TÜRKİYE EKONOMİSİNDE BÜTÇE AÇIĞININ SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN ANALİZİ

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 45-64 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ TÜRKİYE EKONOMİSİNDE BÜTÇE AÇIĞININ SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN ANALİZİ Yrd. Doç. Dr. Özlem GÖKTAŞ * Absrac Economic susainabiliy is consequen o he susainabiliy of budge policies. By analyzing susainabiliy of budge policies, i is possible o ascerain if any change in fiscal and moneary policy is necessary or no. In his sudy, budge defici susainabiliy was researched for he period of 1987:1 2007:3 under Iner-emporal Borrowing Consrain (IBC) approach. I is presumed ha, crisis occurred and measures aken wihin he menioned period caused srucural change. Therefore, firsly by using Bai-Perron muliple break ess, a break was deermined in he period 2003:2. Susainabiliy of budge defici was analyzed for he whole period and wo sub-periods respecively. Ng-Perron es for uni roos and Sock-Wason and Shin DOLS ess of coinegraion were used in his analysis. Consequenly, he resuls suppor he weak susainabiliy for he whole period and also for sub-periods. Keywords:: Susainabiliy, Budge Defici, Bai-Perron Muliple Break Tes, Ng-Perron Uni Roos Tess, Sock- Wason DOLS Coinegraion Tes, Shin s Coinegraion Tes Jel Classificaion: E620, C320 Öze Ekonomik olarak sürdürülebilirlik, büçe poliikalarının sürdürülebilirliğine bağlıdır. Büçe poliikalarının sürdürülebilirliği analiz edildiğinde, uygulanan maliye ve para poliikalarında bir değişikliğin gerekli olup olmadığının espii mümkün olmakadır. Bu çalışmada dönemler arası borçlanma kısıı alında, Türkiye de 1987:1 2007:3 dönemi için büçe açıklarının sürdürülebilirliği araşırılmışır. Ele alınan dönem içinde meydana gelen krizlerin ve alınan edbirlerin yapısal değişikliğe neden olduğu ahmin edilmekedir. Bu nedenle önce Bai-Perron arafından gelişirilen çoklu kırılma esleri kullanılarak, 2003:2 döneminde bir kırılma olduğu sonucuna ulaşılmışır. Kırılmaya bağlı olarak, büçe açığının sürdürülebilir olup olmadığı üm dönem ve iki al dönem için ayrı ayrı incelenmişir. Analizde Ng-Perron birim kök esleri ve Sock-Wason ve Shin (DOLS) koenegrasyon esi kullanılmışır. Sonuç olarak incelenen dönemde büçe poliikalarının hem üm dönem için hem de al dönemler için zayıf sürdürülebilir olduğu espi edilmişir. Anahar Kelimeler: Sürdürülebilirlik, Büçe Açığı, Bai-Perron Çoklu Kırılma Tesi, Ng-Perron Birim Kök Tesi, Sock-Wason (DOLS), Shin Koenegrasyon Tesi Jel Sınıflaması: E620, C320 * Adres: İsanbul Üniversiesi, İkisa Fakülesi, Ekonomeri Bölümü, Beyazı/İsanbul E-Mail: ozlemg@isanbul.edu.r

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi 1. Giriş Türkiye Ekonomisinin en önemli sorunlarından biri kamu açıklarıdır. Bu açıklardaki en büyük pay ise büçe açıklarından kaynaklanmakadır. Büçe açığı basi olarak kamu harcamalarının kamu gelirlerinden fazla olması olarak anımlanabilir. Bu kavram aran kamu borçları olarak da adlandırılmaka olup, finansmanı için ise Merkez Bankası kaynakları, iç ve dış borçlanma ile vergiler gibi kaynaklar kullanılmakadır. Ülkemizde meydana gelen krizlerin emelinde de kamu gelirlerinin yeerli düzeyde arırılmaması ve kamu harcamalarında arış sonucu oluşan büçe açıkları yer almakadır. Kamu hizmelerinin finansmanı için yeerli kamu gelirlerinin sağlanamaması giderek borç sokunu arırmışır. Borç sokundaki arış faiz ödemelerini dolayısıyla, büçe harcamalarını arırarak hem büçe esnekliğinin azalmasına, hem de büçe açığı-borç-faiz kısır döngüsüne neden olmuşur (Saaçi, 2007: 91). Türkiye Cumhuriyeinin kurulduğu yıldan bugüne kadar sadece 23 yılını denk ya da büçe fazlası ile amamlamış olduğu, bunun ise Cumhuriyein ilk yıllarında gerçekleşiği görülmekedir. 1950 yılından sonra büçe açığı önem kazanmaya başlamış olup, 1974 yılında perol fiyalarındaki arış ile Kıbrıs barış harekâının sonucunda Amerika ve Avrupa nın ekonomik ambargosuyla karşılaşan ülkemiz yüksek bir büçe açığı vermişir. 24 Ocak 1980 de uygulanmaya başlayan isikrar poliikasında, büçe açıklarının azalılması isikrar fakörü olarak görülmüş, ancak bu yönde sadece harcamalar sınırlanırken gelirler alanında yapılan düzenlemeler devlee yeerince mali kaynak sağlamamışır. Kısacası büçe harcamalarını sınırlama poliikası ek başına büçe açıklarını önlemede yeersiz kalmışır. Büçe gelirlerinin, büçe giderlerini karşılama oranı 90 lı yılların başından iibaren iyice düşmüşür. 1990 1991 döneminde yaşanan körfez krizi de aran büçe açıklarının dış ekenlerinden biri olarak göserilmişir (Saaçi, 2007: 94). 1994 1995 döneminde ise 5 Nisan 1994 de alınan kararların ekisiyle düşük gerçekleşen açığın, 1996 yılında ekrar arığını 2001 yılına kadar ise önemli arışlar göserdiği görülmekedir. 2002 den iibaren ise önceki yıllara göre büçe açıklarında azalma olduğu gözlenmekedir. Büçe açıklarının Türkiye ekonomisinde belirli yıllar haricinde devamlı bir arış içinde olduğu bilinmeke olup, üs sınırının belirlenebilmesi için ikisaçılar arafından farklı görüşler ileri sürülmekedir. Ülkeler ekin para ve maliye poliikalarının uygulanmasıyla büçe açıklarını azalarak mali disiplini sağlayabilmekedirler. Bu nedenle de içinde bulunulan 46

