Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Bingol Universiy Journal of Economics and Adminisraive Sciences Cil/Volume: 5, Sayı/Issue: 1 Yıl/Year: 01, s. 5-48 DOI: 10.33399/biibfad.848340 ISSN: 651-334/E-ISSN: 651-3307 Bingöl/Türkiye Makale Bilgisi /Aricle Info Geliş/Received: 8.1.00 Kabul/Acceped: 7.07.01 TÜRKİYE DE FİNANSAL GELİŞMENİN BÜYÜMEYE ETKİSİ The Effec of Financial Developmen o Economic Growh in Turkey Yusuf DEMİR * Öz sisem, ekonomide aıl halde bulunan kaynakların ahsisinde, bunların verimli yaırımlara yönlenmesinde dolayısıyla da ekonomik büyümede çok önemli bir role sahipir. sisemde yer alan finansal kurumların ve/veya araçların sayısındaki, kullanımındaki, ekinliğindeki arışlar finansal sisemin büyümesini ve yapısının değişmesini ifade edecek şekilde finansal gelişme olarak açıklanmakadır. Bu kapsamda, bu çalışmada Türkiye de finansal gelişme ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki 006:Q1-00:Q3 dönemine ai M para arzının ve özel sekörde kullanılan kredilerin GSYH ya oranı, kişi başına düşen GSYH verileri ile araşırılmışır. VAR yönemiyle analizler yapılmış, uzun dönemli ilişkileri espi emek amacıyla da Johansen eşbüünleşme esi uygulanmışır. Ayrıca değişkenlerin maruz kaldığı şoklar karşısında diğer değişkenlerin göserdiği reaksiyonu görmek amacıyla eki-epki yönemi ile varyans ayrışırma ekniği uygulanmışır. Analiz sonuçlarına göre, M para arzı ile özel sekörün kullandığı krediler ve kişi başına düşen milli gelir arasında anlamlı ilişki vardır. Ayrıca gerek kişi başına düşen milli gelir gerekse de M * Dr. Öğr. Üyesi, Sivas Cumhuriye Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü, ydemir@cumhuriye.edu.r, ORCID: hps://orcid.org/0000-0001- 5677-8709 5
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 para arzından özel seköre verilen krediler arasında karşılıklı neden sonuç ilişkisine ulaşılmışır. Anahar Kelimeler: Banka kredileri, büyüme, finansal gelişme, Granger esi, Türkiye Jel Kodları: F30; O40; E40 Absrac The financial sysem has a vial role in allocaing idle resources in he economy, direcing hem o producive invesmens and hus economic growh. Increases in he number, use and efficiency of financial insiuions and/or insrumens in he financial sysem are explained as financial developmen, which expresses he growh and change in he srucure of he financial sysem. In his conex, in his sudy, he relaionship beween financial developmen and economic growh in Turkey, he raio of M money supply and loans used in he privae secor o GDP for he period 006:Q1-00:Q3, was invesigaed GDP per capia daa. The analysis was made wih he VAR mehod, and he Johansen coinegraion es was applied o deermine he long-erm relaionships. In addiion, o see he reacion of he oher variables o he shocks o which he variables are exposed, he acion-reacion mehod and he variance decomposiion echnique were applied. According o he analysis resuls, here is a significan relaionship beween he M money supply and he loans used by he privae secor and per capia naional income. In addiion, a muual cause and effec relaionship has been reached beween he per capia income and he loans given o he privae secor from he M money supply. Keywords: Bank credis, growh, financial developmen, Granger causaliy es, Turkey Jel Codes: F30; O40; E40 1. Giriş Finans; kişilerin, kurumların maddi gelir elde emeleri, yaırım yapmaları ve zaman içerisinde yaırımları değerlendirmeleri olarak anımlanır (Brigham ve Houson, 014: 5). Finansın gelişmesi ya da finansal gelişme ise, finansal sözleşmelerin yaygınlaşması, mikar olarak çoğalmaları; finansal işlemlere aracı olanların sayısının ve büyüklüğünün armasını kapsar (Levine, 004: 4). Tasarrufların 6
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi sermaye piyasasına akışının yeersiz oluşu, finansal gelişmenin önündeki en büyük engellerden biridir. Ekonomik büyümenin belirleyicilerinden biri olan asarruf mikarının düşük olması ekonominin önünde ciddi bir engel eşkil emekedir. Ekin bir mali piyasa yoksa ve asarruflar mali piyasaya yönlendirilmezse verimli yaırımlar ve dolayısıyla ekonomik büyüme zorlaşır (Levine ve Zervos 1996: 36). Piyasalardaki sınırlandırmaların kalkması ve eknolojideki değişimler ile beraber finans akışları, kapsam olarak daha küresel hale gelirken endüsrileşmiş finans merkezleri giikçe aran oranda yeni yaırım olanakları ve daha fazla kazanç peşinde koşar olmuşur (Balaam ve Dillman, 015: 5-53). Bu arayış finansal gelişmişlik seviyesi daha yüksek olan ülkeleri daha ercih edilebilir olarak değerlendirmekedir. Bu çalışmanın moivasyonu da, finansal gelişme ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkileri, daha özel olarak, Türkiye ekonomisi koşullarında ve inceleme dönemi çerçevesinde finansal gelişme ile büyüme nedenselliğini araşırmakır. gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkilerin yönü konusunda hem eorik hem de ampirik arışmaların sürmeke olması, konunun ekrar analiz edilmesini; ekonomik büyüme ve finansal gelişme düzeyi arasındaki neden sonuç ilişkisinin zaman serisi yönemi ve finansal gelişme gösergesi olarak kullanılan krierler ile Türkiye üzerinden incelenmesi açısından bu çalışmanın özgünlük sunduğu ve alan yazınına kakı sağlayacağı düşünülmekedir.. Lieraür gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi ele alan ilk çalışma Schumpeer (1911) arafından gerçekleşirilmişir. Schumpeer e göre finansal aracılar, asarruflar arasındaki ekonomi harekeini sağlamak, yaırım projelerine desek vermek, riski yönemek, yöneicilerin ekinliklerini akip emek ve finansal işlemlerin sağlamak sureiyle ekonomik gelişmeye desek vermekedir (King ve Levine, 1993: 717). sisemlerin ekinliği ve bu sisemlerin yapısı ekonomik yapının büün halinde gelişmesinde oldukça önemli rol oynar. Bu 7
