Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 23, Sayı: 2, ENFLASYON VE BÜTÇE AÇIKLARI İLİŞKİSİ: TANZİ VE PATİNKİN ETKİSİ

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 95 ENFLASYON VE BÜTÇE AÇIKLARI İLİŞKİSİ: TANZİ VE PATİNKİN ETKİSİ Zehra ABDİOĞLU (*) Harun TERZİ (**) Öze: Tanzi ekisi; enflasyonun, vergi gelirlerinin reel değerini düşürmek sureiyle büçe açığını arırdığını ifade emekedir. Painkin ekisi ise enflasyonun reel harcamaları azalmak sureiyle büçe açıklarını azalığını savunmakadır. Bu çalışmanın amacı, Tanzi-Painkin ekilerinin geçerliliğini ve büçe açıkları ile enflasyon oranı arasındaki uzun dönem ilişkiyi Pesaran, Shin ve Smih (2) sınır esi yaklaşımı ile 975-25 dönemi Türkiye ekonomisi için incelemekir. Enflasyon oranı ile büçe açıklarının uzun dönemde birlike hareke eiklerini göseren analizlere göre, uzun dönemde enflasyon oranı ile büçe açıkları arasında negaif ilişki söz konusudur. Bu ilişki Painkin ekisinin Türkiye için Tanzi ekisine göre daha baskın olduğunu gösermekedir. Anahar Kelimeler: Enflasyon, Büçe Açığı, Tanzi Ekisi, Painkin Ekisi, Sınır Tesi Absrac: While he Tanzi effec hrough which inflaion reduces real ax revenues indicaes ha budge defici increases, he Painkin effec indicaes ha as inflaion increases he real sending decreases and he budge defici decreases oo. The urose of his sudy is o es he validiy of he Tanzi and he Painkin effecs, and o examine he exisence of a long run relaionshi beween he budge defici and he inflaion rae by emloying Pesaran, Shin and Smih (2) bound esing aroach in he eriod of 975-25 for he Turkish economy. The resuls based on he coinegraing relaions beween budge defici and inflaion rae oin ou ha he negaive relaionshi beween he inflaion rae and he budge defici. This relaionshi indicaes he Painkin effec dominans o he Tanzi effec in he case of Turkey. Key Words: Inflaion, Budge Defici, Tanzi Effec, Painkin Effec, Bound Tes I. Giriş Belirli bir dönemde büçe gelirleri ile giderleri arasında giderler lehine oraya çıkan fark olarak anımlanan büçe açıkları ile fiyalar genel seviyesindeki sürekli arış olarak anımlanan enflasyon oranı birbirini eikleyen unsurlar olarak karşımıza çıkmakadır. Enflasyon, büçe açıklarına neden olurken büçe açıkları da enflasyonu olumsuz yönde ekilemekedir. Enflasyonis oramda vergi gelirlerinin reel değeri azalarak büçe açıkları armakadır. Aran büçe açıklarının finansmanında merkez bankalarının emisyon yoluyla ara arzını arırması da enflasyon oranının armasına neden (*) Arş. Gör. Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF Ekonomeri Bölümü (**) Prof. Dr. Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü

96 Zehra ABDİOĞLU, Harun TERZİ olmakadır. Dolayısıyla her iki değişken karşılıklı olarak birbirini ekilemekedir. Enflasyonun büçe açıkları üzerindeki ekisi konusunda lieraürde ön lana çıkan çalışmaların başında Tanzi (978) nin Arjanin için gerçekleşirmiş olduğu amirik çalışması gelir. Enflasyondaki arış; vergi ahsilaının gecikme süresi ve vergi siseminin esnekliği gibi nedenlerden dolayı vergi gelirlerinin reel değerini düşürmekedir. Vergi ahsilaının gecikme süresi, vergiyi doğuran olayın oraya çıkışından vergi borcunun ödenmesine kadar geçen süredir. Vergi siseminin esnekliği ise vergi gelirlerinin milli gelirdeki değişmelere karşı duyarlılığını ifade emekedir. Tanzi (978) ye göre vergi ahsilaındaki oralama gecikme süresi kısa ve vergi siseminin fiya esnekliği den büyük ise enflasyon vergi gelirlerinin reel değerini düşürmeyecekir. Ancak vergi ahsilaındaki oralama gecikme süresi uzun ve vergi siseminin fiya esnekliği e eşi veya den daha düşükse enflasyon vergi gelirlerinin reel değerini düşürecekir. Gelişmiş ülkelerde vergi ahsila süreleri kısadır ve vergi siseminin fiya esnekliği den büyükür. Gelişmeke olan ülkelerde ise vergi ahsila süreleri uzun ve vergi siseminin fiya esnekliği den küçükür (Tanzi, 978:424). Gelişmeke olan ülkelerde enflasyon nedeniyle vergi gelirlerinin reel değerinin düşmesi kamu gelirleri ile kamu giderleri arasındaki farka eşi olan büçe açığının armasına neden olmakadır. Enflasyon ile büçe açıkları arasındaki söz konusu oziif ilişki lieraürde Tanzi ekisi olarak adlandırılmakadır. Enflasyon, vergi gelirlerinin reel değerini düşürürken aynı zamanda reel harcamaları da ekilemekedir. Yüksek enflasyon oranı ile reel harcamalar arasındaki negaif ilişki Painkin ekisini ifade emekedir. Painkin ekisi erimi, Painkin (993) in 985 yılı iibariyle İsrail in isikrar rogramıyla ilgili görüşlerine dayanarak Cardoso (998) arafından oraya aılan bir erimdir. Painkin (993), İsrail in büçe oliikası üzerinde durarak İsrail de 985 öncesinde oliik koalisyonlar nedeniyle maliye bakanlığının diğer bakanlıkların büçesel alelerini kısma konusunda yeerli bir güce sahi olmadığını ifade emişir. Hükümein, lanlanan harcamalarının beklenen gelir düzeylerini aşığını beliren Painkin, bu durumda İsrail de kamu açıklarının oraya çıkığını ve hükümein bu açığı ara basarak finanse eme yolunu seçmiş olması nedeniyle enflasyonun arığını ileri sürmüşür. Aran enflasyonun ise reel kamu harcamalarında azalmaya neden olduğunu esi emişir. Painkin ekisini açıklamak için birçok fakör söz konusudur. -Reel faiz oranı enflasyon oranı arığında azalır ve genellikle isikrar rogramını izleyerek arar. Reel faizlerdeki bu arış enflasyon düşüğünde reel kamu harcamalarında arışa neden olur. -Yüksek enflasyon döneminde hükümeler genellikle ücre ve maaş ödemelerini gecikirirler. Enflasyon bir yılda yüzde i aşığında reel harcamalarda önemli bir azalış meydana gelir.

