814 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 2016 Ekoomik Büyüme ve Fiasal Gelişme İlişkisi: Türkiye Öreği The Relatioship betwee Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: The Case of Turkey Ph.D. Cadidate Müge Maga (Çukurova Uiversity, Turkey) Ph.D. Cadidate Mehmet Akif Destek (Gaziatep Uiversity, Turkey) Prof. Dr. Muammer Tekeoğlu (Çukurova Uiversity, Turkey) Prof. Dr. Erkut Düzakı (Çukurova Uiversity, Turkey) Abstract The relatioship betwee fiacial developmet ad ecoomic growth ad the directio of causality betwee them have bee received a lot of attetio recetly by may scholars. It is also importat to aalyze this relatioship ad the directio of causality due to implicatios of policies. I this study the relatioship betwee fiacial developmet, trade liberalizatio ad ecoomic growth for Turkey are examied usig three differet models. Model 1, 2 ad 3 ivestigate the effect of domestic loas to the private sector ad trade liberalizatio o GDP, the impact of the domestic credit provided by baks to the private sector ad trade liberalizatio o GDP ad the effect of M2 moey supply ad M2 trade liberalizatio o GDP, respectively. Data extracted from World Developmet Idicators. Autoregressive-Distributed Lag Boud Test (ARDL) is used as a co-itegratio test to determie the log ru relatioship betwee variables. I additio, Toda ad Yamamoto (1995) is utilized to test the directio of causality betwee fiacial developmet ad ecoomic growth accordig to the three fiacial idicators such as domestic loas to the private sector, the domestic credit provided by baks to the private sector ad M2 moey supply. Accordig to the results there is a uidirectioal relatioship from ecoomic growth to domestic loas to the private sector ad the domestic credit provided by baks to the private sector. Additioally, the results idicate that a bidirectioal relatioship exist betwee M2 moey supply ad ecoomic growth. 1 Giriş Fias piyasalarıı ekoomi üzerideki etkilerii belirgileşmesiyle fiasal gelişim ve ekoomik büyüme ilişkisii sıklıkla icelemeye başladığı görülmektedir. Ekoomik büyüme içi yeterli düzeyde tasarrufları birikmiş olmasıı yaı sıra bu tasarrufları yatırımlar aracılığıyla ekoomiye kazadırılması da büyük öem arz etmektedir. Birike foları yatırımlara döüştürülmeside aracılık yapa e aktif alaı fias sektörü olması, gelişmiş bir fias piyasasıı ekoomik büyüme içi e kadar öemli olduğuu göstermektedir. Fiasal sistemi büyüklük ve yapı itibariyle uğradığı değişikliği ifade ede fiasal gelişmei göstergesi olarak farklı değişkeler kullaılmaktadır. Miktar ölçütleri, yapısal ölçütler, fiasal fiyatlar, ürü çeşitliliği gibi farklı kategorilerde fiasal gelişme göstergeleri bulumaktadır (Ağır, 2010). Fiasal gelişmişliği ekoomi politikalarıı geliştirilmesi ve düzelemeside kullaıla öemli bir kavram olması sebebiyle göstergeleride de çeşitliliğe ede olduğu söyleilebilir. Literatürde fiasal gelişmişlik ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkii öemi vurgulamakta ve bakacılık sektörüü ekoomik büyümeye ola etkisi icelemektedir. Schumpeter (1912), iyi izleye bir fiasal sistemi ve kurumları varlığıı büyümeye öemli katkı sağladığıa vurgu