Türkiye Perakende Sektöründeki Satış Hacmi ve Tüketici Güveni Arasındaki Kısa ve Uzun Dönem İlişkisi

Türkiye Perakende Sektöründeki Satış Hacmi ve Tüketici Güveni Arasındaki Kısa ve Uzun Dönem İlişkisi Halim TATLI 1 Bingöl Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü Beşir KOÇ 2 Bingöl Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü Özet Bu çalışmada, Türkiye de perakende satış hacmi ve tüketici güveni arasındaki ilişkinin tespit edilmesi için, 2010Q1-2015Q4 döneminin verilerinden hareketle; perakende satış hacim endeksi bağımlı değişken, tüketici güven endeksi, sabit fiyatlarla kişi başına gayrisafi yurtiçi hasıla ile tüketici fiyatları endeksi bağımsız değişkenler olarak kullanılmıştır. Çalışmada kullanılan veriler, TÜİK ve Merkez Bankası veri tabanından elde edilmiştir. Çalışmada analiz yöntemi olarak, Augmented Dickey Fuller yöntemi ile serilerin durağanlıkları test edilmiştir. Ardından, seriler arasında eş bütünleşmenin varlığı araştırılmıştır. En sonunda da serilerin uzun ve kısa dönem analizleri, ARDLsınır testi yöntemiyle analiz edilmiştir. Çalışmanın sonucunda; çalışmanın değişkenleri arasında uzun dönemli ilişkinin mevcut olduğu gözlenmiştir. Uzun dönemde tüketici güven endeksi ve tüketici fiyatları endeksi değişkenlerinin, perakende satış hacim endeksi değişkenini pozitif yönlü ve anlamlı; ancak Reel GSYH değişkeninin, perakende satış hacim endeksi değişkenini pozitif yönlü olmakla birlikte anlamsız olarak etkilediği gözlenmiştir. Anahtar Kelimeler: Perakende Sektörü, Perakende Satış Hacim Endeksi, Güven, Tüketici Güven Endeksi. Jel Kodları: L81,D12, D24 The Short - and Long -Term Relationship between Sales Volume and Consumer Confidence in The Turkish Retail Sector Abstract In this study, we have used retail sales volume index as dependent; consumer price index, gross domestic product at constant prices and consumer confidence index as independent variables in order to clarify the factors that affect retail sale volume in Turkey according to data for the period of 2010Q1-2014Q4. Data used in this study were obtained from database of Turkish Central Bank and Turkish Statistical Instute. Augmented Dickey-Fuller test was conducted to identify if the series were stationary or not. Additionally, the co-integration test and ARDL bound test was conducted for shortand long - term analysis of series. According to findings; long term relation was observed between the series. It was seen that consumer confidence index and consumer price index effect retail sales volume index positively and also significantly; reel GDP effect retail sales volume index positively but insignificantly in the long term. Key Words: Retail Industry, Retail Sales Volume Index, Confidence, Consumer Confidence Index. Jel Cods: L81,D12, D24 1 Yrd. Doç. Dr.,Bingöl Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü, htatli@bingol.edu.tr 2 Yrd. Doç. Dr., Bingöl Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü, bkoc@bingol.edu.tr 1

1. Giriş Son yıllarda perakende sektörü birçok ülkenin ekonomik performansı üzerinde önemli etkiler meydana getirmektedir. Bu sektör sürekli değişen dinamik bir yapıya sahip olması nedeniyle birçok alanda yeni fırsatların oluşmasında da önemli rol oynamaktadır. Bu sektör Türkiye ekonomisi açısından önemli sektörler arasında yer almaktadır. Zira Türkiye deki perakende sektörü 2015 yılı sonu itibari ile 663 milyar TL ye ulaşan bir ciroya sahip olup bu rakam 2018 yılında yaklaşık 880 milyar TL ye ulaşması beklenmektedir (TAMPF, 2016). Perakende sektörünün ekonomi üzerindeki diğer olumlu yanı yatırım, istihdam, kayıt dışı ekonomiyi azaltıcı ve yüksek vergi gelirleri gibi birçok alana olan pozitif etkisi bulunmaktadır. Bu bağlamda Türkiye Alışveriş Merkezleri ve Perakendeciler Federasyonu (TAMPF) tarafından yapılan çalışmaya göre; Türkiye de parkende sektöründeki kayıt dışılık sadece %33 civarında olup, bu oran Avrupa ortalaması olan %80 nin oldukça altındadır (TAMPF, 2016:19). 2015 yılının verilerine göre bu sektörde yaklaşık 2 milyon kişi istihdam edilmektedir (TAMPF, 2016:22). Sektörün GSYH içindeki payı da oldukça yüksektir. Nitekim sabit fiyatlara göre, toptan ve perakende ticareti imalat ve tarım sektörlerinin ardından büyüklük açısında üçüncü sırada yer almaktadır (TAMPF, 2016:22). Perakende sektöründe gıda ve içecek önemli bir yer tutmaktadır. Gıda sektörünün GSYH içerisinde 290 milyar liraya yaklaşan payı, 42 binin üzerinde üretim yapan işletme ve 480 binin üzerinde çalışanıyla gıda ve içecek sektörü, Türkiye ekonomisi içinde en büyük üretim sanayisi konumundadır (Bilim, Sanayi ve Teknoloji Bakanlığı, 2016:10). Ayrıca Türk gıda sektörü, ihracat içindeki payını yaklaşık 3.5 kat artırmış ve 2014 yılı itibariyle ihracatta yakaladığı % 7 nin üzerindeki payla dünyanın en büyük 15 inci gıda ve içecek ihracatçısı konumuna gelmiştir (Bilim, Sanayi ve Teknoloji Bakanlığı, 2016:10). Bununla birlikte; perakende sektörü içinde yer alan gıda ve içecek sektörü, emek yoğun bir özelliğe sahip olması nedeniyle de istihdam açısından son derece önemli bir sektördür. Türkiye de imalat sanayinde istihdam edilen gıda ve içecek sektöründe çalışanların oranı %12.4 tür (Sosyal Güvenlik Kurumu, 2013). Ayrıca gıda ve içecek sektöründe faaliyet gösteren firmalar, Türk ekonomisine oldukça yüksek katma değer sağlamaktadır. Sektörün ortaya çıkardığı toplam katma değer, 2009 yılında 13.9 milyar TL iken; 2014 yılında yaklaşık %41 oranında artarak 23.5 milyar TL olarak gerçekleşmiştir (TÜİK, 2015). Bu veriler perakende sektörünün Türkiye ekonomisi için çok önemli bir yer tuttuğunu göstermektedir. Bu nedenle perakende satış hacmini etkileyen faktörlerin ortaya konulması sektörün gelişimi açısından önem arz etmektedir. Bu bağlamda sektörün satış hacmini 2