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 97 -Hükümelerin gerçekleşen enflasyondan daima daha düşük düzeyde olan ahmini enflasyon ile oluşurdukları rogramlanmış harcamaları, gerçekleşen reel harcamalarından daha yüksek olur. Enflasyon düşüğünde gerçekleşen harcamalar rogramlanmış harcamalara yakınlaşacakır. Eğer hükümeler, vergileri enflasyona indekslemişlerse enflasyon vergi gelirlerinin reel değerini düşürmez. Bu durumda enflasyon kamu harcamalarının reel değerini düşürür (Cardoso, 998:62). Tanzi ekisi, enflasyondaki arışla birlike vergi gelirlerinin reel değerinin düşmesi ile büçe açıklarının aracağını ileri sürmeke iken Painkin ekisi, enflasyondaki arışla birlike kamu harcamalarının reel değerinin düşmesi sonucu büçe açıklarının azalacağını ifade emekedir. Lieraürdeki söz konusu bu arışma Türkiye için Tanzi ve Painkin ekilerinden hangisinin daha baskın olduğu hususunda bir merak konusu eşkil emekedir. Bu çalışmada enflasyon ve büçe açıkları arasındaki ilişki Tanzi ve Painkin ekileri çerçevesinde ele alınmış, 975 25 dönemi iibariyle Türkiye de Tanzi ve Painkin ekilerinin geçerliliği incelenmişir. Bu amaçla enflasyon ve büçe açığı serileri arasındaki uzun ve kısa dönemli ilişkiler Pesaran, Shin ve Smih (2) in sınır esi, haa düzelme modeli, VAR (Vecor Auoregressive) analizi ve Granger nedensellik esi kullanılarak es edilmişir. Çalışmanın bundan sonraki bölümlerinde öncelikle konuya ilişkin lieraür incelenmişir. Daha sonra Tanzi ve Painkin ekilerinin esi için kullanılan veri sei ve ekonomerik yönem anıılmışır. Son olarak da analiz sonuçları irdelenerek genel bir değerlendirme yaılmışır. II. Lieraür Enflasyon ve büçe açıkları arasındaki ilişki lieraürde sıkça ele alınan konular arasında yer almışır. Bir çok ikisaçı arafından farklı ülke, dönem, ekonomerik yönem ve değişkenlerin incelendiği çalışmalarda, enflasyon ve büçe açıkları arasındaki ilişkinin yönü araşırılarak çeşili ikisadi önerilerde bulunulmuşur. Söz konusu ilişkiyi es eden çalışmalar arih sıralamasına göre aşağıda incelenmişir. Fischer ve Easerly (99), enflasyon ile büçe açıkları arasındaki korelasyonun düşük enflasyon dönemlerinde zayıf, hier enflasyon dönemlerinde ise oldukça yüksek olduğunu belirlemişlerdir. Çalışmalarında emisyon ile finanse edilen büçe açıklarının enflasyonu arırarak, reel vergi gelirlerinin düşmesine ve büçe açığının armasına neden olduğunu, sürdürülebilir büyüme ve isikrar için ılımlı büçe oliikası izlenmesi gerekiğini ileri sürmüşlerdir. Türkiye de 948 994 dönemi yıllık ve 987: 995:4 dönemi üçer aylık veri sei ile büçe açıkları, arasal büyüme ve enflasyon arasındaki uzun dönem ilişkiyi Johansen koenegrasyon yönemi ile inceleyen Akçay, Aler ve Özmucur (996), uzun dönem arasal yansızlık varsayımı alında büçe açıklarının enflasyon üzerinde önemli bir ekiye sahi olduğunu gösermişlerdir.

98 Zehra ABDİOĞLU, Harun TERZİ Söz konusu dönemler arasında büçe açıklarındaki birimlik arışın enflasyonu.59 birim arırdığını esi emişlerdir. 957-993 yıllık veri seini kullanarak Yunanisan da büçe açıklarının enflasyon üzerindeki doğrudan ve dolaylı ekilerini es eden Hondroyiannis ve Paaerou (997), büçe açıklarının enflasyon üzerinde dolaylı ekiye sahi olduğunu esi emişlerdir. Enflasyondaki arışın büçe açıklarını arırdığı yönünde bulgulara ulaşmışlardır. Painkin (993) in çalışmasını izleyerek enflasyon ve büçe açıkları arasındaki ilişkiyi Brezilya ekonomisinde yıllık verilerle es eden Cardoso (998), 983 996 dönemi enflasyon ile büçe açıkları arasında belirlediği negaif korelasyonun Painkin ekisinin bir gösergesi olduğunu ileri sürmüşür. 95-987 yıllık veri sei ile Türkiye de enflasyon ve büçe açığı arasındaki uzun dönem ilişkiyi inceleyen Mein (998), büçe açığındaki bir arışın enflasyonu arırdığını esi emişir. 995 yılı için gelişmeke olan 23 ülkenin yaay kesi verileri ile enflasyon-büçe açıkları ilişkisini inceleyen Egeli (999), enflasyon vergisi nedeniyle enflasyonun büçe açıkları üzerindeki ekisinin negaif, kamu harcamalarının büçe açıkları üzerindeki ekisinin ise oziif olduğunu belirlemişir. Karşılaşılan yaısal sorunlar nedeniyle büçe açıklarının gelişmeke olan ülkelerde gelişmiş ülkelere göre süreklilik kazandığını ileri sürmüşür. Egeli (999), devle gelirlerindeki isikrarsızlık, aşırı harcama baskısı, kaynak dağılımının bozukluğu ve özel asarrufların yeersizliği gibi emenlerin gelişmeke olan ülkelerde giderek kronikleşen büçe açıklarına neden olduğunu ve söz konusu açıkların finansmanında hükümein daha çok borçlanma ağırlıklı oliikalara yöneldiğini ifade emişir. 985-998 döneminde Lain Amerika daki Arjanin, Brezilya, Meksika, Kolombiya, Peru ve Venezüella gibi ülkelerin vergi gelirlerinin armasına karşın sürekli aran büçe açıkları ile karşı karşıya olduklarını belirleyen Tanzi (2), bu ülkelerde uygulanan sosyal rogramların kamu harcamalarını ve büçe açıklarını arırdığını ifade emişir. Avrua Birliği üyesi alı ülke (Belçika, Fransa, Almanya, İalya, Hollanda ve İngilere) için 95 996 yıllık veri seini kullanarak büçe açıkları ile enflasyon arasında uzun dönem ilişki olu olmadığını Pesaran, Shin ve Smih (2) sınır esi yaklaşımı ile araşıran Viera (2), enflasyon ve büçe açığı ilişkisinin uzun dönemde Fransa da negaif, İalya ve Belçika da ise oziif olduğunu esi emişir. Ukrayna için 995 2 dönemi enflasyonun büçe açıkları üzerindeki ekisini inceleyen Pionkivsky, Bakun, Kryshko ve Synyk (2), büçe açığının GSYİH içindeki ayında aylık % lik azalışın enflasyon oranını yılda %.8 oranında azalacağını, büçe açıklarının emisyonla karşılanmasının ise enflasyona neden olacağını savunmuşlardır. Türkiye de 97 2 dönemi konsolide büçe açıkları, kamu kesimi borçlanma gereği ve enflasyon arasında uzun dönem ilişki olu olmadığını

