, dış borç sokundaki arışın ise ekonomik büyüme için olumsuz eki yaraığı belirlenmişir. Tablo 3: GSYİH, İç ve Dış Borç Sokları Arasında Kurulan Regresyon Sonuçları Bağımlı Değişken: D(GSYİH) Bağımsız Değişkenler Kasayılar Sd. Haa is. Prob. Sabi 0.011 0.002 3.992 [0.000] Ln(İç Borç) 0.077 0.049 1.582 [0.117] D(Ln(Dış Borç)) -0.204 0.054-3.758 [0.000] Düz-R 2 =0.177 F-is =9.283 [0.000] D-W d-is =2.375 W:F-is =2.907 [0.019] J-B: F-is =29.161 [0.000] B-G:F-is =1.484 [0.233] * Tabloda Düz-R 2, Düzelilmiş R 2 değerini; D-W d-is, Durbin-Wason birinci dereceden ookorelasyon es isaisiğini gösermekedir. J-B F-is, sıfır hipoezin haalar normal dağılmakadır şeklinde kurulduğu Jarque-Bera normallik esini; F-is, modeldeki kasayıların opluca anlamlılığını es eden F isaisiğini belirmekedir. W F- is, sıfır hipoezin haa erimleri arasında değişen varyans yokur şeklinde kurulduğu Whie değişen varyans esini; B-G F-is, ise sıfır hipoezin haa erimleri yüksek dereceden ookorelasyon içermemekedir şeklinde kurulduğu Breusch-Godfrey esini ifade emekedir. [.] içindeki değerler ise ilgili es isaisiğinin sıfır hipoezini re eme olasılığını gösermekedir. 2. GSYİH ile İç Borç Soku Arasındaki Regresyon Analizi Dış borç değişkenini model dışında bırakıp GSYİH ile iç borç değişkeni arasındaki ilişki araşırılmış ve sonuçlar Tablo 4 de verilmişir. GSYİH değişkeni
152 ÇİÇEK, GÖZEGİR ve ÇEVİK birinci dereceden durağan olarak belirlendiğinden birinci farkı alınarak modelde kullanılmışır. Modelden elde edilen haa erimleri için normallik, ookorelasyon ve değişen varyans sınamaları yapılmış ve %5 önem düzeyinde haa erimlerinin sabi varyanslı olmadığı belirlenmişir. Bu sorunu gidermek için Whie (1980) arafından önerilen varyans kovaryans marisi kullanılmışır. Tablo 4 deki kasayı ahminlerine göre, ele alınan dönemde iç borç sokunun arması ekonomik büyümeyi arırırken, bu eki isaisiksel olarak anlamlı bulunamamışır. Bu sonuç bir önceki model sonuçları ile örüşmekedir. Tablo 4: GSYİH, İç Borç Soku Arasında Kurulan Regresyon Sonuçları Bağımlı Değişken: D(GSYİH) Bağımsız Değişkenler Kasayılar Sd. Haa is. Prob. Sabi 0.008 0.003 2.698 [0.008] Ln(İç Borç) 0.056 0.054 1.026 [0.307] Düz-R 2 =0.018 F-is =2.486 [0.118] D-W d-is =2.244 W:F-is =6.307 [0.002] J-B: F-is =54.972 [0.000] B-G:F-is =0.624 [0.538] * Tabloda Düz-R 2, Düzelilmiş R 2 değerini; D-W d-is, Durbin-Wason birinci dereceden ookorelasyon es isaisiğini gösermekedir. J-B F-is, sıfır hipoezin haalar normal dağılmakadır şeklinde kurulduğu Jarque-Bera normallik esini; F-is, modeldeki kasayıların opluca anlamlılığını es eden F isaisiğini belirmekedir. W F- is, sıfır hipoezin haa erimleri arasında değişen varyans yokur şeklinde kurulduğu Whie değişen varyans esini; B-G F-is, ise sıfır hipoezin haa erimleri yüksek dereceden ookorelasyon içermemekedir şeklinde kurulduğu Breusch-Godfrey esini ifade emekedir. [.] içindeki değerler ise ilgili es isaisiğinin sıfır hipoezini re eme olasılığını gösermekedir. 