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 durumun sürdürülebilirliği önem aşımaka ve uygulanan poliikaların sürdürülebilir olup olmadığı mulaka analiz edilmek zorundadır. Büçe poliikalarının sürdürülebilirliğini ölçmek için kullanılan yaklaşımlar üç başlıka oplanmakadırlar. Bunlar; muhasebe yaklaşımı, sürdürülebilirlik gösergeleri ve dönemler arası borçlanma kısıı (IBC) yaklaşımlarıdır. Son yıllarda sürdürülebilirlik ile ilgili çalışmalarda dönemler arası yaklaşım diğer yaklaşımlara göre daha önemli hale gelmişir. Bu kısıın sağlanması büçe açığının uzun vadede ödenebileceğini gösermeke ve aynı zamanda uygulanan poliikaların borç birikimine neden olma olasılığını açıkça oraya koymakadır. Dönemler arası borçlanma kısıı yaklaşımına göre, devlelerde bireyler gibi borçlanırken bir akım kısılarla karşılaşmakadırlar. Devlein, borçlarını yeniden borçlanmayla ödeyemeyeceği bilinmeke olup, uzun dönemde bu borçların geri ödenebilmesi faiz dışı fazlanın değerine bağlı olmakadır. Eğer faiz dışı fazlanın bugünkü değeri büçe açığının değerine eşi ya da bu değerden fazla ise büçe açığının sürdürülebilir olduğu sonucuna varılmakadır. Bu çalışmada da dönemler arası borçlanma kısıı (IBC) yaklaşımı ile Türkiye de büçe açığının sürdürülebilir olup olmadığı araşırılacakır. 2. Lieraür Büçe açığının, uzun vadede kamu gelirlerinin fazlası ile karşılanıp karşılanmayacağını inceleyen bu yaklaşıma ai ilk çalışma 1986 yılında Hamilon ve Flavin arafından yapılmışır. Daha sonra Hakkio ve Rush (1991), büçe açığının sürdürülebilirliğini koenegrasyon esleri uygulayarak araşırmışlardır. Çalışmalarında 1950: 2 ve 1998: 4 dönemi için ABD büçe poliikalarının sürdürülebilirliğini analiz emek için faiz ödemelerini içeren devle harcamaları (GG) ve devle gelirleri (R) değişkenleri arasındaki ilişkiyi koenegrasyon esleri uygulayarak incelemişlerdir. Bu çalışmada serilerin durağanlığı Dickey-Fuller (DF) esi ile araşırılmış olup serilerin aynı merebeden durağan oldukları bulundukan sonra Engle-Granger in Koenegre eden Regresyon Durbin-Wason (CRDW), Dickey-Fuller (DF), Genişleilmiş Dickey-Fuller (DF), Kısılı Vekör Ooregresyon (RVAR), Genişleilmiş Kısılı Vekör Ooregresyon (ARVAR), Kısısız Vekör Ooregresyon (UVAR), Genişleilmiş Kısısız Vekör Ooregresyon (AUVAR) esleri ile Sock-Wason koenegrasyon esleri uygulanmışır. İncelenen dönem için seriler koenegre iken, belirilen dönem iki ayrı al gruba 47

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi ayrıldığında ise serilerin koenegre olmadıkları görülmüş ve ele alınan dönemde ABD nin büçe poliikalarının sürdürülemez olduğu sonucuna ulaşılmışır. Ayrıca kullanılan değişkenlerin gayri safi milli hâsılaya ve nüfusa oranları alınarak analiz ekrarlanmışır. Hakkio-Rush ın bu çalışması Quinos (1995) arafından genişleilerek, büçe açığının sürdürülebilir olup olmadığının yanı sıra güçlü ya da zayıf olmasının şarları da oraya konulmuşur. Quinos belirilen çalışmasında 1950 1993 yılları arasında gelir ve gider serilerini kullanarak ABD nin büçe poliikasının sürdürülebilirliğini araşırmışır. Ele alınan dönem için ABD nin büçe poliikasının sürdürülebilir olduğu sonucuna ulaşmışır. Liu ve Tanner in 1995 yılında yapıkları çalışmada; faiz ödemelerini içeren devle harcamaları ile devle gelirleri arasındaki ve faiz ödemelerini içermeyen devle harcamaları, devle gelirleri ile reel devle borcu değişkenleri arasındaki koenegre ilişkileri es emişlerdir. İncelenen dönemde yapısal kırılma dikkae alındığında sürdürülebilirliğin olduğu, kırılma göz ardı edildiğinde ise sürdürülebilirlik koşulunun sağlanamadığı görülmüşür. Wu, Tayvan da 1989 yılından sonra büçe açığının hızla arması nedeniyle büçe poliikasının sürdürülebilirliğini 1998 yılında yapığı çalışma ile analiz emişir. Büçe açığı, devle gelirleri (R), devle harcamaları (GG) serilerine geleneksel eslerin yanı sıra Zivo- Andrews birim kök esi uygulanarak yapısal kırılmanın varlığı araşırılmışır. Yapısal kırılma dikkae alınmadan yapılan Engle-Granger ve Johansen koenegrasyon esleri sonucunda koenegre ilişki olmadığı görülmüşür. İncelenen serilere yapısal kırılmayı dikkae alan Zivo- Andrews esi uygulandığında R ve GG serileri I(1) bulunurken büçe açığı I(0) bulunmuşur. Dolayısıyla, büçe açığı serisinin I(0) olması bir kırıkla sürdürülebilirliğin sağlandığını gösermişir. Gelir ve gider serilerine yapısal kırılmayı dikkae alan Gregory-Hansen koenegrasyon esi uygulandığında güçlü sürdürülebilirlik olduğu espi edilmişir. Wu nun çalışmanın sonucunda β=1 olarak bulması ekonomide büçe açığının arış gösermesine rağmen, büçe poliikalarının sürdürülebilir olduğu sonucunu gösermekedir. Rubio-Roldan-Eseve ise 2008 yılında yayınlanan çalışmalarında, Amerika da 1947:1 2005:3 döneminde büçe açığının sürdürülebilirliğini, faiz ödemelerini içeren reel devle harcamaları ve reel vergi gelirleri değişkenlerini kullanarak araşırmışlardır. İncelenen dönem içinde yapısal kırılmaları Bai-Perron esi ile espi eiken sonra üm gözlem dönemini ve al dönemleri ayrı ayrı analiz emişlerdir. Çalışmalarında Ng-Perron birim kök eslerini ve Sock-Wason-Shin koenegrasyon esini kullanmışlardır. Analizin sonucunda büçe açığının; 48

