Niğde Üniversitesi İİBF Dergisi, 2014, Cilt: 7, Sayı: 1, s

Niğde Üniversesi İİBF Dergisi, 2014, Cilt: 7, Sayı: 1, s.1-12 1 SABİT SERMAYE YATIRIMLARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: PANEL NEDENSELLİK ANALİZİ ÖZ Ahmet ŞAHBAZ 1 Bu çalışmada sab sermeye yatırımları ve istihdam ile eonomi büyüme arasındai ilişi 27 AB ülesi ve Türiye nin 1991-2011 dönemi için panel birim ö, panel eşbütünleşme ve panel nedenselli analizleri ile test edilmiştir. Elde edilen sonuçlara göre uzun dönemde sab sermaye yatırımları ve istihdamdan eonomi büyümeye doğru Granger nedenselliğinin olduğu bulunmuştur. Bununla birle ısa dönemde sab sermaye yatırımlardan eonomi büyümeye doğru bir nedenselli ilişisi bulunamamıştır. Anahtar elimeler: Sab Sermaye Yatırımları, Eonomi Büyüme, Panel Veri, Avrupa Birliği Jel Sınıflandırması: E22, O10, O40, C23 RELATIONSHIP GROSS FIXED INVESTMENT AND ECONOMIC GROWTH: PANEL CAUSALITY ANALYSIS ABSTRACT In this study, the relation between gross fixed investment, employment and economic growth is analyzed in 27 European Union and Turey between years 1991 and 2011 by employing panel un root test, panel co-integration and panel causaly analyses. According to empirical findings, there is a Granger causation linage from gross fixed investment and employment to economic growth in the long run. However, there is no Granger causaly running from gross fixed investment to economic growth in the short run. Keywords: Gross Fixed Investment, Economic Growth, Panel Data, European Union. JEL Classification: E22, O10, O40, C23 GİRİŞ Klasi isadi görüşe göre eonomi büyümeyi açılayan en önemli unsur eonomilerin sahip olduları fizii sermaye biriimidir. Hatta Smh e göre ulusların zenginliğinin sağlanabilmesi için uzmanlaşma ve işbölümünün yanında özellile fizii sermaye biriiminin gerçeleşmesi geremetedir. İtisadi Gelişmenin Merhaleleri ni açılayan Rostow (1999) a göre, hareete geçme aşamasından endi endini besleyen olgunlu aşamasına geçme süreci anca sermaye biriimi ile mümündür. Klasi büyüme modelinde olduğu gibi Keynezyen ve Post-Keynezyen isat geleneğinden gelen Harrod- Domar büyüme modelinde de, belirli bir dönemdei milli gelir düzeyini belirleyen anahtar unsur toplam yatırım harcamalarına eş toplam fizisel sermaye stou (Güvel, 2011: 46) olara görülmetedir. 1950 li yılların iinci yarısında büyüme leratürüne hareetlili azandıran Solow (1956, 1957) çalışmalarında da eonomi büyümeyi işgücü başına sermaye biriiminin bir fonsiyonu olara ele almıştır. Neo-lasi büyüme modelinin de temelini oluşturan bu çalışmalarda, üretimde azalan verimler yasası geçerli olması nedeniyle, uzun dönemde sermaye biriimi eonomi büyümenin temel belirleyicisi olamayacağı abul edilmetedir. Solow modeli uzun 1 Gaziantep Üniversesi, İİBF, İtisat Bölümü, sahbaz@gantep.edu.tr

Ahmet ŞAHBAZ 2 dönemde üleler arasındai eonomi büyüme performansını belirleyen esas fatör olara sermaye biriimine ilave olara tenoloji gelişmeyi de modele dahil etmete ve tenoloji gelişmenin de dışsal olduğu abul edilmetedir. Solow sonrası dönemde büyüme leratüründe fizii sermaye yatırımları eonomi büyümeyi açılamada yetersiz almıştır. Bu nedenle fizisel sermaye tanımı Arrow (1962) tarafından ortaya atılan ve Romer (1986) tarafından da ullanılan yapara öğrenme ile genişletilmiştir. Bu bağlamda yapara öğrenme (learning by doing) ve bilginin taşma (spillovers of nowledge) etisiyle birle daha geniş bir anlamda ullanılmaya başlanılan fizisel sermaye yatırımları tüm eonomiye yayılara pozif dışsallıları ortaya çıarmatadır. Bilginin bu şeilde yayılması azalan verimleri ortadan aldırmatadır. 1980 lerin ortalarından ibaren Romer (1986), Lucas (1988), Barro (1990) ve Rebelo (1991) gibi isatçıların önderli ettiği ve içsel büyüme uramı olara adlandırılan bu yalaşım eonomi büyüme teorisine yeni bir baış açısı azandırmışlardır. Ülelerin büyüme potansiyellerini belirleyen anahtar unsurun tenoloji ilerlemeler olduğuna vurgu yapmatadırlar. Son dönem büyüme modellerine adar eonomi büyümenin ve/veya alınmanın ici gücü fizisel sermaye yatırımlarıdır. 