3 V. Anadolu International Conference in Economics, etkileyen önemli etmenin güven olduğuna inanarak çalışma bu açıdan tasarlanmıştır. Ekonomistler günümüzde yeni bir sermaye türü olarak ele alınan sosyal sermayeyi güven kavramı ile ifade etmektedir. Güven korku, çekinme ve kuşku duymadan inanma ve bağlanma duygusudur (Türk Dil Kurumu, 2017). Ekonomik anlamda güven, iktisadi karar birimlerinin, birbirleriyle olan ilişkilerinde zarar görmeden karşılıklı olarak emin olmaları şeklinde tanımlanmaktadır (Özsağır, 2007:49). Firmaların kendi aralarında ve tüketiciler ile yaptıkları güvene dayalı ilişkiler ekonomik etkinliğe ve üretime yansıması durumunda güvenin pozitif çıktıları ortaya çıkar. Güvenin ekonomik göstergeler üzerindeki etkisini inceleyen bilim adam Francis Fukuyama ya göre; günümüzde dünyadaki tüm ekonomik faaliyetler, bireylerden daha çok yüksek düzeyli sosyal iş birliğini gerektiren organizasyonlar tarafından yerine getirilmektedir. Mülkiyet hakları, sözleşmeler ve ticari yasaların hepsi her ne kadar piyasa ekonomisinin temelini oluşturuyor olsa da bu tip kurumlar ve yasal düzenlemeler eğer sosyal sermaye ve güvenle bir araya gelirse işlem maliyetleri ciddi boyutta azaltılabilir (Fukuyama, 2000:351). Güvene dayalı insan ilişkilerinin içine istismar ya da hile girmez ve iş birliklerinden önemli faydalar elde edebilirler. Güven düzeyi düşük olan insanların oluşturduğu örgütler, resmi kurallar ve düzenlemeler sisteminden öteye gidemezler (Ergin, 2007:10). Güven ve çevre birbirinden ayrılamaz bir şekilde bağlantılıdır ve insanlar aile içinde, yakın arkadaşlar arasında, aynı meslektaşlar arasında ve kurum ile kuruluşlar gibi çok sayıdaki ortamlarda güven duygusunu yaşar (Fu, 2004:3). Literatürde güvenin ekonomik göstergeler üzerindeki etkisi ile ilgili yapılmış çalışmalara rastlamak mümkündür. Bu bağlamda Neira vd. (2009) yaptıkları çalışmada sosyal sermayeyi oluşturan güven ağları ve normlar gibi bazı unsurların diğer bir dizi unsurla kullanıldığında kalkınmaya olumlu katkı sağlamaktadır (Neira, vd., 2009). Putnam, ekonomideki canlılığın ve hükümetin performansını devam ettiren sosyal sermayenin kaynağının güven olduğunu (Putnam, 1993:170) güven ve sosyal iletişim ağlarının geliştiği yerlerde bireyler, şirketler, yerleşim alanları ve hatta milletlerin zenginleşeceğini belirtmektedir (Putnam, 2000:319). Knack ve Keefer in kişiler arası güven ilişkileri, medeni ilişki kuralları ve ekonomik performans hakkında yaptıkları ampirik araştırmalar sonucunda, güvenin ekonomik performansı olumlu etkilediğini belirtmişlerdir (Knack and Keefer, 1997). Arrow un bir ekonomide güvenin kapsamını ve önemini özetleyen Fiilen tüm ticari işlemler, bir zaman alan tüm işlemler özünde bir güven unsurunu içermektedir. Dünyadaki geri kalmışlıkların çoğunun karşılıklı güvenden yoksunlukla açıklanabileceği makul biçimde iddia

4 V. Anadolu International Conference in Economics, edilebilir şeklindeki ifadesi iktisadi gelişmeye olan güven duygusunun katkısı için önemli kanıt niteliğini taşımaktadır. (Arrow, 1972) Buradan hareketle güven, ekonomik istikrar için önemli bir faktör olarak değerlendirilebilir. Ekonomik karar birimlerinin beklentileri ekonomik performans açısında önemli bir etmendir. Güven beklentileri istenen düzeyde tutabilir. Güven eksikliği bulunan ekonomik ilişki bağlantılarında, geleceğe dair beklentilerin iyimserliği azalmaktadır (Çalışkan ve Meçik, 2011). Boschma ya (2005) göre sosyal sermaye arkadaşlık bağları, aile, toplum, dernek, organizasyon, etnik grup, kurumsal ve politik sistem ilişkiler gibi sosyal ilişki yapı öğelerini içermesi nedeniyle bu sosyal ilişki yapıları kalkınma için anlamlı ekonomik yapılara dönüşebilmesi için belirli bir güven gereklidir. Sosyal ilişki yapıları güven ile birlikte, ekonomik koordinasyon mekanizmalarını etkiler. Ekonomik koordinasyon mekanizmalarının olumlu etkilemesiyle ekonomik performans da olumlu etkilenerek, ekonomik kalkınma potansiyelini artırır. Knack ve Keefer in (1997) yaptığı ampirik çalışmada, diğer faktörler kontrol edildiği takdirde sosyal sermayenin güven boyutunun ekonomik gelişmeye pozitif etki sağladığı ortaya çıkmıştır. Sosyal sermayenin güven boyutu ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin araştırılmasına yönelik olarak yapılan başka bir araştırmada, ülkelerin bir kesiti ve genel bir denge modelinden hareketle yüksek güven düzeyinin, yatırımları ve büyümeyi artırdığı, homojen toplumların yüksek güven oluşturduğu ve bu nedenle bu toplumlarda yatırımların ve büyümenin arttığı, gelirlerin eşitlikçi dağılımının güveni oluşturduğu ve güven azalmasının farkına varılması durumunda ise yatırımların ve büyümenin azaldığı sonucu elde edilmiştir (Zak ve Knack, 2001). Bir toplumun kendi kendine yeterli ve kendine olan güveninin yüksek olması o toplumun girişimcilik ruhunun gelişimine katkı sağlayarak üretimde ve ticarette küresel çapta rekabet gücünün yükselmesine imkân verecektir (Lin vd.: 2006:172). Sosyal sermayenin güven boyutu rekabet edebilme gücü üzerinde oldukça önemli bir etkiye sahiptir (Humphrey ve Schmitz, 1998). Çünkü ekonomik birimler arasındaki ilişkiler güvene dayalı olması nedeniyle güvenin eksikliği iş gerçekleştirme maliyetlerini artırmakta ve rekabet edilebilirliği azaltmaktadır. Perakende satış hacmi ile ticaret ve hizmet endeksleri arasındaki ilişkiyi açıklayan bazı çalışmalar bulunmaktadır. Bu meyanda Germir vd. (2015) tarafında yapılan çalışmada, çalışılan saat endeksi, brüt ücret maaş endeksi, perakende satış hacim endeksi arasında yüksek dereceli pozitif ilişki bulunmuştur. Bazı çalışmalarda ise e-ticaret ve tüketici güveni ilişkisi incelenmiştir. Bu bağlamda Fidani ve Albeni (2014) nin yaptığı çalışmada bağımlı değişken kişisel güven eğilimi, bağımsız değişkenler ise ters seçim ve ahlaki tehlike