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 nedenle finansal gelişme düzeyi ile ekonomik büyüme üzerine yapılan çalışmalar lieraürde önemlidir. Ekonomik büyümenin kaynağını finansal gelişme olarak göseren ikisaçılar finansal gelişmişliğin ölçüü olarak; para arzı, banka mevduaları ve kredi hacmi gibi çeşili gösergeleri kabul emekedir. Bu ikisaçılar bu gösergelerin ekonomik gelişmeye ekisini araşırırlar (Karahan, Yılgör ve Özekin, 018: 6). Tablo 1: Lieraür Taraması Yazar/Yıl Ülke/Dönem Değişkenler Yönem Sonuç gelişme ve Johansen ekonomik Aslan ve Türkiye, GSYH, Kredi eşbüünleşme büyüme Korap 1987:1-004:4. Hacmi, MY. ve Granger arasında (006) uzun dönemli ilişki vardır. Kişi başı GSYH, Al-Zubi, icari bankalara Al-Rjoub MENA verilen krediler, gelişmenin Panel veri ve Abu- ülkeleri, 1970- özel seköre ahsis büyüme analizi Mhareb 001. edilen kredinin üzerinde (006) oplam iç krediye oranı, M1 ve M. ekisi yokur. Kişi başına reel milli gelir, İMKB gelişme işlem hacminin Johansen ekonomik milli gelire oranı, Kandır, eşbüünleşme büyümeyi İMKB piyasa İskender Türkiye, esleri, haa ekilemez; değerinin milli oğlu, 1988-004. düzelme ancak gelire oranı, İMKB Önal modeli ve ekonomik işlem görme oranı (007) büyüme ve özel seköre analizleri finansal verilen banka gelişmeyi kredilerinin milli ekiler. gelire oranı. Ceylan ve Durkaya (010) Türkiye, 1998-008. GSYH ve özel bankaların yuriçine açmış olduğu oplam krediler Granger esi ve haa düzelme modeli. Ekonomik büyümeden kredilere doğru ek yönlü nedensel bir ilişki vardır. 8
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi Özcan ve Ari (011) Karaca (01) Tapşın (01) Bozoklu ve Yılancı (013) Kurihara (013) Samarga ndi, Fidrmuc ve Ghosh (013) Türkiye, 1998Q1-009Q4. Türkiye, 1990:1-011:4. Türkiye, 1960-009. Brezilya, Çin, Endonezya, Filipinler, Güney Kore, Hindisan, Macarisan, Malezya, Meksika, Mısır, Peru, Şili, Tayland ve Türkiye, 1988-011. Asya ve OECD ülkeleri, 1990-1999; 000-011. Ora gelir düzeyindeki ülkeler, 1980-008. GSYH, OSKB. Reel GSYH, özel seköre verilen kredilerin NGSYH ya oranı, hisse senedi piyasasının oplam değerinin NGSYH ya oranı. RGSYH arış oranı, M/GDP. Yuriçi kredilerin GSYH ya oranı ve kişi başına reel GSYH büyüme oranı. TÜFE, icari açıklık ve kişi başına GSYH. Ticare, sabi sermaye, kamu harcamaları, nüfus arışı ve finansal gelişme düzeyi. Vekör Ooregresif Modeller, Granger Nedensellik Tesi Toda ve Yamamoo analizi Toda ve Yamamoo analizi Granger esi. Panel analizi. veri Dinamik panel analizi. gelişme ile büyüme arasında ek yönlü ilişkisi vardır. gelişme ve büyüme arasında vardır. gelişmeden ekonomik büyümeye doğru nedensel bir ilişki vardır. gelişme, ikisadi büyümenin nedenidir. Ticari açıklık düzeyi ile enflasyon arasında ilişki vardır. gelişme ekonomik büyümeyi uzun dönemde negaif yönde ekiler. 9
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 Çeşepe ve Yıldırım (016) Işık ve Bilgin (016) Türkoğlu (016) Avcı (017) Ayad ve Belmoka ddem (017) Tunalı ve Onuk (017) Türkiye 1986q1-015q4. Türkiye, 003:1-015:4. Türkiye, 1960-013. Türkiye, 003-016. MENA ülkeleri, 1980-014. Türkiye, 003-015. M1/GSYH, M/GSYH, krediler/gsyh. Kişi başı GSYH, M/GSYH ve Krediler/GSYH. Özel seköre verilen krediler ve GSYH verileri. Özel seköre verilen krediler ve piyasa kapiilizasyonu. açıklık için endeksler, icari açıklık, kişi başına GSYH. Hisse senedi işlem hacminin GSYH ya ve banka kredilerinin GSYH ya oranı, ekonomik büyüme VAR; Toda- Yamamoo analizi. Hacker ve Haemi-J esi Granger. Granger. Panel analizi. Granger esi VAR gelişme büyüme arasında vardır. gelişme ve büyüme arasında 008 kriz öncesinde bulunamazk en, kriz sonrasında vardır. gelişme ile ekonomik büyüme arasında çif yönlü vardır. Pay piyasa gelişimi ekonomik büyüme arasında vardır. gelişme ekonomik büyüme üzerinde anlamlı ve bir ekiye sahip değildir. İkisadi büyümeden finansal gelişmeye doğru yönlü vardır. ek bir 30