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 99 araşıran Akçay, Aler ve Özmucur (22), konsolide büçe açıkları ile enflasyon oranı arasında uzun dönem ilişkinin olmadığını, kamu kesimi borçlanma gereği ile enflasyon arasında ise uzun dönem ilişkinin olduğunu esi emişleridir. Kamu kesimi borçlanma gereği enflasyon üzerinde sürekli bir ekiye sahiken konsolide büçe açığı enflasyon üzerinde sürekli bir ekiye sahi değildir. Türkiye de 987-2 dönemi Olivera-Tanzi ekisini ve vergi ahsila sürelerini hesalayarak enflasyonun vergi gelirleri üzerinde neden olduğu kaybı araşıran Şen (23), Olivera-Tanzi ekisinin neden olduğu vergi kaybının 994 ve 999 yıllarında en yüksek olduğunu, 994 yılında kaybın GSYİH nin %2.28 ine, 999 yılında ise %2.29 una karşılık geldiğini belirlemişir. İran da 98: 997: dönemi büçe açığı, ara arzı, büyüme oranı ve enflasyon oranı arasındaki ilişkiyi eşanlı denklem sisemi ile inceleyen Alavirad (23), enflasyondaki arışın nominal kamu harcamalarını, yüksek enflasyonun da büçe açıklarını arırdığını ileri sürerek söz konusu açıkların emisyonla karşılanması durumunda enflasyonun ekrar aracağını savunmuşur. 96-2 dönemini ve 7 ülkeyi kasayan çalışmalarında enflasyon ve enflasyon vergisi emelli büçe açıklarını inceleyen Caao ve Terrones (23), gelişmeke olan ülkelerde enflasyon ve büçe açığı arasında güçlü bir oziif ilişki olduğunu, gelişmiş ülkelerde ise söz konusu ilişkinin zayıf olduğunu esi emişlerdir. Türkiye de büçe finansman aracı olarak iç borçlanmanın enflasyon üzerindeki ekisini 989 23 dönemi yıllık veri sei ve eşanlı denklem sisemi ile es eden Kesbiç, Baldemir ve Bakımlı (24), Türkiye de büçe açıklarının finansmanında kısa vadeli avans kullanıldığında ara arzının ararak enflasyonu arırdığını belirlemişlerdir. Ayrıca iç borçlanma ile finansmanın uygulandığı 997 sonrası dönemde ise enflasyon oranının düşme eğilimine girdiğini esi emişlerdir. Tanzanya da 967 2 dönemi yıllık veri ile büçe açığı, döviz kuru, gayri safi milli hasıla ve enflasyon arasındaki uzun dönemli ilişkiyi Johansen koenegrasyon yönemiyle inceleyen Solomon ve We (24), uzun dönem arasal yansızlık varsayımı alında büçe açıklarının enflasyon üzerinde isaisiksel olarak anlamlı ekisinin olduğunu ve enflasyonun büçe açığındaki şoklara yüksek düzeyde eki verdiğini ileri sürerek, enflasyonun uygulanan mali oliikalara duyarlılığının yakından izlenmesi gerekiğini belirmişlerdir. 97-24 dönemi yıllık veri seini kullanarak Fiji de büçe açığı, ara arzı ve ükeici fiya endeksi arasındaki uzun dönem ilişkiyi es eden Narayan, Narayan ve Prasad (26), büçe açığı ve ara arzının enflasyonu oziif olarak ekilediğini esi emişlerdir. Geniş olarak sunulan lieraür çalışması ablolar yardımı ile enflasyon ve büçe açıkları arasındaki ilişkinin yönüne göre özelenmişir. Tablo, büçe açığı ve enflasyon oranı arasındaki ilişkinin oziif bulunduğu, Tablo 2 söz

