ÇEVRESEL KUZNETS EĞRİSİ HİPOTEZİ: TÜRKİYE İÇİN EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK ANALİZİ

Doğuş Üniversitesi Dergisi, 17 () 016, 177-194 ÇEVRESEL KUZNETS EĞRİSİ HİPOTEZİ: TÜRKİYE İÇİN EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK ANALİZİ THE ENVIRONMENTAL KUZNETS CURVE HYPOTHESIS: COINTEGRATION AND CAUSALITY ANALYSIS FOR TURKEY Fuat LEBE Adıyaan Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölüü flebe@adiyaan.edu.tr Geliş/Received: 3-1-015, Kabul/Accepted: 04-04-016 ÖZ: Bu çalışanın aacı, Türkiye nin 1960-010 dönei için Çevresel Kuznets Eğrisi (EKC) hipotezinin geçerliliğini test etektir. Değişkenler arasındaki ilişki ARDL sınır testi ile Granger nedensellik testiyle araştırılıştır. Analiz sonucu, EKC hipotezinin Türkiye için geçerli olduğu ve özellikle enerji tüketii (EC), finansal gelişe (FD) ve dışa açıklığın (OP) karbondioksit (CO ) eisyonunu arttırdığı tespit ediliştir. Nedensellik testi sonucuna göre, kısa dönede FD den CO eisyonuna, EC ye ve GDP ye doğru tek yönlü nedensellik belirleniştir. Uzun dönede ise CO eisyonu ile EC, CO eisyonu ile ekonoik büyüe (EG) ve CO eisyonu ile FD arasında feed-back (geri-beslee) hipotezini doğrulayan bulgular elde ediliştir. Anahtar Kelieler: Çevresel Kuznets Eğrisi; CO Eisyonu; Finansal Gelişe; Dışa Açıklık; ARDL Sınır Testi ABSTARCT: The ai of study exaines the validity of the Environental Kuznets Curve (EKC) hypothesis in Turkey between the years of 1960 and 010. The relationship aong variables were researched by ARDL bound test and Granger causality analysis. As the result of analysis it is stated that the EKC hypothesis is valid for Turkey and especially energy consuption (EC), financial developent (FD) and openness (OP) have an increasing effect on CO eission. As a result of causality test, unidirectional causality fro FD to CO eission, EC and EG have been found in short ter. Findings which confir the feed-back hypothesis between CO eission and EC, CO eisson and EG, CO eission and FD variables have been obtained in long ter. Keywords: Environental Kuznets Curve; CO Eissions; Financial Developent; Openness; ARDL Bounds Test JEL Classifications: C3, Q43, Q53, Q56 1. Giriş Ekonoik büyüe ve çevre ilişkisi iktisatçıların son yıllarda üzerinde önele durduğu bir konudur. Küresel ısına, hava kirliliği, artan doğal kaynak kullanıı, CO eisyonu gibi çevresel sorunların etkileri özellikle 1990 lı yıllardan itibaren iyice hissedilesiyle beraber uluslararası platforlarda ekonoik büyüe alanında çevre ve enerji hususları birincil derecede öneli hale geliştir. Bu nedenle günüüzde uluslararası alanda çevre sorunları teel gündei oluşturaktadır. Bu alanda Kuznets (1955) in çalışası öneli bir yere sahiptir.

178 Fuat LEBE Kuznets (1955) ekonoik büyüe ile gelir dağılıındaki eşitsizlik arasında bir ilişki olduğunu ortaya koyuştur. Araştıracı söz konusu çalışasında, ekonoik büyüe ve gelişeye bağlı olarak kişi başı illi gelir iktarının arttığı, ancak ekonoik gelişenin ilk safhasında gelir eşitsizliğinin de artakta olduğunu tespit etiştir. Çünkü sanayileşe ile birlikte bu faaliyetten ilk olarak gelir artışına sahip olanların servet ve seraye birikilerinin artası, zengin ve servet sahibi olanları daha zengin olasına yol açakta ve bu duru gelir eşitsizliği de beraberinde getirektedir. Artan bu gelir eşitsizliğinin ekonoik gelişenin deva etesine bağlı olarak belirli bir dönü noktasından sonra azalaya başladığı ve değişi seyrinin ters-u biçiinde olduğu ileri sürülüştür (Kuznets, 1955: 14). Gelir dağılıı ile gelir düzeyi arasındaki ters-u yu andıran bu ilişki, Çevresel Kuznets Eğrisi (Environental Kuznets Curve- EKC) nin doğuşuna zein hazırlaıştır. Bu konu 1990 larda çevreye uyarlanıp, kişi başı gelir ile çevre kalitesi arasındaki ilişkiye dayalı olarak bazı çalışalarda yeniden ele alınıştır (Grossan ve Krueger, 1991, 1995; Shafik, 1994; Panayotou, 1993: Seldon ve Song 1994). Bu çalışalarda, çevresel kirlilik düzeyinin ekonoik büyüe sürecinde önce arttığı, daha sonra azaldığı ve dolayısıyla kişi başına düşen gelir ile çevresel kirlilik düzeyi arasında ters-u şeklinde bir ilişki olduğu tespit ediliştir. Bu ilişki literatürde Çevresel Kuznets Eğrisi (EKC) hipotezi olarak adlandırılaktadır. EKC hipotezi, CO eisyonun belli bir gelir veya gelişişlik düzeyine kadar gelir artışıyla birlikte artacağını (ki buna ölçek etkisi), daha sonra yapısal ve teknolojik etkiyle bu gelir veya gelişişlik düzeyi arttıkça CO eisyonun artayacağını, aksine azalacağını ifade etektedir. İlk bakışta EKC hipoteziyle ilgili, ülkelerdeki CO eisyonu ile ekonoik büyüenin ilişkilendirildiği yönünde bir algı vardı. Ancak, ülkelerdeki CO eisyonu seviyesi sadece ekonoik büyüeye bağlı olarak değişez, aynı zaanda enerji tüketii, dışa açıklık ve finansal gelişe gibi etenlere de bağlıdır (Ang, 007; Zhang, 011; Sadorsky, 010; Öztürk ve Acaravcı, 013). Bu değişkenlerin analizlere katılasıyla EKC hipoteziyle ilgili daha tatin edici sonuçların elde edildiği görülektedir. Türkiye ekonoisi de, son yıllarda büyük bir yükseliş trendine giriş olup Türkiye nin enerji talebi de gün geçtikçe artış gösterektedir. Bu duru beraberinde fosil yakıtların ağırlıkta olduğu Türkiye gibi gelişekte olan ülkelerde CO eisyonu seviyesinde artışa yol açaktadır. Enerji Tabi Kaynaklar Bakanlığı (ETKB) verilerine göre, Türkiye de topla enerji tüketii içinde fosil enerji kaynaklarının payı 013 yılı için % 87.9 olduğu görülektedir. Dolayısıyla Türkiye enerji ihtiyacının büyük bir kısını fosil kaynaklardan sağlaaktadır. Bu duru Türkiye için he çevre açısından he de enerjide dışa bağılılık 1 yönünden sorun teşkil etektedir. Günüüzde küresel düzeyde topla CO eisyonunun % 60 ının fosil yakıt kullanıından kaynaklandığı (Meng ve Niu, 011) göz önüne alındığında, bu konuya daha fazla ağırlık verilesi gerektiği söylenebilir. Türkiye için EKC hipotezini ele alan çalışalar evcuttur (Başar ve Teurlenk, 007; Atıcı ve Kurt, 007; Akbostancı, Türüt-Aşık ve Tunç, 009; Halicioglu, 009; Öztürk ve Acaravcı, 010, 013). Ancak, bu çalışaların heen heen hepsinin ele aldıkları değişkenler itibariyle dar kapsada kaldığı söylenebilir. Özellikle, enerji tüketii, dışa açıklık ve finansal gelişe gibi değişkenlerin analizlere katılasıyla EKC hipoteziyle ilgili daha tatin edici sonuçların elde edildiği göz önüne alındığında (Ang, 007; Zhang, 011; Sadorsky, 010), yerli çalışaların oldukça yetersiz olduğu ifade edilebilir (Öztürk ve 1 Türkiye enerji ihtiyacının % 4 ünü yerli kaynaklarla karşılarken, bu ihtiyacın % 76 sında dışa bağılı durudadır (ETKB, 015).