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi Paa ve Ağca (018) Kılıç, Gür büz ve Ayrıçay (019) Aay (00) Türkiye, 198-016. Türkiye, 1968-017. Türkiye, 1961-015. GSYH, OSKB, FYK OSK, GSYH, sabi sermaye yaırımları, kredi hacmi, M. Genişleilmiş para arzı ile gayri safi milli hasıla ARDL Johansen eşbüünleşme ve Granger. Granger gelişmeden büyümeye ek yönlü bir ilişki vardır. Ekonomik büyüme ile finansal gelişmişlik gösergeleri arasında uzun dönemde bir ilişki vardır. Ekonomik büyümeden finansal gelişme yönünde ek araflı bir vardır. Lieraür incelendiğinde çalışmalardan elde edilen bulguların önemli farklılıklar göserdiği görülebilir. Bunun en önemli nedenlerinden biri, özellikle finansal gelişme gösergesi olarak kullanılan krierlerin çeşililiğidir (Çağlan ve Çelik, 018: 38). 3. Veri Sei, Yönem ve Bulgular gelişme gösergeleri ülkelerdeki çeşili koşullara göre değişiklik göserdiğinden (Lynch, 1996: 7), büyüme ile finansal gelişme ilişkisi yorumlanırken, ilk olarak ele alınan ekonomiye bağlı değişkenler espi edilmelidir (Akkay, 01: 61). Lieraürde finansal gelişme gösergesi olarak parasal büyüklükleri, özel sekör kredileri, bankaların özel sekör alacakları, menkul kıyme borsasında faaliye göseren şirkelerin piyasa değeri, dolaşımdaki paranın milli hasılaya oranı, geniş anımlı parasal büyüklüğün dar anımlı parasal büyüklüğe oranı (M/M1) gösergeleri kullanılmakadır. Bu gösergelerden en emel olanı, parasal büyüklüklerin milli hasılaya oranını veren gösergelerdir. Bu gösergelerden M/GSYH oranının finansal aracılık eden üm sekörün büyüklüğünün ölçüsünü göserdiği ve kişi başı reel GSYH deki değişmeyle güçlü ilişki içinde 31
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 olduğu, finansal sekörün büyüklüğünün yeerli bir ölçüü olarak kabul edilmekedir (Alınaş ve Ayrıçay, 010: 75). Özel seköre verilen kredilerin GSYH ya oranı gösergesinin reel milli gelir üzerinde poziif eki yapığı ve düzenli bir şekilde arması, finansal aracıların faaliyelerinde iyileşme olarak kabul edilmekedir. Bu nedenlerden öürü bu değişkenler finansal gelişme değişkenleri olarak seçilmişir. Bu değişkenleri finansal gelişme gösergesi olarak kullanan çalışmalara Tapşın (01), Bozoklu ve Yılancı (013), Çeşepe ve Yıldırım (016), Işık ve Bilgin (016), Topuz ve Dağdemir (016), Türkoğlu (016), Avcı (017), Karhan (019), Temelli ve Şahin (019), çalışmaları örnek olarak göserilebilir. Bu çalışmada da, M para arzının GSYH ye oranı (M) ve Türk Lirası cinsinden yur içerisinde özel seköre verilen kredilerin GSYH ye oranı (CREDIT) verileri TCMB elekronik veri değişimi siseminden, kişi başına düşen GSYH (GDPPC) verileri de TÜİK en alınmak sureiyle (GSYH verileri oralama dolar kuruna bölünerek) oplamda 3 değişken kullanılmışır. Bu değişkenlerin 006:Q1-00:Q3 dönemindeki (verilerin ulaşılabilirliği dönem seçiminde belirleyici olmuşur) 3 aylık oralama değerlerinin doğal logarimaları alınarak veri sei oluşurulmuşur. Çalışmada VAR (Vekör Ooregresif) yönemiyle analizler yapılmışır. Sims (1980) arafından gelişirilen VAR analizi, kullanılan değişkenlerin hem kısa hem de uzun dönemdeki ekilerini ve nedenselliğin yönünü gösermede oldukça ekilidir. Birbirleriyle ilişkili zaman serileri analizinde ve değişkenler siseminde esadüfî şokların dinamik ekilerini analiz emeke kullanılan bu yönem paramere ahmininden çok, değişkenler arasındaki ilişkilerin belirlenmesini amaçlamakadır. Ayrıca VAR analizleri bir değişkenin değerinin kendi gecikmeli değerlerinin yanı sıra diğer değişkenlerin de gecikmeli değerlerine bağlı olması nedeniyle esnek bir yapıya sahipir. Nedensellik mekanizması üzerine kurulan VAR modelinin eki-epki analizinde, VAR modeli haalarının birinin bugünkü değerinde bir birimlik arışın, herhangi bir değişkenin bugünkü ve gelecek değerlerine ilişkin epkilerini gösermekedir. Varyans ayrışırmasında ise, veri bir dönemde sisemdeki değişkenlerin haa eriminde meydana gelen bir şok nedeniyle hedef değişkeninin 3
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi haasındaki yüzde değişmeler oraya konmakadır (Bozdağlıoğlu ve Pınar, 011: 44-45). Analiz yapılırken önce, değişkenlerin hangi derecede durağan olduklarının espii amacıyla Dickey-Fuller, ADF (1981) ve Phillips- Perron, PP (1988) durağanlık esleri; uzun dönemli ilişkilerini espi emek amacıyla da Johansen (1988) eşbüünleşme esi, kısa dönemli ilişkilerinin espii için de Granger (1969) esi uygulanmışır. Ayrıca değişkenlerin maruz kaldığı şoklar karşısında diğer değişkenlerin göserdiği reaksiyonu görmek amacıyla eki-epki analizi uygulanmışır. Analizlerin sağlıklı sonuç verebilmesi için ilk önce üm değişkenlerin logarimaları alınmış, değişkenlerin logarimik abandaki anımlayıcı isaisikleri Tablo de göserilmişir. Tabloya göre, oynaklık açısından değişkenlerden en yüksek değer CREDIT fiyalarında iken, en düşük değer ise M ye aiir. Tablo : Tanımlayıcı İsaisik Tablosu LOGCREDIT LOGGDPPC LOGM Oralama 0.74 8.393 0.61 Maksimum 0.703 9.08 1.06 Minimum -0.369 7.046 0.46 Sandar Haa 063 0.574 0.151 Çarpıklık -0.739-1.00-0.075 Basıklık.60.780 3.667 Jarque-Bera 5.78 9.993 1.151 Değişkenlere ai korelasyonlar da Tablo 3 e göserilmişir. Tabloya göre, CREDIT ile GDPPC arasında -0.543 oranında negaif yönlü ve ora dereceli bir korelasyon; CREDIT ile M arasında 0.84 oranında poziif yönlü ve güçlü bir korelasyon; GDPPC ile M arasında ise - 0.668 oranında negaif yönlü ve nispeen güçlü bir korelasyon olduğu görülmekedir. Korelasyon kasayısı değişkenler arasındaki ilişkinin derecesini ölçmekle birlike, bu kasayı değişkenler arasındaki nedensel bir ilişkiyi gösermez. Tablo 3: Değişkenler Arasındaki Korelasyonlar LOGCREDIT LOGGDPPC LOGM LOGCREDIT 1 LOGGDPPC -0.543 1 LOGM 0.84-0.668 1 33