3. GSYİH ile Dış Borç Soku Arasındaki Regresyon Analizi Son olarak GSYİH ile Dış borç soku arasındaki ilişki araşırılmışır. Her iki değişken aynı dereceden (birinci dereceden) durağan olduğundan ilk olarak aralarındaki uzun dönemli ilişki Engle-Granger eşbüünleşme esi ile araşırılmışır. Bu amaçla ilk olarak Denklem (7) EKK yönemi ile ahmin edilmiş ve modelden elde edilen haa erimlerinin büünleşme derecesi ADF esi ile araşırılmışır. Tablo 5 de es sonuçları yer almakadır. ADF es isaisiği mulak değer olarak kriik değerlerden küçük elde edildiğinden GSYİH ile dış borç soku arasında uzun dönemli ilişkinin olmadığını beliren sıfır hipoezi reddedilememişir. Tablo 5: Engle-Granger Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Değişken ADF Tes İsaisiği Kriik Değerler %1 %5 %10 ε -1.833-3.39-2.76-2.45 GSYİH ile dış borç soku arasında uzun dönemli ilişkinin varlığı belirlenemediğinden değişkenlerin birinci farkları alınarak EKK yönemi uygulanmış ve sonuçlar Tablo 6 da verilmişir. Modelden elde edilen haa erimleri için normallik dışında bir sorun espi edilememişir. Bununla birlike önceki bulgularla paralel olarak dış borç sokundaki arışların ekonomik büyümeyi
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 153 olumsuz yönde ekileyerek azalığı espi edilmişir. Ayrıca modelden iç borç soku değişkeninin çıkarılmasının model performansına olumlu yönde kakı yapığı (Düzelilmiş R-kare değeri %12 ye çıkmışır) belirlenmişir. Tablo 6: GSYİH, Dış Borç Soku Arasında Kurulan Regresyon Sonuçları Bağımlı Değişken: D(GSYİH) Bağımsız Değişkenler Kasayılar Sd. Haa is. Prob. Sabi 0.010 0.003 3.429 [0.000] D(Ln(Dış Borç)) -0.184 0.052-3.509 [0.000] Düz-R 2 =0.128 F-is =12.312 [0.000] D-W d-is =2.210 W:F-is =0.369 [0.549] J-B: F-is =50.576 [0.000] B-G:F-is =0.472 [0.625] * Tabloda Düz-R 2, Düzelilmiş R 2 değerini; D-W d-is, Durbin-Wason birinci dereceden ookorelasyon es isaisiğini gösermekedir. J-B F-is, sıfır hipoezin haalar normal dağılmakadır şeklinde kurulduğu Jarque-Bera normallik esini; F-is, modeldeki kasayıların opluca anlamlılığını es eden F isaisiğini belirmekedir. W F- is, sıfır hipoezin haa erimleri arasında değişen varyans yokur şeklinde kurulduğu Whie değişen varyans esini; B-G F-is, ise sıfır hipoezin haa erimleri yüksek dereceden ookorelasyon içermemekedir şeklinde kurulduğu Breusch-Godfrey esini ifade emekedir. [.] içindeki değerler ise ilgili es isaisiğinin sıfır hipoezini re eme olasılığını gösermekedir. Türkiye için 1990Q1 2009Q3 dönemi borçlanma ve GSYİH ilişkisi EKK modeli ile incelenmişir. İç borçlanma, Dış Borçlanma ve GSYİH ile göserilmişir. Alernaif yönemlerle yapılan durağanlık analizleri sonucunda seriler birinci merebeden durağan yani I(1) çıkmışlardır. Bunun üzerine seriler arasında eş büünleşme ilişkisi incelenmişir. Seriler arasında uzun dönem ilişkisi olmadığı sonucundan sonra borçlanma ve GSYİH arasındaki regresyon analizi incelenerek ampirik çalışma amamlanmışır. Regresyon analizi sonucunda Türkiye için 1990Q1 2009Q3 dönemi için iç borç sokunun arması ekonomik büyümeyi poziif yönde ekilerken, dış borç soku ise GSYİH yı negaif yönde ekilemekedir. Yani dış borç sokunun arması ekonomik büyümeyi azalmakadır. SONUÇ Bu çalışmada, bir maliye poliikası aracı olarak borçlanmanın ekonomik büyüme (GSYİH) üzerindeki ekileri incelenmişir. Bu analizler için Eviews programı kullanılmışır. Ampirik analizlerde Türkiye nin 1990Q1 2009Q3 dönemine ai 3 er aylık veriler kullanılmışır. ADF birim kök esi ve Phillips Peron esi yapılmışır ve serilerin