2 Zehra ABDİOĞLU, Harun TERZİ konusu ilişkinin negaif bulunduğu çalışmaları özelemekedir. Tablo 3 ise karma sonuçlu çalışmaları gösermekedir. Tablo : Büçe Açığı ve Enflasyon Oranı Arasındaki İlişki: Poziif Yazar Dönem Yönem Değişkenler Ülke İlişki Akçay vd. (996) 948-994 87:-95:4 Türkiye Poziif Johansen koenegrasyon esi Büçe açığı, arasal büyüme, enflasyon oranı Hondroyiannis ve Paaerou (997) 957-993 Johansen koenegrasyon ve Granger nedensellik esi Para arzı, enflasyon oranı ve büçe açığı Yunanisan Poziif Mein (998) Poinkivsky vd. (2) 95-987 Johansen koenegrasyon esi Büçe açığı, enflasyon oranı, GSMH *, arasal aban 995-2 EKK Para arzı, döviz kuru, kamu büçe açığı, enflasyon oranı Türkiye Ukrayna Poziif Poziif Alavirad (23) 8:-97: Üç Aşamalı EKK Genel fiya düzeyi, kamu harcamaları, kamu geliri, ara arzı, enflasyon oranı İran Poziif Kesbiç vd. (24) Solomon ve We (24) 989-23 EKK GSMH, enflasyon oranı, iç borç soku, kamu harcamaları, ara arzı, iç borç faizi 967-2 Johansen koenegrasyon esi Büçe açığı, döviz kuru, GSYİH **, enflasyon oranı Türkiye Tanzanya Poziif Poziif Narayan vd. (26) 97-24 Pesaran, Shin ve Smih sınır esi ve Granger nedensellik esi Para arzı, enflasyon oranı ve büçe açığı Fiji Poziif * Gayri Safi Milli Hasıla ** Gayri Safi Yur İçi Hasıla

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 2 Tablo 2: Büçe Açığı ve Enflasyon Oranı Arasındaki İlişki: Negaif Yazar Dönem Yönem Değişkenler Ülke İlişki Painkin (993) İsrail Negaif Cardoso (998) Egeli (999) 985 Tanımlayıcı isaisiksel analiz 983 996 EKK, Johansen koenegrasyon ve Granger nedensellik esi Enflasyon oranı, ara arzı, aranın dolanım hızı, büçe açığı Enflasyon oranı, vergi gelirleri, kamu harcamaları, senyoraj ve aranın dolanım hızı 995 EKK Enflasyon oranı, kamu harcamaları, dış borç, faiz oranı, KBDG *, büçe açığı Brezilya 23 gelişmeke olan ülke Negaif Negaif Tablo 3: Büçe Açığı ve Enflasyon Oranı Arasındaki İlişki: Poziif / Negaif Viera Enflasyon oranı, (2) büçe açığı Akçay vd.(22) 95-996 Pesaran, Shin ve Smih sınır esi 97-2 Johansen koenegrasyon Şen (23) 987-2 Tanımlayıcı isaisiksel analiz Caao ve Terrones (23) Konsolide büçe açığı, enflasyon oranı, kamu kesimi borçlanma gereği Vergi gelirleri, enflasyon oranı 96-2 Panel regresyon Enflasyon oranı, büçe açığı, GSYİH ve ara arzı Belçika, Fransa, İalya, Hollanda, İngilere Türkiye Fransa da negaif, İalya ve Belçika da oziif İlişki yok Türkiye Vergi kaybı 994 ve 999 yıllarında en yüksek 7 ülke GOÜ ** de güçlü oziif ilişki GÜ *** de ilişki yok Yukarıdaki öze ablolardan da görüleceği üzere farklı ülke, dönem, ekonomerik yönem ve değişkenlerin ele alındığı çalışmaların çoğunda enflasyon oranı ile büçe açıkları arasındaki ilişki oziif olarak ahmin edilmişir. * Kişi Başına Düşen Gelir ** Gelişmeke Olan Ülkeler *** Gelişmiş Ülkeler

22 Zehra ABDİOĞLU, Harun TERZİ III. Veri Sei Ve Ekonomerik Yönem Türkiye ekonomisine ai 975 25 dönemi yıllık veri seinin kullanıldığı bu çalışmada büçe açığı (BDEF=BDEF/GSMH * ) ve enflasyon oranı (ENF **, Gayri Safi Milli Hasıla Deflaörü, 987 alıcı fiyalarıyla) TÜİK İsaisiksel Gösergeler (25) den derlenmişir. Büçe açığı serisi yıllık olarak mevcu olduğundan yıllık seriler analize dahil edilmişir. Çözümlerde EViews ve Microfi ake rogramları kullanılmışır. Serilerin durağan oldukları seviyelerin esiinde Augmened Dickey Fuller (ADF) ve Phillis-Perron (PP) birim kök esleri birlike kullanılmışır. Dickey-Fuller (979; 98) yaklaşımında haa erimlerinin isaisiksel olarak bağımsız ve homojen olmaları varsayımı söz konusudur. Phillis-Perron (988) yaklaşımında ise Dickey-Fuller esinin bağımsızlık ve homojenlik varsayımları erk edilerek haa erimlerinin zayıf bağımlılık ve heerojenlik varsayımlarına sahi olduğu ileri sürülmüşür (Enders, 995:239). ADF esi için () ve (2) numaralı denklemler kullanılmışır. () numaralı denklem sabili, (2) numaralı denklem ise sabili ve rendli ADF denklemlerini gösermekedir. ADF denklemlerinde olası ookorelasyonun önlenmesi amacıyla bağımlı değişkenin gecikmeli değerleri denklemin sağ arafına açıklayıcı değişken olarak ilave edilmekedir. ADF denklemlerinde bağımlı değişkenin gecikme uzunluklarının belirlenmesi için Akaike Bilgi Krieri (AIC) kullanılmışır. *** = β + δy + φ iδy i v () = β + δy + φ iδy i + γrend v (2) Δ y + Δ y + () ve (2) numaralı denklemlerde y; durağanlığı incelenen değişkeni, β, δ, φ ve γ ; kasayıları, v; haa erimini ve ise oimal gecikme uzunluğunu gösermekedir. δ kasayısının isaisiği Mackinnon ablo kriik değeriyle karşılaşırılarak serinin durağan olu olmadığına karar verilir. Eğer isaisiğinin mulak değeri Mackinnon ablo kriik değerinin mulak değerinden büyükse seri seviyesinde durağandır. PP esinde bağımlı değişken gecikmeleri söz konusu değildir. Çünkü PP esinde Newey-Wes bağımlı değişken gecikmelerini esi eden bir krier değil, bir uyarlama ahmincisidir. PP esi için (3) ve (4) numaralı denklemler kullanılmışır. Δy = β + δ + μ (3) y Δy = β + δy + γrend + μ (4) * GSMH serisi, DPT Temel Makro Ekonomik Gösergelerden derlenmişir. ** Enflasyon serisi, (GSMHDEF -GSMHDEF - )/ GSMHDEF - şeklinde hesalanmışır. *** AIC=(RSS/n)e 2k/n RSS, haa kareleri olamını ifade eder. En küçük AIC değerine karşılık gelen gecikme uzunluğu oimal gecikme uzunluğu olarak belirlenir.