1980 sonrası dönemde fizii sermaye yatırımları önemini göreceli olara yirse de uzun yıllar boyunca üleler arasındai gelişmişli farlarını açılayan birinci fatör olara görülmüştür. Özellile Nurse (1953) fairliğin ısır döngüsü olara adlandırılan fas daireden çıış mücadelesi veren ülelerin arşısına çıan en önemli sorun düşü tasarruf oranları olduğunu iddia etmiştir. Çünü düşü tasarruflar yatırımların yeterli seviyeye çımasını ısıtlayara sermaye biriiminin oluşmasını engellemetedir. Sermaye biriimindei yetersizli ise eonomi büyüme ve/veya alınma gerçeleştirilememesine yol açmatadır. Bu ısır döngüden çıış yolu ve aynı zamanda eonomi alınmanın il aşaması olara tasarruf esiliğinin önüne geçilmesi görülebilir. Faat sadece tasarruf oranlarının yüse olması eonomi alınma için yeterli değildir. Bununla birle tasarrufların üretim sürecine maine ve teçhizat olara dahil edilmesi veya yeni bir fabrianın inşa edilmesi gibi fizii sermaye stounda meydana gelen artış olara ifade edilen yeni yatırımlara dönüşmesi geremetedir (Agayev, 2010: 162). Kısaca özetleme gereirse, esasen güçlü ve sürdürülebilir eonomi büyümenin temelinde fizii sermaye yatırımları ve bu yatırımları teşvi eden yenili yaratan fiirler bulunmatadır. Yatırımlar ve yeni fiirler teşvi edildiğinde ise özel setör için daha fazla istihdam yaratma imanı ortaya çımatadır (OECD, 2006). İstihdam ve yatırım artışları ise eonomi büyümenin vazgeçilmez ii ana unsurudur. Gelenesel görüşe göre gelişmete olan ülelerin tersine gelişmiş üleler açısından ne yurtiçi tasarruflar ne de fizii sermeye yatırımları bir problem teşil etmez. Bununla birle günümüzde sermaye aımlarının serbestleşmesi, sermaye sahiplerinin sermayelerini güvence altına alabileceleri finansal sistem araçlarının geliştirilmesi ve dolayısıyla finansal piyasalardai gelişmeler, gelişmiş eonomilerde yurtiçinde yapılan tasarrufların nerede fizii sermaye yatırımına dönüşeceğini belirsizleştirmiştir. Bundan dolayı fizii sermaye yatırımlarının eonomi büyüme üzerindei ısa ve uzun dönemde etilerinin gelişmiş üleler için de incelenmesi gereli hale gelmiştir. Açılamalar ışığında bu çalışmada sab sermaye yatırımlarının Avrupa Birliği ne üye üleler için de önemli bir büyüme aynağı olup olmadığı incelenmetedir. Çalışmada son dönem verileri panel data yöntemi ile analiz edilmete, ontrol değişeni olara ise işgücü ullanılmatadır. Mevcut leratürden farlı olara panel eşbütünleşme ve panel nedenselli testlerinin uygulanması ve seçilen üle grubu bu çalışmanın önem ve orijinalesini artırmatadır. Çalışmanın örnelemi 27 AB ülesi ile Türiye olma üzere toplam 28 üleyi apsamatadır. Burada arşımıza çıan en önemli problem örnelemin

Niğde Üniversesi İİBF Dergisi, 2014, Cilt: 7, Sayı: 1, s.1-12 3 boyutu olmuştur. Örnelemi genişletilmeye çalıştıça arşımıza zaman periyodunun ısalması sorunu çımıştır. Bu nedenle çalışmanın en geniş zaman aralığı 1991-2011 yılları olara belirlenmiştir. Çalışmanın sonrai bölümünde onu ile ilgili ampiri ve teori leratür incelenmetedir. Çalışmanın üçüncü bölümünde oluşturulan model ve ullanılan veriler tanımlanıren, taip eden bölümde ampiri yöntem haında bilgi verilmetedir. Çalışmanın beşinci bölümünde elde edilen bulgulara yer verilmetedir. Son bölümde ise sonuçlar ve polia önerileri sunulmatadır. 1. LİTERATÜR Ampiri çalışmalarda, fizisel sermaye yatırımları ile eonomi büyüme arasındai ilişiyi test eden çalışmalarda orta bir görüş olduğunu ifade etme mümün değildir. Örneğin, Blomstrom, Lipsey ve Zejan (1996) fizii sermaye yatırımları/gsyih ve maine ve eipman yatırımları/gsyih değişenleri ile işi başına GSYİH verilerinden hareetle 1960-1985 yılları için yaptığı analizde fizii yatırımlarının eonomi büyümeyi uyardığına dair herhangi bir bulguya ulaşamamışlardır. Tersine eonomi büyümenin sermaye biriimini uyardığını bulmuşlardır. King ve Levine (1994) ise 105 üle üzerine yaptıları analizlerde sermaye biriimi eonomi gelişmenin yalnızca önemli bir belirleyicisi değil, aynı zamanda eonomi gelişmenin bir özelliği olduğunu ortaya oymuşlardır. De Long ve Summers (1991) maine ve eipman yatırımlarının eonomi büyüme ile yaından ilişili olduğunu 1960-1985 döneminde eipman yatırımlarındai bir artışın GSYİH büyüme oranını arttırdığını ortaya oymuşlardır. De Long ve Summers (1992) ise eonomi büyüme ve fizisel sermaye yatırımları arasındai ilişiyi farlı bir örnelemde yeniden test etmişlerdir. Bu çalışmada e olara eonomi verimliliği arttırmada eipman yatırımlarının etisini de incelemişlerdir. Yazarlar bu çalışmalarında, sermaye biriiminin eonomi büyümeyi arttırdığını ortaya oymuşlardır. Özetle De Long ve Summers (1991 ve 1992) çalışmalarında 1960 sonrası dönemde çoğu ülede sermaye biriiminin eonomi büyüme oranını belirlediğine vurgu yapmışlardır. Ayrıca Levin ve Renelt (1992) yatırımlar ile büyüme arasında pozif yönlü güçlü bir orelasyon ilişisinin bulunduğunu tesp etmişlerdir. Barro ve Lee (1994), yatırımlar ile eonomi büyüme arasındai ilişiyi test ettileri çalışmalarında yatırımlarda meydana gelen yüzde 1 oranındai bir artışın, eonomi büyümeyi yalaşı yüzde 0,12 oranında artıracağını vurgulamışlardır. Romer (1987) de fizisel sermaye yatırımlarının eonomi büyüme üzerinde meydana getirdiği etileri