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 Model oluşurulurken, değişkenler arası olası harekeli ilişkileri espi emek amacıyla VAR modeli kurulmuşur. VAR modeli ile paramerelerinin doğrudan yorumu pek anlamlı olmamakadır. Bu nedenle eki-epki ve varyans ayrışırması analizleri yapılarak yorum gücü arırılmakadır (Tarı, 015: 453). ADF birim kök esinde haa erimlerinin, bağımsız özdeş (independen idenically disribued) dağıldığı varsayılarak [e ~WN(0, s )]: Dy Dy Dy -1 p å = g y + b Dy + e -1 i= i p å i= -i+ 1 = c + g y + b Dy + e -1 i p å i= -i+ 1 = c + d + gy + b Dy + e i -i+ 1 modelleri elde edilir. Meodolojisi regresyonun sağ arafında yer alan bağımlı değişkenin bir dönem gecikmeli değerinin y -1 kasayısı olan g nin birden küçük olup olmadığını es eder. Kasayı esinin yapıldığı bu süreçe alernaif hipoezin kabul edilmesi durumunda y serisinin durağan olduğu (birim kök aşımadığı) sonucuna ulaşırır. PP ye göre ADF esi uygulanırken, varyansların sabi ve haa erimlerinin ise bağımsız olarak dağıldığı kabul edilmekedir. Bu da varyansların sabiliğinin konrol edilmesi ve haa erimleri arasında korelasyon olup olmadığının konrol edilmesini gerekirir. PP esi ADF esine oranla daha esnek bir yapıya sahipir ve haa erimleri le ilgili böyle bir kısılamaya gidilmemişir. PP esinde haa erimlerinin dağılımı incelendiğinde heerojen bir yapıda olduğu görülür ve aralarında zayıf da olsa bir bağ bulunmakadır, ADF esinde ise haa erimleri birbirinden amamen bağımsız ve homojen bir yapıdadır. PP birim kök esi ile ADF esi arasındaki emel farklılık bağımlı değişkenin gecikmeli değerlerinin, alernaif formlardan hiçbirinde bulunmamasıdır. Birim kök eslerine genel olarak, serilerin durağan olmasına rağmen içerdiği yapısal kırılmalar nedeniyle durağan değilmiş gibi sonuçlar alınacağı ile ilgili eleşiriler geirilmiş ve bu durumda, yapısal kırılmanın modele dahil edilmemesiyle beraber boş (1) () (3) 34
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi hipoezin yanlış bir şekilde reddedilmesine neden olacağı belirilmişir (Akaş ve Yılmaz, 008:96). PP esi için en basi birinci derece ooregresif modeli AR(1) süreci (4) numaralı denklemle göserilmekedir. y = + ay -1 µ + e (1- a L) = µ + e y Denklemde =1,,...,T, ve model için birim kök 1/α ile bulunmakadır. α'nın bire eşiliği seride olduğunu göserir. PP esi T(α-1) dağılmakadır. PP esi de ADF esinde olduğu gibi yardımcı regresyonların, sırasıyla sabi erimsiz ve rend değişkensiz, sabi erimli ve rend değişkensiz, sabi erimli ve rend değişkenli olmasına göre yeniden düzenlenmekedir. Kriik ablo değerleri sırasıyla sabi erimsiz ve rend değişkensiz, sabi erimli rend değişkensiz ve sabi erimli ve rend değişkenli modeller için farklı olmakadır. Dickey ve Fuller için kullanılan eslerin Phillips-Perron versiyonu (Z) ile göserilir. ADF esinde sabi erimsiz ve rend değişkensiz bir modelin esi için T kullanılırken, PP esinde Z α kullanılmakadır. (5) numaralı denklemde PP esi için kullanılabilecek en basi birinci derece AR(1) süreci (6) numaralı denklemde ise es için kullanılacak formül göserilmekedir. a +e = -1 y y Z = T(a -1) - CF a Denklem (6)'da yer alan CF (Correcion Facor) erimine düzelme fakörü denir ve CF nin hesaplanışı denklem (7)'de göserilmişir. CF = T å = 0.5( s ( y Tl -1 - - s y -1 e ) ) / T CF ile göserilen düzelme faköründe ilk olarak s e (4) (5) (6) (7) haa eriminin varyansı ve ardındans uzun dönem varyansı hesaplanmakadır. Varyansların hesaplanamamasından öürü onların yerine sırasıyla; 35
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 s e S S Tl için e, s için (8) ve (9) nolu denklemlerde göserildiği gibi hesaplanmakadır. T -1 = åê = 1 l Tl = Se + s= l S e T å sl å S w ˆ e ˆ e / T -s (8) (9) w 1 Bununla beraber Sl, y ve ê (10), (11), (1) nolu denklemlerde - olduğu gibi hesaplanmakadır. w Sl = 1 - s( l + 1) å T y- 1 = y /( T -1) = ˆ ˆ = y -ay -1 e (10) (11) (1) PP esinde, es isaisiklerinin asimpoik dağılımın serisel korelasyonun kasayıları ekilememesi için -isaisiğinin dönüşürülmüş biçimi denklem (13)'e görüldüğü gibi hesaplanmakadır. Z æ = ç è T å = y 1/ ö ( stl - se ) -1 1/ ø T - Tl å y- 1 = ˆ a -1 - (1/ ) stl é ês êë æ çt è ö ø ù ú úû (13) PP esi için kullanılan sınırlı gecikme parameresi l praike ookorelasyon fonksiyonu hesaplanarak bulunmakadır. Hesaplanan ookorelasyon kasayısına denk gelen nihai gecikme değeri dikkae alınmakadır. Ancak yapılan çalışmalarda l için l=o(t 1/3 ) oranı ile uyumlu bir şekilde belirlenebilmekedir (Sevükekin ve Nargeleçekenler, 010: 365-366). Teorisi bu şeklide anlaılan ADF ve PP birim kök esleri ile serilerin durağan ya da birim köklü olup 36