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 23 (3) ve (4) numaralı denklemlerde y; durağanlığı incelenen değişkeni, β, δ ve γ ; kasayıları, μ ise haa erimini ifade emekedir. δ kasayısının isaisiği Mackinnon ablo kriik değeriyle karşılaşırılarak serinin durağan olu olmadığına karar verilir. Serilerin enegre dereceleri esi edildiken sonra seriler arasında uzun dönem ilişkinin sınanması için serilerin enegre dereceleri açısından bir şar koşmaksızın uzun dönem ilişkinin belirlenmesini sağlayan Pesaran, Shin ve Smih (2) in sınır esi kullanılmışır. Sınır esi, serilerin I() veya I() olu olmadıklarına bakılmaksızın seriler arasındaki uzun dönem ilişkiyi es eme açısından kolaylıkla kullanılmakadır. Pesaran, Shin ve Smih (2) arafından ablo kriik değerleri üreilirken incelenen değişkenlerin I() - I() aralığında durağan oldukları varsayılmakadır. Ele alınan değişkenler arasında daha yüksek seviyede durağan olan bir değişkenin mevcu olması durumunda kriik değerlerin yeniden üreilmesi gerekmekedir. Bu nokada değişkenlerin durağan oldukları seviyelerin esii önem kazanmakadır. Mone Carlo çalışmaları kısa örneklemlerin söz konusu olduğu çalışmalarda sınır esinin Engle-Granger (987) ve Johansen-Juselius (99) eslerinden daha doğru sonuç sergilediğini gösermekedir (Mah, 2:24-Narayan ve Narayan 24:2). 975 25 yıllık veri seini içeren bu çalışmada gözlem sayısının küçük olması dolayısıyla Pesaran, Shin ve Smih (2) in sınır esi yaklaşımı kullanılarak seriler arasındaki koenegrasyon ilişkisi es edilmişir. Sınır esi yaklaşımında seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığının sınanması amacıyla (5), (6) ve (7) numaralı kısısız haa düzelme modelleri ahmin edilmekedir. ΔBDEF = β ΔBDEF = β ΔBDEF = β BDEF 2 3 + β BDEF + β ENF + β rend + δ ΔBDEF + λ ΔENF + ε (5) i i i + β BDEF + β ENF + δ ΔBDEF + λ ΔENF + ε (6) 2 i i i i + β2enf + δiδbdef i + λiδenf i + ε (7) (5), (6) ve (7) numaralı denklemler farklı gecikme uzunlukları için ahmin edildiken sonra seriler arasında uzun dönem ilişkinin olmadığını savunan sıfır hioezi ve F isaisikleri yardımı ile es edilmekedir. Ancak buradaki ve F isaisiklerinin asimoik dağılımı sandar ve F dağılımlarına uymamakadır. Sabi ve rendi aynı anda içeren (5) numaralı denklemin sınaması için F IV ve F V isaisiği kullanılmakadır. F IV isaisiği (5) numaralı denklemdeki rend ve değişkenlerin seviye değerlerinin kasayılarının F esi ile bir büün olarak sıfıra eşi olu olmadıklarını es emekedir (H : β =β 2 =β 3 =). F V isaisiği ise (5) numaralı denklemde sadece seviye değişkenlerinin i

24 Zehra ABDİOĞLU, Harun TERZİ gecikmelerinin eşanlı olarak sıfıra eşi olu olmadığını es emekedir (H : β =β 2 =). F isaisiğinin yanı sıra sınır esi yaklaşımında isaisiği kullanılarak da seriler arasındaki uzun dönem ilişki esi edilmekedir. V isaisiği (5) numaralı denklemdeki bağımlı değişken gecikmesinin sıfıra eşi olu olmadığını es emekedir (H : β =). Sabili rendsiz model olan (6) numaralı modelde F III isaisiği seviye değişkenlerinin gecikmeli değerlerinin bir büün olarak sıfıra eşi olu olmadığını es emekedir (H : β =β 2 =). III isaisiği ise (6) numaralı denklemde bağımlı değişken gecikmesi kasayısının sıfıra eşi olu olmadığını es emekedir (H : β =). (7) numaralı regresyon denklemi sabisiz ve rendsiz bir denklemdir. Bu denklemde F I isaisiği seviye değişkenlerinin gecikmeli değerlerinin eşanlı olarak sıfıra eşiliğini sınamakadır (H : β =β 2 =). I isaisiği ise (7) numaralı regresyon denkleminde bağımlı değişken gecikmesinin anlamlı olu olmadığını sınamakadır (H : β =). Hesalanan es isaisiği Pesaran, Shin ve Smih (2) arafından belirlenmiş al kriik sınırın alında kalırsa seriler arasında koenegrasyon ilişkisi olmadığını ileri süren sıfır hioezi reddedilememekedir. Ancak hesalanan F isaisiği, üs sınır değerini aşıyorsa seriler arasında uzun dönem ilişki olduğu sonucuna ulaşılmakadır. Hesalanan F isaisiğinin al ve üs kriik sınırlar arasında kalması durumunda ise uzun dönem ilişki hakkında herhangi bir karar verilememekedir. Sınır esine göre, al sınır değerleri değişkenlerin I(), üs sınır değerleri ise değişkenlerin I() olduğunu ifade emekedir. Pesaran, Shin ve Smih (2) in sınır esinde ARDL (Auoregressive Disribued Lag) modeli kullanılmakadır. ARDL modeli, serilerin durağanlık düzeyleri açısından bir şar koşmaksızın kısa ve uzun dönemli ilişkilerin analiz edilmesinde kullanılan bir yaklaşımdır. ARDL modeli iki aşamadan meydana gelmekedir. İlk olarak bağımlı ve bağımsız değişkenlerin gecikme uzunlukları AIC (Akaike) veya SHC (Schwarz) bilgi krieri yardımı ile esi edilerek uygun ARDL(,q) değerleri belirlenir. İkinci olarak ilk adımda seçilen ARDL modelinden yararlanılarak uzun dönem kasayıları ve sandar haaları elde edilir (Pesaran ve Shin, 997:3). ARDL(,q) modeli (8) numaralı denklemde göserilmişir. q = β + φibdef i + αienf i u (8) BDEF + Sınır esi ile çeşili sınamalar sonucunda seriler arasında uzun dönem ilişki esi edildiken sonra ARDL(,q) modeli yardımı ile uzun dönem kasayıları ahmin edilir. Uzun dönem kasayı, (9) numaralı denklemde göserildiği gibi hesalanır. α + α +... + α q Uzun dönem kasayı = (9) φ φ... φ 2