belirlenmiştir. Yapılan analizler sonucunda e-ticarette yaşanan ters seçim ve ahlaki tehlike problemleri, kişilerin e-ticarete ilişkin güven duygusunu olumsuz etkilediği tespit edilmiştir. Türen vd., (2011) tarafından yapılan ampirik çalışmada elektronik ticaret işlem hacmini; kişi başına gayri safi yurtiçi hasıla ve internet kullanıcı sayısı pozitif yönde etkilediği saptanmıştır. Brown ve Jayakody (2008) e-ticaret satışları müşterilerin karşılaştığı hizmet ve güvene bağlı olarak artış gösterdiği belirtilmiştir. Kayahan ve Hepaktan (2016) tarafından yapılan çalışmada Türkiye de elektronik ticaret hacmi üzerinde, geniş sabit bant internet penetrasyon oranın, GSYH nın, tüketici güven endeksinin, kredi ve banka kartı sayısının ve enflasyon oranın etkili olduğu saptanmıştır. Çalışmada uzun dönemli ilişkiyi ölçen parametrelere göre, e-ticaret işlem hacmini gayri safi yurtiçi hasıla, enflasyon, sabit geniş bant internet penetrasyon oranı ve kart kullanıcı sayısı değişkenleri negatif yönde, tüketici güven endeksi değişkeni ise, pozitif yönde etkilemektedir. Perakende sektöründeki satışların miktarı tüketicilerin, tutum ve tercihlerine bağlı olarak değişebilir. Varinli ve Acar (2011) mağaza atmosferinin, Akıncı (2013) mağazaların konumu ve ulaşım kolaylığı gibi fiziksel çevre etkenlerinin, Bakan vd. (2013) hizmet kalite algısının ve Altınay ve Bilgimöz (2015) alışveriş ile eğlencenin, sporun, sanatın ve kültürel faaliyetlerin birleştirilmesinin tüketiciler için önemli olduğunu tespit etmişlerdir. Yapılan literatür taramasından Türkiye de perakende satış hacmi ile tüketici güveni arasındaki ilişkiyi açıklayan herhangi bir çalışmaya rastlanılmamıştır. Türkiye ekonomisi için önemli bir sektör olan perakende sektörünün satış hacmi ile tüketici güveni arasındaki ilişkiyi ortaya koymak bu araştırmanın temelini oluşturmaktadır. 2. Veri ve Yöntem Bu kısımda, çalışmada kullanılan veriler ve analiz yöntemine ilişkin açıklamalara yer verilmiştir. 2.1. Çalışmanın Verileri Çalışmada Türkiye de perakende sektörünün satış hacim endeksi ile tüketici güveni arasındaki ilişkinin tespit edilmesi için; 2010Q1-2015Q4 dönemi sabit fiyatlarla perakende satış hacim endeksi (PSHE) 3, sabit fiyatlarla kişi başına gayri safi yurtiçi hasıla (GSYH), 3 Perakende ticaret sektörünün gelişimini ölçmeye yönelik hesaplanmaktadır. Perakende satışları ölçmeye yönelik endeks, hem cari fiyatlarla hem de hacim sabit fiyatlarla olarak üretilmektedir. Hacim ölçümü, fiyat etkilerinden arındırılarak elde edilmektedir. Endeks hesabı 2010 sabit temel yıllı ve Laspeyres Hesaplama yöntemi kullanılarak yapılmıştır. (TÜİK, 2017) 5