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 üm gözlem dönemi ile birinci ve ikinci al dönemde zayıf sürdürülebilir olduğu, üçüncü al dönemde güçlü sürdürülebilirlik olduğu, dördüncü al dönemde ise iki değişken arasında koenegre ilişki olmadığı için sürdürülemez olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Türkiye de büçe poliikalarının sürdürülebilirliğini ise 1998 yılında Özmen ve Koğar analiz emişlerdir. 1969 1998 yılları arasını kapsayan dönemde büçe açığının GSMH ya oranının durağanlığını Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF), KPSS ile yapısal kırılmayı dikkae alan Perron (1997), Perron Vogelsong (1992) ve Gregory Hansen (1996) esleri ile incelenmişlerdir. R / GSMH ve GG / GSMH serileri arasındaki koenegre ilişki ise, yapısal kırılmanın olmadığı durumda Engle Granger ve Johansen koenegrasyon eslerini uygulayarak sürdürülebilirliğin sağlanamadığını gösermişlerdir. 1983 yılında yapısal kırılmanın olduğu içsel olarak belirlendiken sonra ele alınan dönemlerde ise zayıf sürdürülebilirlik espi emişlerdir. Ayrıca Günaydın da 2003 yılında yapığı çalışmasında Türkiye nin büçe poliikasının sürdürülebilir olup olmadığını incelemişir. 1987: 1 2003: 3 dönemini kapsayan analizinde, devle harcamaları ve senyoraj gelirlerinin de dâhil edildiği devle gelirleri serilerinin arasındaki koenegre ilişkinin varlığını araşırmışır. Bu serilerin genişleilmiş Dickey-Fuller birim kök esi yardımıyla durağanlıklarını inceleyerek aynı merebeden enegre I(1) olduklarını espi eiken sonra Johansen koenegrasyon esini uygulamışır. Günaydın çalışmanın sonucunda, 0 < β < 1 bulduğu için Türkiye de ele alınan dönemde zayıf sürdürülebilirliğin olduğu ve mali disiplinin sağlanması gerekiğini belirmişir. 3. Dönemler arası Borçlanma Kısıı Yaklaşımının Teorik Yapısı Dönemler arası borçlanma kısıı yaklaşımı; uzun vadede büçe açığının kamunun gelir fazlası ile karşılanması gerekliliğini yani, kamunun borçlarını sürekli olarak borçlanmayla ödeyemeyeceğini ve bu borcu ödeyebilmek için uzun dönemde gelir fazlasına sahip olması gerekiğini varsaymakadır. Bu kısıın sağlanması büçe açığının uzun vadede ödenebileceğini gösermeke olup, bu varsayım alında büçe poliikalarının sürdürülebilirliğini araşıran çalışmalar Hamilon ve Flavin in 1986 yılında yapmış oldukları çalışma ile başlamış bulunmakadır. 1991 yılında Hakkio ve Rush eorik yapının fazla değişmediği faka kullanılan ekonomerik yönemin değişiği farklı bir yaklaşım gelişirmişlerdir. Analiz oplam büçe 49

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi geliri ve faiz ödemelerini içeren büçe gideri arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığının araşırılmasına dayanmakadır. Devlein herhangi bir dönemdeki büçe kısıdını göseren denklem, ( 1 ) β 1 G + + i = R + B (1) şeklindedir (Hakkio-Rush, 1991: 430). R : büçe gelirlerini, gösermekedir. β : kamu borç sokunu ve i ise dönemindeki faiz oranını Bu büçe kısıı hem dönemi için hem de akip eden + 1, + 2 dönemleri için de sağlanmalıdır. Bu durumda dönemler arası büçe kısıı; 0 ( ) lim n n (2) B = i R G + i B = 1 şeklinde elde edilmekedir. n Yukarıdaki formülde; s= 1 ( i ) i = 1 1+ s dir. Dönemler arası borçlanma kısıı, devlein geleceke ne borç sokunun sıfıra yaklaşacağını ve ilerleyen dönemlerde borcun oradan kalkacağını gösermekedir. Eğer harcamaların mikarı, gelirlerden çok fazla ise borç verenler aran mikarda sınırsız borç veremeyecekleri için bu kısı sağlanamayacakır. Hakkio-Rush ın yaklaşımı faiz oranının varsaymakadır (Hakkio ve Rush, 1991: 432). ( 1 ) 1 i oralama ile durağan olduğunu E + + i B = R + B (3) Burada E G ( i i) B 1 = + dir. dönemine ai dönemler arası büçe kısıı ise; 1 ( ) lim β j + B = β R E + B (4) 1 j+ 1 + j + j + j j j= 0 olarak elde edilmekedir (Formüllere ai geniş bilgi için bkz. Hakkio ve Rush, 1991: 432 433). Uygulanan büçe poliikasının sürdürülebilir olup olmadığını (4) numaralı denklemdeki limi kavramı belirlemekedir. Eğer limi değeri sıfıra yaklaşıyorsa büçe poliikasının sürdürülebilir olduğu anlaşılmakadır. Burada limi değerinin sıfıra 50

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 yaklaşmaması ise, devlein harcamalarını farklı yönemlerle finanse emeye çalışmasının gerekiğini gösermekedir. Buna bağlı olarak (4) numaralı denklem aşağıdaki şekilde yazılabilir: GG = α + R + lim β B + ε (5) j + 1 + j Yukarıdaki denklemde yer alan limi değeri sıfır olduğunda dönemler arası büçe kısıı sağlanmış olmakadır. Bu denklem regresyon denklemi olarak aşağıdaki şekilde ifade edilmekedir. R = α + βgg + ε (6) Hakkio-Rush R ve GG serilerinin düzey değerlerinde durağan olmadığını ancak birinci farklarında durağan olduklarını espi eiken sonra bu değişkenler arasındaki koenegre ilişkinin varlığını araşırmışlardır. Yukarıdaki denklemde yer alan değişkenler arasında koenegre ilişki mevcu ve β = 1 ise büçe açıklarının sürdürülebilir olduğu, eğer koenegre ilişki yok ise büçe açıklarının sürdürülemez olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Quinos 1995 yılında, ayrıca sürdürülebilirliğin zayıf ve güçlü olma koşullarını da anımlayarak Hakkio-Rush ın bu çalışmasını genişlemişir. Eğer; R ve olduğunu, R ve olduğunu, GG serileri koenegre ve β = 1 ise büçe açığının güçlü sürdürülebilir GG serileri koenegre ve 0 < β < 1 ise büçe açığının zayıf sürdürülebilir β 0 ise büçe açığının sürdürülemez olduğunu, gösermişir (Rubio-Roldan-Eseve, 2008: 1610). Zayıf sürdürülebilirlik ( 0 < β < 1) durumunda devle gelirlerinden, daha fazla harcama yapmaka olduğu için bu durumu devam eiremeyecek ve alacağı borçlar karşısında daha fazla faiz ödemek zorunda kalacakır (Quinos, 1995: 410). Güçlü sürdürülebilirlik koşulu sağlandığında uygulanan poliikalarda değişiklik yapılması gerekmemeke iken zayıf sürdürülebilirlik durumunda uygulanan poliikalarda bir değişikliğin yapılması gerekli olabilmekedir. 4. Analizde Kullanılan Meodoloji ve Ampirik Bulgular Bu çalışmada 1987:1 2007:3 döneminde, Türkiye de büçe açığının sürdürülebilir olup olmadığı, Hakkio-Rush (1991) ile Quinos (1995) arafından önerilen ve değişkenler 51