Çevresel Kuznets Eğrisi Hipotezi: Türkiye İçin Eşbütünleşe ve Nedensellik Analizi 179 Acaravcı, 013 hariç). Dolayısıyla, bu çalışada Türkiye de finansal gelişe ve dışa açıklık gibi kontrol değişkenleri ile CO eisyonu arasındaki ilişki ele alınarak bu alandaki boşluk giderileye çalışılacaktır. Bu yönüyle çalışaız, literatürdeki yerli çalışalardan ayrılaktadır. Çalışaız beş bölüden oluşaktadır. Giriş niteliğindeki bu bölüün ardından ikinci bölüde konuyla ilgili literatür veriliş, üçüncü bölüde araştırada kullanılacak veriler ve odellerin yapısının yer aldığı çalışanın etodolojisi ortaya konuştur. Tahin sonuçları dördüncü bölüde sunuluştur. Beşinci bölüde ise sonuç ve öneriler kısına yer veriliştir.. Literatür Literatürde, çevresel kirlene ile ekonoik büyüe arasındaki ilişkiyi konu alan birçok apirik çalışa evcuttur. Bu çalışaların özellikle son yıllarda hızlı bir artış eğiliinde olduğu görülektedir. Çevresel kirlene ile ekonoik büyüe arasındaki ilişkiyi ele alan literatürdeki apirik çalışaları iki gruba ayırabiliriz. Birinci grubu çevresel kirlilikle ile ekonoik büyüe arasında ilişkiyi Türkiye ekonoisi dışında başka ülke veya ülke grupları için ele alan çalışalar oluşturaktadır. Bu çalışalardan bazıları söz konusu ülke(ler) için ters-u şeklinde bir ilişkinin olduğunu (yani, EKC hipotezini) doğrulayan bulgular elde etişlerdir (Panayotou, 1997; Antle ve Heidebring, 1995; Bradford, Schlıeckert ve Shore, 000; Bhattarai ve Haig, 001; Rupasingha, Goetz, Debertin ve Pagoulatos, 004; McPherson ve Nieswiadoy, 005; Jalil ve Feridun, 011; Pao ve Tsai, 011; Shahbaz, Lean ve Shabbir, 01; Shahbaz, Mutascu ve Azi, 013; Shahbaz, Uddin, Rehan ve Iran, 014). Bu konudaki ilk apirik çalışa olan Grossan ve Kreuger (1991) çalışası NAFTA ülkeleri için yapılıştır. Araştıracılar çalışalarında hava kirliliği ile ekonoik büyüe arasındaki ilişkiyi yatay kesit analiziyle test etişlerdir. Grossan ve Kreuger (1995) çalışalarında ise, ilk çalışalarını genişleterek hava kirliğinin yanında su kirliliğini de katış olup, 14 farklı değişkenle kişi başı gelir arasındaki ilişkiyi tekrar analiz etişlerdir. Her iki çalışada da EKC hipotezini doğrulayan bulgular elde ediliştir. Ang (007) 1960-000 döneine ait yıllık verileri kullanarak CO eisyonu, gelir ve enerji kullanıı arasındaki ilişkiyi Fransa için araştırıştır. Çalışada Fransa için EKC ilişkisini destekleyen bulgular elde ediliş olup, enerji verilerinin analize dâhil edilesiyle daha tatin edici bir EKC ilişkisinin tespit edildiği vurgulanıştır. Pao ve Tsai (011) panel eşbütünleşe yaklaşıını kullanarak ekonoik büyüe ve finansal gelişenin çevre kirliliği üzerindeki etkisi BRIC (Brezilya, Rusya, Hindistan, Çin) ülkeleri için ele alışlardır. Bu çalışa Rusya (1997-007) hariç, diğer ülkelerin 1980-007 döneine ait verileri kullanılarak yapılıştır. Analiz sonuçları, EKC hipotezinin BRIC ülkeleri için geçerli olduğunu teyit etektedir. Nedensellik testi sonucu, ekonoik büyüe ile CO eisyonu ve ekonoik büyüe ile enerji tüketii arasında çift yönlü; enerji tüketiinden CO eisyonuna doğru tek yönlü güçlü bir nedensellik olduğu tespit ediliştir. Shahbaz ve diğerleri (01) Pakistan ın 1971-009 dönei için CO eisyonu, kişi başına düşen gelir, enerji tüketii ve açıklık arasındaki ilişkiyi eşbütünleşe (ARDL) ve nedensellik testleriyle analiz etişlerdir. Analiz sonucunda, EKC hipotezini destekleyen bulgulara ulaşılıştır. Shahbaz, Mutascu ve Azi (013), Roanya nın 1980-010 döneine ait verilerini kullanarak ekonoik büyüe, enerji tüketii ve CO eisyonu arasındaki ilişkiyi ARDL sınır testiyle araştırışlardır. ARDL sınır

180 Fuat LEBE testi sonucu, he kısa he de uzun dönede EKC hipotezinin Roanya için geçerli olduğu ortaya konuştur. Shahbaz ve diğerleri (014) elektrik tüketii, sanayileşe, ticari açıklık ve CO eisyonu arasındaki ilişkiyi Bangladeş in 1975-010 döneine ait çeyreklik verileri kullanarak araştırışlardır. Analiz sonucu, Bangladeş te EKC ilişkisini doğrulayan bulgular elde ediliştir. Nedensellik testi sonucu, elektrik tüketiinin; sanayileşe (endüstriyel büyüe), finansal gelişe ve CO eisyonun Granger nedeni olduğu tespit ediliştir. Diğer taraftan, Türkiye ekonoisinin ele alınadığı birinci grupta bulunan çalışalardan bazıları, söz konusu ülke veya ülke grupları için CO eisyonu ile gelir arasında EKC hipotezini ret eden bulgular elde etişlerdir (Roberts ve Gries, 1997; Carson, Jeon ve McCubbin, 1997; Seppala, Haukioja ve Kaivi-Oja, 001; Focacci, 003; Dietz ve Adger, 003; Bertinelli ve Strobl, 005; Richond ve Kaufann, 006; Fodha ve Zaghdoud, 010; He ve Richard, 010; Wang, Wu, Zhu ve Wei, 013). Bu çalışalardan Fodha ve Zaghdoud (010) Tunus un 1961-004 döneine ait verilerini kullanarak EKC hipotezini eşbütünleşe ve nedensellik testleriyle test etişlerdir. Analiz sonucunda, EKC hipotezinin geçerliliği ile ilgili herhangi bir bulguya ulaşılaıştır. Wang ve diğerleri (013) Çin in Guangdong eyaletinde CO eisyonu etkiyen faktörler 1980-010 döneine ait verilerle ele alınarak ortaya konulaya çalışılıştır. EKC hipotezi çerçevesinde analiz sonuçları ele alındığında Çin in Guangdong eyaletinin ters-u şeklindeki eğrisinin sol tarafında olduğu, yani EKC hipotezinin geçerli oladığı belirleniştir. İkinci grup çalışalarda ise, çevresel kirlilikle ile ekonoik büyüe arasında ilişkiyi Türkiye ekonoisi için ele alan çalışalar bulunaktadır. Bu çalışalardan bazıları CO eisyonu ile gelir arasında ters-u ilişkisini doğrulayan bulgular elde etişlerdir (Atıcı ve Kurt, 007; Halicioglu, 009; Özcan, 015). Örneğin, Atıcı ve Kurt (007) 1968-000 dönei için CO eisyonu, gelir ve dış ticaret arasındaki ilişkiyi OLS yönteiyle inceleişlerdir. Analiz sonucu, Türkiye için EKC hipotezini doğrulayan bulgular elde ediliştir. Halicioglu (009) CO eisyonu, enerji tüketii, gelir ve açıklık arasındaki ilişkiyi 1960-005 dönei için ARDL sınır testiyle ele alıştır. Analiz sonucunda, CO eisyonunu etkileyen asıl faktörün gelir olduğu, bu faktörü enerji tüketii ve dış ticaret açıklığının izlediği tespit ediliştir. CO eisyonu ile gelir arasındaki ilişki ele alındığında EKC hipotezini destekleyen bulgular elde ediliştir. Öztürk ve Acaravcı (013) Türkiye de finansal gelişe, ticaret açığı, ekonoik büyüe, enerji tüketii ve CO eisyonu arasındaki ilişkiyi 1960-007 dönei için ele alışlardır. Analiz sonucunda, EKC hipotezinin geçerliliğini destekleyen bulgular elde ediliştir. Özcan (015) çalışasında ise, EKC hipotezinin geçerliliği Türkiye nin de aralarında bulunduğu 4 yükselen piyasa ekonoisi (Brezilya, Hindistan, Çin ve Türkiye) için test etiştir. Bu aaçla, enerji tüketii, kişi başı gelir ve CO eisyonu değişkenlerinin 1971-008 döneine ait yıllık verileri kullanılıştır. Panel FOLS testi sonucunda, CO eisyonu ile gelir arasında EKC hipotezinin öngördüğü ters U ilişkisi, Türkiye nin içinde olduğu 3 ülke için geçerli olduğu tespit ediliştir (Hindistan, Çin ve Türkiye). Diğer taraftan, Türkiye ekonoisini ele alan çalışaların bazıları ise EKC hipotezinin Türkiye ekonoisi için geçerli oladığını ortaya koyuştur (Başar ve Teurlenk, 007; Akbostancı ve diğerleri, 009; Öztürk ve Acaravcı, 010). Bu çalışalardan Başar ve Teurlenk (007), 1950-000 dönei için EKC hipotezi geçerliliğini Türkiye için sınaıştır. Kirlilik göstergesi olarak CO eisyonu kullanılış olup, eisyonun açığa çıka nedenine göre üç farklı odel OLS (En Küçük Kareler) yönteiyle ele alınıştır. Çalışada EKC hipotezinin Türkiye için geçerli olduğuna dair herhangi bir bulguya ulaşılaış olup, ters N şeklinde bir ilişki olduğu tespit ediliştir. Akbostancı ve