ampiri olara test etmiştir. Bu çalışmada yatırımların milli gelir içindei payının, büyüme oranını açılayıp açılamadığı test edilmiştir. Klasi büyüme modelinde bu şeilde bir ilişinin var olmaması nedeniyle, ilişinin varlığı tesp edilirse, fizisel sermaye yatırımlarının ortaya çıardığı pozif dışsallıların da varlığına işaret edecetir. Sonuç olara Romer, pozif dışsallılarında etisiyle fizisel sermayedei artışlar, eonomi büyümeyi arttıracağına vurgu yapmıştır. Jones un (1994) sermaye fiyatları ile eonomi büyüme arasındai ilişiyi ampiri olara incelemiştir. Maine yatırımlarının büyüme sürecini belirleyen önemli unsur olduğunu ortaya oymuştur. Bu nedenle maine yatırımlarının teşvi edilmesi uzun dönem büyüme oranı ve eonomi refahı artıracağı sonucuna ulaşmıştır. 1950-88 yılları için OECD üleleri üzerine zaman serisi yöntemini ullanan Jones (1995), sermaye malları yatırımlarında meydana gelen artışların, ısa ve orta dönem arasında bir büyümeye yol açtığını ortaya oymuştur. Ayrıca

Ahmet ŞAHBAZ 4 bu sürecin yalaşı olara beş ile seiz yıllı bir zaman dilimini apsadığını ve seiz yıl sonrasında ise eonominin yeniden durgun durum dengeli büyüme oranına terar döndüğünü göstermiştir. Kısaca ifade etme gereirse Jones a göre, yatırım oranlarının eonomi büyüme üzerindei etisi süreli değildir. Benzer bir sonucu Romero-Avila da (2006) bulmuştur. 26 OECD ülesinin 1950-88 yıllarına a verilerini ullanara yaptığı çalışmada Ng-Perron ve ADF-GLS birim ö testlerini ullanmıştır. Ateş (1998) ise 1950-1992 dönemini apsayan verileri ullanara 68 ülede AK tipi modelin geçerliliğini VAR analizi ile test etmiştir. Analiz sonuçlarına göre uzun dönemli büyümenin fizisel sermaye yatırımları analıyla sağlanamayacağını ortaya oymuştur. Bosin ve Lau (1992) İinci Dünya savaş sonrası dönemde Fransa, Batı Almanya, Japonya, İngiltere, ABD gibi gelişmiş beş eonomi üzerine yaptığı çalışmasında, sermaye biriimi ile tenoloji gelişmelerin eonomi büyümeye atılarını, sırasıyla yüzde 30 ve yüzde 70 olara tahmin etmişlerdir. Yedi sanayileşmiş eonominin (G-7) Barro ve Sala-i Martin (1995: 380-381) tarafından ele alındığı çalışmada 1960-1990 yıllarını apsayan veri seti ullanılmış ve eonomi büyümenin temel belirleyicilerinin sermaye biriimi ve tenoloji gelişme olduğuna vurgu yapılmıştır. G-7 ülelerinde sermaye biriiminin eonomi büyüme üzerindei etisinin yüzde 50 nin üzerinde, Latin Ameria ve Doğu Asya ülesinde ise yalaşı yüzde 40 olduğu tahmin edilmiştir. Romero-Avila (2009:3030) 1950-1992 yılları arasında alan dönemde 61 ülenin veri setiyle panel birim ö testleri ve gecimesi dağıtılmış bir regresyon analizi yapara üreten fizii yatırımlar (toplam yatırımlardan onut yatırım harcamalarını dışlamış) ve eonomi büyüme arasındai ilişiyi test etmiştir. Çalışmada hem büyüme hem de yatırım oranlarını durağan bulmuştur. Gecimeli regresyon analizi sonucunda da verimli yatırım harcamalarıyla büyüme arasında pozif bir ilişi bulmuştur. 24 OECD ülesinin 1950-1992 dönemini apsayan verilerle Li (2002) eonomi büyüme ve yatırım oranları arasındai uzun dönemli ilişiyi AK modelinin geçerliliğini test etmiştir. Bulguları yatırım ve büyüme arasında uzun dönemli ilişinin AK modeli ile tutarlı olduğunu ortaya oymuştur. Berber vd. (2001) Türiye de eonomi büyüme ve yatırım harcamaları ve yatırım harcamalarının bileşenleri; imalat, enerji ve ulaştırma yatırımları arasındai ilişiyi 1968-1998 yılları için test etmişlerdir. Yazarlar modelde yer alan değişenlerin stoasti veya deterministi bir trende sahip olup olmadılarını test edere AK tipi modelin geçerliliği ampiri olara analiz etmişlerdir. Buna göre çalışmada imalat, enerji, ulaştırma ve toplam sab sermaye yatırımları değişenlerinin deterministi veya stoasti en azından bir trend içerdiğini, eonomi büyüme oranı değişeninin ise deterministi veya stoasti herhangi bir trend içermediği sonucuna varılmıştır. Bu durum Türiye için tahmin edilen AK tipi modelin, yatırımlarda meydana gelen süreli bir artışın, eonomi büyümeyi süreli artıracağı yönündei öngörüsü ile çelişmiştir. Berber vd. sonuçlarına göre bu model Türiye için geçerli değildir. Şılar ve Kaya (1998) ise isadi büyümeye atısı olan fatörleri tesp etmeye yöneli yaptıları çalışmalarında 1963-1996 döneminde Türiye eonomisini incelemişlerdir. Analiz sonuçlarına göre özel setör fizii sermaye yatırımlarının eonomi büyümeye neden olduğunu, bununla birle amu setörü özel yatırımlarının eonomi büyümeye neden olmadığını ortaya oymuşlardır. Yazarlar beşeri sermayeyi de analize dahil ettileri modelde özel setör yatırımlarının amu yatırımlarına nazaran büyüme üzerindei etisinin yalaşı ii at fazla olduğunu tesp etmişlerdir.