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi arasında koenegre ilişkinin es edilmesine dayanan yönemle incelenmekedir. Büçe açıklarının sürdürülebilirliğinin analizi, birbiriyle ilişkili olan üç farklı aşama yardımıyla araşırılmakadır. Bu aşamalardan ilki durağanlığın araşırılması olup reel devle gelirleri ve reel devle harcamaları değişkenlerine ai birim kök sınamalarını kapsamakadır. İkinci aşamada ise ele alınan dönem içinde Türkiye ekonomisinde krizlerin ya da o dönemde meydana gelen ekonomiyi ekileyen olayların neden olduğu yapısal değişmelerin (kırılmaların) espii için koenegre ilişkiyi göseren (7) numaralı denkleme Bai-Perron (1998, 2003a) arafından gelişirilen çoklu yapısal kırılma esi uygulanmakadır. Bu esin sonucuna bağlı olarak ekonomide meydana gelen yapısal değişmelerin (kırılmaların) poliika değişikliklerinin gösergesi olması dolayısıyla, muhemel yapısal değişmelerden harekele 1987:1 2007:3 dönemi, belirlenen kırılmalara dayanılarak al dönemlere ayrılmakadır. Analizin son aşamasında, büçe poliikalarının sürdürülebilirliği üm dönem ve al dönemler için ayrı ayrı incelenmekedir. Reel devle gelirleri ve reel devle harcamaları arasındaki uzun dönemli denge ilişkisi (7) numaralı denklem kullanılarak es edilmekedir. Bu analiz için ise Sock- Wason (1993) arafından gelişirilen Dinamik En Küçük Kareler (DOLS) yönemine dayanan koenegrasyon esi kullanılacakır. ln R = α + β ln GG + ε (7) Faiz ödemelerini içeren devle harcamaları ( GG ) ile devle gelirlerine ( R ) ai 1987:1 2007:3 dönemini kapsayan üçer aylık gözlemlerden oluşan veriler TCMB elekronik veri dağıım siseminden elde edilmişir. R ve GG değişkenlerine ai veriler 1987 bazlı GSYİH deflaörü kullanılarak reel hale geirilmişir. Her iki değişkende de mevsimsel ekiler gözlenmiş, mevsimsel ekiler Census X11 mevsimsel düzelme yönemi ile kullanılarak giderilmişir. Mevsimsel ekilerin arındırılmasının ardından analizde nihai olarak değişkenlerin doğal logarimaları kullanılmışır. Analiz kapsamında ln R ve ln GG değişkenleri arasında koenegre ilişkinin varlığının araşırılabilmesi, bu değişkenlerin aynı merebeden durağan olmalarına bağlı olduğu için ilk olarak serilerin durağanlığı incelenmesi gerekmekedir. Ng-Perron (2001) arafından gelişirilen birim kök esi kullanılarak değişkenlerin aynı merebeden durağan olup olmadıkları araşırılmakadır. Ng-Perron birim kök esleri, özellikle Phillips-Perron (PP) eslerinde oraya çıkan haa eriminin hacmindeki boyu dağılımı çarpıklığını (size disorion) 52

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 düzelmek için M-esleri olarak gelişirilen yeni birim kök esleridir (Sevükekin ve Nargeleçekenler, 2007: 365). Bu esler, Phillips-Perron Z α ve (modifiye edilmiş) hali olan MZ α ve Z eslerinin değişirilmiş MZ esleri, Bhargava esinin değişirilmiş (modifiye edilmiş) hali olan MSB esi ve ADF-GLS esinin değişirilmiş (modifiye edilmiş) hali olan MPT esi olmak üzere dör farklı birim kök esini kapsamakadır. Ng-Perron birim kök esinde kullanılan ilk birim kök esi olan MZ α es isaisiği aşağıdaki şekilde göserilmekedir. ( )( ˆ ) 2 MZ = Z + T / 2 1 (8) α α φ1 (8) numaralı denklemde yer alan ( / 2)( ˆ 1) 2 T φ Z α esi için modifiye edilmesi amacıyla kullanılan düzelme fakörünü ifade emekedir. Burada T oplam gözlem sayısını, ˆ φ 1 ise birim kök sınamasında kullanılan modeldeki ooregresif değişkene ai kasayıyı ifade emekedir. Ng-Perron birim kök esinde kullanılan diğer bir es isaisiği MSB ise, 1/ 2 T 2 2 2 MSB = T Y 1 / s (9) = 1 şeklinde hesaplanmakadır. Ng-Perron birim kök esinde kullanılan diğer bir es isaisiği ise isaisiğidir. Phillips-Perron 1 MZ es Z isaisiğinin modifiye edilmiş hali olan bu es isaisiğinin hesaplanmasında MSB ile MZ α es isaisikleri kullanılmakadır. MZ = MSB MZ α (10) Ng-Perron birim kök esinde kullanılan son es isaisiği MPT es isaisiği olup bu es seride sadece kesme veya kesme ve rend olmasına göre iki şekilde uygulanmakadır. İlk olarak seride sadece kesme bulunmaka ise, T 2 2 1 2 2 MPT = ct Y 1 ct Y T / sar (11) = 1 eğer seride hem kesme hem de rend varsa aşağıdaki gibi hesaplanabilmekedir (Sevükekin ve Nargeleçekenler, 2006: 249). 2 T 2 MPT = ct Y ( ) 1 2 2 1 + 1 c T Y T / sar (12) = 1 53

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi Ng-Perron MZ α ve MZ olarak adlandırılan birim kök eslerinde emel hipoez birim kökün varlığı iken MSB ve MPT birim kök eslerinde ise emel hipoez birim kökün yokluğu hipoezidir. Buna göre hesaplanan MZ α ve MZ es isaisiklerinin Ng-Perron (2001) arafından hesaplanan kriik değerlerden küçük olması durumunda birim kökün varlığını ifade eden emel hipoez reddedilemezken, hesaplanan MSB ve MPT es isaisiklerinin söz konusu kriik değerlerden küçük olması durumunda ise birim kökün yokluğunu ifade eden emel hipoez reddedilememekedir. Ng-Perron birim kök eslerinde ooregresif runcaion gecikme uzunluğu, Phillips-Perron eslerinde olduğu gibi oplam gözlem sayısının küp kökü ( T 1/ 3 ) olarak belirlenmekedir. İlk olarak reel devle gelirleri ( ln R ) ve reel devle harcamaları (ln GG ) değişkenlerinin enegre merebelerinin belirlenmesi amacıyla Ng-Perron birim kök esi uygulanmışır. Ng-Perron birim kök esi sonuçlarına ai sonuçlar ablo 1 de göserilmekedir. Tablo 1: Değişkenlerin Düzey Değerlerine Ai Ng-Perron Birim Kök Tesi Sonuçları Değişkenler MZ a MZ MSB MPT lnr -14.4136* -2.68407* 0.18622* 6.32503* lngg -4.54153* -1.41587* 0.31176* 19.3923* * %5 anlamlılık seviyesinde birim kökün varlığını gösermekedir. Birim kök eslerine ai kriik değerler Ng ve Perron (2001) Tablo 1 den alınmışır. 1/ 3 No: Ng-Perron birim kök esi için gecikme uzunluğu T 4 olarak belirlenmişir. Ng-Perron birim kök eslerine ai sonuçların yer aldığı ablo 1 den de anlaşılacağı üzere, %5 anlamlılık seviyesinde MZ α ve MZ esleri için hesaplanan isaisik değerleri Ng- Perron (2001) arafından hesaplanan kriik değerlerden küçük olduğu için emel hipoez olan birim kökün varlığı hipoezi reddedilememekedir. Diğer arafan %5 anlamlılık seviyesinde MSB ve MPT esleri için hesaplanan isaisik değerlerinin, Ng ve Perron (2001) arafından hesaplanan kriik değerlerden büyük olması durumunda emel hipoez olan birim kökün yokluğu hipoezi reddedilmekedir. Bu sonuçlara göre reel devle gelirleri (ln R ) ve reel devle harcamaları (lngg ) değişkenlerinin düzey değerlerinde durağan olmadıkları sonucuna ulaşılmışır. Reel devle gelirleri ( ln R ) ve reel devle harcamaları (lngg ) değişkenlerinin düzeyde durağan olmadıklarının espi edilmesiyle, söz konusu değişkenlerin 1. farkları 54