Çevresel Kuznets Eğrisi Hipotezi: Türkiye İçin Eşbütünleşe ve Nedensellik Analizi 181 diğerleri (009), çevreyi kirletici addeler (CO eisyonu, sülfür dioksit-so eisyonu ve parçacıklı adde-pm 10 eisyonu) için EKC hipotezinin geçerliliğini test etiştir. Analiz sonucunda, SO eisyonu ile PM 10 ile gelir arasında N şeklinde bir ilişki elde ediliş, ancak ne CO eisyonu ne de SO eisyonu ile PM 10 için EKC hipotezinin geçerliliğini destekleyen herhangi bulguya ulaşılaıştır. Öztürk ve Acaravcı (010), Türkiye de 1968-005 döneinde ekonoik büyüe, CO eisyonu, enerji tüketii ve istihda oranı arasındaki ilişki eşbütünleşe ve nedensellik çerçevesinde ele alıştır. Analiz sonucunda, değişkenler arasında eşbütünleşe ilişkisi elde ediliş olup; CO eisyonun geliri azalttığı, enerji tüketiinin ise geliri arttırdığı sonucuna ulaşılıştır. Ayrıca nedensellik çerçevesinde doğrusal bir odelde EKC hipotezi sınanış ve bu ilişkiyi destekleyen bulgular elde edileeiştir. EKC hipoteziyle ilgili olarak gerek yerli gerekse yabancı çalışalar göz önüne alındığında bu çalışalarda bir fikir birliğinin oladığı ve bu hipotezin tartışılaya deva ettiği görülektedir. Bununla birlikte, Türkiye ekonoisi ile ilgili evcut çalışaların konu kapsaı ve ele aldığı değişkenler itibariyle çalışaıza göre sınırlı kaldığı söylenebilir. Özellikle, finansal gelişe ve dışa açıklık gibi kontrol değişkenleri çerçevesinde EKC hipotezini ele alan çalışalar oldukça azdır (Öztürk ve Acaravcı, 013). EKC hipotezi çerçevesinde bu çalışa, evcut yerli çalışalara göre daha geniş kapsalı olduğu söylenebilir. 3. Metodoloji 3.1. Değişkenler ve Veriler Çevresel kirlilik ile gelir arasındaki ilişki kuadrik forda aşağıdaki (1) denkle şeklinde ifade edilebilir: E t = α 0 + α 1 Y t + α Y t + α 3 Z + +e t (1) (1) nolu denkledeki E çevresel kirliliği, Y geliri, Y gelirin karesini tesil etektedir. Z ise çevresel kirliliği etkilediği düşünülen diğer değişkenleri (kontrol değişkenleri) tesil etektedir. Literatürdeki apirik çalışalar 3 ışığında çevresel kirliliği etkilediği düşünülen enerji tüketii, finansal gelişe ve dışa açıklık değişkenlerinin (1) nolu denklee eklenesiyle bu çalışada esas alınacak odel Türkiye için şu şekilde tanılanıştır: CO t = α 0 + α 1 InGDP t + α InGDP t + α 3 InEC t + α 4 FD t + α 5 OP t + ε t () Burada, çevresel kirliliği tesilen CO karbondioksit (CO ) eisyonunu 4, GDP ekonoik büyüeyi tesilen reel GSYH yi, GDP reel GSYH nin karesini, EC enerji Bu çalışada, GDP 3 değişkeninin ilavesi ile test edilebilen kübik polinoal for (N şeklindeki ilişkinin varlığı) test ediliş ancak, ilgili paraetre anlasız olduğu için GDP 3 değişkeni odelden çıkarılış ve bu yüzden çevresel kirlilik ile gelir arasındaki ilişki için kuadrik for esas alınıştır. 3 Bu çalışalardan bazıları: Jalil ve Feridun (011), Öztürk ve Acaravcı (013), Shahbaz, Mutascu ve Azi (013) ve Shahbaz, Solarin, Mahood ve Arouri (013). 4 EKC ilgili bir çok apirik çalışada çevre kirliliğini tesilen CO eisyonun kullanıldığı görülektedir (Halicioglu, 009; Fodha ve Zaghdoud, 010; Pao ve Tsai, 011; Öztürk ve Acaravcı, 013; Shahbaz ve diğerleri, 01; Shahbaz ve diğerleri, 014). Çünkü, bu gaz küresel bir kirletici olup, küresel ısına ve ikli değişikliğinin teel kaynağıdır.

18 Fuat LEBE tüketiini, FD finansal gelişeyi, OP ticaret açığını ve t ise hata teriini gösterektedir. Çalışada kullanılacak değişkenler EKC hipotezi ve apirik çalışalar ışığında belirleniştir. 5 CO eisyonu ile gelir arasındaki ilişkinin ters-u şeklinde olduğunu ifade eden EKC hipotezi gereği (1) nolu odeldeki α 1 nın katsayısının pozitif, α ün ise negatif olası beklenektedir. Enerji tüketii artıkça (veya azaldıkça) çevre kirliliği de artacağından (veya azalacağından) dolayı α 3 katsayısının pozitif olası beklenektedir. Finansal gelişe katsayısı olan α 4 negatif olabileceği gibi pozitif de olabilir. Çünkü güçlü ve gelişiş bir finansal sektör çevre dostu teknolojiyi üreti sürecindeki firalara adaptasyonunu sağlayarak çevre kirliliğini azaltabilir (Talukdar ve Meisner, 001: 831-83). Aksi bir duruda ise, çevre kirliliğinin artası beklenir. Dışa açıklık katsayısı olan α 5 ise pozitif olası beklenektedir. Özellikle Türkiye gibi gelişekte olan ülkelerde çevreyi kirletici ağır sanayinin evcut olası ve çevre kirliliği azaltıcı yasal düzenleelerin istenen düzeyde olaası bu beklentiyi yükseltektedir. Bu açıklaaların ışığında, çalışaızda kullanılacak değişkenler ve kaynakları Tablo 1 de verilektedir. Tablo 1. Değişkenler ve Kaynakları Değişkenler Açıklaa Kaynaklar CO CO eisyonu, (kişi başı), kg WB EC Enerji tüketii (kişi başı enerji kullanıı, petrol eşdeğeri), kg WB GDP Ekonoik büyüe (reel GDP, kişi başı, 005 sabit fiyatlarıyla), $ WB GDP Reel GDP nin karesi, $ FD Finansal gelişe (özel sektör yurtiçi krediler/gdp), % WB OP Dışa açıklık (İhracat + İthalat/GDP), % WB Modelde kullanılan tü değişkenler Dünya Bankası (WB) nın elektronik veri tabanından elde ediliştir. Veriler yıllık olup, 1960-010 dönei çalışaızın kapsaını oluşturaktadır. Bunun nedeni, WB nin veri tabanında Türkiye ekonoisi için CO eisyonu verileri 1960-010 döneiyle sınırlı kalasıdır. İktisadi değişkenler, gerçek değerleri üzerinde doğrusal değil, genellikle logaritik değerleri üzerinde doğrusaldır. Bu yüzden, serilerin gerçek değerleri yerine logaritik değerlerinin kullanılası önerilektedir (Yaylalı ve Lebe, 01: 5). Bu yüzden biri kök testleri de dâhil bütün analizler, finansal gelişe (FD) ve dışa açıklık (OP) hariç, tü değişkenlere ait verilerin logaritik değerleri dikkate alınarak yapılıştır. 3.. Ekonoetrik Model Ekonoetrik odel olarak Pesaran, Shin ve Sith (001) tarafından geliştirilen eşbütünleşe testi tercih ediliştir. Seriler arasındaki eşbütünleşe ilişkisini belirleede yaygın olarak Engle ve Granger (1987), Johansen ve Juselius (1990) tarafından geliştirilen yönteler kullanılaktadır. Engle ve Granger yöntei ikiden fazla değişken olduğunda birden fazla eşbütünleşe ilişkisi olabileceği için tercih edileektedir. Johansen ve Juselius (1990) testleri için tü serilerin düzeyde durağan olaaları ve aynı derecede farkı alındığında durağan olaları gerekektedir. Bu dezavantajlar Gecikesi Dağıtılış Otoregresif Modellere 5 Türkiye nin 1980 ve 001 döneleri için odele kukla değişkenler ilave ediliştir. Ancak anlasız olduğundan odelden çıkarılıştır. Zaten ha CO eisyon serisine bakıldığında söz konusu tarihlerde ciddi bir kırıla oladığı ve dolayısıyla bu döneler için kukla değişkenlerin anlasız çıkası gayet doğal görülektedir (Bknz: EK 1).