durağanlığı espi edilmişir. Durağanlığı espi edilen seriler kırılma esine abi uulmuşur. Engle-Granger eşbüünleşme esine göre uzun dönem ilişkisi olmadığı anlaşıldığı için regresyon analizi uygulanmışır. Regresyon analizinde ilişkinin yönü belirlenmişir ve sonuçlar yorumlanmaya çalışılmışır. Ampirik analizlere göre, ADF es isaisiği ile Phillips-Peron es isaisiği ile ilgili ulaşılan sonuçlar parelellik gösermekedir. Her iki ese de % 1, anlamlılık düzeyine göre serilerin birinci dereceden durağan oldukları sonucuna ulaşılmışır. Serinin durağan olduğuna karar verildiken sonra serilerin
154 ÇİÇEK, GÖZEGİR ve ÇEVİK oralamasındaki değişim diğer bir ifadeyle yapısal kırılma olup olmadığını belirleyebilmek için kırılma esi ile seriler birinci dereceden büünleşik olduğu espi edilmişir. Daha sonra regresyon analizi ile GSYİH ile dış borç ve iç borç arasındaki regresyon sonuçları incelenerek, iç borç sokundaki bir birimlik bir arışın GSYİH da da bir arışa sebep olduğu yani poziif bir eki meydana geirdiği belirlenmişir. Dış borç sokundaki bir arış ise GSYİH da negaif bir eki meydana geirmişir. Dış borç sokundaki bir birimlik arış ekonomik büyümede azalışa sebep olmakadır. 1990 ve 2009 döneminde Türkiye ekonomisinde gerçekleşmiş olan dış borç, iç borç ve büyüme verilerine göre yapılan analiz sonucunda, diğer değişkenler dikkae alınmaksızın iç borç sokundaki arışın gayri safi yur içi hâsıla arışına olumlu kakı sağladığı, dış borç sokundaki arışın ise gayri safi yur içi hâsıla arışına olumsuz kakı sağladığı sonucuna ulaşılmışır. İç borçlanma ile aıl kalan asarrufların verimli yaırımlara kanalize edilmesi nedeniyle büyümeye olumlu kakı sağladığı söylenebilir. KAYNAKÇA ABU BAKAR, Nor Aznin ve Sallahuddin HASSAN (2008), Empirical Evaluaion on Exernal Deb of Malaysia, Inernaional Business And Economic Research Journal, V:7, Nu:2, p.95 108. AJAYI, I. ve M. KHAN (2000), Exernal Deb and Capial Fligh in Sub-Saharan Africa, IMF Publicaions, Washingon DC. AKDOĞAN, Abdurrahman (1997), Kamu Maliyesi, Gazi Büro Kiabevi, Ankara. AKUJUOBI, L ( 2007), Deb And Economic Developmen In Nigeria, Journal of Research in Naional Developmen, Vol: 5, Nu: 2, p, 1-6. ALTINAY, G. ve E. KARAGÖL (2004), Srucural Break, Uni roo, and The Causaliy Beween Energy, Consumpion and GDP in Turkey, Energy Economics, Nu: 26, p. 985 994. ALTINAY, G. ve E. KARAGÖL (2005), Elecriciy Consumpion and Economic Growh: Evidence from Turkey, Energy Economics, Nu: 27, p. 849 856. BATIREL, Ö. Faruk(1990), Kamu Maliyesi Teorisine Giriş, Marmara Üniversiesi Yayınları No: 492, İsanbul. DICKEY, D. D. ve W. A. FULLER (1981), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49 (4): 1057-1072. DICKEY, D.A. ve W.A FULLER (1979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, Nu: 74, p. 427-431. EĞİLMEZ, Mahfi ve Ercan KUMCU (2004), Ekonomi Poliikası, Teori ve Türkiye Uygulaması, 6. Basım, İsanbul, Remzi Kiabevi. ENDERS, Walers ve C.W.J. GRANGER (1998), Uni-Roo Tess And Asymmeric Adjusmen Wih An Example Using The Term Srucure Of