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 25 Uzun dönem kasayıların ahmin edilmesinden sonra () numaralı denklemde ifade edilen haa düzelme modeli kurularak kısa dönem kasayılar elde edilir. ΔBDEF = β + β EC + δiδbdef i + λ iδenf i + μ () () numaralı denklemde EC (error correcion), haa düzelme erimini ifade emekedir. IV. Bulgular Çalışmada öncelikle serilerin durağan oldukları seviyelerin esi edilmesi amacıyla ADF ve PP birim kök esleri kullanılmışır. Tablo 4 ve Tablo 5 sırasıyla ADF ve PP birim kök eslerinin sonuçlarını gösermekedir. Tablo 4: ADF Birim Kök Tesi Seriler Sabili-Trendsiz Sabili-Trendli BDEF -.83 () -3.2 (3) ENF -.837 () -.22 (2) ΔBDEF -4.96 () a -5.26 () a ΔENF -4.89 () a -5.32 () a Paranez içindeki rakamlar AIC ye göre belirlenmiş olan gecikme uzunluğudur. a: % de anlamlıdır. Maksimum gecikme uzunluğu 5 olarak belirlenmişir. Tablo den görüleceği üzere ADF esine göre serilerin amamı rendli ve rendsiz modellerde seviyelerinde birim kök içermekedirler. Tablo 5 de sunulan PP esine göre serilerin amamı seviyesinde değil, birinci farkında durağan serilerdir. Tablo 4 ve Tablo 5 karşılaşırıldığında gerek ADF ve gerekse PP birim kök eslerinin birbirlerini deseklediği, serilerin birinci farkında durağan olduğu görülmekedir. Tablo 5: PP Birim Kök Tesi Seriler Sabili-rendsiz Sabili-rendli BDEF -.958 -.998 ENF -.87 -.422 ΔBDEF -5.28 a -5.5 a ΔENF -4.34 a -4.75 a a: % de durağandır. Kriik değerler Mackinnon (99) a aiir. Uyarlama gecikmesi (runcaion lag), q = 4(N/) 2/9 =3 olarak hesalanmışır (Newey-Wes, 987) Sınır esinde alernaif modeller için gerekli olan oimal gecikme uzunlukları AIC ve SHC bilgi krierleri yardımı ile esi edilmişir. Tablo 6, sınır esi için deerminisik rendli ve rendsiz modellerin gecikme uzunlukları için hesalanan AIC ve SHC isaisiklerini gösermekedir. Maksimum

26 Zehra ABDİOĞLU, Harun TERZİ gecikme uzunluğu 4 olarak belirlenmişir. 4 gecikme için AIC ve SHC isaisiklerinden en küçük olan ve ookorelasyon roblemi aşımayan gecikme uzunluğu oimal gecikme uzunluğu olarak esi edilmişir. Tablo 6: Gecikme Uzunluklarının Seçimi Deerminisik Trendli Deerminisik Trendsiz AIC SHC LM() AIC SHC LM() 4.97 5.99.69 4.848 5.84.92 2 4.97 5.288.626 4.86 5.95.424 3 4.84 5.32.49 4.79 5.223.55 4 4.986 5.567 2.99 a 4.936 5.468.7 : Gecikme uzunluğunu, LM():. derece ookorelasyon için Breusch-Godfrey LM es isaisiğini, a: Ookorelasyonun % anlamlılık düzeyinde olduğunu gösermekedir. Tablo 7: Sınır Tesinde F ve İsaisikleri Deerminisik Trendli Deerminisik Trendsiz F IV F V V F III III 2.3 2.37 -.985 3.5 -.98 2 2.584 3.596 -.53 3.76-2.5 3 4.75 5.92 b -.84 6.255 b -2.24 F III : Sabili modeldeki gecikmeli seviye değişkenlerine ai kasayıların, bir büün olarak sıfırdan farklı olu olmadığının es edilmesi sonucu elde edilen F isaisiğidir. F IV : Sabili-rendli modeldeki gecikmeli seviye değişkenleri ile rend değişkenine ai kasayıların, bir büün olarak sıfırdan farklı olu olmadığının es edilmesi sonucu elde edilen F isaisiğidir. F V : Sabili-rendli modeldeki gecikmeli seviye değişkenlerine ai kasayıların, bir büün olarak sıfırdan farklı olu olmadığının es edilmesi sonucu elde edilen F isaisiğidir. III : Sabili modelde, bağımlı değişkenin seviye değerine ilişkin kasayının isaisiğidir. V : Sabili-rendli modelde, bağımlı değişkenin seviye değerine ilişkin kasayının isaisiğidir. b, c : %5 ve % da koenegrasyon vardır (Pesaran, Shin ve Smih, 2). Tablo 6 daki sonuçlara göre, AIC krieri baz alındığında oimal gecikme uzunluğu 3 olarak esi edilirken, rendsiz modele göre de oimal gecikme uzunluğu 3 olarak seçilmişir. 4. gecikmede. dereceden ookorelasyon roblemi söz konusu olduğundan dolayı LM esi göz önüne alınarak alernaif modeller., 2. ve 3. gecikmeler için ahmin edilmişir. Tablo 7 de görüldüğü gibi AIC krierine göre oimal gecikme uzunluğu olarak esi edilen 3. gecikmede seriler arasında rendli ve rendsiz modellerde % 5 anlamlılık düzeyinde koenegre ilişkisi söz konusudur. Ancak, çalışmada gecikme uzunlukları esi edilirken rend ve sabi erimin modellerde isaisiksel olarak anlamlı olmadığı esi edilmişir. Bu nedenle bu deerminisik regresörler denklemden dışlanarak F ve isaisikleri bu doğruluda elde edilmişir. Sabisiz-rendsiz modelin oimal gecikme