Çevresel Kuznets Eğrisi Hipotezi: Türkiye İçin Eşbütünleşe ve Nedensellik Analizi 183 (ARDL) dayalı sınır testi yönteinin gelişesine neden oluştur. Bu yöntede değişkenlerin I(0) veya I(1) olasına bakılaksızın değişkenler arasında he uzun döneli ilişki he de kısa döneli ilişki test edilebilektedir. Bununla birlikte, ARDL sınır testi yaklaşıı diğer eşbütünleşe yaklaşılarına göre göre daha etkili ve tarafsız olup, küçük örneklelerde daha iyi sonuç verektedir. Ayrıca, belirtilen bu avantajların yanında ARDL sınır testi yaklaşıı he yapısal odellerin oluşturulup tahin edilesine uygun olası, he de odellerde yer alacak değişkenlerin durağanlık düzeylerinin I(0) veya I(1) olası 6 nedeniyle tercih ediliştir. 4. Apirik Bulgular Bu bölüde önce analizde kullanılacak olan değişkenlerin durağanlık test sonuçlarına, daha sonra eşbütünleşe test sonuçları ile ARDL sınır testi sonuçlarına ve son olarak, nedensellik test sonuçlarına yer verilecektir. 4.1. Durağanlık Test Sonuçları ARDL yaklaşıında, odelde yer alacak değişkenlerin biri kök taşıyıp taşıadıklarını tespit etek için bir ön test yapılası zorunlu olaakla birlikte, odeldeki değişkenlerden hiçbirinin I() olaası gerekliliği bulunaktadır. Çünkü Pesaran ve diğerleri (001) tarafından verilen alt ve üst kritik değerler, serilerin I(0) ve I(1) ola kriterlerine göre türetiliştir. Bu aaçla, uygulaaya geçeden önce değişkenlerin durağanlık duruu Genişletiliş Dickey Fuller (ADF), Phillips Perron (PP) ve Dickey-Fuller GLS biri kök testlerine göre araştırılıştır. ADF, PP ve GLS için sıfır hipotezi (H 0) biri kök var olduğunu, yani serilerin durağan oladığını; alternatif hipotez (H 1) ise biri kök oladığını, yani serilerin durağan olduğunu ifade etektedir. Biri kök testler sonucunda H 0 ret ediliyorsa serinin durağan olduğuna, H 0 ret edileiyorsa serinin durağan oladığına karar verilektedir. Buna göre, değişkenlere ait durağanlık test sonuçları aşağıdaki Tablo de özetleniştir. Test İstatistiği* (sabitli& trendli) Kritik Değerler** Tablo. ADF, PP ve GLS Biri Kök Test Sonuçları Düzey Değerleri 1. Farkları Değişken ADF PP GLS ADF PP GLS InCO -.48(0) -.50(6) -1.36(0) -7.87(0) -7.84(1) -7.3(0) InEC -4.54(0) -4.53(1) -4.36(0) - - - InGDP.99(0) -3.04(1) -.75(0) -7.4(0) -7.3(1) -6.71(0) InGDP -3.0(0) -3.08(1) -.8(0) -7.4(0) -7.3()) -6.77(0) FD -1.01(1) -0.61(1) -0.87(1) -5.09(0) -5.01(0) -4.46(0) OP -.81(1) -.87(3) -.80(0) -6.30(0) -6.70(8) -5.8(0) % 1-4.15-3.77-4.15-3.77 % 5-3.50-3.19-3.50-3.19 % 10-3.18 -.89-3.18 -.89 *Parantez içindeki değerler ADF ve GLS için gecike uzunluklarını, PP için bant genişliğini ifade etektedir. Gecike uzunluğunun seçiinde Schwarz Bilgi Kriteri (SIC) kullanılıştır. Bant genişliği ise Bartlett Kernel odeli kullanılarak Newey-West göre belirleniştir. **ADF ve PP için %1, %5 ve %10 öne düzeylerindeki MacKinnon (1996) kritik değerleridir. GLS için ise, %1, %5 ve %10 öne düzeylerinde Elliott-Rothenberg-Stock (1996) tarafından geliştirilen kritik tablo değerleridir. 6 Bknz: Tablo.

184 Fuat LEBE Tablo ye bakıldığında enerji tüketii (InEC) hariç diğer tü değişkenlerin ADF, PP ve GLS test istatistiklerinin utlak değerleri, kritik tablo değerlerinin utlak değerlerinden küçük olduklarından serilerin düzey değerleriyle durağan oladıkları tespit ediliştir. Dolayısıyla, sadece InEC düzey değeri itibariyle durağan, yani I(0) dır. Düzey değerlerinde durağan olayan InCO, InGDP, InGDP, FD ve OP serilerinin birinci farkları alındığında, utlak değer olarak ADF, PP ve GLS test istatistiği değerleri tü öne düzeylerindeki kritik değerlerinden büyüktür. Bu, söz konusu serilerin ilk farklarının durağan olduğunu, yani I(1) ifade etektedir. Dolayısıyla, ARDL yaklaşıı gereği odelde yer alacak değişkenlerin I(0) veya I(1) olduğu ve ayrıca değişkenlerden hiçbirinin I() oladığı söylenebilir. 4.. ARDL Sınır Testi ARDL yaklaşıı gereği ilk önce odeldeki değişkenler arasında uzun döneli bir ilişkinin bulunup bulunadığı test edilelidir. Bunun için ilk önce Kısıtlanaış Hata Düzelte Modeli (UECM) oluşturulur. Eşbütünleşe analizi gecike sayısına duyarlı olduğundan, gecike sayısı seçe sürecinde sisteatik bir süreç izleek gerekektedir (Uluyol, Lebe ve Akbaş, 014: 79). Buna göre, bizi çalışada, aksiu gecike sayısı iki olarak belirleniştir. 7 Eşbütünleşe analizinde bir diğer öneli esele, eşbütünleşe denklelerinde bir zaan trendinin olup olayacağıdır (Pesaran ve diğerleri, 001: 96-301). Bu nedenle, eşbütünleşe testinin test edilesi aşaasında standart bilgi kriterlerinin (AIC ve SBC) yanında deterinisttik trendin yer aldığı ve yer aladığı UECM tahinleri yapılıştır. Deterinisttik trendin oluşturulan odelde anlalı oladığı tespit ediliş ve bu yüzden analize dâhil edileesine karar veriliştir. UECM ye dayanan bu test çalışaıza uyarlanış şekli aşağıdaki gibidir: InCO t = α 0 + α 1,i InCO t i + α,i InEC t i + α 3,i InGDP t i i=1 + α 4,i InGDP t i + α 5,i FD t i + α 6,i OP t i + α 7 InCO t 1 + α 8 InEC t 1 + α 9 InGDP t 1 + α 10 InGDP t 1 + α 11 FD t 1 + α 1 OP t 1 + ε t (3) (3) nolu denklede yer alan değişkenler arasındaki eşbütünleşe ilişkisini test etek için oluşturulan trendsiz odelin sıfır hipotezi ve alternatif hipotezleri, sırasıyla H 0:α 7=α 8=α 9=α 10=α 11=α 1=0, H 1:α 7 α 8 α 9 α 10 α 11 α 1 0 şeklinde kurulabilir. Değişkenler arasındaki eşbütünleşe ilişkisi, (3) nolu denkledeki α 7, α 8, α 9, α 10, α 11 ve α 1 katsayılarının F testi (Wald testi) ile topluca anlalılığının test edilesi yoluyla belirlenektedir. Değişkenler arasında eşbütünleşe ilişkisinin olup oladığına, hesaplanan F istatistiği ile Pesaran ve diğerleri (001) deki kritik sınır değerlerinin karşılaştırılası sonucunda karar verilektedir. Bu çalışada yıllık veriler kullanıldığından (3) nolu odel, aksiu iki gecikeyle ve trendsiz olarak tahin ediliştir. Tablo 3 de eşbütünleşe ilişkisinin test edilesiyle ilgili F istatistiği sonuçları yer alaktadır. 7 Çünkü, veriler yıllık olduğundan ve serbestlik derecesi problei olaası için aksiuu gecike sayısı iki olarak belirleniştir. Bununla birlikte, aksiuu gecike sayısı iki olarak odel tahini yapıldığında hata terileri arasında ardışık bağılılık problei oladığı görülektedir (Bknz: EK ).