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 155 Ineres Raes, Journal Of Business and Economic Saisics, Vol.16, NU: 3, p. 304-311. ENGLE, R. F. ve C. W. J. GRANGER (1987), Coinegraion and Error- Correcion: Represenaion, Esimaion and Tasing, Economerica, Vol. 55: 251-263. ERDEM, M. (1995), Devle Borçları, Ezgi Kiabevi, Bursa, 1995. EROL, Ahme (1992), Ekonomik Ekileri Açısından Türkiye de Devle Borçları: 1981 1990, Maliye ve Gümrük Bakanlığı Araşırma Planlama ve Koordinasyon Kurulu Başkanlığı, Yayın No: 1992 / 324, Ankara. EVGİN, Tülay (1996), Dış Borçlanma ve Dış Borçlarımızda Yapılan Düzenlemeler, Ekonomik Yaklaşım Dergisi, Cil: 7, Sayı: 23, s. 15 33. GUJARATI, D. N (2001), Temel Ekonomeri (Çev. Ü. Şenesen ve G. G. Şenesen), Lieraür Yayıncılık, İsanbul. IŞIK, A., İ, ORGAN ve E, KARAYILAMAZLAR (2005), Kamu Maliyesi, Ekin Kiabevi Yayınları, Bursa. İNCE, Maci (2001), Devle Borçları ve Türkiye, Gazi Kiapevi, Ankara. İPEK, E. ve B. K. YAŞAR (2008), Türkiye de Ekonomik Büyüme ve Dış Borç İlişkisi, Uluslararası Sermaye Harekeleri ve Gelişmeke Olan Piyasalar Uluslar arası Sempozyumu, Balıkesir. JONES, Charles I (2001), İkisadi Büyümeye Giriş, (Çev.: Şanlı Aeş; İsmail Tuncer), Lieraür Yayıncılık, İsanbul. KARAGÖL, Erdal (2002), Exernal Deb and Economic Growh Relaionship Using The Simulaneous Equaions, Meu VI. Inernaional Economics Research Conference, 11-14 Sepember 2002, Ankara. KARAGÖL, Erdal (2006), The Relaionship Beween Exernal Deb, Defence Expendiures and GNP Revisied: The Case ıf Turkey, Defence And Peace Economics, V:17, Nu: 1, p. 147 157. KUTLAR, Aziz (2000), Ekonomerik Zaman Serileri, Gazi Kiapevi, Ankara. NEMLİ, Arif (1990), Kamu Maliyesine Giriş, 3. Baskı, Filiz Kiabevi, İsanbul. ÖZBİLEN, Şevki (1999), Maliye Poliikası, Ailla Yayıncılık Kiabevi, Ankara. PERRON Pierre, (1990), Tesing for a uni roo in a ime series wih a changing mean, Journal of Business Economics and Saisics, Vol: 8, p. 153-162. PERRON, Pierre (1989), Ther Grea Crash, he Oil Price Shock, and he Uni Roo Hypohesis, Economerica, Vol: 57, Nu:6, p. 1631-1401. Phillips, P. C. B. ve P. Pierre (1988) Tesing for Uni Roos in Time Series Regression, Biomerika, 75, 335-346. PINAR, Abuzer (2006), Maliye Poliikası, Naurel Yayıncılık, Ankara. PREST, A. R. (1975), Public Finance in Developing Counries, Weidenfeld and Nicholson, London. SAVAŞ, Vural (1986), Kalkınma Ekonomisi, Bea Yayınevi, İsanbul. SCHCLAREK, A (2004), Deb anad Economic Growh in Developing and Indusrial Counries, Working Paper, Lund Universiy Deparmen of Economics, Nu: 34, p. 1 39.
156 ÇİÇEK, GÖZEGİR ve ÇEVİK ŞEKER, Mura (2006), Dış Borçlanmaya Teorik Bir Bakış ve Dış Borçların Ekonomik Ekileri, Sosyoekonomi, Ocak-Haziran 2006 1, s. 73 92. T. C. Merkez Bankası (2010), hp://evds.cmb.gov.r (15.02.2010). ULUATAM, Özhan (1997), Kamu Maliyesi, İmaj Yayınları, Ankara. ULUSOY, Ahme (2006), Devle Borçlanması, 3. Baskı, Mikro Yayıncılık, Trabzon. UYSAL, Doğan, Hüseyin ÖZER ve Mehme MUCUK (2009), Dış Borçlanma ve Ekonomik Büyüme İlişkisi: Türkiye Örneği(1965 2007), Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, S: 4, s.161 178. WHITE, Helber (1980), A Heeroskedasiciy-Consisen Covariance Marix Esimaor and a Direc Tes for Heeroskedasiciy, Economerica, Vol: 48, Nu: 4, (May, 1980), p. 817-838. ZIVOT, E. ve D.W.K ANDREWS (1992), Furher Evidence on The Grea Crash, The Oil-price Shock and The Uni-roo Hypohesis, Journal of Business & Economic Saisic, V: 10, p.251-270.