Niğde Üniversesi İİBF Dergisi, 2014, Cilt: 7, Sayı: 1, s.1-12 5 2. MODEL VE VERİLER Bu çalışmada sab sermaye yatırımları, işgücü ve eonomi büyüme arasındai ilişi test edilmetedir. Çalışmanın örnelemi Estonya hariç 27 AB ülesi ve Türiye den oluşmatadır. Oluşturulan eonometri model 1991-2011 yılları arasındai 21 yıla a veriler ile tahmin edilmiştir. Denlem 1 de lngdp cari fiyatlarla GSYİH ı, lngfcf ise sab sermaye yatırımlarının GSYİH içerisindei payını ve lnemp ise işgücünün toplam nüfus içerisindei payını göstermetedir. Model tam logarmi biçimde tahmin edilmiştir. Veriler WB (2013) WDI 2 veri tabanından elde edilmiştir. (1) Modelde sab sermaye yatırımları ve işgücünün isadi olara belenen atsayı işaretleri poziftir. Yani yatırımlardai ve işgücündei artışın eonomi büyümeyi olumlu yönde etilemesi belenmetedir. 3. YÖNTEM Zaman serisi analizinde olduğu gibi, panel veri modellerinde de düzmece regresyon problemiyle arşılaşmama için serilerin birim ö içerip içermedilerinin araştırılması geremetedir. Serilerin durağanlılarının araştırılması için uygulamada Levin, Lin ve Chu, 2002; Breung, 2000; Im, Pesaran ve Shin, 2003; Maddala ve Wu, 1999; Choi, 2001; Hadri, 2000 gibi birço birim ö testi ullanılmatadır. Bu çalışmada ise birim ö tespinde en sı ullanılan Breung (2000), Levin, Lin, Chu (LLC) (2002) ve Im, Pesaran, Shin (IPS) (2003) testleri tercih edilmiştir. Seviye değerlerinde birim ö bulunan (durağan olmayan) değişenlerin birinci farlarında birim ö sorununun ortadan alması (serilerin durağan hale gelmesi) durumunda, uzun dönem ilişisinin araştırılması için eşbütünleşme testleri yapılmalıdır. Bu çalışmada Pedroni (1999) eşbütünleşme testlerinden yararlanılacatır. Pedroni nin geliştirdiği testler, aşağıdai gibi bir denlemden elde edilen artılar (hata terimi) üzerine urulmuştur. Bu nedenle il aşama eşbütünleşme regresyonundan elde edilen artıları hesaplamatır (Pedroni, 1999: 656): y i, t i 1 ix1 i, t 2 ix2i, t... mi xmi, t i, t (2) t=1,...,t; i=1,...,n; m=1, M t zaman sürecindei gözlem sayısı, N paneldei yatay eslerin toplam sayısı ve M regresyondai değişenlerin sayısıdır. Eşbütünleşme testini yapma için regresyon modeli tahmin edilmetedir. Pedroni (1999), H0 : i 0 eşbütünleşme olmadığı boş hipotezine arşı, standart normal dağılıma sahip yedi adet farlı test; Panel-, Panel-, Panel-PP, Panel-ADF, Group-, Group PP, Group-ADF önermiştir. İl dört test es içi panel eşbütünleşme, diğer üçü ise esler arası panel eşbütünleşme 1 v 2 Worldban Development Indicator, http://databan.worldban.org/data/views/variableselection/selectvariables.aspx?source=wo rld-development-indicators, 15.06.2013

Ahmet ŞAHBAZ 6 istatistileridir. Bu istatistilerin arşılaştırmalı avantajları büyü ölçüde veri oluşum sürecine göre değişmetedir. Küçü örnelemlerde group- istatistiği, örnelem boyutu büyümeye başladıça panel- istatistiğinin anlamlılığı eşbütünleşme olduğunu önemli bir göstergesidir (Pedroni, 2004: 614). Değişenler arasında eşbütünleşme tesp edilden sonra, eşbütünleşme parametreleri Pedroni (2000 ve 2001) tarafından geliştirilen grup-ortalama panel FMOLS (Fully Modified Ordinary Least Squares) ve DOLS (Dynamic Ordinary Least Squares) yöntemleri ile bulunacatır. Panel FMOLS tahmin edicisi, ˆ * 1 * N olara gösterilir, buradai * FMi GFM denlem (1) dei her üle için FMOLS tahmininden elde edilmetedir. Panel DOLS tahmin edicisi ise, aşağıda gösterilen Denlem (3) dei modelin her bir üle için EKK tahminleri ile elde edilecetir. N i1 FMi ln GDP 0i 1 i ln GFCF 2i ln EMP Kii Kii ln GFCF i Kii i Kii ln EMP (3) Buradai K i ve K i öncüller ve gecimelerdir. Panel DOLS tahmin edicisi, ˆ * GD N N 1 i1 * Di olara yazılır, * Di denlem (3) nin tahmininden elde edilmiştir. Eşbütünleşme ilişisi, değişenler arasında en az bir yönlü nedenselli ilişisinin olabileceğinin bir göstergesidir. Eşbütünleşi panellerde, panel nedenselli testlerini yapabilme için panel hata düzeltme