Çevresel Kuznets Eğrisi Hipotezi: Türkiye İçin Eşbütünleşe ve Nedensellik Analizi 185 Tablo 3. Eşbütünleşe Test Sonuçları Model k F-İstatistiği I(0) ve I(1) Kritik Değerleri ARDL(1,1,1,0,1,1) 5 4.881 (0.001) 3.41-4.68*.6-3.79**.6-3.35*** *, ** ve *** sırasıyla % 1, % 5 ve % 10 anlalılık düzeylerini ifade etektedir. aksiu gecike sayısını, k odelde yer alan bağısız değişken sayısıdır. Kritik değerler, Pesaran ve diğerleri (001:300) çalışalarında yer alan Tablo CI(iii) de sunulan k=5 duruuna ait değerlerdir. Parantez içerisindeki değer F istatistiğinin p (olasılık) değerini ifade etektedir. Tabloda görüldüğü gibi hesaplanan F istatistiği, bütün öne düzeylerinde üst kritik değerden büyük olduğu görülektedir (Tablo 3). Dolayısıyla CO eisyonu, enerji tüketii, ekonoik büyüe, finansal gelişe ve dışa açıklık arasında uzun döneli eşbütünleşe ilişkisi bulunadığını öngören sıfır hipotezi reddedilir. 8 Başka bir ifadeyle, analize konu olan dönede Türkiye ekonoisi için söz konusu değişkenler arasında uzun döneli bir ilişkinin evcut olduğu söylenebilir. Değişkenler arasında uzun döneli ilişkinin tespit edilesinden sonra ikinci aşaada, değişkenler arasındaki uzun döne ilişkiyi analiz etek için ARDL odeli tahin edilelidir. Değişkenler arasında uzun döne ilişkisinin belirlenesi aacıyla kurulan ARDL odelinin çalışaya uyarlanış şekli aşağıdaki gibidir: p q v InCO t = α 0 + α 1,i InCO t i + α,i InEC t i + α 3,i InGDP t i i=1 w + α 4,i InGDP t i y + α 5,i FD t i + α 6,i OP t i + ω t z (4) Microfit prograı ile en uygun ARDL odelini belirleek için ilk olarak (4) nolu denkle p, q, v, w, y ve z = 1,,, ve i=1,,,k nın bütün uhteel değerleri için OLS yaklaşııyla tahin edilektedir. Bu tahinde aksiu gecike uzunluğu () iki olarak alınıştır. Daha sonra tahin edilen odeller arasından odel seçi kriterleri olan; R, Akaike Bilgi Kriteri (AIC), Schwartz Bayesian Kriteri (SBC) veya Hannan-Quinn Kriteri (HQC) den birisine göre odel seçii yapılaktadır. (4) nolu denkle için en uygun ARDL(1,1,1,0,1,1) 9 odeli SBC ye göre tahin ediliştir. 10 Tanısal testlerden Breusch-Godfrey hata terilerinde ardışık bağılılık olup oladığını belirleek için kullanılan LM testidir. Rasey odel kura hatası olup oladığı hakkında bilgi veren, Jarque-Bera hata terilerinin noral dağılıp dağıladığını gösteren ve White testi ise hata terilerinin değişen varyanslı olup 8 Narayan (005) tarafından türetilen asiptotik alt ve üst kritik değerleriyle (n=50, k=5 için Case III: 3.955-5.583 /.900-4.18 /.435-3.600) karşılaştırıldığında % 5 ve % 10 öne düzeylerinde eşbütünleşe ilişkisiyle ilgili benzer sonuçlar elde edilektedir. 9 Microfit paket prograıyla tahin yapılır iken her bir değişken için ayrı ayrı en uygun gecikeyi belirleeye gerek yoktur. Bu işlei Microfit paket prograı kendisi gerçekleştirektedir[bknz: Pesaran and Pesaran (009). Tie Series Econoetrics Using Microfit 5.0. New York: Oxford University Press]. 10 ARDL(1,1,1,0,1,1) odelinin tahin sonuçları EK de yer alaktadır. Bu tahin sonuçlarının bütün katsayı ve testleri bu kısıda yorulanayacaktır. Sadece tahin edilen ARDL odelinin Tanısal Testleri yorulanacaktır. ARDL odelinin tanısal test sonuçları EK de özetlenektedir.

186 Fuat LEBE oladığını araştırada kullanılan bir testtir. EK deki ARDL (1,1,1,0,1,1) odelinin tanısal test sonuçlarına bakıldığında; ardışık bağılılık, değişen varyans, odel kura hatası ve noral dağılı testlerine ait p (olasılık) değerleri, % 1 öne düzeyinde daha büyüktür (Bknz: EK ). Dolayısıyla, kurulan ARDL (1,1,1,0,1,1) odeli için tanısal test problelerinin söz konusu oladığı söylenebilir. 4..1. Uzun Döne Katsayıları Değişkenler arasında eşbütünleşe tespit edilip en uygun ARDL odeliyle tahinde bulunulduktan sonraki aşaada, değişkenler arasındaki uzun döneli ilişkinin katsayıları tahin edilir ve katsayılar hakkında değerlendireler yapılır (Pesaran ve Pesaran, 009: 319). Bu aaçla, InCO eisyonunun bağılı değişken olası duruunda, ARDL (1,1,1,0,1,1) odelinin uzun döne katsayı sonuçları Tablo 4 de yer alaktadır. Tablo 4. Uzun Döne Katsayıları Bağısız Bağılı Değişken: InCO Değişkenler Katsayı t istatistik (std. hata) Olasılık (p) InEC 0.64 4.119 (0.156) 0.000 InGDP 11.757 9.861 (1.19) 0.000 InGDP -1.53-10.48 (0.148) 0.000 FD 0.396.17 (0.186) 0.039 OP 0.105.559 (0.041) 0.01 C -1.16-10.431 (.08) 0.000 Tablo 4 te görüldüğü üzere, uzun döne katsayıları iktisadi yönden beklenen işarete sahip olup, tü katsayılar istatistiki olarak % 5 öne düzeyinde anlalıdır. Başka bir ifadeyle, Türkiye ekonoisinde CO eisyonunu enerji tüketii ve ekonoik büyüe pozitif yönde; ekonoik büyüenin karesi (InGDP ) ise negatif yönde etkilediği ve bu etkilerin anlalı olduğu tespit ediliştir. Bu bulgulara bağlı olarak, Türkiye nin 1960-010 dönei için uzun dönede EKC hipotezini doğrulayan bulgular elde edildiği söylenebilir. Bununla birlikte, finansal gelişe ve dışa açıklık CO eisyonunu pozitif yönde etkilediği ve bu etkilerin de anlalı olduğu belirleniştir. Son olarak, değişkenlere ilişkin yapısal kırılanın varlığını araştırak üzere, geri dönüşlü artıkların karelerini kullanan ve bu şekilde sistedeki değişkenlere ilişkin yapısal kırılayı araştıran CUSUM ve CUSUM Q grafiklerinden yararlanılıştır. Şekil 1 de, CUSUM ve CUSUM Q grafikleri yer alaktadır. ARDL uzun döne katsayılarının kararlılığını sınaak için Brown vd. (1975) tarafından geliştirilen CUSUM ve CUSUM Q grafikleri % 5 anlalılık düzeyinde kritik sınırlar arasında bulunuyorsa, tahin edilen paraetrelerin kararlı (veya tutarlı) olduğuna karar verilir. Dolayısıyla Şekil 1 deki CUSUM ve CUSUM Q grafiklerine bakıldığında, ARDL odelinin tahin edilesi sonucu elde edilen uzun döne katsayılarının tutarlı olduğu söylenebilir.