yapmıştır. Oa göre, iyi izleye bir bakacılık sektörü yeilikçi ürü ve tekoloji ürete girişimcileri destekleyerek katma değeri yüksek yatırımlarla ekoomik büyümei ivme kazamasıı sağlayacaktır (Levie, 1997). Ekoomik büyüme ve fiasal gelişme arasıdaki ilişkii icelediği çalışmalarda geel olarak bu iki kavram arasıdaki edesellik boyutuu icelediği görülmektedir. Ekoomik büyüme ve fiasal gelişmişlik arasıdaki edeselliği yöüe yöelik değerledirmeler dört başlık halide iceleebilir. Arz Öcüllü (İtici) Hipotez olarak adladırıla görüş, fiasal gelişmişliği ekoomik büyümeyi arttırıcı yöde etkilediğii, fiasal gelişmei ekoomik büyüme içi itici bir güç olduğuu savuurke; Talep Takipli (Sürükleyici) Hipotez şeklide adladırıla görüş, fiasal gelişmei ekoomik büyümeyi takip ettiğii, ekoomik büyümei fiasal gelişimi bir soucu değil edei olduğu görüşüü savumaktadır. Arz Öcüllü Hipoteze göre gelişmiş, istikrarlı ve güveilir fiasal sistemlere sahip ola ülkelerde tasarrufları ekoomiye kazadırılmasıda fiasal sistem ekoomik büyüme içi so derece öemlidir. Talep Takipli Hipoteze göre ise, fiasal sistemi gelişimi ve sürekliliği içi gerekli ola talep artışı acak ekoomik büyüme ile gerçekleşecektir. Yai ekoomik büyüme ile fiasal gelişmişlik arasıdaki edeselliği yöü ekoomik büyümede fiasal gelişmeye doğrudur. Fiasal gelişmişlik ve ekoomik büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii ifade ede Karşılıklı Etkileşim görüşüe göre ise, fiasal gelişmişlik ve ekoomik büyüme arasıda karşılıklı etkileşim söz kousudur. Lewis (1955) e göre, fiasal piyasaları ekoomik büyümei soucu olarak geliştiği ve sorasıda fiasal piyasaları reel ekoomii büyümeside teşvik edici bir foksiyo üstlediği iki yölü bir ilişkiyi öermektedir. Etki Yok görüşüe göre ise, fiasal gelişmişlik ile ekoomik büyüme arasıda herhagi bir etkileşim söz kousu değildir.
SESSION 2E: Büyüme II 815 Lucas (1988), ve Ster (1989) i, çalışmaları fiasal gelişmişlik ile ekoomik büyüme arasıda ilişki yoktur görüşüü desteklemiştir (Güeş, 2013). Ekoomik büyüme ve fiasal gelişme arasıdaki ilişkii icelediği çalışmalarda geellikle ticari liberalizasyou da modellere dahil edildiği görülmektedir. Ticari liberalizasyou fiasal sistem ve ekoomik büyüme üzerideki etkilerie yöelik çeşitli görüşler mevcut olmakla birlikte geel kabul göre görüş, ülkeleri ticari ve sermaye akışı bakımıda dışa açılma süreçlerii fiasal sistemde rekabeti arttıracağı ve mevcut yüksek faiz kazaçlarıı öleyeceği dolayısıyla fiasal sistemi gelişimie katkı sağlayacağı yöüdedir. Bu çalışmada öcelikle fiasal gelişim, ticari liberalizasyo ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiye yöelik olarak yapıla çalışmalara yer verilmiş daha sora bu üç değişke arasıdaki ilişki ampirik aalizlerle belirlemeye çalışılmıştır. Ampirik aalizlerde ilk olarak değişkeler arasıdaki uzu döemli ilişkii varlığı sıamış daha sora değişkeler arasıdaki edeselliği yöüü belirlemesi amaçlamıştır. Türkiye deki 1960-2013 döemi içi uygulaa ARDL sıır testi yaklaşımı ve Toda-Yamamoto edesellik testleri souçlarıa göre, seçile fiasal gelişmişlik göstergelerii ekoomik büyüme ve ticari serbestleşme ile eşbütüleşme ilişkisi içide olduğu görülmüştür. Ayrıca