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 27 uzunlukları Tablo 8 de sunulmuşur. Maksimum gecikme uzunluğu 4 olarak esi edildiğinde AIC krierine göre oimal gecikme uzunluğunun 3, SHC krierine göre olarak seçildiği ablodan gözlenmekedir. Tablo 8: Gecikme Uzunluklarının Seçimi (Sabisiz-Trendsiz Model) AIC SHC LM() 4.788 4.977.339 2 4.829 5.4.727 3 4.75 5.35.92 4 4.936 5.42.657 : Gecikme uzunluğunu, LM():. derece ookorelasyon için Breusch-Godfrey LM es isaisiğini gösermekedir.., 2. ve 3. gecikmeler için ahmin edilen alernaif modellerin F ve isaisikleri Tablo 9 da sunulmuşur. AIC ye göre seçilen oimal gecikme uzunluğu 3 olduğunda büçe açığı ile enflasyon arasında %5 anlamlılık düzeyinde uzun dönem ilişki olduğu, ayrıca % düzeyinde. ve 2. gecikme değerlerinde de koenegrasyonun olduğu görülmekedir. Tablo 9: Sınır Tesinin F ve İsaisikleri (Sabisiz-Trendsiz Model) F I I 3.36-2.427 c 2 3.384 c -2.596 c 3 6.97 b -3.486 b F I : Sabisiz rendsiz modeldeki gecikmeli seviye değişkenlerine ilişkin kasayıların, bir büün olarak sıfırdan farklı olu olmadıklarının es edilmesi sonucu elde edilen F isaisiğidir. I : Sabisiz-rendsiz modelde, bağımlı değişkenin seviye değerine ai kasayının isaisiğidir. b, c : %5 ve % da koenegrasyon vardır (Pesaran, Shin ve Smih, 2). Tablo : Sabisiz Trendsiz ARDL(,) (Bağımlı Değişken: BDEF) Değişkenler Kasayılar -isaisiği BDEF(-).8 8.546 a ENF -.2 -.829 b R 2 :.67 F (,24): 49.33 a Whie:.673 [.4] LM():.9 [.92] Gecikme uzunlukları Akaike Bilgi Krierine (AIC) göre bulunmuşur. Minimum AIC değeri -63.252 dir. a: %, c: % da anlamlıdır. Köşeli aranez içindeki değerler olasılık değerlerini ifade emekedir. Koenegrasyon ilişkisinin belirlenmesinden sonra AIC krierine göre seçilen ARDL modelinin ahmin sonuçları Tablo da, ARDL (,) modeli ahmin edildiken sonra elde edilen uzun dönem kasayılar ve isaisikleri Tablo de sunulmuşur. Uzun dönem denklemden elde edilen sonuçlar yorumlandığında enflasyondaki uanlık arışın büçe açıklarını. birim

28 Zehra ABDİOĞLU, Harun TERZİ azalığı, enflasyon ile büçe açıkları arasındaki negaif ilişkinin %5 de isaisiksel olarak anlamlı olduğu görülmekedir. Tablo 2 de haa düzelme kasayısının negaif ve den küçük ve aynı zamanda isaisiksel olarak %5 de anlamlı olması enflasyondan büçe açıklarına doğru kısa dönemde nedensellik ilişkisi olduğunu ifade emekedir. Gerek uzun dönem denklemden gerekse de haa düzelme modelinden elde edilen sonuçlar Türkiye de Painkin ekisinin Tanzi ekisinden daha baskın olduğunu gösermekedir. Tablo : Uzun Dönem Kasayılar (Bağımlı Değişken: BDEF) Değişken Kasayı -isaisiği ENF -. -2.47 b b: %5 de anlamlıdır. Çalışmada koenegrasyon ve haa düzelme modellerinin yanı sıra enflasyon ve büçe açığı arasındaki nedensellik ilişkisinin esi edilmesi amacıyla Granger ile Hasio nedensellik ve VAR analizleri yaılmışır. Granger nedensellik esi sonuçlarına göre büçe açıklarının GSMH içindeki ayı enflasyon oranının nedeni olmadığı gibi enflasyon da büçe açıklarının nedeni değildir. Hasio nedensellik esine göre ise büçe açıklarından enflasyona doğru nedensellik söz konusu iken enflasyondan büçe açıklarına doğru herhangi bir nedensel ilişki yokur. Tablo 2: Haa Düzelme Modeli (Bağımlı Değişken: ΔBDEF) Değişkenler Kasayılar -isaisiği ΔENF -.2 -.829 c ECM(-) -.89 -.994 b R 2 :.5 F (,24): 4.39 b Gecikme uzunlukları Akaike Bilgi Krierine (AIC) göre bulunmuşur. b: %5 ve c ise % da anlamlıdır. VAR analizinden elde edilen eki-eki grafiklerinden anlamlı sonuçlar elde edilememişir. Varyans ayrışırma analizi sonuçlarına göre, enflasyon serisi büçe açıkları varyansının sadece %.3 ünü açıklayabilmekedir. Büçe açıkları ise enflasyonun varyansının %8.4 ünü açıklayabilmekedir. V. Sonuç Bu çalışmada Türkiye de 975 25 döneminde büçe açıkları ile enflasyon arasındaki ilişkiyi Tanzi ve Painkin ekileri çerçevesinde incelemek için Pesaran, Shin ve Smih (2) in sınır esi ile seriler arasındaki uzun dönem kasayılar elde edilmiş ve haa düzelme modeli ile kısa dönem dinamikleri belirlenmişir.