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi olmadıkları es edilmişir. H 0 hipoezi birim köklerin var olduğu, H 1 hipoezi ise birim köklerin olmadığını göserir. VAR modeline göre, ele alınan değişkenlerin durağan olması gerekiğinden ADF ve PP birim kök esleri ile durağanlık analizi yapılmışır. LOGM serisinin sabili ve rendli hali haricinde ADF ve PP birim kök esleri düzey değerlerinde I(0) durağan çıkmayan serilerin amamı, değişkenlerin birinci farkları alındığında durağanlaşığından, seriler I(1) düzeyinde durağan bulunmuşur. Düzey değerlerinde ve birinci farkları alındığında durağan çıkan değişkenlerin sabi modelde ve sabi+rendli modeldeki es sonuçları Tablo 4 e göserilmişir. Tablo 4: Birim Kök Tesi Sonuçları ADF PP Değişken Sabi Sabi+ Trend Sabi Sabi+ Trend Düzey -.776-1,09 -.083 -,815 LOGCREDIT [0,171] [0,93] [0,51] [0,19] 1.146-1.671.147-1.361 LOGGDPPC [0,99] [0,75] [0,99] [0,86] -0.956-3.669 -.779-5.158 LOGM [0,76] [0,03]** [0,16] [0,13] Birinci Fark -3.169-3.987-9.056-1.984 LOGCREDIT [0,033]*** [0,0]*** [0,000]*** [0,00]*** -7.880-8.73-7.909-15.350 LOGGDPPC [0,00]*** [0,00]*** [0,00]*** [0,00]*** -3.31-1.780-11.856-11.583 LOGM [0,0]*** [0,00]*** [0,00]*** [0,00]*** No: Tabloda % 1, % 5 ve % 10 anlamlılık düzeylerini gösermek amacıyla sırasıyla ***.** ve * değerleri kullanılmışır. Köşeli paranez içi değerler ise olasılık değerlerini göserme için kullanılmışır. Birim kök esleri sonucunda, değişkenlerin birinci farkları alındıkan sonra durağan oldukları espi edilmişir. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığı sınanmadan önce durağan olan verilerin opimal gecikme uzunluğunun hesaplanması gerekmekedir. Gecikme uzunluklarının belirlenmesine yönelik es sonuçları Tablo 5 de göserilmişir. 37
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 Tablo 5: Gecikme Uzunluklarının Belirlenmesi Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 3.740 NA 6.94e-05-1.06-0.953-1.00 1 17.34 34.630 1.3e-07-7.39-6.895* -7.161.857 9.841 1.49e-07-7.09-6.449-6.914 3 46.069 38.13* 9.04e-08* -7.716* -6.631-7.96* Tablo 5 deki sonuçlardan görüleceği üzere opimal gecikme uzunluğu 3 olarak hesaplanmış ve ahmin edilecek modellerin son halleri şu şekilde olmuşur: / CCCCCCCCCCCC ' = ) αα + CCCCCCCCCCCC '-+ + ) ββ + GGGGGGGGGG '-+ + ) γγ + MM '-+ + εε 1 (14) +01 / / +01 GGGGGGGGCC ' = ) αα + GGGGGGGGGG '-+ + ) ββ + CCCCCCCCCCCC '-+ + ) γγ + MM '-+ + εε 1 / +01 / +01 MM ' = ) αα + MM '-+ + ) ββ + GGGGGGGGGG '-+ + ) γγ + CCCCCCCCCCCC '-+ + εε 1 +01 / +01 / +01 / +01 / +01 (15) (16) Opimal gecikme uzunluğu belirlendiken sonra değişkenler arasında uzun dönemli eşbüünleşme ilişkisi için Johansen eşbüünleşme esi uygulanmışır. Tablo 6: Johansen Trace ve Maksimum Özdeğer İsaisiği Hypohesized Özdeğer İz (Trace) 0.05 Olasılık No. of CE(s) İsaisiği Kriik Değer H0: r = 0* 0.311 31.845 9.797 0.08 H0: r 1 0.163 10.611 15.494 0.36 H0: r 0.007 0.44 3.841 0.514 Maksimum Hypohesized Özdeğer 0.05 Olasılık Öz Değer No. of CE(s) Kriik Değer İsaisiği H0: r = 0* 0.311 1.35 1.131 0.048 H0: r 1 0.163 10.185 14.64 0.00 H0: r 0.007 0.44 3.841 0.514 Eşbüünleşme esine göre, iz isaisiği ve maksimum özdeğer isaisiği sonuçları M para arzının GSYH ya oranı ile yur içerisinde özel seköre verilen kredilerin GSYH ya oranı ve kişi başına düşen 38
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi GSYH verileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin (eşbüünleşme) olduğunu gösermekedir. Aralarında uzun dönemli ilişki bulunan değişkenlerin eşbüünleşme es sonuçlarının güvenirliği için vekör haa düzelme ahminin yapılması gerekmekedir. Vekör haa düzelme modeline ilişkin sonuçlar Tablo 7 de göserilmişir. Tablo 7: Haa Düzelme Modeli (VECM) Sonuçları D(LOGCREDIT) D(LOGGDPPC) D(LOGM) CoinEq1-0.73361-0.896151-0.65593 Sandar Haalar (0.4106) (0.68) (0.41811) - İsaisiği [-1.73931] [-1.31359] [-1.5679] Vekör haa düzelme modelinde haa düzelme eriminin parameresinin -isaisik değerinin anlamlı ve negaif olması gerekir. Tablo 7 deki sonuçlara göre, haa düzelme parameresi isaisiksel olarak anlamlı ve negaifir bulunmuşur. Bu sonuç, değişkenleri uzun dönemde dengeye doğru yakınlaşırır ve aynı zamanda değişkenler arasında bir olduğu anlamına gelir. Şöyle ki; uzun dönem dengesinden oraya çıkabilecek bir sapmanın CREDIT e yaklaşık % 73 ünün, GDPPC de % 89 unun ve M de % 65 inin her çeyrek dönemde düzelildiği anlamına gelmekedir. Genel olarak ifade edilecek olursa, haa düzelme modeli sonuçlarına göre modellerin uarlı olduğunu söylenebilir. Ayrıca sürecin durağan olup olmadığını araşırılmış ve durağan olduğu, modelde ookorelasyon sorununun olmadığı, modelin normal dağıldığı ve modelde değişen varyans sorununun olmadığı sonuçlarına ulaşılmışır. Bir değişkende herhangi bir değişkenin ekisinin varlığı, esi ile ölçülmekedir. Bu değişkenin poliika aracı olarak kullanılması eki-epki analiziyle; ekili olma derecesi ise varyans araşırmaları ile belirlenmekedir (Akıncı ve Tuncer, 016: 56). Şekil 1 de eki epki analizi göserilmiş; Tablo 8 de ise varyans araşırma sonuçları yer almakadır. Şekil 1 de (1), () ve (3) no lu grafikler özel seköre verilen kredilere verilen rassal şok karşısında kendisinin, kişi başına düşen milli gelirin ve M para arzının verdiği epkileri gösermekedir. (4), (5) ve (6) no lu 39