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 alınarak Ng-Perron birim kök esi ekrar uygulanmışır. Bu değişkenlerinin 1. farklarına uygulanan Ng-Perron birim kök esi sonuçları ablo 2 de göserilmekedir. Tablo 2: Değişkenlerin 1.Farklarına Ai Ng-Perron Birim Kök Tesi Sonuçları Değişkenler MZ a MZ MSB MPT lnr -28.7251* -3.78978* 0.13193* 0.85295* lngg -19.7199* -3.13916* 0.15919* 1.24561* * %5 anlamlılık seviyesinde birim kökün yokluğunu gösermekedir. Birim kök eslerine ai kriik değerler Ng ve Perron (2001) Tablo 1 den alınmışır. 1/ 3 No: Ng-Perron birim kök esi için gecikme uzunluğu T 4 olarak belirlenmişir. Reel devle gelirleri (ln R ) ve reel devle harcamaları (lngg ) değişkenlerinin 1. farklarına ai Ng-Perron birim kök esi sonuçlarına göre bu değişkenlerin 1. merebeden durağan I (1) değişkenler olduğu sonucuna ulaşılmışır. Bu değişkenler arasında Quinos un da (1995) beliriği gibi koenegre ilişkinin varlığının araşırılabilmesi için gerekli ilk şar sağlanmış bulunmakadır. Mali poliikaların sürdürülebilirliğinin analiz edildiği çalışmada, ele alınan 1987:1 2007:3 döneminde Türkiye de ve dünyada meydana gelen ekonomik krizlerin poliika değişikliklerine neden olduğu bilinmekedir. Uygulamalı çalışmalarda değişkenlere ai veriler muhemel yapısal kırılmalardan ekilendiği için kullanılan eslerin doğru sonuçlar vermediği bilinmekedir. Bu nedenle poliika değişiklikleri ve krizler dikkae alınarak söz konusu yapısal kırılmaların varlığı Bai ve Perron (1998, 2003a) arafından gelişirilen çoklu yapısal kırılma esi ile belirlenecekir. Bai-Perron yöneminin en önemli özelliği, kırılma zamanının bilinmediği durumlarda kırılma sayısının espiinde özelden genele doğru bir sraeji izlenerek her bir kırılmanın uarlı bir şekilde belirlenebilmesidir (Eseve ve Requena, 2006: 119). Bai ve Perron, haa kareler oplamının global minimum değerlerini elde edilen ekili bir algorima gelişirmişlerdir. Bu algorima dinamik programlama emeline dayanmaka ve her bir kırılma nokası için En Küçük Kareler yönemini gerekirmekedir (Barışık ve Çevik, 2008: 13). Bai-Perron çoklu yapısal kırılma esinde kullanılan ve m ade kırılma ( m + 1 rejim) dikkae alınarak oluşurulan çoklu regresyon modeli aşağıda göserildiği gibidir (Bai ve Perron, 1998: 49). y = x β + z δ + u = T 1 + 1,..., T j = 1,..., m (13) j j j 55

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi (13) numaralı modelde yer alan y bağımlı değişkeni x ve z sırasıyla ( p 1) ve ( q 1) boyulu bağımsız değişken vekörlerini gösermekedir. T,,,,,,, 1 T m ise bilinmeyen kırılma nokalarını ifade emekedir. Bai ve Perron çoklu yapısal kırılmanın esinin emel amacı, bilinmeyen regresyon kasayılarının ( β, δ1,..., δ j ) ve kırılma nokalarının ( T 1 + 1,..., T ) birlike ahmin edilmesidir. j j Bai ve Perron kırılma sayısının belirlenmesinde aşağıdaki esleri önermişlerdir (Rubio-Roldan-Eseve, 2008: 1611): Sıfır hipoezin kırılmanın olmadığını, alernaif hipoezin ise k kadar kırılmanın varlığını ifade eden F ( ) sup T k isaisiği, Sıfır hipoezin kırılmanın olmadığını, alernaif hipoezin bilinmeyen sayıda kırılmanın varlığını ifade eden UD max ve WD max esleri, Sıfır hipoezin l ade kırılmanın, alernaif hipoezin ise l + 1 ade kırılmanın varlığını ifade eden ardışık (sequenial) sup F ( l 1/ l) T + esidir. Bai ve Perron (2003a) kırılma sayısının belirlenmesinde kullanılan es isaisiklerinden ilk olarak sup F T ( k ), UD max ve WD max isaisiklerine bakılması gerekiğini ve isaisiklerin anlamlı olmasının en az bir kırılmanın varlığını ifade emesinden dolayı daha fazla sayıda kırılmanın sınanması için sup F ( l 1/ l) alınmasını önermişlerdir. T + es isaisiğinin dikkae Bai-Perron çoklu yapısal kırılmanın sınanmasında kullanılan (13) numaralı denklemden harekele kırılma sayısının belirlenmesinde üç ade bilgi krieri bulunmakadır. Bu bilgi krierlerinden ilki Yao (1988) arafından gelişirilen Bayesian Bilgi Krieri (BIC), ikincisi Liu, Wu ve Zidek (1994) arafından gelişirilen ve Schwarz bilgi krierinin modifiye edilmiş hali olan LWZ krieri ve sonuncusu ise Bai-Perron (BP) arafından gelişirilen ardışık (sequenial) bilgi krieridir ( sup F ( l 1/ l) T + ) (Bai and Perron, 2003a: 15). Bai ve Perron (2003a) bu esler için oluşurulan asimpoik eorinin rend içermeyen değişkenler için oluşurulduğunu belirmişlerdir. Trend içeren veri durumunda farklı bir asimpoik dağılımın kullanıldığını, bununla beraber her iki durum için oluşurulan asimpoik dağılımların özelliklede kriik değerlerin yer aldığı kuyruk için birbirine oldukça benzer olduğunu espi emişlerdir. Bundan dolayı Bai-Perron arafından gelişirilen kriik değerler 56