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 29 Pesaran, Shin ve Smih in sınır esinde uzun dönemde aynı rendi aki eden enflasyon ve büçe açıklarının birlike hareke eiği belirlenmişir. Uzun dönem denkleminden elde edilen kasayı, enflasyondaki uanlık arışın büçe açıklarının GSMH içindeki ayını. birim azalığını gösermekedir. Türkiye de söz konusu dönemler iibariyle enflasyon ile büçe açıkları arasında uzun dönemde negaif bir ilişki vardır. Enflasyondaki arışla birlike büçe açıkları azaldığından uzun dönemde Türkiye de Painkin ekisi Tanzi ekisinden daha baskındır. Türkiye, geçmiş arihinde birçok kriz deneyimi yaşamış bir ülke olarak enflasyonis bir geçmişe sahiir. Türkiye de özellikle de büçe dengesinin arasal finansman yönemi ile sağlanması uzun dönemde fiyalar genel seviyesinin sürekli olarak armasına neden olmuşur. Dolayısıyla böyle bir enflasyonis oramda enflasyondaki arışlar sadece vergi gelirlerinin reel değerini düşürmekle kalmamış, bunun yanı sıra harcamaların reel değerini de düşürmüşür. Dolayısıyla gelir ve gider arasındaki farkı yansıan büçe açığı armamış ersine enflasyondaki arışlarla birlike azalmışır. Kaynaklar Alavirad, A. (23) The Effec of Inflaion on Governmen Revenue and Exendiure: The Case of he Islamic Reublic of Iran, OPEC Review, 27(4), ss.33-34. Akçay, C., Aler, E. ve Özmucur, S. (996) Budge Defici, Money Suly and Inflaion: Evidence from Low and High Frequency Daa for Turkey, Bogaziçi Universiy Insiue of Social Sciences, Working Paer, ss.96 2. Caao, L. ve Terrones, M. E. (23) Fiscal Deficis and Inflaion, IMF Working Paer, 3(65), ss.-32. Cardoso, E. (998) Virual Deficis and he Painkin Effec, IMF Saff Paers, 45(4), ss.69-646. Dickey, D. ve Fuller, W. (979) Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74, ss.427-43. Egeli, H. (999) Gelişmeke Olan Ülkelerde Büçe Açıkları, Süleyman Demirel Üniversiesi İİBF Dergisi, 4, ss.-4. Enders, W. (995), Alied Economeric Time Series, s ed., John Wiley & Sons, Inc., US. Engle, R. ve Granger, C. W. (987) Coinegraion and Error Correcion: Reresenaion, Esimaion and Tesing, Economerica, 55, ss.25-276. Fischer, S. ve Easerly, W. (99) The Economics of he Governmen Budge Consrain, The World Bank Research Observer, 5(2), ss.27-42. Fursenberg, G., Gren, J. ve Jeong J. (986) Tax and Send, or Send and Tax?, The Review of Economics and Saisics, 68(2), ss.79-88.

2 Zehra ABDİOĞLU, Harun TERZİ Hondroyiannis, G. ve Paaerou, E. (997) Are Budge Deficis Inflaionary? A Coinegraion Aroach, Alied Economics Leers, 4(8), ss.493-496. Johansen, S. (988) Saisical Analysis of Coinegraing Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, ss.23-254. Johansen, S. ve Juselius, K. (99) Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Alicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52(2), ss.69 2. Kesbiç, Y., Baldemir, E. ve Bakımlı, E. (24) Büçe Açıkları ile Parasal Büyüme ve Enflasyon Arasındaki İlişki: Türkiye için bir Model Denemesi, Celal Bayar Üniversiesi İİBF Dergisi, (2), ss.27-4. Mah, J. S. (2) An Emirical Examinaion of he Disaggregaed Imor Demand of Korea-The Case of Informaion Technology Producs, Journal of Asian Economic,, ss.237-244. Mein, K. (998) The Relaionshi beween Inflaion and he Budge Defici in Turkey, Journal of Business and Economic Saisics, 6(4), ss.42-422. Narayan, S. ve Narayan, P. K. (24) Deerminans of Demand for Fiji s Exors: An Emirical Invesigaion, The Develoing Economies, 42(), ss.95-2. Narayan, P. K., Narayan, S. ve Prasad, A. D. (26) Modeling he Relaionshi beween Budge Deficis, Money Suly and Inflaion in Fiji, Pacific Economic Bullein, 2(2), ss.3-6. Painkin, D. (993) Israel s Sabilizaion Program of 985, or Some Simle Truhs of Moneary Theory, Journal of Economic Persecives, 7(2), ss.3-28. Pesaran, H. ve Shin, Y. (999) An Auoregressive Disribued Lag Modelling Aroach o Coinegraion Analysis, in Srom, S. (Eds), Paer Presened a Economerics and Economics Theory in he 2h Cenury: The Ragnar Frisch Cenennial Symosium, Cambridge Universiy Press, Cambridge. Pesaran, H., Shin, Y. ve Smih, R. J. (2) Bounds Tesing Aroaches o he Analysis of Level Relaionshis, Journal of Alied Economerics, 6, ss.289-326. Phillis, P. ve Peron, P. (988) Tesing for a Uni Roo in Time Series Regressions, Biomerika, 75(2), ss.335-346. Pionkivsky, R., Bakun, M., Kryshko, M. ve Synyk, T. (2) The Imac of he Budge Defici on Inflaion in Ukraine, Inernaional Cenre for Policy Sudies, ss.-25. Solomon, M. ve We, A. (24) The Effec of a Budge Defici on Inflaion: The Case of Tanzania, Souh African Journal of Economic and Managemen Sciences, 7(), ss.-6.

Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 29 2 Şen, H. (23) Olivera-Tanzi Ekisi: Türkiye Üzerine Amirik bir Çalışma, Maliye Dergisi, 43, ss.3-57. Tanzi, V. (978) Inflaion, Real Tax Revenue, and he Case for Inflaionary Finance: Theory wih an Alicaion o Argenina, IMF Saff Paers, 25, ss.47-45. Tanzi, V. (2) Taxaion in Lain America in he Las Decade, Cener for Research on Economic Develomen and Policy Reform, Working Paer, 76, ss.-38. Vieira, C. (2) Are Fiscal Deficis Inflaionary? Evidence for he EU, Economic Research Paer, 7, ss.-6.