Çevresel Kuznets Eğrisi Hipotezi: Türkiye İçin Eşbütünleşe ve Nedensellik Analizi 187 Şekil 1. CUSUM ve CUSUMQ Grafiği (1960-010) 4.. Kısa Döne Katsayıları Değişkenler arasındaki uzun döneli ilişkinin katsayıları tahin edilip ve katsayılar hakkında değerlendireler yapıldıktan sonra, son olarak hata düzelte odeli ile kısa döne katsayıları tahin edilir (Uluyol ve diğerleri, 014: 81). Bu çerçevede ARDL (1,1,1,0,1,1) odeline dayalı hata düzelte odeli aşağıdaki gibi kuruluştur. InCO t = α 0 + α 1,i InCO t i + α,i InEC t i + α 3,i InGDP t i i=1 + α 4,i InGDP t i + α 7 ECM t 1 + θ t + α 5,i FD t i + α 6,i OP t i (5) Burada, ECM t-1 hata düzelte terilerini ifade etekte olup, (4) nolu odelde yer alan hata terii serisinin bir döne gecikeli değeridir. Kısa döne katsayıları uzun dönede olduğu ARDL (1,1,1,0,1,1) odeliyle araştırılış olup, tahin sonuçları Tablo 5 de yer alaktadır. Tablo 5. Kısa Döne Katsayıları Bağısız Bağılı Değişken: InCO Değişkenler Katsayı t istatistik (std. hata) Olasılık (p) ΔInEC 1.061 7.490 (0.141) 0.000 ΔInGDP 8.856 4.598 (1.96) 0.000 ΔInGDP -1.197-4.659 (0.56) 0.000 ΔFD 0.19.854 (0.076) 0.007 ΔOP 0.053 1.734 (0.030) 0.08 C -16.634-4.635 (3.588) 0.000 ECM t-1-0.786-5.85 (0.148) 0.000 Kısa döne tahin sonuçlarının yer aldığı Tablo 5 e bakıldığında, heen heen tü katsayıların 11 % 1 öne düzeyinde istatistikî olarak anlalı olduğu görülektedir. Daha açık bir ifadeyle, Türkiye ekonoisinde enerji tüketii ve ekonoik büyüe CO eisyonunu pozitif yönde; ekonoik büyüenin karesi 11 Sadece dışa açıklık (OP) katsayı % 10 öne düzeyinde istatistiki olarak anlalıdır.

188 Fuat LEBE (InGDP ) ise negatif yönde etkilediği ve bu etkilerin anlalı olduğu belirleniştir. Bununla birlikte, Türkiye de finansal piyasalardaki gelişeler ile dışa açıklık CO eisyonunu pozitif yönde etkilediği ve bu etkilerin anlalı olduğu tespit ediliştir. Diğer taraftan, odelin hata düzelte terii -0.786 olarak tahin ediliş olup, beklenildiği gibi işareti negatif ve istatistiksel olarak % 1 öne düzeyinde anlalıdır. Dolayısıyla, kısa döne CO eisyonunda eydana gelecek bir sapa, bir sonraki dönede % 78.6 lık kısı giderilerek uzun döne dengesine ulaşılabileceği savunulabilir. Bir başka ifadeyle uzun döne dengesine oldukça hızlı bir şekilde dönüldüğü söylenebilir. Bu, oluşturulan odelin anlalı olduğu ve çalıştığı anlaına gelektedir. Sonuç olarak, uzun dönede olduğu gibi kısa dönede de, Türkiye nin 1960-010 dönei için EKC hipotezini doğrulayan bulgular elde edildiği ifade edilebilir. Bu yönüyle çalışaız Türkiye yi konu alan Atıcı ve Kurt (007), Halicioglu (009), Öztürk ve Acaravcı (013) çalışalarıyla benzerlik gösterektedir. Katsayıların sayısal büyüklüklerine baktığıızda, he kısa dönede he de uzun dönede ekonoik büyüenin, diğer değişkenlere göre Türkiye deki CO eisyon seviyesi üzerinde daha büyük rol oynadığı söylenebilir. 1 Bu etkinin beklentilere uygun olarak uzun dönede daha yüksek olduğu görülektedir. Ancak bunun tek istisnası enerji tüketiidir. Enerji tüketiinin CO eisyon seviyesi üzerindeki etkisi kısa dönede daha büyük olduğu 13 tespit ediliştir (Bknz: Tablo 4 ve 5). Bu duru Türkiye deki enerji tüketiinin fosil ağırlıklı olasından (013 yılı itibariyle yaklaşık % 88 düzeyinde) ve fosil enerji tüketiiyle ortaya çıkan zehirli gaz iktarı ilk başta (kısa dönede) yoğun iken, zaanla (uzun dönede) bu iktar çevredeki yeşil alanların (fotosentezi) sayesinde daha düşük seviyelere gerileesinden kaynaklanabilir. Bununla birlikte, köür yerine doğalgaz gibi CO eisyonu düşük enerji kaynaklarına veya çevre dostu yenilenebilir enerji kaynaklarına yönelinesi (kısa dönee göre) uzun dönede daha kolay olasından dolayı, enerji tüketiinin CO eisyonu üzerindeki etkisinin uzun dönede daha düşük seviyede tahin edilesinin gerekçesi olabilir. Son olarak, kontrol değişkenlerinin (finansal gelişe ile açıklığın) Türkiye deki CO eisyon seviyesi üzerinde he kısa he de uzun dönede pozitif ve anlalı bir etkisinin olduğu tespit ediliştir. Finansal gelişe katsayısının pozitif olarak tahin edilesi, finans sektöründeki gelişelerin daha çok sektördeki fira sayısını arttıraya odaklandığını gösterektedir (Shahbaz, Hye, Tiwari ve Leitão, 013: 113). Bununla birlikte, finans piyasasındaki gelişelerin çevre dostu teknolojilerin firalar aracılığıyla sektöre adaptasyonunu sağlayacak düzeyde oladığını da kanıtlaaktadır (Talukdar ve Meisner, 001: 831-83). Dışa açıklık katsayısının pozitif olası ise, genelde gelişekte olan ülkelerde görülen ağır sanayiye dayalı bir üreti sürecinin evcut olduğunu (Grossan ve Krueger, 1995: 358-359; Halicioglu, 009: 1158) ve çevreyi koruaya yönelik yasaların istenen seviyede oladığını gösterektedir. 4.3. VECM Dayalı Nedensellik Testi Eşbütünleşe analizi, söz konusu değişkenler arasında uzun döneli ilişkinin olduğunu gösterektedir. Ancak nedenselliğin yönü ilgili bir bilgi vereektedir. 1 Dolayısıyla, Türkiye de CO eisyon seviyesini etkileyen asıl faktörün gelir (ekonoik büyüe) olduğu ifade edilebilir. 13 Halicioglu (009), Öztürk ve Acaravcı (013) çalışalarında da Türkiye ekonoisi için benzer bulgulara ulaşışlardır.