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 grafikler ise kişi başına düşen milli gelire verilen rassal şok sonrası değişkenin kendisinin, özel seköre verilen kredilerin ve M para arzının verdiği epkileri gösermekedir. (7), (8) ve (9) no lu grafikler ise M para arzına verilen rassal şoka kendisinin, kişi başına düşen milli gelirin ve özel seköre verilen kredilerin göserdiği epkilerdir. Şekil 1: Eki Tepki Fonksiyonları (1) LOGCREDIT'in LOGCREDIT'e Tepkisi () LOGCREDIT'in LOGGDPPC'ye Tepkisi (3) LOGCREDIT'ın LOGM'ye Tepkisi.1.1.1.08.08.08.04.04.04.00.00.00 -.04 -.04 -.04 1 3 4 5 6 7 8 9 10 1 3 4 5 6 7 8 9 10 1 3 4 5 6 7 8 9 10 (4) LOGGDPPC'in LOGCREDIT'e Tepkisi (5) LOGGDPPC'in LOGGDPPC'ye Tepkisi (6) LOGGDPPC'in LOGM'ye Tepkisi.10.10.10.05.05.05.00.00.00 -.05 -.05 -.05 -.10 1 3 4 5 6 7 8 9 10 -.10 1 3 4 5 6 7 8 9 10 -.10 1 3 4 5 6 7 8 9 10 (7) LOGM'in LOGCREDIT'e Tepkisi (8) LOGM'in LOGGDPPC'ye Tepkisi (9) LOGM'nin LOGM'ye Tepkisi.08.08.08.04.04.04.00.00.00 1 3 4 5 6 7 8 9 10 1 3 4 5 6 7 8 9 10 1 3 4 5 6 7 8 9 10 40
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi Şekil 1 de göserilen eki eki epki analiz sonuçlarına göre; birinci panelde özel seköre verilen kredilerin haa erimindeki bir şok karşısında oraya çıkacak rassal şok, özel seköre verilen kredilerde ilk dönem % 10 luk bir eki yarasa da sonrasındaki dönemlerde % 0.3 düzeyinde yaay bir seyir izlemişir. İkinci panelde özel seköre verilen kredile bir şok uygulandığında oraya çıkacak rassal şok, kişi başına düşen milli geliri çok az ekimiş ve % 0.1 düzeyinde yaay seyir izlemişir. Üçüncü şekilde özel seköre verilen kredile bir şok uygulandığında oraya çıkacak rassal şok, M para arzını. dönemden iibaren ekilemiş ve 10. dönem sonuna kadar % -3 düzeyinde yaay seyir izlemişir. Dördüncü ve beşinci panellerde kişi başına düşen milli gelire bir şok uygulandığında oraya çıkacak rassal şok, kendisini ve özel seköre verilen kredileri fazla ekilememişir; ancak alıncı panelde göserilen M para arzını ekileme seyri oldukça güçlüdür. Benzer şekilde yedici panelde göserilen M para arzına bir şok uygulandığında oraya çıkacak rassal şok, özel seköre verilen kredileri 4. dönemin sonuna kadar % 0.9 düzeyinde ekilemiş, sonrasında ise yaay bir seyir izlemişir. Sekizinci panelde göserilen M para arzına bir şok uygulandığında oraya çıkacak rassal şokun kişi başına düşen milli geliri çok az ekilediği ve % -0.1 düzeyinde yaay seyir izlediği görülmekedir. Dokuzuncu panelde göserilen M para arzına şok verildiğinde oraya çıkacak rassal şokun kendisi üzerine ekisi oldukça fazla olmuş; ilk üç dönem % -0.3, sonrasında ise % -0. düzeyinde yaay seyir izlediği görülmekedir. Tablo 8: Varyans Ayrışırma Sonuçları M/GSYİH nin Varyans Ayrışırması Dönem Sandar Haa M/GSYİH GDPPC CREDIT/GSYİH 1 0.193 100.000 0.000 0.000 0.3 98.5 0.309 1.167 3 0.38 96.875 1.6 1.501 4 0.40 95.314 3.09 1.476 5 0.4 93.91 4.478 1.600 6 0.44 9.757 5.395 1.846 7 0.46 91.766 6.083.150 8 0.48 90.853 6.68.517 9 0.50 89.963 7.066.969 10 0.5 89.080 7.406 3.513 41
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 GDPPC nin Varyans Ayrışırması Dönem Sandar Haa M/GSYİH GDPPC CREDIT/GSYİH 1 5.469 13.844 86.155 0.000 7.458 17.715 80.48.035 3 8.986 1.136 76.95 1.910 4 1.00 3.674 74.809 1.516 5 1.10 5.488 73.191 1.319 6 1.07 6.87 71.669 1.50 7 1.83 7.847 70.037.115 8 1.353 8.619 68.37 3.143 9 1.416 9.175 66.8 4.54 10 1.476 9.535 64.10 6.53 CREDIT/GSYİH nin Varyans Ayrışırması Dönem Sandar Haa M/GSYİH GDPPC CREDIT/GSYİH 1 0.15 86.145 0.073 13.854 0.187 85.769 0.036 14.194 3 0.198 81.30 0.368 18.38 4 0.06 75.418 0.684 3.896 5 0.15 69.88 0.801 9.369 6 0.3 65.8 0.796 33.974 7 0.30 61.547 0.754 37.698 8 0.37 58.506 0.711 40.781 9 0.44 55.915 0.68 43.401 10 0.49 53.677 0.674 45.647 Eki-epki analizinden sonra, modelde kullanılan her bir değişkende meydana gelecek olan değişimlerin yüzde kaçının kendisinden yüzde kaçının diğer değişkenlerden kaynaklandığını göseren varyans ayrışırma analizi yapılmışır. M/GSYH nin varyans ayrışırmasının ilk dönemdeki değişiminin % 100 ü kendisi arafından açıklanırken, üm dönemlerine bakıldığında ise değişkenin kendisini açıklama oranının oralama % 90 olduğu; diğer iki değişkeninin bu değişkenini açıklama oranının üm dönemlerde oralama % 10 olduğu görülmekedir. GDPPC nin varyans ayrışırmasının ilk dönemdeki değişiminin % 86 sı kendisinden, geri kalan kısmın nerdeyse amamı ise M/GSYH arafından kaynaklanırken; son döneme gelindiğinde ise yaklaşık 3 e biri bu değişken arafından kaynaklanmışır. CREDIT/GSYH nın varyans ayrışırmasının ilk dönemde değişiminin % 86 sı M/GSYH arafından 4