yapıla aaliz soucuda, Türkiye de ekoomik büyümede fiasal gelişmişliğe doğru edeselliği mevcut olduğu ve talep takipli hipotezi geçerli olduğu soucua ulaşılmıştır. Çalışma beş bölümde oluşmaktadır. Birici bölüm ola giriş kısmıda, fiasal gelişme ve ekoomik büyüme teorisi ile geel bilgilere yer verilmiştir. İkici bölümde ilgili literatür özetlemiş ve üçücü bölümde araştırma yötemi ile verilere ilişki açıklamalar yapılmıştır. Dördücü bölümde aaliz bulguları yorumlamış ve souç bölümüde ise kısmıda yapıla aaliz souçlarıa yer verilerek çeşitli değerledirmelerde buluulmuştur. 2 Literatür Taraması Fiasal gelişmei büyüme üzerideki etkisi 1980 li yılları ikici yarısıa kadar Neo-Klasik büyüme modellerii hakim olması dolayısıyla göz ardı edilmiştir. Neo- Klasik büyüme model ülkeler arasıdaki gelişmişlik düzeylerii farklarıı tam olarak açıklayamadığıda geliştirile yei büyüme modelleri ile fiasal gelişme ile ekoomik büyüme arasıdaki ilişki öe çıkmaya başlamıştır. Yei büyüme modelleri, Solow u (1956) modelideki büyümei asıl meydaa geldiğii ifade edilmesideki eksikliği Romer (1986a), ve Lucas ı (1988) çalışmalarıda bu eksiklikleri giderilmesiyle ortaya çıka modellerdir. Yei büyüme modelleride tekolojii içsel olduğu ifade edilmiş ve arta getirii kayağıa ilişki çeşitli öerilerde buluulmuştur. Bu öeriler, Romer (1986a;1990b) tarafıda Ar-Ge çalışmalarıı, Barro (1990) tarafıda kamu harcamalarıı; Rebelo (1991) tarafıda kümülatif sermayei; Pagao (1993), tarafıda fiasal piyasaları ve Lucas (1988), tarafıda beşeri sermayei öerilmesi şeklide ifade edilebilir (Ağır, 2010). Pogao (1993), çalışmasıda, ekoomik büyüme ile fiasal gelişmişlik arasıdaki ilişkiyi yatay kesit aaliz yötemiyle ölçe birçok çalışma olduğu ve geel olarak fiasal gelişmişliği ekoomik büyümeyi pozitif yöde etkilediğii acak buu bazı istisaları olduğuu, eğer fiasal sistem düzgü işleye bir piyasa türü ise bu durumda büyümeye katkı sağlayacağı ifade edilmektedir. Fiasal gelişmişlik ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi açıklaya çalışmalarda Gurley ve Shaw (1995-1967), fias sektörü ile ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi edesellik yöüü tam olarak ifade etmede ele almışlardır. Fiasal gelişim, ticari liberalizasyo ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi iceleye birçok çalışma mevcuttur. Levie (1997), seçilmiş ülkeler üzerie uyguladığı yatay kesit aalizi ile ekoomik büyüme ile fiasal gelişmişlik arasıdaki ilişkiyi icelemiş ve telekomüikasyo, bilişim, fiasal olmaya sektör politikalarıdaki gelişmeleri de fias sektörüü verimliliği içi oldukça öemli olduğuu, tekolojik gelimleri fias sektörüdeki maliyeti düşürdüğüü böylece fiasal gelişmei tekoloji alaıdaki gelişmeler ile ekoomik büyümeyi desteklediğii savumuştur. Bir başka çalışmada Thagavelu ve James (2004), Avustralya daki fias piyasalarıda ayrıma giderek piyasa temelli fias piyasası ile bakacılık odaklı piyasaları gelişimi ile ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi Grager edesellik testi ve VAR modeli ile test etmişlerdir. Yapıla çalışmada ekoomik büyümede fiasal gelişmişliğe doğru herhagi bir edesellik ilişkisii olmadığıı, fiasal piyasalardaki