modelinin tahmin edilmesi geremetedir. Bir panel VECM modelini (4), (5) ve (6) nolu denlemlerde gösterildiği şeilde urma mümündür (Ağır, Kar ve Nazlıoğlu, 2011): ln ln ln GDP 1 i 11 ip ln GDP p 12 ip ln GFCF p 13 ip ln EMP ˆ p 1 i 1 (4) 1 p1 p1 p1 GFCF 2i 21ip ln GFCF p 22ip ln GDP p 23ip ln EMP ˆ p 2i 1 (5) 2 p1 p1 p1 EMP 3i 31ip ln EMP p ip GDP p ip GFCF ˆ 32 ln 33 ln p 3i 1 (6) 3 p1 p1 p1 Denlemlerdei optimal gecimeleri, ˆ ise denlem (1) dei panel FMOLS tahmininin hata terimlerini göstermetedir. Değişenler arasındai ısa ve uzun dönem nedenselliler bu denlemlerden elde edilmetedir. Bir değişenden diğerine ısa dönem nedenselli değişenlerin gecimeli değerlerine uygulanan Wald testi yoluyla tesp edilmetedir. Uzun dönem nedenselli ise, hata terimlerinin atsayılarının ( ) t istatistilerine göre belirlenmetir. Burada hata düzeltme atsayılarının istatistii olara anlamlı olması uzun dönemde nedenselli ilişisinin varlığının bir göstergesidir (Ağır ve Utlu, 2011).

Niğde Üniversesi İİBF Dergisi, 2014, Cilt: 7, Sayı: 1, s.1-12 7 4. BULGULAR Eşbütünleşme analizlerinin il aşaması olan değişenlerin açıncı dereceden durağan oldularını belirleyebilme için Breung (2000), Levin, Lin, Chu (LLC) (2002) ve Im, Pesaran, Shin (IPS) (2003) testleri ullanılmıştır. Panel birim ö test sonuçları Tablo 2. de gösterilmiştir. Bu testlerin tamamında boş hipotezler değişenlerin birim ö içerdilerini alternatif hipotez ise değişenlerin durağan oldularını ileri sürmetedir. Tablo 2. Panel Birim Kö Testleri Değişenler LLC Breung IPS Sabli Sabli ve Sabli Sabli ve Sabli Sabli ve Trendli Trendli Trendli LNGDP 0.28 [0.6108] LNGFCF -2.62 [0.043] LNEMP -4.01 LNGDP -15.8703 LNGFCF -8.90 LNGEMP -11.08-2.62 [0.0043] -0.44 [0.3281] -0.55 [0.2912] -13.13-9.69-9.74-1.16 [0.1221] 0.66 [0.7454] 0.036 [0.5143] -8.0149-4.3158-3.6690 [ 0.0001] 5.67 [1.0000] -2.97 [0.0015] -3.38 [0.0004] -12.36-9.48-10.28-2.44 [0.0073] -1.88 [0.0297] -1.38 [0.0826] -8.60-8.38-7.95 Köşeli parantez içerisindei raamlar p değerlerdir. LLC için Bartlett ernel ile Newey-West bant genişliği seçimi ullanılmıştır. Masimum gecime uzunluğu 4 olara Kabul edilmiştir. Schwarz Bayesian reri LLC ve IPS testleri için optimal gecime uzunluğunu belirleme için ullanılmıştır. Birim ö sonuçlarına göre LNGDP değişeni LLC ve IPS testlerinin sabli düzeylerinde ve Breung testinin sabli ve trendli düzeyinde birim öe sahiptir. Yani boş hipotezi abul edilmetedir. LNGFCF değişeni LLC ve Breung testlerine göre birim öe sahiptir. LNEMP değişeni ise LLC, Breung, IPS testlerine göre sabli ve trendli modellerde birim öe sahiptir. Breung testi değişenlerin tamamının düzey değerlerinde birim öe sahip olduğunu ortaya oymatadır. Sonuç olara üç farlı birim ö testlerinden elde edilen sonuçlar %99 güven aralığında değişenlerin düzey değerlerinde durağanlılarına ilişin açı bir anıt ortaya oymamatadır. Bu nedenle Nazlıoğlu (2010) referans alınma suretiyle serilerin birinci farı alınara birinci dereceden durağan olup olmadıları araştırılmıştır. Tablo 2. de birinci farları alınara yapılan test sonuçları da rapor edilmiştir. Birinci farlara uygulanan birim ö sonuçları serilerin tamamının birinci dereceden durağan oldularını göstermetedir. Yani tüm değişenler I(1) dir. Tablo 3. Panel Eşbütünleşme Test Sonuçları Kes İçi Testler (WhinTests) Sab Terimli Sab Terimli ve Trendli Panel- 6.5028*** -2.2006 Panel- 2.6787*** 2.2947*** Panel-PP 0.6582 2.1694*** Panel-ADF -0.3522 3.5141*** Keslerarası Testler (Between Tests)