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 değişkenlerin rend içermesi durumunda dahi güvenle kullanıla bilinmekedir (Pazarlıoğlu ve Çevik, 2007: 18). Çalışmanın yapıldığı dönemde; 1991 yılında Körfez savaşının, 1994 yılında alınan edbirlerin, 1997 yılında Asya krizinin, 2001 yılında ekonomik krizin ve 2003 yılında alınan edbirlerin yapısal değişmeye neden olabileceği düşünülerek maksimum kırılma sayısı 5 olarak belirlendiken sonra Bai-Perron çoklu kırılma esi uygulanmakadır. Bu esin sonucunda yapısal kırılmalar (poliika değişiklikleri) espi edilmeke olup, uygulanan Bai- Perron çoklu yapısal kırılma esine ai sonuçlar ablo 3 e göserilmişir. Tablo 3: Bai-Perron Çoklu Yapısal Kırılma Tesi Sonuçları Spesifikasyon y = {lnr } z = {1, lngg } q = 2 p = 0 h = 12 M = 5 ε = 0.15 Tesler supf (1) supf (2) supf (3) supf (4) supf (5) UD max WD max 0.0002 1413.3971* -38.6164* -58.8946* 349.2458* 1413.3971* 1662.7349* supf (2\1) supf (3\2) supf (4\3) supf (5\4) 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Ardışık (Sequenial) 0 BIC 3 LWZ 1 Bilgi Krierlerine Göre Seçilen Kırılma Sayısı Kırılma Tarihleri (BIC) 1994Q1 2000Q4 2004Q3 2003Q2 Kırılma Tarihleri (LWZ) *%5 anlamlılık seviyesinde emel hipoezin reddedildiğini gösermekedir. sup F T ( k ), UD max, WD max ve sup F ( l + 1/ l) eslerine ai kriik değerler Bai ve Perron (2003b) dan alınmışır. T No: y, bağımlı değişkeni, z, rejimler bazında değişen bağımsız değişkenleri, q, rejimler bazında değişen bağımsız değişken sayısını, p, rejimler bazında değişmeyen bağımsız değişken sayısını, h herhangi bir rejimdeki minimum gözlem sayısını, M, maksimum kırılma sayısını ifade emekedir. Bai-Perron çoklu yapısal kırılma esi kullanılarak mali poliikaların sürdürülebilir olup olmadığının analizi çerçevesinde 7 numaralı model ele alınmış ve söz konusu modelden 57

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi harekele ln R ve lngg değişkenleri arasındaki ilişkide gözlem dönemi boyunca meydana gelen yapısal kırılmalar (poliika değişiklikleri) belirlenmeye çalışılmışır. Tablo 3 e görülen Bai-Perron esi sonuçları incelendiğinde F ( ) sup T k eslerine göre emel hipoez olan yapısal kırılma yokur hipoezi 2, 3, 4 ve 5 kırılma için %5 anlamlılık seviyesinde reddedilmişir. Diğer arafan UD max ve WD max esleri emel hipoez olan yapısal kırılma yokur hipoezine karşı en az 1 kırılmanın varlığı %5 anlamlılık seviyesinde reddedilememekedir. Son olarak sup F ( l 1/ l) T + eslerine ai sonuçlara dayanılarak 2 yapısal kırılma 1 yapısal kırılmaya karşı, 3 yapısal kırılma 2 yapısal kırılmaya, 4 yapısal kırılma 3 yapısal kırılmaya karşı ve 5 yapısal kırılma 4 yapısal kırılmaya karşı reddedilmekedir. Uygulanan esler ve kırılma sayısının espiinde kullanılan BIC, LWZ ve ardışık (sequenial) bilgi krierleri opluca dikkae alındığında sonuçlar 1 kırılmanın varlığına işare emekedir. Belirlenen kırılma arihi ise 2003 yılının 2. çeyreği olup Mar ayında alınan edbirlerin yapısal değişmeye neden olduğu düşünülmekedir. Bu kırılmanın varlığı reel devle gelirleri ile reel devle harcamaları arasındaki ilişki için iki farklı rejimin diğer bir ifadeyle iki farklı dönemin varlığını ifade emekedir. Kırılma arihi dikkae alınarak gözlem dönemi, kırılma sayısının bir fazlası kadar farklı rejime ayrılarak değişkenler arasındaki koenegre ilişki belirlenen al dönemlerde de incelenmekedir. Çalışmanın son aşamasında değişkenler arasında koenegre ilişkinin araşırılmasında Sock-Wason-Shin koenegrasyon analizi uygulanmakadır. Küçük örneklerde kullanılabilen, bağımsız değişkenlerin farklarının gecikmeli değerlerini içeren, Sock-Wason (1993) arafından önerilen Dinamik En Küçük Kareler (DOLS) ahmin yönemi bağımsız değişkenlerdeki içsellik ve ookorelasyonun varlığı durumunda güçlü (robus) ahminler üremekedir (Eseve ve Requena, 2006: 118). Bu yönem aslında (7) numaralı eşilike belirilen denklemin çözümüne dayanmakadır. q ln R = α + α + β ln GG + γ ln GG + v 0 1 i i i= q (14) DOLS yönemi ile uzun dönem denkleminin ahmininden sonra ikinci aşamada değişkenler arasındaki koenegre ilişki Shin (1994) arafından gelişirilen es kullanılarak araşırılmakadır. Bu es KPSS birim kök esinin uygulanmasıyla benzerlik gösermekedir (Eseve ve Marinez-Zahonero, 2007: 273). DOLS yönemi kullanılarak ahmin edilen (14) numaralı denklemin haa erimleri için KPSS birim kök esi kullanılarak ai iki farklı LM es 58

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 isaisiği hesaplanmakadır. Bu es isaisiklerinden ilki C µ olarak ifade edilen (14) numaralı denklemde rend değişkeninin bulunmadığı diğer bir ifadeyle α 1 = 0 olduğu durumda hesaplanan es isaisiğidir. İkincisi ise (14) numaralı denklemde rend değişkeninin bulunduğu durumda diğer bir ifadeyle α1 0 olduğu durumda hesaplanan C τ es isaisiğidir. Analiz sonucunda elde edilen değerler Shin (1994) arafından hesaplanan kriik değerler ile karşılaşırılmakadır. Bu es isaisiklerinden C µ emel hipoez olan deerminisik koenegrasyon ilişkisinin varlığı hipoezinin alernaif hipoez olan deerminisik koenegrasyonun yokluğuna karşı es edilmesinde kullanılan es isaisiği iken, C τ es isaisiği emel hipoez olan sokasik koenegre ilişkinin varlığını alernaif hipoez olan sokasik koenegre ilişkinin yokluğu hipoezine karşı sınamakadır. (14) numaralı denklemde yer alan q gecikme uzunluğu Sock ve Wason (1993) arafından belirildiği üzere gözlem sayısının küp kökü ( T 1/3 ) olarak belirlenmekedir. Reel devle gelirleri (ln R ) ve reel devle harcamaları (lngg ) değişkenlerinin Ng- Perron birim kök esi sonuçlarına göre 1. merebeden durağan I (1) değişkenler olduğu espi edildiken sonra, büçe poliikalarının poliikaların sürdürülebilir olup olmadığı bu değişkenler arasındaki koenegre ilişkinin belirlenmesi ile mümkün olabilmekedir. Bu nokadan harekele ln R ve ln GG değişkenleri arasındaki koenegrasyon ilişkisi, 1987:1 2003:2 ve 2003:3 2007:3 al dönemleri ile üm gözlem dönemi için Sock-Wason (1993) arafından gelişirilen DOLS yönemine dayanan ve Shin (1994) arafından gelişirilen es kullanılarak ayrı ayrı araşırılmakadır. 14 numaralı modelde göserilen rend değişkeninin isaisiksel olarak anlamsız olması nedeniyle DOLS yönemi sadece deerminisik koenegrasyon ( α 1 = 0) dikkae alınarak uygulanmışır. Uygulanan Sock-Wason ve Shin koenegrasyon analizine ai sonuçlar ablo 4 e göserilmişir. Tablo 4 e göserilen sonuçlar dikkae alındığında deerminisik koenegrasyon olarak ifade edilen koenegrasyon analizinde, üm dönem olarak ifade edilen 1987:1 2007:3 dönemi için hesaplanan C µ es isaisiğinin %5 anlamlılık seviyesinde kriik değer olan 0.314 değerinden küçük olması nedeniyle emel hipoez olan koenegrasyon ilişkisinin varlığı hipoez reddedilememişir. Buna göre reel vergi gelirleri ile reel kamu harcamaları değişkenlerinin koenegre olması ve hesaplanan β kasayısının %5 anlamlılık seviyesinde 0 dan farklı olması sonucu söz konusu dönem için mali poliikaların sürdürülebilir olduğunun 59