gelişmişliği ekoomik büyümei edei olduğu şeklide souçlara ulaşıldığıı ifade etmişlerdir. Arestis vd, (2001), ABD, Almaya, Japoya, İgiltere ve Frasa daki 1972-1998 yılları arası içi üçer aylık veriler kullaarak fiasal gelişme ve büyüme ilişkisii hata düzeltme modeli ve eşbütüleşme yötemleride faydalaarak aaliz etmiş ve fiasal piyasalardaki gelişmeleri ekoomik büyümeyi pozitif yöde etkilediği soucua ulaşmışlardır. Türkiye deki fiasal gelişmişlik ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkii aalizi içi yapıla çalışmalarda ise, Kadır vd, (2007), 1988-2004 döemi içi üçer aylık veriler kullaılarak Türkiye de fiasal gelişme ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi Johase eşbütüleşme ve hata düzeltme modelie bağlı edesellik yötemleride faydalaarak aaliz etmişlerdir. Yapıla çalışmada fiasal gelişmişliği ekoomik büyümeyi desteklemediğii fakat ekoomik büyümei fiasal gelişmeyi etkilediği soucua ulaşmışlardır. Altıtaş ve Ayrıçay (2010), Türkiye deki 1987-2007 döemi içi üçer aylık verileri kullaarak fiasal gelişmişlik ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi ARDL yötemi ile test ettikleri çalışmalarıda, reel büyüme, fiasal gelişme, dışa açıklık ve reel faiz oraı arasıda uzu döemli eşbütüleşme ilişkisi olduğuu tahmi etmişlerdir. Ayrıca bu çalışmada, reel
816 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 2016 faiz oralarıdaki artışı tasarruf ve reel gelirde artış sağlaması dolayısıyla çalışmada elde edile souçları yei kurumları fiasal sisteme girişii egelleye düzelemeleri ortada kaldırılmasıı fiasal gelişmişlik içi öemli olduğuu ifade ede Mckio- Shaw hipotezi ile tutarlı olduğu soucua ulaşılmıştır. Güeş (2013), çalışmasıda 1988-2009 yılları içi Türkiye deki fiasal gelişme ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi 6 aylık verileri kullaarak Vector Error Correctio Model (VECM) test etmiştir. Yapıla çalışmada, fiasal gelişmei iktisadi büyümeye ede olduğu soucua ulaşılmamıştır. Merca ve Peker (2013), Türkiye deki 1992-2010 döemler aylık verileri kullaılarak fiasal gelişmei ekoomik büyüme üzerideki etkisii edesellik testleri ve ARDL yötemleride faydalaarak test ettikleri çalışmalarıda uzu döemde değişkeler arasıda eşbütüleşme ilişkisi olduğu ve fiasal gelişmei ekoomik büyüme üzeride etkili olduğuu soucua ulaşılmıştır. Aydı vd, (2014) iktisadi büyüme ile fiasal gelişme arasıdaki edesellik ilişkisii varlığıı Türkiye içi 1988-2012 döemi çerçeveside yıllık veriler ile Toda-Yamamoto testi ile iceledikleri çalışmalarıda edesellik ilişkisii yöüü fiasal gelişmede büyümeye doğru olduğuu tespit etmişlerdir. Ayrıca yie bu çalışmada ve Türkiye i özelide edesellik ilişkisii fiasal gelişmede büyümeye doğru olduğuu bu edele arz öcüllü yaklaşımı desteklediği ifade edilmiştir. Kar ve Petecost (2000) Türkiye içi fiasal gelişmişlik ve ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi 1963-1995 yıllarıı esas alarak Grager edesellik ve VECM kulladıkları çalışmada 5 farklı gösterge kullamışlardır. Bua göre kullaıla değişkelere göre souçlar farklılık gösterebilmektedir. Fiasal gelişmişlik ölçütü olarak kullaıldığıda edesellik fiasal gelişmişlikte ekoomik büyümeye doğru şekillemektedir. Buu yaıda baka mevduatı, özel kredi ve yerli kredi ölçüt olarak kullaıldığıda büyümei fiasal gelişmeyi tetiklediği soucua ulaşmışlardır. 