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi kaynaklanmışır. İlgili dönemde bu değişkendeki değişimin en az yarısından fazlası M/GSYH kaynaklıdır. 6. Sonuç Piyasalardaki sınırlandırmaların kalkması ve eknolojideki değişimler ile beraber finans akışları, kapsam olarak daha küresel hale gelirken endüsrileşmiş finans merkezleri giikçe aran oranda yeni yaırım olanakları ve daha fazla kazanç peşinde koşar olmuşur. Bununla beraber asarruf ekonomik büyümenin belirleyicilerinden bir anesidir ve asarruf oranının düşük olması ekonominin önünde ciddi bir engel eşkil emekedir. Yur içi asarrufların yaırım finansmanında yeersiz kaldığı ve bu sebepen dolayı asarrufların sermaye piyasasına akışının yeersiz oluşu, sermaye piyasasının gelişmesinin önündeki en büyük engeller biridir. Ekin bir mali piyasa olmaksızın ve asarruflar mali piyasaya yönlenmeksizin arırılan asarruf düzeyinin verimli yaırımlara yönlenmesi, dolayısı ile de ekonomik büyüme mümkün olmaz. Türkiye de finansal gelişmenin büyümeye ekisinin araşırıldığı bu çalışmada 006:Q1-00:Q3 dönemi için finansal gelişme ölçüü olarak M/GSYH ile yur içerisinde özel seköre verilen krediler/gsyh; ekonomik büyümenin gösergesi olarak ise kişi başına düşen GSYH verileri ile VAR analizi ile araşırılmışır. VAR analizinde sonuçların yorumlamasının daha güçlü olabilmesi için eki-epki ve varyans ayrışırma analizi yapılmışır. Bunlardan eki epki analizi sonuçlarına göre, özel seköre verilen kredilerde bir şok, özel seköre verilen kredilerde ilk dönem bir arışa neden olsa da daha sonraki dönemlerde pek ekili olmamış, benzer şeklide kişi başına düşen milli geliri çok fazla ekilemediği görülmekedir. Ancak, M para arzını güçlü bir şeklide ekilemişir. Kişi başına düşen milli gelirdeki bir şok, kendisini ve özel seköre verilen kredileri fazla ekilememişir; ancak M para arzını ekileme seyri oldukça güçlüdür. M para arzındaki bir şok, hem kendisi üzerine ekisi oldukça fazla olmuş hem de özel seköre verilen kredileri güçlü olarak ekilemiş, ancak kişi başına düşen milli geliri çok fazla ekilememişir. Modelde kullanılan her bir değişkende meydana gelecek olan değişimlerin yüzde kaçının kendisinden yüzde kaçının diğer değişkenlerden kaynaklandığını göseren varyans ayrışırma 43
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 modelinin en çarpıcı sonucu ise ilgili dönemdeki CREDIT/GSYH da meydana gelen değişimlerin en az yarısından fazlası M/GSYH kaynaklıdır. Gerçekleşirilen ampirik incelemelerde finansal gelişme ile ekonomik büyüme düzeyinde ele alınan değişkenlerin doğru bir şekilde seçilmesi sonuçlar açısından önemlidir. Bu değişkenler belirlenirken ilk olarak finansal gelişme kavramının anımlanması önemli ve kriik bir nokadır. Bu açıdan kriik olarak değerlendirilebilecek bir diğer noka finansal gelişme gösergeleri belirlenirken her ülkedeki ekonomik ve finansal gerçekliklere yakın veriler kullanmakır. Bu araşırmada kullanılan değişkenlerden M para arzı ile özel sekörün kullandığı krediler ve kişi başı milli gelir ile bir ilişki bulunmuşur. Ayrıca gerek kişi başına düşen milli gelir gerekse de M para arzından özel seköre verilen krediler arasında karşılıklı neden sonuç ilişkisi vardır. Ulaşılan bu sonuç, Aslan ve Korap (006) nın finansal gelişme ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemli ilişki vardır sonucuyla; Karaca (01) nin finansal gelişme ve büyüme arasında ilişkisi söz konusudur sonucuyla; Tapşın (01) nin finansal gelişmeden ekonomik büyümeye doğru nedensel bir ilişki vardır sonucuyla; Bozoklu ve Yılancı (013) finansal gelişme, ikisadi büyümenin nedenidir sonucuyla; Çeşepe ve Yıldırım (016) nın finansal gelişme büyüme arasında vardır sonucuyla; Kılıç, Gürbüz ve Ayrıçay (019) un ekonomik büyüme ile finansal gelişmişlik gösergeleri arasında uzun dönemde bir ilişki vardır sonucuyla uyum gösermekedir. Kaynakça Akıncı, A. & Tuncer, G. (016). Türkiye de sağlık harcamaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki. Sayışay Dergisi, (10), 47-61. Akkay, C. (01). enegrasyon sürecinde finansal gelişme ekonomik büyüme arasındaki nedenselliğin Türkiye açısından dönemsel olarak araşırılması. Sosyal Bilimler Dergisi, (), 55-70. 44
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi Akaş, C. & Yılmaz, V. (008). Gümrük birliği sonrası Türkiye nin ihraca fonksiyonunun ahmini. İsanbul Ticare Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 7(13), 89-104. Al-Zubi, K., Al-Rjoub, S. & Abu-Mhareb, E. (006). Financial developmenand economic growh: a new empirical evidence from he MENA Counries 1989-001. Applied Economerics and Inernaional Developmen, 6(3), 137-150. Alınaş, H. & Ayrıçay, Y. (010). Türkiye de finansal gelişme ve ekonomik büyüme ilişkisinin sınır esi yaklaşımıyla analizi. Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 10(), 71-98. Aslan, Ö, & Korap, H. (006). Türkiye de finansal gelişme ekonomik büyüme ilişkisi. Muğla Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 17, 1-0. Aay, E. (00). gelişme ve ekonomik büyüme ilişkisi: Türkiye örneği (1961-015). Haliç Üniversiesi Sosyal Bilimleri Dergisi, 3(), 305-36. Avcı, Ö. B. (017). gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin incelenmesi: Türkiye örneği. Muhasebe ve Finansman Dergisi, (75), 171-18. Ayad, H. & Belmokaddem, M. (017). Financial developmen, rade openness and economic growh in MENA counries: TYDL panel causaliy approach. Theoreical and Applied Economics, 1(1610), 33-46. Balaam, D.N. & Dillman, B. (015). Uluslararası Ekonomi Poliiğe Giriş. N. Uslu (çev.). Ankara: Adres Yayınları (orijinal baskı arihi 011). Bozdağlıoğlu, E. & Özpınar, Ö. (011). Türkiye'ye gelen doğrudan yabancı yaırımların Türkiye nin ihraca performansına ekilerinin var yönemi ile ahmini. Dokuz Eylül Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 13(3), 39-63. Bozoklu, Ş. & Yılancı, V. (013). gelişme ve ikisadi büyüme arasındaki ilişkisi: gelişmeke olan ekonomiler için 45