tüketici fiyatları endeksi (TÜFE) ve tüketici güven endeksi (TGE) 4 kullanılmıştır. Kullanılan bu değişkenler hakkındaki bilgiler Tablo 1 de sunulmuştur. Tablo 1. Değişkenler ve Tanımları Değişken Tanımlama Kaynak PSHE Perakende Satış Hacim Endeksi Türkiye İstatistik Kurumu Veri Tabanı * GSYH Sabit Fiyatlarla Kişi başı GSYH Merkez Bankası Veri Tabanı Tabanı** TÜFE Tüketici fiyatları endeksi Merkez Bankası Veri Tabanı ** TGE Tüketici Güven Endeksi Türkiye İstatistik Kurumu Veri Tabanı * Kaynak: * http://www.tuik.gov.tr web sitesinden alınmıştır. Erişim Tarihi: 15.02.2017 ** http://evds.tcmb.gov.tr/ / web sitesinden alınmıştır. Erişim Tarihi: 15.02.2017 Not: Aylık olan PSHE ve TGE verileri yazar tarafından çeyreklik veriler haline getirilmiştir. değişkenleri Çalışmada kullanılan değişkenlerin zaman serilerine ilişkin grafikler Şekil 1 de takdim edilmiştir. PSHE GSYH 140 460 130 440 420 120 400 110 380 100 360 340 90 2010 2011 2012 2013 2014 2015 320 2010 2011 2012 2013 2014 2015 TUFE TGE 280 85 260 80 240 75 220 200 70 180 65 160 60 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Şekil 1. Çalışmada Kullanılan Değişkenlerin Zaman Serilerine İlişkin Grafikler Şekil 1 de görüldüğü üzere; GSYH ve TGE değişkenlerine ait veriler yıllar itibariyle konjonktürle dalgalanmalar gösterirken, PSHE ve TÜFE değişkenleri ise genel olarak artış eğilimini sergilemektedir. 4 Tüketicilerin kişisel mali durumları ve genel ekonomiye ilişkin mevcut durum değerlendirmeleri ve gelecek dönem beklentileri ile yakın gelecekteki harcama ve tasarruf eğilimlerinin ölçülmesi amaçlanmaktadır. Denge yöntemine göre, toplam cevap verenlerin içerisinde pozitif ve negatif cevap verenlerin yüzdelerinin farkı alınarak hesaplanmakta ve bu farka 100 eklenerek her bir soru için ayrı yayılma endeksi oluşturulmaktadır. Daha sonra seçilen soruların yayılma endekslerinin aritmetik ortalaması alınarak Tüketici Güven Endeksi hesaplanmaktadır. Endeks 0 ile 200 aralığında değer almaktadır. Endeksin 100 den büyük olması tüketici güveninde iyimser durum, 100 den küçük olması tüketici güveninde kötümser durum olduğunu göstermektedir. (TÜİK, 2017) 6

2.2. Analiz Yöntemi Çalışmada öncelikle, Augmented Dickey Fuller (ADF) (1979, 1981) yöntemleri ile serilerin durağanlıkları saptanmıştır. Daha sonra seriler arasında eş bütünleşmenin varlığı ile uzun ve kısa dönem analizleri, ARDL-sınır testi ile analiz edilmiştir. İktisadi değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkiler genel de artıklara dayanan Engle- Granger (1987) testi ve en çok benzerliğe dayanan Johansen-Juselius (1990) ve Johansen (1988, 1991) testleri ile incelenmektedir. Bu testlerin uygulanabilmesi için kurulan modelde yer alan tüm değişkenlerin birinci düzeyde durağan olmaması I(0) ve birinci farkları alındığında durağan hale gelmesi gerekmektedir (Pesaran vd., 2001: 289-290). Değişkenlerin I(0) veya I(1) olması durumunda kullanılan, ancak değişkenlerin I(2) veya daha yüksek mertebeden bütünleşik olması durumunda kullanılamayan Sınır Testi Yönteminin (Bound Testing Approach), son yıllarda ekonometrik literatürde çokça tercih edildiği görülmektedir. ARDL yaklaşımı olarak ifade edilen bu yöntem; Pesaran ve Pesaran (1997), Pesaran ve Smith (1998), Pesaran ve Shin (1999) ve Pesaran vd. (2001) tarafından ortaya konulmuştur. 3. Bulgular Çalışmanın bu kısmında öncelikle kullanılan değişkenlere ait serilerin birim kök bulguları verilmiştir. Daha sonra da Eşbütünleşme ve ARDL-sınır test yönteminin sonuçları sunulmuştur. 3.1. ADF Birim Kök Testi Bulguları Bağımlı değişken PSHE ile bağımsız değişkenler GSYH, TÜFE ve TGE arasındaki uzun ve kısa dönem ilişkisini belirlemek için kullanılan ARDL yöntemi, değişkenlere ait serilerin I(0) veya I(1) olması durumunda kullanılabilmektedir. Ancak değişkenlerin I(2) veya daha yüksek mertebeden bütünleşik olması durumunda bu yöntem kullanılmamaktadır. Bunun için değişkenlerin I(2) veya daha yüksek mertebeden bütünleşik olup olmadıklarını incelemek için Dickey Fuller (1979, 1981) testi ile birim kök analizi yapılmış ve sonuçlar Tablo 2 de verilmiştir. Tablo 2. Birim Kök Testi Sonuçları Değişkenler Düzey İlk farklar Sonuç PSHE (Kesmeli ve Trendsiz) -1.858-6.812* I(1) GSYH (Kesmeli ve Trendsiz) -1.141-4.155* I(1) TÜFE (Kesmeli ve Trendsiz) 2.431-4.221* I(1) 7

TGE (Kesmeli ve Trendsiz) -1.841-4.284* I(1) * %1 düzeyinde anlamlı Çalışmada kullanılan tüm değişkenlerin %1 anlamlılık düzeyinde birinci farkı durağan çıkmıştır (Tablo 2). Bu sonuç, çalışmanın verilerinin ARDL yöntemine uyun olarak analiz edilebileceğini göstermektedir. 3.2. Eşbütünleşme ve ARDL-Sınır Testi ARDL yönteminde ilk önce modeldeki değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı test edilmesi gerekir. Bunun için ilk önce Kısıtlanmamış Hata Düzeltme Modeli (UECM) oluşturulur. Çalışmada maksimum gecikme sayısı, bir olarak belirlenmiştir. UECM ye dayanan bu testin çalışmaya uyarlanmış şekli aşağıdaki gibidir: Denklem 1 deki Δ, ilk farkları ifade etmektedir. Denklem 1 deki bağımlı ve bağımsız değişkenlerin birinci dönem gecikmelerinin arasında eşbütünleşmenin olup olmadığını ifade eden hipotezler, Tablo 3 te verildiği gibi kurulmuştur. Tablo 3. F ve t İstatistiklerinin Hipotezleri H 0 Hipotezi H 1 Hipotezi F III H 0 : β 5 =β 6 =β 7 =β 8 =0 H A : β 5 β 6 β 7 β 8 0 t ııı H 0 : β 5 =0 H A : β 5 0 (1) numaralı denklemde yer alan değişkenler arasındaki eşbütünleşme ilişkisini test etmek için oluşturulan trendsiz modelin sıfır hipotezi ve alternatif hipotezleri, sırasıyla H 0 :β 5 =β 6 =β 7 =β 8 =0, H A :β 5 β 6 β 7 β 8 0 şeklinde kurulabilir. Değişkenler arasındaki eşbütünleşme ilişkisi, (1) numaralı denklemdeki β 5, β 6, β 7 ve β 8 katsayılarının F testi ile topluca anlamlılığının test edilmesi yoluyla belirlenmektedir. Değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisinin olup olmadığını, hesaplanan F ve bağımlı değişkenin bir gecikmeli seviye değeri t istatistiği ile Pesaran vd. (2001) deki kritik sınır değerlerinin karşılaştırılması sonucunda karar verilmektedir. Bu çalışmada (1) numaralı model, maksimum 1 gecikmeyle 8