3 Model ve Veri Fiasal gelişmişlik ve ekoomik büyüme literatürü icelediğide fiasal gelişmişlik göstergesi olarak geellikle dört farklı göstergei kullaıldığı görülmektedir. Bu göstergeler sırasıyla; özel sektöre sağlaa yurtiçi kredileri milli gelire oraı, özel sektöre bakalar tarafıda sağlaa yurtiçi kredileri milli gelire oraı, M2 para arzıı milli gelire oraı ve M3 para arzıı milli gelire oraı şeklidedir. Fiasal göstergeleri tamamıı ayı modelde kullaılması yapılacak aalizlerde çoklu doğrusal bağlatı soruua yol açabilmekte ve hatalı souçlara yol açabilmektedir (Meyah vd. 2014). Bu sebepte dolayı çalışmada üç farklı model kurularak her fiasal gösterge farklı bir modelde kullaılmıştır. Çalışmada kullaıla modeller; lkbg t = a 0 + a 1 lyk t + a 2 lta t + ε t (1) lkbg t = β 0 + β 1 lbk t + β 2 TA t + δ t (2) lkbg t = γ 0 + γ 1 lpa t + γ 2 lta t + μ t (3) deklemlerde bulua değişkelerde; KBG: 2005 sabit fiyatlarıyla kişi başıa düşe GSYH yı (dolar), YK: Özel kesime sağlaa yurtiçi kredileri milli gelire oraıı, BK: Bakalar tarafıda özel kesime sağlaa yurtiçi kredileri milli gelire oraıı, PA: M2 para arzıı milli gelire oraıı, TA: Ticari dışa açıklık oraıı (ihracat ve ithalat toplamıı milli gelirdeki payı) ifade etmektedir. Literatürde kullaıla bir diğer değişke ola M3 para arzı değişkei, veri seti eksikliği edeiyle modellere dahil edilememiştir. Çalışmada gözlem aralığı olarak 1960-2013 yılları kullaılmıştır. Tüm veriler, Düya Bakası veritabaıda (World Developmet Idicators 2015) elde edilmiştir. Serileri tamamı logaritmik forma döüştürülmüştür. 1 o lu modelde, özel kesime sağlaa yurtiçi kredileri ve ticari liberalizasyou milli gelire etkisi; 2 o lu modelde, bakalar tarafıda özel kesime sağlaa yurtiçi kredileri ve ticari liberalizasyou milli gelire etkisi; 3 o lu modelde M2 para arzıı ve ticari liberalizasyou milli gelire etkisi araştırılmaya çalışılmıştır 4 Ekoometrik Yötem ve Bulgular Çalışmada üç farklı model doğrultusuda Türkiye de fiasal gelişmei ve ticari liberalizasyou milli gelir üzerideki etkileri eşbütüleşme ve edesellik testleri icelemiştir. Değişkeler arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii araştırılması amacıyla Pesara vd. (2001) tarafıda geliştirile ARDL (Autoregressive Distributed Lag) yaklaşımı kullaılmıştır. Değişkeler arasıdaki edesellik ilişkisii araştırılması amacıyla Toda ve Yamamoto (1995) tarafıda geliştirile Toda Yamamoto prosedürüde faydalaılmıştır. 4.1 Eşbütüleşme Testi Pesara vd. (2001) tarafıda geliştirile ARDL yaklaşımı, farklı düzeylerde durağa ola seriler arasıda eşbütüleşme ilişkisi aramasıa izi vermesi edeiyle sıklıkla faydalaıla bir testtir. Ayrıca ARDL yaklaşımıı bir diğer temel avatajı da değişkeleri uzu ve kısa döemli katsayılarıı belirleyebilmesidir (Nazlıoglu ve Bayrakdaroglu, 2009). Çalışmada kullaıla modelleri ARDL versiyoları sırasıyla; dkbg t = β 0 + i=1 β 0,i dkbg t i + i=1 β 1,i dyk t i + i=1 β 2,i dta t i + δ 0 KBG t 1 + δ 1 YK t 1 + δ 2 TA t 1 + μ t (4)