Ahmet ŞAHBAZ 8 Group- 4.1331*** 4.0684*** Group PP 1.0519 3.5367*** Group-ADF -0.4944 5.4341*** ***,** ve * sırasıyla yüzde 1, yüzde 5 ve yüzde 10 seviyesindei anlamlılığı göstermetedir. Düzey değerlerinde birim ö bulunan değişenlerin birinci farlarında birim ö sorununun ortadan alması durumunda, uzun dönem ilişisinin araştırılması için eşbütünleşme testleri yapılmalıdır. Değişenler arasındai uzun dönem ilişilerin var olup olmadığını analiz etme için Pedroni (1999) tarafından geliştirilen panel eşbütünleşme testleri ullanılmıştır. Tablo3. de hem sabli hem de sabli ve trendli modelden elde edilen panel eşbütünleşme test sonuçları rapor edilmiştir. Panel değişenleri arasında eşbütünleşme yotur boş hipotezi Panel- dışındai istatistiler tarafından reddedilmetedir. Bu nedenle değişenler uzun dönemde eşbütünleşilerdir. Panel- istatistiği ise negatif bir test istatistiği (-2.2006) elde edildiği için eşbütünleşme yotur boş hipotezi abul edilmetedir. Tablo 4. Panel Eşbütünleşme Parametreleri lngdp lngfcf lnemp Panel DOLS 0.2639 (20.7463)*** 0.0507(13.3827)*** Panel FMOLS 0.1374 (11.5147)*** 0.0347 (9.5285)*** Parantez içindei değerler t-istatistileridir. *** yüzde 1 seviyesindei anlamlılığı temsil etmetedir. Değişenler arasındai eşbütünleşmenin belirlenmesinden sonra, panel eşbütünleşme parametrelerinin belirlenmesi geremetedir. Panel DOLS ve Panel FMOLS den elde edilen eşbütünleşme parametreleri Tablo 4. de gösterilmetedir. Buna göre brüt sab sermaye yatırımları (lngfcf) ve işgücü (lnemp) bağımlı değişen olan lngdp yi pozif ve istatistisel olara anlamlı bir şeilde etilemetedir. lgdp lngfcf lnemp Tablo 5. Panel Granger Nedenselli Testi Sonuçları Kısa Dönem Nedenselli Uzun Dönem Nedenselli lngdp lngfcf lnemp t1 0.8278 26.5256 0.03428 [0.6600] (2.1628) *** 2.2109 22.1370-0.0031 [0.3310] *** (-0.9455) 2.6284 28.5472 0.0466 [0.2687] *** (3.8649) *** Köşeli parantez içindei değerler p-değerleri, parantez içindei değerler ise t istatistileridir. ***,** ve * işaretleri, yüzde 1, yüzde 5 ve yüzde 10 seviyesindei anlamlılıları temsil etmetedir. Tablo 5. dei panel Granger nedenselli testi sonuçları değerlendirildiğinde, Kısa dönemde brüt sab sermaye yatırımları lngfcf dan lngdp ye doğru bir nedenselli yoen, istihdam (lnemp) dan lngdp ye doğru bir Granger nedenselliği vardır. Kısa dönemde ayrıca lnemp ve lngfcf arasında çift yönlü bir nedenselli bulunmatadır. Yani lnemp den lngfcf ya ve lngfcf den de lnemp ye doğru nedenselli söz onusudur. Uzun dönemde nedenselliğin aynağı olara ii değişen birden gösterilmetedir, te bir değişenin etisi uzun dönemde görülememetedir. Uzun dönem nedenselli analizlerini

Niğde Üniversesi İİBF Dergisi, 2014, Cilt: 7, Sayı: 1, s.1-12 9 şu şeilde sıralama mümündür: i) Sab sermaye yatırımları ve istihdamın lngdp nin Granger nedenselliği olduğunu, ii) lngdp ve istihdamın ise lngfcf nin nedenseli olmadığını iii) lngdp ve lngfcf nin istihdamın nedenseli olduğunu göstermetedir. Sonuçlar 27 AB üyesi ve Türiye için Cobb-Douglass formundai bir üretim fonsiyonunun uzun dönemde geçerli olduğunu, faat ısa dönemde geçerli olmadığını göstermetedir. Başa bir ifade ile sab sermaye yatırımları ve istihdamdan büyümeye doğru bir nedenselli ilişisi bulunuren, ısa dönemde sadece istihdamdan büyümeye doğru bir nedenselli ilişisini elde edilmiştir. Ayrıca uzun dönemde sab sermaye yatırımları ve eonomi büyümeden istihdama doğru da bir nedenselli ilişisi bulunmatadır. Burada sab sermaye yatırımları ve eonomi büyümenin aynı zamanda istihdam artışına yol açtığını ifade etme mümündür. SONUÇ VE ÖNERİLER Bu çalışmada eonomi büyüme oranı ile fizii sermaye yatırımları ve işgücü arasındai ilişiler güncel veriler ve panel birim ö, panel eşbütünleşme ve nedenselli analizleri gibi eonometri teniler ullanılara incelenmiştir. Çalışmada 1991-2011 dönemini apsayan veriler ullanılara Türiye ve 27 AB üyesi üle için tahminler yapılmıştır. Tahmin sonuçları ısa ve uzun dönemi ayrı ayrı değerlendirildiğinde, ısa dönemde işgücünden eonomi büyümeye doğru Granger nedenselli bulunuren, yatırımlardan büyümeye doğru bir nedenselli bulunamamıştır. Ayrıca ısa dönemde işgücü ve yatırımlar arasında çift yönlü bir nedenselli ilişisi de tesp edilmiştir. Bu nedenle esasen ısa dönemde yatırım ve işgücü artışlarının dolaylı yoldan eonomi büyümeyi etilediği ifade edilebilir. Uzun dönemde