ve trendsiz olarak tahmin edilmiştir. Eşbütünleşme ilişkisinin test edilmesiyle ilgili F istatistiği sonuçları Tablo 4 te yer almaktadır. Tablo 4. Eşbütünleşme Test Sonuçları Model m k F-İstatistiği I(0) ve I(1) Kritik Değerleri 4.29-5.61* ARDL(1,0,0,1) 1 3 5.926 3.23-4.35** 2.72-3.77*** *, ** ve *** sırasıyla % 1, % 5 ve % 10 anlamlılık düzeylerini ifade etmektedir. m maksimum gecikme sayısını, k modelde yer alan bağımsız değişken sayısıdır. Kritik değerler, Pesaran vd. (2001:300) çalışmalarında yer alan Tablo CI(iii) de sunulan k=3 durumuna ait değerlerdir. Parantez içerisindeki değer F istatistiğinin p (olasılık) değerini ifade etmektedir. Hesaplanan F istatistiğinin, bütün önem düzeylerinde üst kritik değerlerden büyük olduğu bulunmuştur (Tablo 4). Bu nedenle PSHE ile GSYH, TÜFE ve TGE arasında uzun dönemli eşbütünleşme ilişkisi bulunmadığını öngören sıfır hipotezi reddedilir. Buna bağlı olarak da 2010Q1-2015Q4 döneminde Türkiye de perakende satış hacim endeksi ile GSYH, TÜFE ve TGE bağımsız değişkenleri arasında uzun dönemli ilişkinin mevcut olduğu İfade edilebilir. Değişkenler arasında uzun dönemli ilişki tespit edildikten sonra değişkenler arasındaki kısa ve uzun dönem ilişkiyi analiz etmek için ARDL modeli tahmin edilmesi gerekir. Bağımlı değişken ile bağımsız değişkenler arasındaki ilişkiyi tahmin etmek amacıyla kurulan ARDL modelinin bu çalışmaya uyarlanmış hali Denklem 2 de verilmiştir. Eviews programı ile en uygun ARDL modelini belirlemek için ilk olarak (2) numaralı denklem p ve q = 1, 2,,m ve i=1, 2,,k nın bütün muhtemel değerleri için OLS yaklaşımıyla tahmin edilmektedir. Bu tahminde maksimum gecikme uzunluğu (m) 1 olarak alınmıştır. Daha sonra tahmin edilen modeller arasından model seçim kriterleri olan; R 2, Akaike Bilgi Kriteri (AIC), Schwartz Bayesian Kriteri (SBC) veya Hannan-Quinn Kriteri (HQC) den birisine göre model seçim kriterlerine göre uygun modelle ulaşılmıştır. Buna göre (2) numaralı denklem için en uygun ARDL (1,0,0,1) modeli SBC ne göre tahmin edilmiştir. 9

PSHE bağımlı değişken olarak ele alınıp yapılan analizde, ARDL (1,0,0,1) modelinin kısa ve uzun dönem katsayı tahmin edilmiş ve bu sonuçlar Tablo 5 te sunulmuştur. Tablo 5. Kısa ve Uzun Dönem Katsayıları Bağımsız Değişkenler Kısa dönem Katsayıları Uzun dönem Katsayıları 0.131 (0.677) 0.011 (0.721) 0.012 (0.722) 0.308 (4.123) * 0.355 (16.373) * 0.0460 (0.711) 0.460 (4.041) * 0.319 (2.505)** C 1.407 (0.038) 0.468 (0.038) -0.869 (-4.999) * Tanısal Testler R 2 0.982 2.346 [0.126] 0.977 1.606 [0.223] DW 2.399 2.136 [0.344] F statistics 186.089 22.675[0.305] Parantez içindeki değerler t istatistik değerleridir. sırasıyla, Breusch- Godfrey ardışık bağımlılık, Ramsey regresyonda model kurma hatası, Jarque-Bera normallik ve White değişen varyans sınaması için kullanılan testlerdir. Köşeli parantez içindeki değerler, tanısal testlere ait p-olasılık değerlerini temsil etmektedir. *, ** sırasıyla %1 ve %5 önem düzeylerinde anlamlılığı ifade etmektedir. Not: Hata teriminin (ECM) serisi düzey değerde durağan olduğu tespit edilmiştir (P<0.01). Perakende satış hacim endeksi bağımlı değişken olarak kullanıldığında hesaplanan uzun dönem katsayılarını veren Tablo 5 e bakıldığında kişi başına GSYH hariç bütün bağısız değişkenlerin uzun dönem katsayılarının işaretleri pozitif ve istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmektedir. Tüketici güven endeksi, perakende satış hacmi üzerinde anlamlı ve pozitif bir etkiye sahiptir. Yani tüketici güvenindeki artış ile birlikte perakende satış hacmi de artmaktadır. Tüketici güven endeksinde meydana belen bir birimlik artış perakende satış hacim endeksini yaklaşık 0.46 birim arttırmıştır. Parametre de istatistiki bakımdan oldukça anlamlıdır. Ayrıca tahmin edilen diğer bağımsız değişkenlerden tüketici fiyatları endeksinin perakende satış hacim endeksi üzerinde pozitif etkiye sahip olduğu tahmin edilmiştir. Burada uzun dönemde perakende satış hacim endeksi üzerinde en büyük etkiye sahip olan değişken 0.46 katsayı değeri ile tüketici güven endeksidir. Uzun dönem ilişkisi kurulduktan sonra bu ilişkiden elde edilen hata terimleri ile değişkenlerin fark değerleri kullanılarak kısa dönem ilişkisi tahmin edilmiştir. Tahmin edilen kısa dönem sonuçları Tablo 5 te verilmiştir. Kısa dönemde, perakende satış hacim 10