SESSION 2E: Büyüme II 817 dkbg t = σ 0 + i=1 σ 0,i dkbg t i + i=1 σ 1,i dbk t i + i=1 σ 2,i dta t i + δ 0 KBG t 1 + δ 1 BK t 1 + δ 2 TA t 1 + μ t (5) dkbg t = θ 0 + i=1 θ 0,i dkbg t i + i=1 θ 1,i dpa t i + i=1 θ 2,i dta t i + δ 0 KBG t 1 + δ 1 PA t 1 + δ 2 TA t 1 + μ t (6) verile modellerde değişkeler arasıda uzu döemli eşbütüleşme ilişkisii olmadığı yöüdeki boş hipotez (H 0 : δ 0 = δ 1 = δ 2 = δ 3 = δ 4 = 0) alteratif hipoteze (H 0 : δ 0 δ 1 δ 2 δ 3 δ 4 0) karşı test edilmektedir. ARDL yaklaşımıı uygulayabilmek amacıyla öcelikle çalışmada kullaıla her model içi uygu ARDL modelii belirlemesi ve F-istatistiklerii belirlemesi gerekmektedir. Model ARDL Modeli F-istatistiği ECT(-1) Model 1: KBG t = f(yk t, TA t ) (1,1,1) 3.976-0.328*** [-3.819] Model 2: KBG t = f(bk t, TA t ) (1,0,1) 4.359-0.374*** [-3.868] Model 3: KBG t = f(pa t, TA t ) (1,1,0) 3.892-0.165*** [-3.437] Tablo 1: ARDL Modelleri ve F-istatistikleri Not: Kritik değerler Pesara vd. (2001) Tablo CI(iii) da alımıştır. Kritik değerler %10 içi I(0):3.17, I(1):4.14; %5 içi I(0):3.79, I(1):4.85; %1 içi I(0):5.15, I(1):6.36. Köşeli paratez içideki değerler t-istatistiğii göstermektedir. *,**,*** sırasıyla %10, %5 ve %1 düzeyide alamlılığı göstermektedir. Tablo 1 de üç farklı model içi uygu ARDL modeli seçimleri ve F-istatistik değerleri görülmektedir. Model 2 içi hesaplaa F-istatistiğii %10 düzeyideki üst sıır kritik değerde (4.14) yüksek olması edeiyle değişkeler arasıda eşbütüleşme ilişkisii olmadığıı ifade ede boş hipotez reddedilmiştir. Model 1 ve Model 3 içi hesaplaa F-istatistiklerii ise % 10 düzeyideki alt sıırı (3.79) ve üst sıırı (4.85) arasıda kaldıkları görülmektedir. Bahmai-Oskooee ve Brooks (1999), hesaplaa F istatistiğii ara bölgede olması durumuda uzu döemli ilişkii varlığıı, hata terimi düzeltme katsayısıı istatistiki olarak alamlı olması ile geçerli olduğuu belirtmişlerdir. Bu edele Tablo 1 de tüm modeller içi hesaplaa hata terimi düzeltme katsayıları ECT(-1) verilmiştir. Model 1 ve Model 3 içi hesaplaa hata terimi düzeltme katsayılarıı istatistiki olarak alamlı olmasıda dolayı tüm modellerde değişkeler arasıda eşbütüleşme ilişkisii olduğua karar verilmiştir. Bu aşamada sora ARDL modeli doğrultusuda değişkeleri uzu ve kısa döemli katsayılarıı belirlemesi ve modelleri gerekli varsayımları sağladığıı tespiti içi teşhis testlerii yapılması gerekmektedir Uzu Döem Katsayılar Sabit 6.616*** 7.421*** 5.647*** lyk 0.217 lbk 0.134*** lpa 0.704*** lta 0.418*** 0.433*** 0.189* Kısa Döem Katsayılar Sabit 0.006 0.010* 0.090 DlYK 0.114*** DlBK 0.106*** DlPA -0.055 DlTA -0.041* -0.047* -0.016 ECT(-1) -0.328*** -0.374*** -0.165*** Teşhis Testleri ARS 0.632 0.474 0.422 JB 3.563 [0.168] 2.857 [0.239] 1.327 [0.514] Breusch-Godfrey χ 2 0.741 [0.690] 0.344 [0.841] 1.225 [0.541] ARCH χ 2 0.686 [0.407] 0.725 [0.394] 0.018 [0.893] Ramsey 2.110 [0.153] 0.844 [0.363] 0.048 [0.827] CUSUM İstikrarlı İstikrarlı İstikrarlı CUSUMQ İstikrarlı İstikrarlı İstikrarlı Tablo 2: Uzu ve Kısa Döem Katsayılar Not: *,**,*** sırasıyla %10, %5 ve %1 düzeyide alamlılığı göstermektedir. Köşeli paratez içideki değerler prob. değerleridir. Model 1 de fiasal gösterge olarak, özel kesime kulladırıla yurtiçi krediler; Model 2 de fiasal gösterge olarak, özel kesime bakalar tarafıda sağlaa yurtiçi krediler; Model 3 de fiasal gösterge olarak, M2 para arzı kullaılmıştır. ARS, Uyarlamış R 2 yi ifade etmektedir. Model 1 Model 2 Model 3