Çevresel Kuznets Eğrisi Hipotezi: Türkiye İçin Eşbütünleşe ve Nedensellik Analizi 189 Engle ve Granger (1987) göre değişkenler arasında eşbütünleşe ilişkisi bulunası duruunda değişkenler arasında en azından tek yönlü bir nedensellik evcuttur ve bu, hata düzelte odeline (VECM) dayalı nedensellik testiyle test edilelidir. Çünkü böyle bir duruda standart nedensellik testi kullanılırsa, gerçekte var olan nedensellik ilişkisinin evcut oladığı sonucuna varılabilir. Ki bu nedensellikle ilgili doğru olayan sonuçların elde edilesine yol açar. Bu nedenle eşbütünleşik serilerde VECM nedensellik testinin kullanılası gerekektedir. Her bir değişkenin bağılı değişken olduğu bizi çalışaya uyarlanış haliyle hata düzelte odelleri (6) nolu denklede 14 yer alaktadır. InCO t = α 0 + α 1,i InCO t i + α,i InEC t i + α 3,i InGDP t i i=1 + α 4,i InGDP t i + α 7 ECM t 1 + u t + α 5,i FD t i + α 6,i OP t i (6) Burada, u t, söz konusu odeldeki hata terileri olup, ortalaası sıfır, varyansı sabit, ardışık bağılı olayan, rassal hata teriidir. ECM t-1 hata düzelte terilerini ifade etekte olup, uzun döne ilişkisinin test etek için kurulan odellerin hata terii serilerinin bir döne gecikeli değerleridir. VECM dayalı Granger nedensellik iki yolla test edilebilir: Birincisi, VEC odellerindeki bağısız değişken katsayıları bir bütün olarak F istatistiğiyle veya Wald testiyle test edilebilir. Ki bu, kısa döne nedensellik ilişkisinin test edilesini sağlaaktadır (Enders, 010: 375, 401; Jones ve Joulfaian, 1991; Masih ve Masih, 1996: 170-171). İkincisi, hata düzelte terii katsayıları t istatistiği veya Wald testiyle anlalılığı test edilebilir. Bu ise, uzun döne nedensellik ilişkisinin evcut olup oladığını test ete ikânı sağlaaktadır (Jones ve Joulfaian, 1991; Masih ve Masih, 1996: 170-171). VECM dayalı nedenselliğin kaynağının tespit edilesi için, (6) nolu denklede olduğu gibi diğer değişkenlerin (InEC, InGDP, InGDP, FD ve OP) bağılı değişken olduğu denkleler ayrı ayrı tahin edildikten sonra, her bir bağılı değişken için açıklayıcı (bağısız) değişkenlerin katsayılarına beraber uygulanan Wald testinden elde edilen F istatistik değerleri ile hata düzelte terilerinin katsayılarının t istatistik değerleri Tablo 6 da özetlenektedir. Tablo 6 daki kısa döne nedensellik test sonuçlarına bakıldığında, finansal gelişeden CO eisyonuna, enerji tüketiine, ekonoik büyüe ve ekonoik büyüenin karesine doğru tek yönlü nedensellik olduğu görülektedir. Bununla birlikte, dışa açıklıktan ekonoik büyüe ve ekonoik büyüenin karesine doğru kısa dönede tek yönlü nedensellik tespit ediliştir. Bu bulgular, finans 14 Her bir değişkenin bağılı değişken olduğu diğer denkleler [(InEC/InCO, InGDP, InGDP, FD, OP), (InGDP/InCO, InEC, InGDP, FD, OP), (InGDP /InCO, InEC, InGDP, FD, OP), (FD/InCO, InEC, InGDP, InGDP, OP) ve (OP/InCO, InEC, InGDP, InGDP, FD)] bu yazıda fazla yer tutaası için yer verileiştir.

190 Fuat LEBE piyasasındaki gelişelerin Türkiye deki CO eisyon seviyesi, enerji tüketii ve ekonoik büyüe üzerinde öneli bir oynadığını gösterektedir. Tablo 6. Nedensellik Test Sonuçları Nedensellik Türü Kısa Döne Uzun Döne Değişkenler InCO InEC InGDP InGDP FD OP ECM t-1 F istatistiği (p değeri) [t testi] InCO.546 3.146 3.368 6.765.391-0.384 (0.79) (0.07) (0.185) (0.034)** (0.30) [-.041]** InEC 0.1.758 3.16 9.358.633-0.86 (0.940) (0.51) (0.09) (0.009)* (0.67) [-1.913]*** InGDP 0.740 1.894 4.17 16.789 6.011-0.460 (0.690) (0.387) (0.11) (0.000)* (0.049)** [-3.350]* InGDP 0.488 1.995 4.49 17.09 6.30-3.457 (0.783) (0.368) (0.119) (0.000)* (0.044)** [-3.381]* FD 0.517.054 1.531 1.604 0.815-0.757 (0.771) (0.358) (0.465) (0.448) (0.665) [-.576]** OP 1.036 1.95 0.416 0.319 1.75-0.591 (0.595) (0.53) (0.81) (0.85) (0.58) [-1.071] Ho: hipotezi Değişkenler arasında Granger nedensellik ilişkisi yoktur şeklindedir. *, ** ve *** sırasıyla, % 1, % 5 ve % 10 öne düzeyinde anlalı olduğunu ifade etektedir. Uzun döne nedensellik test sonuçları incelendiğinde ise, CO eisyonu ile enerji tüketii, CO eisyonu ile ekonoik büyüe, CO eisyonu ile ekonoik büyüenin karesi ve CO eisyonu ile finansal gelişe arasında çift yönlü nedensellik olduğu görülektedir. Yani, söz konusu değişkenlerin birbirilerini etkilediği ve birbirinin Granger nedeni olduğunu söylenebilir. Bununla birlikte, uzun dönede dışa açıklıktan CO eisyonuna, enerji tüketiine, ekonoik büyüeye, ekonoik büyüenin karesine ve finansal gelişeye doğru tek yönlü nedensellik olduğu tespit ediliştir. Bu, dışa açıklığın Türkiye deki CO eisyonu, ekonoik büyüe ve finansal gelişe üzerinde kayda değer rol oynadığını gösterektedir. 5. Sonuç ve Öneriler Bu çalışanın teel aacı, Türkiye ekonoisi için EKC hipotezini test etektir. Bununla birlikte, EKC hipotezi çerçevesinde kontrol değişkeni olarak Türkiye deki finansal gelişe ile dışa açıklığın etkisi de ortaya konulaya çalışılıştır. Bu aaç çerçevesinde, CO eisyonu, enerji tüketii, finansal gelişe, dışa açıklık ve ekonoik büyüe serileri kullanılıştır. Değişkenler arasındaki ilişkisi ARDL sınır testi ve VECM dayalı Granger nedensellik testiyle inceleniştir. Bu çalışada ele alınan döne, verilerin tein edildiği WB nin elektronik veri tabanındaki evcudiyetine göre belirleniştir. Veriler yıllık olup, Türkiye nin 1960-010 dönei çalışaızın kapsaını oluşturaktadır. Eşbütünleşe analizi sonucu, söz konusu değişkenler arasında uzun döneli bir ilişki olduğu ortaya konuştur. ARDL sınır testi sonucunda, he kısa he de uzun dönede Türkiye de CO eisyon seviyesini, enerji tüketii ile ekonoik büyüe pozitif yönde; ekonoik büyüenin karesi (InGDP ) ise negatif yönde etkilediği tespit ediliştir. Bu bulgular, EKC hipotezinin Türkiye için geçerli olduğunu ortaya koyaktadır. Bu yönüyle çalışaız Atıcı ve Kurt (007), Halicioglu (009), Öztürk ve Acaravcı (013) çalışalarıyla benzerlik gösterektedir. Bununla birlikte, Türkiye de finansal gelişe ile dışa açıklık CO eisyon seviyesini pozitif yönde etkilediği tespit ediliştir. Nedensellik testinin sonucu, kısa dönede finansal