endeksinin, kendi bir gecikmeli değerinden pozitif yönlü etkilendiği ancak bu ilişkinin anlamlı olmadığı saptanmıştır. Uzun dönemde olduğu gibi kısa dönemde de; TÜFE katsayı değeri, istatistikî olarak anlamlı ve pozitif olduğu görülmektedir. TÜFE nin kısa dönemde de perakende satış hacim endeksini anlamlı bir biçimde ve pozitif yönde etkilediği tespit edilmiştir. Kısa dönem katsayıları ele alındığında; tüketici güven endeksi bir dönem önceki değeri (cari dönem katsayı değeri hariç), istatistikî olarak anlamlı olduğu görülmektedir. Yani Türkiye de kısa dönemde tüketici güven endeksinin bir dönem önceki değerinin, perakende satış hacim endeksini pozitif yönde etkilediği ve bu etkilerin anlamlı olduğu tespit edilmiştir. Ekonometrik modeldeki diğer bağımsız değişken olan kişi başına GSYH uzun dönemde olduğu gibi kısa dönemde de cari katsayı değerinin işareti pozitif ancak istatistiki açıdan anlamsız olarak tahmin edilmiştir. Diğer yandan Tablo 5 e bakıldığında ECM t-1 hata düzeltme katsayısının negatif ve istatistiksel olarak anlamlı olması, PSHE ile GSYH, TÜFE ve TGE arasında uzun dönem ilişkisinin olduğunu doğrulamaktadır. Modelin hata düzeltme terimi -0.869 olarak tahmin edilmiş olup, beklenildiği gibi işareti negatif ve istatistiksel olarak %1 önem düzeyinde anlamlıdır. Dolayısıyla, perakende satış hacminde kısa dönemde meydana gelecek bir sapmanın, bir sonraki dönemde % 86.9 luk kısmının giderilerek uzun dönem dengesine ulaşılabileceği ifade edilebilir. Yani değişkenler arasındaki kısa dönemli bir şok oluştuğunda, bu şokun uzun dönemde normalleşeceğini ifade etmek mümkündür. Bu, aynı zamanda oluşturulan modelin anlamlı olduğu ve çalıştığı anlamına gelmektedir. Tablo 5 teki ARDL (1,0,0,1) modelinin tanısal test sonuçlarına bakıldığında; ardışık bağımlılık, değişen varyans, model kurma hatası ve normal dağılım testlerine ait p (olasılık) değerleri, bütün α önem düzeylerinden (% 1, % 5 ve % 10) daha büyüktür. Dolayısıyla, kurulan ARDL (1, 0, 0, 1) modeli için tanısal test problemlerinin söz konusu olmadığı söylenebilir. Değişkenlere ilişkin yapısal kırılmanın varlığını araştırmak üzere, geri dönüşlü artıkların karelerine dayanan ve bu şekilde sistemdeki değişkenlere ilişkin yapısal kırılmayı saptayan CUSUM ve CUSUM Q grafiklerinden faydalanmıştır. 11

12 1.6 8 4 1.2 0.8 0-4 -8 0.4 0.0-12 IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV 2011 2012 2013 2014 2015 CUSUM 5% Significance -0.4 IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV 2011 2012 2013 2014 2015 CUSUM of Squares 5% Significance Şekil 2. CUSUM ve CUSUMQ Grafiği (2010Q1-2015Q4) CUSUM ve CUSUM Q grafiklerine % 5 anlamlılık düzeyinde kritik sınırlar arasında olduğu için, ARDL modelinin tahmini sonucu ile elde edilen uzun dönem katsayılarının tutarlı olduğu ve modelde yapısal değişmenin olmadığı ifade edilebilir (Şekil 2). 4. Tartışma ve Sonuç Türkiye de perakende satış hacmini etkileyen bazı faktörlerin tespiti için uygulanan bu çalışmada; 2010Q1-2015Q4 dönemine ait çeyrek veriler, Pesaran vd. (2001) tarafından geliştirilen ARDL-sınır testi yöntemiyle tahmin edilmiştir. Yapılan analiz sonucunda, hem uzun dönemde hem de kısa dönemde Türkiye de tüketici güven endeksi ve tüketici fiyatları endeksi perakende satış hacim endeksini pozitif yönde etkilediği ve bu etkinin anlamlı olduğu tespit edilmiştir. Çalışmanın bu sonucu, uzun ve kısa dönemde Türkiye de tüketici güveninin ve enflasyonun perakende satış hacmini anlamlı bir şekilde artırdığını göstermektedir. Kişi başına GSYH ile perakende satış hacim endeksi arasında uzun ve kısa dönemde iktisadi beklentilere uygun olarak pozitif bir ilişki bulunmuş, ancak bu ilişkinin istatistiki açıdan anlamlı olmadığı görülmüştür. Bu bulgulardan tüketici güveni ile perakende satış hacmi arasındaki pozitif yönlü ilişki, Kayahan vd., (2016) nin Türkiye deki elektronik satış hacmi için yaptığı çalışmasındaki bulgularla desteklenmektedir. Nitekim yapılan bir çalışmada yüksek güven düzeyinin, yatırımları ve büyümeyi artırdığı, güven azalmasının anlaşılması durumunda ise yatırımların ve büyümenin azaldığı sonucu elde edilmiştir (Zak ve Knack, 2001). Bir toplumun yeterli ve yüksek 12