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi gösergesidir. Söz konusu sürdürülebilirliğin güçlü sürdürülebilir veya zayıf sürdürülebilir olup olmadığının espii için β kasayısının 1 e eşi olup olmadığı Wald esi ile sınanmış ve hesaplanan W DOLS isaisiğinin %5 anlamlılık seviyesinde 1 serbeslik dereceli 2 χ ablo değeri olan 3.841 değerinden büyük olması sonucunda güçlü sürdürülebilirliğin gösergesi olan β = 1 emel hipoezi reddedilmişir. Yapısal kırılmanın dikkae alınmadığı durumda üm gözlem dönemi olan 1987:1 2007:3 dönemi için mali poliikaların zayıf sürdürülebilir olduğu anlaşılmışır. Tablo 4: Sock-Wason-Shin Koenegrasyon Tesi Sonuçları Deerminisik Tüm Dönem Rejim 1 Rejim 2 Koenegrasyon 1987:1 2007:3 1987:1 2003:2 2003:3 2007:3 Paramere Tahminleri α 0 0.18997 0.9209 2.88883 β 0.92545* 0.83664* 0.65372* Koenegrasyon Tesi C µ 0.14986** 0.09770** 0.21013** W DOLS 43.33418*** 1058.34691*** 5.9431*** * %5 anlamlılık seviyesinde 0 dan farklılığı, ** %5 anlamlılık seviyesinde emel hipoez olan koenegrasyon ilişkisinin varlığının reddedilemediğini, *** %5 anlamlılık seviyesinde W DOLS esi için emel hipoezin reddedildiğini ifade emekedir. No: Sock-Wason koenegrasyon esinde gecikme uzunluğu üm dönem ve ilk rejim için q 4, ikinci rejim için ise q 2 olarak alınmışır. C µ, deerminisik koenegrasyon ilişkisini araşıran, DOLS yönemi kullanılarak elde edilen haa erimlerine uygulanan Shin (1994) esine ai LM es isaisikleridir. C µ es isaisiğinin karşılaşırıldığı kriik değerler, Shin (1994) den alınmış olup %5 anlamlılık seviyesinde deerminisik koenegrasyon ( C µ ) için 0.314 ür. W DOLS olarak göserilen Wald esi ise ahmin edilen β kasayılarının emel hipoez olan kasayının 1 e eşi olduğunun araşırılmasında kullanılmışır. Yapısal kırılmanın dikkae alındığı durumda ise 2003:2 döneminde belirlenen yapısal kırılma doğrulusunda gözlem döneminin 2 farklı rejime ayrılması ile ilk rejim dönemi olan 1987:1 2003:2 döneminde ise hesaplanan C µ es isaisiğinin %5 anlamlılık seviyesinde kriik değer olan 0.314 değerinden küçük olması nedeniyle emel hipoez olan koenegrasyon ilişkisinin varlığı hipoez reddedilememişir. β kasayısının da %5 anlamlılık seviyesinde 0 dan farklı olmasıyla ilk rejim dönemi olan 1987:1 2003:2 dönemi için mali poliikaların 60

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 sürdürülebilir olduğunun sonucuna ulaşılmışır. Söz konusu dönem için hesaplanan W DOLS isaisiği sonucunda emel hipoez olan β = 1 in %5 anlamlılık seviyesinde reddedilmesi ile bu dönem için de mali poliikaların zayıf sürdürülebilir olduğu sonucuna ulaşılmışır. Deerminisik koenegrasyon ilişkisinin sınanmasında son olarak ikinci rejim dönemi olan 2003:3 2007:3 dönemi için reel vergi gelirleri ve reel kamu harcamaları değişkenlerinin %5 anlamlılık seviyesinde koenegre olması ve β kasayısının da %5 anlamlılık seviyesinde 0 dan farklı olması 2003:3 2007:3 dönemi için mali poliikaların sürdürülebilir olduğunu gösermeke, hesaplanan W DOLS isaisiğinin 1 serbeslik dereceli 2 χ ablo değeri olan 3.841 değerinden büyük olması nedeniyle emel hipoez olan β = 1 in %5 anlamlılık seviyesinde reddedilmesi ikinci rejim dönemi olan 2003:3 2007:3 döneminde de mali poliikaların zayıf sürdürülebilir olduğunu gösermekedir. 5. Sonuç Türkiye ekonomisi incelendiğinde büçe açıklarının hızlı bir arış rendinde olduğu görülmekedir. Bu sebeple büçe açığının gelecek dönemlerde gelir fazlası ile karşılanabilir durumda olup olmadığı, yani uygulanan büçe poliikalarının sürdürülebilirliği analiz edilmelidir. Sürdürülebilirlik gösergelerinden biri olan dönemler arası borçlanma kısıının sağlanması büçe açığının uzun dönemde sürdürülebilir olduğunu, bu kısıın sağlanamaması ise büçe açığının sürdürülemez olduğunu ve uygulanan poliikalarının değişmesi gerekiğini gösermekedir. Bu çalışmada, 1987:1 2007:3 dönemi için Türkiye de dönemler arası borçlanma kısıı varsayımı alında büçe açığının uzun vadede gelir fazlası ile karşılanarak sürdürülebilir olup olmadığı incelenmişir. Hakkio-Rush (1991) ve Quinos (1995) arafından gelişirilen koenegrasyon analizine dayalı yönem kullanılmış ve faiz ödemelerini içeren devle gelirleri ile devle harcamaları arasındaki koenegre ilişki es edilerek büçe açığının sürdürülebilirliği araşırılmışır. İlk olarak belirilen iki değişkenin durağanlıkları Ng-Perron esi ile araşırılmış ve durağan olmadıkları sapanan bu serilerin birinci farklarının durağan olduğu espi edilmişir. Analizin yapıldığı yıllar, uygulanan ikisadi poliikalarda önemli değişmelerin bulunduğu dönemler olduğu için Bai-Perron arafından gelişirilen çoklu kırılma esi uygulanmış olup, 2003 yılının ikinci çeyreğinde bir kırılma sapanmışır. 2003 yılının Mar ayında alınan 61