Çevresel Kuznets Eğrisi Hipotezi: Türkiye İçin Eşbütünleşe ve Nedensellik Analizi 191 gelişeden CO eisyonuna, enerji tüketiine ve ekonoik büyüeye doğru tek yönlü olduğu belirleniştir. Uzun dönede ise CO eisyonu ile enerji tüketii, CO eisyonu ile ekonoik büyüe, CO eisyonu ile finansal gelişe birbirinin Granger nedeni olduğu ortaya konuştur. Yani, Türkiye de söz konusu değişkenler için feedback (geri-beslee) hipotezini doğrulayan bulgular elde ediliştir. Bununla birlikte, Türkiye de dışa açıklık; CO eisyon seviyesi, enerji tüketii ve ekonoik büyüe üzerinde öneli rol oynadığı nedensellik testi sonucu tespit ediliştir. Sonuç olarak, ele alınan dönede Türkiye için EKC hipotezinin geçerli olduğu ve özellikle enerji tüketii, finansal gelişe ve dışa açıklığın CO eisyonunu arttırdığı tespit ediliştir. Türkiye de enerji ihtiyacının büyük bir kısı fosil kaynaklardan sağlanakta (% 87.9) ve bu ihtiyacın öneli bir kısını dışarıdan tein etektedir. Bu duru Türkiye için he çevre açısından (CO ve SO gibi zehirli gazlar) he de enerjide dışa bağılılık (dışa açıklık) açısından sorun teşkil etektedir. Günüüzde küresel düzeyde topla CO eisyonunun % 50 den fazlasının fosil yakıt kullanıından kaynaklandığı göz önüne alındığında politika yapıcılarının bu konuda çevresel politikalara ve yasal düzenleelere ağırlık veresi gerektiğini söyleyebiliriz. Bu nedenle Türkiye deki enerji politikaları, gerek CO eisyonu gibi zehirli gazların neden olduğu çevresel sorunların azaltılası açısından, gerekse dışa açıklık ve ekonoik büyüe açısından büyük bir önee sahiptir. Bu çerçevede çalışaızın teel önerisi uzun vadede Türkiye enerji bağılılığını azaltarak, çevresel kirliliğini iniu düzeye indirecek istikrarlı büyüe politikaları uygulanalıdır. Daha açık bir ifadeyle, sürdürülebilir bir büyüe perforansı için enerji politikaları içinde özellikle yenilenebilir enerji tüketiinin arttırılasına yönelik politikalara öncelik verilelidir. Örneğin, birçok AB ülkelerinde olduğu gibi, elektrik üreten şirketlere 15, kota uygulaası getirilerek üretiinin belirli bir oranının yenilenebilir kaynaklı olası zorunluluğu getirilelidir. Yine yenilenebilir enerji üretiini teşvik etek için çeşitli sübvansiyonlar, vergi indirileri ve kredi kolaylıkları sağlanarak üreti aliyetleri düşürüleli ve bu alanda bürokratik engeller ortadan kaldırılalıdır. 6. Referanslar Akbostancı, E., Türüt-Aşık, S. and Tunç, G.İ. (009). The relationship between incoe and environent in Turkey: Is there an environental Kuznets curve? Energy Policy, 37(3), 861-867. Ang, J.B. (007). CO eissions, energy consuption, and output in France. Energy Policy, 35(10), 477-4778. Antle, J. and Heidebrink, G. (1995). Environent and developent: Theory and international evidence. Econoic Developent and Cultural Change, 43, 603-5. Atıcı, C. ve Kurt, F. (007). Türkiye nin dış ticareti ve çevre kirliliği: Çevresel Kuznets eğrisi yaklaşıı. Tarı Ekonoisi Dergisi, 13(), 61-69. ss. Başar, S. ve Teurlenk, M.S. (007). Çevreye uyarlanış Kuznets eğrisi: Türkiye üzerine bir uygulaa. Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bililer Dergisi, 1(1), 1-1. Bertinelli, T. and Strobl, E. (005). The environental Kuznets curve sei-paraetrically revisited. Econoics Letters, 88(3), 350 357. Bhattarai, M. and Haig, M. (001). Institutions and the environental Kuznets curve for deforestation: A cross-country analysis for Latin Aerica, Africa and Asia. World Developent, 9(6), 995 1010. 15 Özellikle Türkiye de elektrik üretiinden kaynaklanan CO eisyon oranın yaklaşık % 80 olduğu göz önüne alındığında, bunun öncelik arz ettiği söylenebilir.

19 Fuat LEBE Bradford, D.F., Schlieckert, R. and Shore, S.H. (000). The environental Kuznets curve: Exploring a fresh specification. CESifo Working Paper Series, No. 367. Brown, R.L., Durbın, J. and Evans, J.M. (1975). Techniques for testing the constancy of regression relations overtie. Journal of the Royal Statistical Society, 37(13), 149-163. Carson, R., Jeon, Y. and McCubbin, D. (1997). The relationship between air pollution eissions and incoe: USA data. Environent and Developent Econoics, (4), 433-450. Dietz, S. and Adger, W.N. (003). Econoic growth, biodiversity loss and conservation effort. Journal of Environental Manageent, 68, 3 35. Enders, W. (010). Applied econoetric tie series (3 rd ed.). New York: John Wiley and Sons. Engle, R.F. and Granger, C.W.J. (1987). Co-integrationand error correction representation, estiation and testing. Econoetrica, 55(), 51-76. ETKB (015). 014 yılı enerji dengesi. http://www.enerji.gov.tr/tr-tr/eigm-raporlari Erişi tarihi: 9.03.016. Focacci, A. (003). Epirical evidence in the analysis of the environental and energy policies of a series of industrialised nations, during the period 1960 1997, using widely eployed acroeconoic indicators. Energy Policy, 31, 333-35. Fodha, M. and Zaghdoud, O. (010). Econoic growth and pollutant eissions in Tunisia: An epirical analysis of the environental Kuznets curve. Energy Policy, 38(), 1150-1156. Grossan, G.M. and Kreuger, A.B. (1991). Environental ipacts of a North Aerican free trade agreeent. NBER Working Paper, No. 3914. Grossan, G.M. and Krueger, A.B. (1995). Econoic environent and the econoic growth. Quarterly Journal of Econoics, 110(), 353-377. Halicioglu, F. (009). An econoetric study of CO eissions, energy consuption, incoe and foreign trade in Turkey. Energy Policy, 37(3), 1156-1164. He, J. and Richard, P. (010). Environental Kuznets curve for CO in Canada. Ecological Econoics, 69(5), 1083-1093. Jalil, A. and Feridun, M. (011). The ipact of growth, energy and financial developent on the environent in China: A cointegration analysis. Energy Econoics, 33, 84-91. Johansen, S. and Juselius, K. (1990). Maxiu likelihood estiation and inference on cointegration-with applications to the deand for oney. Oxford Bulletin of Econoics and Statistics, 5(), 169-10. Jones, J. and Joulfaian, D. (1991). Federal governent expenditures and revenues in the early years of the Aerican republic: Evidence fro 179 and 1860. Journal of Macroeconoics, 13, 133-155. Kuznets, S. (1955). Econoic growth and incoe inequality. The Aerican Econoic Review, 45(1), 1-8. Masih, A.M.M. and Masih, R. (1996). Energy consuption, real incoe and teporal causality: Results fro a ulti-country study based on cointegration and error-correction odeling techniques. Energy Econoics, 18(3), 165 183. Mcpherson, M.A. and Nieswiadoy, M.L. (005). Environental Kuznets curve: threatened species and spatial effects. Ecological Econoics, 55, 395 407. Meng, M. and Niu, D. (011). Modeling CO eissions fro fossil fuel cobustion using the logistic equation. Energy, 36(5), 3355-3359. Özcan, B. (015). ÇKE hipotezi yükselen piyasa ekonoileri için geçerli i? Panel veri analizi. Doğuş Üniversitesi Dergisi, 16(1), 1-14. Öztürk, I. and Acaravci, A. (010). CO eissions, energy consuption and econoic growth in Turkey. Renewable and Sustainable Energy Reviews, 14(9), 30-5. Öztürk, I. and Acaravci, A. (013). The long-run and causal analysis of energy, growth, openness and financial developent on carbon eissions in Turkey. Energy Econoics, 36, 6-67. Panayotou, T. (1993). Epirical tests and policy analysis of environental degradation at different stages of econoic developent. ILO Technology and Eployent Prograe Working Paper, WP38. Panayotou, T. (1997). Deystifying the environental Kuznets curve: Turning a black box into a policy tool. Environent and Developent Econoics, (4), 465-484.