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 analiz. Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 8(), 161-187. Brigham, E. F. & Houson, J. F. (014). Yöneimin Temelleri. N. Aypek (çev.). Ankara: Ankara: Nobel Yayın Dağıım (orijinal baskı arihi 01). Ceylan, S. & Durkaya, M. (011). Türkiye de kredi kullanımı-ekonomik büyüme ilişkisi. Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 4(), 1-35. Çağlan, E. & Çeli k, Ş. (018). Türkiye de finansal gelişmişlik ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki: sisemaik bir arama. İzmir Kaip Çelebi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 1(1), 5-41. Çeşepe, H. & Yıldırım, E. (016). Türkiye de finansal gelişme ve ekonomik büyüme ilişkisi. Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, 1(1), 1-6. Dickey, D. A. & Fuller, W. A. (1981). Likelihood raio saisics for auoregressiveime series wih a uni roo. Economerica, 49(4), 1057-107. Granger, C. W. (1969). Invesigaing causal relaions by economeric models and cross-specral mehods. Economerica: Journal of he Economeric Sociey, 37(3), 44-438. Işık, H. & Bi lgin, O. (016). gelişme ve ekonomik büyüme ilişkisi Türkiye örneği. İnsan ve Toplum Bilimleri Araşırmaları Dergisi, 5(7), 1757-1765. Johansen, S. (1988). Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, 1, 31-54. Kandır, D., İskenderoğlu, A. & Önal, P. (007). gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin araşırılması. Çukurova Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 16(), 311-36. Karaca, O. (01). gelişme ve ekonomik büyüme: Türkiye için bir analizi. BDDK Bankacılık ve Piyasalar Dergisi, 6(), 85-111. 46
Türkiye de Gelişmenin Büyümeye Ekisi Karahan, Ö., Yılgör, M. & Özekin, A. A. (018). Türkiye de banka kredilerindeki genişleme ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki. Finans Poliik & Ekonomik Yorumlar, 55(636), 5-36. Karhan, G. (019). Porföy yaırımları için finansal gelişme mi yoksa finansal isikrar mı?. Avrasya Uluslararası Araşırmalar Dergisi, 7(16), 399-413. Kılıç, M., Gürbüz, A. & Ayrıçay, Y. (019). gelişmenin ekonomik büyümeye ekisi: Türkiye örneği. Kahramanmaraş Süçü İmam Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 9(1), 53-68. King, R. G. & Levine, R. (1993). Finance and growh: Schumpeer migh be righ. Quarerly Journal of Economics, 108(3), 717-737. Kurihara, Y. (013). Inernaional rade openness and ınflaion in Asia. Research in World Economy, 4(1), 70-75. Levine, R. & Zervos, S. (1998). Sock markes, banks, and economic growh. American Economic Review, 88(3), 537-558. Levine, R. (004). Finance and growh: Theory and evidence. Working Paper 10766, hp://www.nber.org/papers/w10766. Lynch, D. (1996). Measuring financial secor developmen: a sudy of seleced asiapasific counries. The Developmen Economies, 34(1), 1-7. Özcan, B. & Arı, A. (011). gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin ampirik bir analizi: Türkiye örneği. İşleme ve Ekonomi Araşırmaları Dergisi, (1), 11-14. Paa, U. K. & Ağca, A. (018). gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki eşbüünleşme ve ilişkisi: Türkiye örneği. Osmaniye Korku Aa Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, (), 115-18. Phillips, P. & Perron, P. (1988). Tesing for a uni roo in ime series regression. Biomerica, 75, 335-346. 47
Bingöl Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Yıl/Year: 5 Cil/Volume: 5 Sayı/Issue: 1 Ağusos/Augus 01 Samargandi, N., Fidrmuc, J. & Ghosh, S. (013). Is he relaionship beween financial developmen and economic growh monoonic for middle ıncome counries?. Economics and Finance Working Paper Series, Working Paper No. 13-1. Schumpeer, J. A. (1911). The Theory of Economic Developmen, Cambridge: Harvard Universiy Press. Sevükekin, M. & Nargeleçekenler, M. (010). Ekonomerik Zaman Serileri Analizi Eviews Uygulamalı. Ankara: Nobel Yayın Dağıım. Sims, C. A. (1980). Macroeconomics and realiy. Economerica, 48(1), 1-48. Tapşın, G. (01). Türkiye de finansal gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkisi. Maliye Araşırma Merkezi Konferansları, (57), 103-118. Tarı, R. (015). Ekonomeri. İsanbul: Kocaeli Üniversiesi Vakfı Yayınları. Temelli, F. & Şahin, D. (019). Yükselen piyasa ekonomilerinde finansal gelişme, ekonomik büyüme ve eknolojik gelişmenin çevresel kalie üzerine ekisinin analizi. Karabük Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 9(), 577-593. Topuz, A. & Dağdemir, P. (016). gelişme ve gelir eşisizliği: bir panel veri analizi. Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 16(3), 19-34. Tunalı, H. & Onuk, P. (017). gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkisi: Türkiye örneği. Journal of Economic Policy Researches, 4(1), 1-15. Türkoğlu, M. (016). Türkiye de finansal gelişmenin ekonomik büyümeye ekileri: analizi. Nevşehir Hacı Bekaş Veli Üniversiesi SBE Dergisi, 6(1), 84-93. 48