güveninin olması o toplumun girişimcilik ruhunun gelişimine katkı sağlayarak üretimde ve ticarette küresel çapta rekabet gücünün gelişmesine olanak tanıyacaktır (Lin vd.: 2006:172). Alandaki çalışmaların aksine çalışmada kısa ve uzun dönemde enflasyonun perakende satış hacmini artırdığı tespit edilmiştir. Günümüzde yapılan bazı çalışmalarda enflasyonun belli bir eşik değerini aştıktan sonra büyümeyi olumsuz etkilediği tespit edilmiştir (Khan ve Senhadji, 2000; Yılmaz vd., 2002). Bu çalışmalarda eşik değer Türkiye nin de bulunduğu gelişmekte olan ülkeler için yüzde 7-13, gelişmiş olan ülkeler için ise yüzde 1-3 olarak saptanmıştır. Çalışma 2010-2015 dönemini incelemekte ve bu dönemdeki Türkiye nin ortalama büyüme rakamı yaklaşık %5.3, ortalama enflasyon oranı % 7.9 dur. Dolayısıyla bu dönemde enflasyonun büyümeyi doğru yönlü olarak etkilediği ifade edilebilir 5. Bundan dolayı çalışmada enflasyon büyümeye bağlı olarak perakende satış hacmini olumlu etkileyebileceği değerlendirilmiştir. Çalışmanın diğer önemli bir sonucu, Türkiye de perakende satış hacminde kısa dönemde meydana gelecek bir sapmanın, bir sonraki dönemde %86.9 luk kısmının giderilerek uzun dönem dengesine ulaşılabildiğidir. Bu bulgu tüketici güveninin perakende satış hacminin uzun dönem dengesinde önemli bir parametre olduğunu göstermektedir. Yani tüketici güvenindeki artışa bağlı olarak perakende sektöründe kısa dönemde meydana gelen sapmanın bir sonraki dönemde giderilerek uzun dönem dengesinin ulaşılabileceği ifade etmektedir. Firmaların kendi aralarında ve tüketiciler ile yaptıkları güvene dayalı ilişkiler ekonomik etkinliğe ve üretime yansıması durumunda güvenin perakende satış hacmi üzerindeki pozitif çıktıları ortaya çıkar. Ayrıca güven iktisat teorisinde ekonomik karar birimlerinin davranışlarını yönlendirmesinde önemli bir yere sahip olan beklentileri belirler. Dolayısıyla güven eksikliği bulunan bir ekonomik ilişkiler zincirinde, geleceğe dair beklentilerin iyimserliği azalır (Çalışkan ve Meçik, 2011). Ekonomik ilişkilerde güvenin yüksekliği iş gerçekleştirme maliyetlerini azaltarak firmaların etkin olmalarına katkı sağlayabilir. Güven ve sosyal iletişim ağlarının geliştiği yerlerde bireyler, şirketler, yerleşim alanları ve hatta milletler zenginleşebilir (Putnam, 2000:319). Bunlardan dolayı güven ekonomik ilişkilerde önemli bir etmendir. Çalışmanın güvenin perakende sektöründeki satış hacmi üzerinde pozitif katkısı olduğu bulgusu bu hususları doğrulamaktadır. 5 Türkiye nin 2010Q1-2015Q4 dönemine ait TÜFE ve kişi başına GSYH serileri arasında yapılan korelasyon analizinde bu iki değişken arasında pozitif ve kuvvetli bir ilişki bulunmuştur (Korelasyon kat sayısı:0.95, p<0.05). Ayrıca Türkiye nin 2010-2015 dönemine ait Dünya Bankasından alınan yıllık bazdaki enflasyon oranları ile büyüme rakamları arasında yapılan korelasyon analizinde de bu iki değişken arasında pozitif ve kuvvetli bir ilişki bulunmuştur (Korelasyon kat sayısı:0.65, p<0.05) 13

Perakende sektörü genel olarak gıda ve hizmet alt sektörlerinde meydana geldiği için bu sektördeki firmalar doğrudan tüketicilerle yüz yüze faaliyetlerini sürdürmek zorundadır. Bu nedenle perakende sektöründeki firmaların müşteri memnuniyetine önem vermeleri gerekir. Ayrıca tüketici güvenini kazanmak amacıyla sahada müşteri sadakatini artırmaya yönelik çalışmalar yapmaları uzun dönemdeki satış hacimlerini artırabilir. Bu meyan yapılacak diğer önemli bir husus şeffaf bir politika ile ürünlerin üretim süreçleri farklı yollarla tüketicilere aktarmalarıdır. Çünkü şeffaflık güven oluşumunun önemli bir unsurudur. Ayrıca Türkiye nin ekonomi yönetimi tüketicilerin iyimser olmaları konusunda politikalar üretmeli ve bu politikalar şeffaf bir biçimde yürütmelidir. Bu yolla tüketici güveni yükseltilerek piyasalar canlandırılır ve perakende sektörünün satışları artırılmış olur. Akademik alanda daha sonraki dönemlerde yapılacak araştırmalarda; bu çalışmada kullanılan değişkenler ile verilerin kapsadığı zaman aralığının değiştirilmesiyle ve yeni yöntemlerin kullanılmasıyla çalışma kapsamın genişletilmesinin uygun olabileceği ifade edilebilir. KAYNAKÇA Akıncı, G.M. (2013). Gençler ve Alışveriş Merkezleri (AVM ler): AVM Kullanım Tercihleri Hakkında Bir Alan Çalışması, MEGARON, 8(2), 87-96. Altınay, M. ve Bilgimöz, S. (2015). Alışveriş Merkezlerinin Tercih Edilme Nedenleri ve Rekreasyonla İlişkisi, Journal of Recreation and Tourism Research, 2 (3), 37-47. Arrow, K.J. (1972). Gifts and Exchanges, Philosophy and Public Affairs, 1(4), (Aktaran: Oğuz, H. (2006). Makroekonomik Politikaların Performansında Sosyal Sermayenin ve Kurumların Rolü, Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi, (12)) Bakan, İ., Eyitmiş, A.E. ve Fettahlıoğlu, H.S. (2013). Kahramanmaraş ta alışveriş merkezleri algısı, Kahramanmaraş Sütçü İmam Üniversitesi İİBF Dergisi, 3(1), 195-208. Boschma, R.A. ve Kloosterman, R.C. (Ed.) (2005). Learning from Clusters A Critical Assessment from an Economic-Geographical Perspective. (139-168). Dordrecht: Springer. 14