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi edbirlerin devle gelirlerinde arış ile devle harcamalarında azalma öngörerek büçe dengesinde asarruf planlamasının ve dolayısıyla uygulanan ekonomik poliikalarda değişiklik yapılmasının bu kırılmaya neden olduğu düşünülerek üm gözlem dönemi iki ayrı al döneme ayrılmışır. Son olarak üm gözlem dönemi ve iki ayrı al dönem için Sock-Wason-Shin koenegrasyon esi kullanılarak değişkenler arasında koenegre ilişkinin varlığı espi edilmişir. β kasayısı için yapılan Wald esi ( W DOLS ) sonucunda üm dönem ve al dönemler için büçe açığının zayıf sürdürülebilir olduğu sonucuna ulaşılmışır. Elde edilen kasayıların birden küçük olması sürdürülebilirliğin zayıf da olsa sağlandığını gösermiş olmasına rağmen, ileride bir akım sorunlar olabileceğini ve bu nedenle de mevcu poliikalarda bir akım değişiklikler yapılması gerekebileceğini gösermekedir. Ülkemizde uzun yıllar genelde arış rendinde olan büçe açığının, devle harcamalarının gelirlerinden daha fazla gerçekleşmesine bağlı olduğu bilinmekedir. Ele alınan dönemde zayıf sürdürülebilirliğin gerçekleşmesi sonucu, devlein gelirlerinden daha fazla harcama yapması nedeniyle, sürdürülebilirlik durumunu devam eirememe riski olduğunu ve borç ödemelerini sağlamak amacıyla alacağı borçlar için de daha yüksek oranlarda faiz ödemek zorunda kalacağını gösermekedir. Dolayısıyla, son yıllarda gerçekleşen büçe açığının en önemli nedeninin borç faizleri olduğu, bu faizlerin ödenebilmesinin ve borç soklarının azalılabilmesinin ise faiz dışı fazlanın uzun dönemde arış gösermesine bağlı olduğu sonucu oraya çıkmakadır. Niekim büçe açıklarının faizler nedeniyle giderek yükselmesi sonucunda sıkı maliye poliikaları uygulanmaya başlanmış ve son yıllarda önemli mikarlarda faiz dışı fazlalar elde edilmişir. Ancak yapılan analiz sonucunda zayıf sürdürülebilirliğin gerçekleşmesi faiz dışı fazlada arış sağlanmasının, ek başına büçe açığının sürdürülebilir olmasını sağlamaya yeerli olmadığını gösermekedir. Borç soklarının azalılmasında faiz dışı fazlanın arışının yanı sıra ayrıca milli gelirin büyümesi ve faiz ödemelerinin de daralılması gerekmekedir. Bu durumda mali disiplinin sağlanması amacıyla gelir arırıcı veya gider azalıcı poliikalar izlenmeli ya da her iki poliikanın da birlike kullanılabileceği ekin edbirler alınmalıdır. 62

Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 KAYNAKÇA Bai, J. ve Perron, P. (1998), Esimaing and Tesing Linear Models wih Muliple Srucural Changes, Economerica, 66, ss. 47 78. (2003a), Compuaion and Analysis of Muliple Srucural Change Models, Journal of Applied Economerics, 18, 1 22. (2003b), Criical Values for Muliple Srucural Change Tess, Economerics Journal, 6, ss. 72 78. Bajo-Rubio, O., Díaz-Roldán, C., ve Eseve, V. (2008), Us Defici Susainabiliy Revisied: A Muliple Srucural Change Approach, Applied Economics, 40:12, ss. 1609-1613. Barışık, S. ve Çevik, E., İ. (2008), İşsizlike Hiseri Ekisi: Uzun Dönem Hafıza Modelleri, Kamu-İş, 9-4, ss. 1-36. Eseve, V. ve Requena, F. (2006), A Coinegraion Analysis of Car Adverising and Sales Daa in he Presence of Srucural Change, In. J. of he Economics of Business, 13-1, ss. 111-128. Eseve, V. ve Marinez-Zahonero, J. L. (2007), Tesing he Long-Run Relaionship beween Healh Expendiures and GDP in he Presence of Srucural Change: The Case of Spain, Applied Economic Leers, 14, ss. 271-276. Günaydın, E. (2003), Analysing he Susainabiliy of Fiscal Deficis in Turkey, Hazine Dergisi, 16, ss. 1-14. Hakkio, C. S. ve Rush, M. (1991), Is he Budge Defici Too Large?, Economic Inquiry, ss. 429-445. Hamilon, J. D. ve Flavin, M. A. (1986), On he Limiaions of Governmen Borrowing: A Framework for Emprical Tesing, The American Economic Review, 76: 4. ss. 808-819. Liu, P. ve Tanner, E. (1995), Ineremporal Solvency and Breaks in he Us Defici Process: A Maximum- Likelihood Co-Inegraion Approach, Applied Economics Leers, 2: 7. ss. 231-235. Ng, S. ve Perron, P. (2001), Lag Lengh Selecion and he Consrucion of Uni Roo Tess wih Good Size and Power, Economerica, 69, ss. 1529 1554. Özmen, E. ve Koğar, Ç. İ. (1998), Susainabiliy of Budge Deficis in Turkey wih a Srucural Shif, METU Sudies in Developmen, 25: 1. ss.107-127. Pazarlıoğlu, V. ve Çevik, E., İ. (2007), Verimlilik, Ücreler ve İşsizlik Oranları Arasındaki İlişkinin Analizi: Türkiye Örneği, 8. Türkiye Ekonomeri ve İsaisik Kongresi 24-25 Mayıs 2007 İnönü Üniversiesi Malaya, ss. 1-21. Quinos, C. E. (1995), Susainabiliy of he Defici Process wih Srucural Shifs, Journal of Business and Economic Saisics, 13, ss. 409 417. Saaçi, M. Y. (2007), Türkiye de Büçe Açıkları ve Finansman Şekilleri, Büçe Dünyası, 2: 26, ss. 91-101. Sevükekin, M. ve Nargeleçekenler, M. (2006), İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında Geiri Volailiesinin Modellenmesi ve Önraporlanması, Ankara Üniversiesi SBF Dergisi, 61-4, ss. 243-265. (2007), Ekonomerik Zaman Serileri Analizi, Nobel Yayın, 2. bs., Ankara. Shin, Y. (1994), A Residual-Based Tes of he Null of Coinegraion Agains he Alernaive of No Coinegraion, Economeric Theory, 10, ss. 91 115. 63

Türkiye Ekonomisinde Büçe Açığının Sürdürülebilirliğinin Analizi Sock, J. H. ve Wason, M. W. (1993), A Simple Esimaor of Coinegraing Vecors in Higher Order İnegraed Sysems, Economerica, 61, ss. 783 820. Wu, J-L. (1998), Are Budge Deficis Too Large?: The Evidence from Taiwan, Journal of Asian Economics, 9: 3. ss. 519-528. 64