ise sab sermaye yatırımları ve istihdamdan büyümeye doğru bir nedenselli ilişisi bulunmuştur. AB üyesi üleler ve Türiye de yatırımlarda ve işgücünden meydana gelen artışların eonomi büyüme üzerinde pozif bir etisinin olduğunu göstermetedir. Uzun dönemde tesp edilen bir başa husus ise, sab sermaye yatırımları ve eonomi büyümeden istihdama doğru da bir nedenselli ilişisinin bulunduğudur. Yatırım artışı ve eonomi büyüme ele alınan ülelerde işgücü piyasasına olumlu yönde eti etmetedir. Çalışmanın bulguları Barro ve Sala-i Martin (1995), Bosin ve Lau (1992), Jones un (1994 ve 1995), Levin ve Renelt (1992), King ve Levine (1994) ile benzer sonuçlar ortaya oymatadır. İtisat teorisi açısından eonomi büyümenin temel dinamilerinin araştırılması ve büyümenin aynalarının tesp edilmesi uygulanaca poliaların seçiminde ço önemlidir. Bu bağlamda özellile uzun dönemde fizii sermaye yatırımları ve işgücünde meydana gelen artışların eonomi üzerinde olumlu etileri vardır. Bu nedenle fizii sermaye yatırımlarını cazip hale getirece vergi avantajları ve alt yapı teşvilerinin sağlanması sürdürülebilir bir eonomi büyümenin sağlanması açısından olduça önemli olacatır. KAYNAKÇA AGAYEV, S. (2010) Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ve Eonomi Büyüme İlişisi: Geçiş Eonomileri Örneğinde Panel Eştümleşme ve Panel Nedenselli Analizleri Gazi Üniversesi İtisadi ve İdari Bilimler Faültesi Dergisi 12/1 (2010). 159-184

Ahmet ŞAHBAZ 10 AĞIR, H. ve Utlu, S. (2011) Ar-Ge Harcamaları ile Eonomi Büyüme İlişisi: OECD Örneği Panel Eşbütünleşme ve Nedenselli Analizi, 9. Uluslararası Bilgi Eonomi ve Yönetim Kongresi Bildiri Kapçığı, Saraybosna. AĞIR, H., Kar, M. ve Nazlıoğlu, Ş. (2011) Do Remtances Matter for Financial Development in the MENA Region? Panel Cointegration and Causaly Analysis, Empirical Economics Letters, 10(5): 449-456. ARROW, K. J, (1962) "The Economic Implications of Learning by Doing" Review of Economic Studies, Vol. 29, Iss. 3, 155-73. ATEŞ, S. (1998) İçsel Büyüme Modellerinde Fizisel Sermaye Yatırımlarının Önemi: Uluslararası Verilerle Bir Baış Çuurova Üniversesi, İtisadi ve İdari Bilimler Faültesi Dergisi, 8(1). BARRO, R.J, (1990) Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth Journal of Polical Economy, 98, 5, 103-125. BARRO, R.J.; X. Sala-i Martin (1995) Economic Growth, McGraw-Hill, Inc. BERBER, M., Sivri, U. ve Artan, S. (2001) Türiye'de Yatırım Harcamaları-Eonomi Büyüme İlişisi, AK Modeli Testi, 1968-1998 İstanbul Üniversesi, Siyasal Bilgiler Faültesi Dergisi, Eim, 61-70. BLOMSTROM, M., R. E. Lipsey ve M. Zejan (1996) Is Fixed Investment the Key to Economic Growth? Quarterly Journal of Economics, 111, 269-276. BOSKİN, M. J. ve L. J. Lau (1992) Capal, Technology and Economic Growth içinde Rosenberg, ve diğ. (der.), Technology and the Wealth of Nations, ss. 17-55, Stanford Universy Press, Stanford. BREİTUNG, J., 2000. The local power of some un root tests for panel data. In: Baltagi, B.H. (Ed.), Nonstationary Panels, Panel Cointegration and Dynamic Panels, Advances in Econometrics 15, pp. 161 177. CHOİ, I. (2001) Un Root Tests for Panel Data, Journal of International Money and Finance, 20: 249 272. DE LONG, J. B. ve Summers, L. (1992) "Equipment Investment and Economic Growth: How Strong Is the Nexus?" Brooings Papers on Economic Activy, 157-211, Erişim: http://www.brooings.edu/~/media/projects/bpea/1992%202/1992b_bpea_delo ng_summers_abel.pdf, 18.05.2013. DE LONG, J. B., ve Summers, L. (1991) "Equipment Investment and Economic Growth" Quarterly Journal of Economics", 106 (2): 445-502. GÜVEL, E.A. (2011), Eonomi Büyüme Kuramları: Ulusların Zenginliği nin Dinamileri, Karahan Kabevi, Adana. HADRİ, Kaddour (2000), Testing for Stationary in Heterogeneous Panels, Econometrics Journal, Volume 3, pp. 148-161. IM, K.S., Pesaran, M.H., Shin, Y., 2003. Testing for un roots in heterogeneous panels. J. Econometrics 115, 53 74.