Brown, I. and Ruwanga, J. (2008). B2C E-Commerce Success: A Test and Validation of a Revised Conceptual Model, The Electronic Journal Information Systems Evaluation, 1(3), 167-184. Çalışkan, Ş. ve Meçik, O. (2011). Sosyal ve Beşeri Sermayenin Bireysel Ekonomik Getirisi Üzerine Uygulamalı Bir Analiz: Eskişehir İli Örneği, Paradoks- Ekonomi, Sosyoloji ve Politika Dergisi, 7(2), 7-26. Dickey, D.A., Fuller, W.A. (1979). Distribution of The Estimators for Autoregressive Time Series With a Unit Root. Journal of the American Statistical Society. 74 (366), 427-431. Dickey, D.A., Fuller, W.A. (1981). Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series With a Unit Root, Econometrica. 49 (4), 1057-1072. Engle, R.F., Granger, C.W.J. (1987). Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation and Testing. Econometrica, 55 (2), 251-76. Ergin, R.A. (2007). Sosyal Sermayenin Yöneticiler Bağlamında Ölçülmesine Yönelik Konya Sanayisinde Bir Araştırma, (Yayımlanmamış Yüksek Lisans Tezi), Selçuk Üniversitesi Fen Bilimleri Enstitüsü, Konya. Fidani, H., ve Albeni, M. (2014). Asimetrik Bilginin E-Ticaret Üzerindeki Etkileri: Tüketicilerin Güven Eğilimleri Üzerine Bir Araştırma, Süleyman Demirel Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 19(2), 287-298. Fu, Q. (2004). Trust, Social Capital, and Organizational Effectiveness,(Yayımlanmamış Yüksek Lisans Tezi), Faculty of The Virginia Polytechnic Institute and State University, Virginia Devlet Üniversitesi Politeknik Enstitüsü. Fukuyama, F. (2000). Güven: Sosyal Erdemler ve Refahın Yaratılması, (1995), (Çev.:Ahmet Buğdaycı), Türkiye İş Bankası Kültür Yayınları, Ankara. Germir, H.N., Korkmaz, M., Şen, E., Şahbudak, E. ve Kart, N. (2015). Perakende Satış Hacim ve Ticaret ve Hizmet Endeksleri Analizi, Uluslararası Hakemli Pazarlama ve Pazar Araştırmaları Dergisi, 6, 1-30. Johansen, S. (1988). Statistical Analysis of Cointegrating Vectors. Journal of Economic Dynamics and Control, 12 (2-3), 231-54. Johansen, S.(1991). Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. Econometrica, 59 (6), 1551-1580. 15

Johansen, S., Juselius, K. (1990). Maximum Likelihood Estimation and İnference on Cointegration with Applications to The Demand for Money. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52 (2), 169-210. Humphrey, J. and Schmitz, H. (1998). Trust and Inter-Firm Relations in Developing and Transition Economies,The Journal of Development Studie, 34(4), 32-61. Kayahan, L., Hepaktan, C.E. (2016), Türkiye de Elektronik Ticaret Hacmini Etkileyen Faktörlere İlişkin Var Analizi (2005-2015), Ardahan Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 4, 159-190. Khan, M.S. ve Senhadji, A.S. (2000). Threshold Effects in the Relationship Between Inflation and Growth, IMF Working Paper, No:00/110, June 2000. https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2000/wp00110.pdf (30.03.2017) Knack, S. and Keefer, P. (1997). Does Social Capital Have an Economic Payoff? A Cross- Country Investigation, The Quarterly Journal of Economics, 112(4), 1251-1288. Lin, B.W., Li, P.C. and Chen, J.S. (2006). Social Capital, Capabilities and Entrepreneuiral Strategies: A Study of Taiwanese High Thec New Ventures, Technological Forecasting and Social Changes, 73. Neira, I., Vázquez, E. and Portela, M. (2009). An Empirical Analysis of Social Capital and Economic Growth in Europe (1980-2000), Social Indicators Research, 92(1), 111-129. Özsağır, A. (2007). Ekonomide Güven Faktörü, Elektronik Sosyal Bilimler Dergisi, 6(20).www.e-sosder.com. Pesaran, H., Shin, Y., Smith, R.J. (2001). Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships. Journal of Applied Econometrics, 16 (3), 289-326. Pesaran, H., Smith, R.P. (1998). Structural Analysis of Cointegrating VARs. Journal of Economic Surveys, 12 (5), 471-505. Pesaran, M.H., and Shin, Y. (1995). An Autoregressive Distributed Lag Modelling Approach to Cointegration Analysis, http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/ download?doi=10.1.1.153.3246&rep=rep1&type=pdf, (06/04/2017). Pesaran, M.H., Pesaran, B. (1997). Working with Microfit 4.0: Interactive Econometric Analysis. Oxford: Oxford University Pres. Putnam, R.D., Leonardi, R. and Nonetti, R.Y. (1993). Making Democracy Work: Civic Traditions in Modern Italy. New Jersey: Princeton University Press. 16

Putnam, RD. (2000). Bowling Alone: The Collapse And Revival of American Community, Simon&Schuster Paperbacks, New York, 2000. TÜİK (2015). Haber Bülteni, Sayı: 18625. http://www.tuik.gov.tr/prehaberbultenleri.do?id= 18625 (13.01.2016) Türen, U., Gökmen, Y. ve Tokmak, İ. (2011). Türkiye de E-Ticaret İşlem Hacmini Etkileyen Faktörler Üzerine Bir Araştırma: Bir Model Önerisi, Savunma Bilimleri Dergisi, 10(1), 49-71. Türk Dil Kurumu, Güncel Türkçe Sözlük, http://www.tdk.gov.tr (28.03.2017) Türkiye Alışveriş Merkezleri ve Perakendeciler Federasyonu, (2016). Dönüşürken Büyüyen Türkiye Perakende Sektörü, http://www.pwc.com.tr/perakenderaporu (27.03.2017) Valadkhani, A. (2003). The Causes of Unemployment in Iran: An Emprical Investigation. International Journal of Applied Business and Economic Research, 1 (1), 21-33. http:// (27.01.2017) ro.uow.edu.au/cgi/viewcontent.cgi?article=1416&context=commpapers. Varinli, İ. ve Acar, N. (2011). Tüketicilerin Alışveriş Yaptıkları Mağazayı Değerlendirmelerinde Etkili Olan Faktörler ile Sadakat Arasındaki İlişki: Kayseri İlinde Yapılan Bir Araştırma, C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 12(1), 1-20. Yılmaz, K., Akçay, C. ve Alper, E. (2002). Enflasyon ve Büyüme Dinamikleri: Gelişmekte Olan Ülke Deneyimleri Işığında Türkiye Analizi, TÜSİAD Yayını. Zak P.J. and Knack, S. (2001). Trust and Growth Economic Journal, 111(470), 295-321. http://www.tuik.gov.tr/prehaberbultenleri.do?id=24905 17