Niğde Üniversesi İİBF Dergisi, 2014, Cilt: 7, Sayı: 1, s.1-12 11 JONES, C.I. (1994) Economic Growth and the Relative Price of Capal Journal of Monetary Economics, Volume 34, Issue 3, pp. 359-382. JONES, C.I. (1995) Time Series Tests of Endogenous Growth Models Quarterly Journal of Economics, 110 (2), 495-525. KİNG, R. G. ve Levine, R. (1994) Capal Fundamentalism, Economic Development and Economic Growth Policy Research Woring Paper, no: 1285, Dünya Banası. LEVİN, A., Lin, C., Chu, C.J., 2002. Un root rests in panel data: Asymptotic and finesample properties. J. Economet. 108, 1 24. LEVİNE, R. ve Renelt, D. (1992) A Sensivy analysis of Cross-country Growth Regressions, American Economic Review, 82 (4), ss. 943-963. Lİ, D. (2002), Is the AK Model Still Alive? The Long-Run Relation Between Growth and Investment Reexamined, Canadian Journal of Economics, 35, 92-114. LUCAS, R.E. (1988) On the Mechanics of Economic Development Journal of Monetary Economics, 22, 3-42. MADDALA, G.S. ve Wu, S. (1999) A Comparative Study of Un Root Tests wh Panel Data and a New Simple Test, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 61: 631-652. NAZLIOĞLU, Ş. (2010), Exchange rate uncertainty and agricultural trade: panel cointegration analysis for Turey, Agricultural Economics 41, 537 543. NURKSE, R. (1953), Problems of Capal Formation in Underdeveloped Countries, Oxford: Basil Blacwell. OECD, (2006) Promoting Private Investment for Development, The Role of ODA DAC Guidelines and Reference Series, Erişim: http://www.oecd.org/development/povertyreduction/36566902.pdf, 08.07.2013 PEDRONİ, P. (2004) Panel Cointegration: Asymptotic and Fine Sample Properties of Pooled Time Series Tests wh an Application to the PPP Hypothesis, Econometric Theory, 20: 597-625. PEDRONİ, P., 1999. Crical values for cointegration tests in heterogeneous panels wh multiple regressors. Oxford Bull. Econ. Stat. 61(Special Issue), 653 670. PEDRONİ, P., 2000. Fully modified OLS for heterogeneous cointegrated panels. In: Baltagi, B.H. (Ed.), Nonstationary Panels, Panel Cointegration and Dynamic Panels, Advances in Econometrics, 15, pp. 93 130. PEDRONİ, Peter (2001), Purchasing Power Pary Tests in Cointegrated Panels, Review of Economics and Statistics, Vol. 83, 2001, pp. 727-931. REBELO, S.T. (1991) Long-Run Policy Analysis and Long-Run Growth Journal of Polical Economy, 99(3), 500-521. ROMER, P.M. (1986) Increasing Returns and Long-Run Growth Journal of Polical Economy, 94(5), 1002-1037. ROMER, P.M. (1987) Growth Based on Increasing Returns Due to Specialization, The American Economic Review, Vol. 77, No. 2, pp. 56-62.

Ahmet ŞAHBAZ 12 ROMERO-AVİLA, D. (2006), Can the AK Model Be Rescued: New Evidence From Un Root Tests Wh Good Size And Power, Topics in Macroeconomics, 6, 1-42. ROMERO-AVİLA, D. (2009), Productive Physical Investment and Growth: Testing the Validy of the AK Model From A Panel Perspective, Applied Economics, 41(23), 3027-3043. ROSTOW, W.W. (1999) İtisadi Gelişmenin Merhaleleri, Çev. Erol Güngör, Ötüen Yayınları, İstanbul. SOLOW, R. M. (1956) A Contribution to the Theory of Economic Growth Quarterly Journal of Economics, 70, 214-231. SOLOW, R. M. (1957) Technical Change and the Aggregate Production Function, Review of Economics and Statistics, 39, 312-320. ŞIKLAR, İ. ve Kaya, A. (1998) Türiye de Özel Setör Yatırımları ve İçsel Büyüme", Eonomi Yalaşım, 9, 61-70. WORLDBANK DATABANK (2013), World Development Indicators, Erişim: http://databan.worldban.org/data/views/variableselection/selectvariables.asp x?source=world-development-indicators, 15.06.2013