818 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 2016 Teşhis testleri souçları Tablo 2 de görülmektedir. CUSUM ve CUSUMQ testlerie göre parametreleri istikrarlı olduğu soucua ulaşılmıştır. Otokorelasyo soruuu geçerliliğii icelediği Breusch-Godfrey testie göre modelde otokorelasyo soruuu olmadığı görülmüş; ARCH testie göre hata terimlerii sabit varyaslı olduğu soucua ulaşılmış ve so olarak Ramsey-Reset testie göre foksiyoel formu doğru seçildiği görülmüştür. Uzu ve kısa döemli katsayılar da Tablo 2 de görülmektedir. Uzu döemli katsayılar icelediğide, Model 1 de icelee özel kesime sağlaa yurtiçi kredi değişkei katsayısıı istatistiki olarak alamsız olduğu görülmektedir. Ticari liberalizasyou ekoomik büyüme üzerideki etkisii ise pozitif olduğu soucua ulaşılmıştır. Model 2 de bir diğer fiasal gösterge olarak kullaıla özel kesime bakalar tarafıda sağlaa yurtiçi kredi değişkeii de ticari liberalizasyo değişkeii de pozitif işaretli ve istatistiki olarak alamlı olduğu görülmektedir. Model 3 dahilide icelee M2 para arzı değişkeii de ekoomik büyümeyi olumlu yöde etkilediği ve diğer fiasal göstergelere göre ekoomi üzeride daha fazla pozitif etki oluşturduğu görülmektedir. Kısa döemli souçlar icelediğide ise özel kesime sağlaa yurtiçi kredi değişkei ve özel kesime bakalarca sağlaa yurtiçi kredi değişkeii ekoomik büyümeyi pozitif yöde etkilediği soucua ulaşılmış, bua karşı uzu döem souçları aksie M3 para arzı değişkei kısa döem de ekoomik büyüme üzeride etkisiz olduğu görülmektedir. Hata terimi düzeltme katsayılarıı tüm modellerde egatif işaretli ve istatistiki olarak alamlı olması da hata düzeltme mekaizmasıı çalıştığıı, kısa döemde ortaya çıkacak şokları uzu döemde giderildiğii göstermektedir. 4.2 Nedesellik Testi Değişkeler arasıdaki edesellik ilişkisii tespit edilmesi amacıyla ARDL yaklaşımıda olduğu gibi serileri farklı düzeylerde durağa olması durumuda dahi edesellik ilişkisii aramasıa izi vere Toda ve Yamamoto (1995) testide faydalaılmıştır. Toda ve Yamamoto testi uzu döem edesellik ilişkisi şeklide de yorumlaabilmektedir. Toda ve Yamamoto (1995) prosedürü VAR aalizie bağlı olarak VAR modelideki parametrelere kısıt uygulaması ve k optimum gecikme uzuluğu ile d max maksimum bütüleşme derecelerii göz öüde buludurulması soucu düzelemiş Wald-istatistiği ile hesaplaa bir edesellik testidir. Düzelemiş Wald-istatistiği VAR(k+ d max) modeli üzeride hesaplamaktadır. Bu bilgilerde hareketle fiasal gelişim ve ekoomik büyüme arasıdaki edesellik ilişkisi Model 1 içi k=1 optimum gecikme uzuluğu ve d max=1 bütüleşme derecesi soucuda VAR(2) modeli üzeride, Model 2 ve Model 3 içi k=2 optimum gecikme uzuluğu ve d max=1 bütüleşme seviyesi soucuda VAR(3) modeli üzeride icelemiştir. Model 1 Model 2 Model 3 Boş Hipotez Wald-istatistiği Nedesellik KBG YK 8.526** Var YK KBG 0.611 Yok KBG BK 10.840*** Var BK KBG 0.711 Yok KBG PA 14.273*** Var PA KBG 6.540* Var Tablo 3: Uzu Döem Nedesellik Testi Souçları (Fiasal Gelişim ve Ekoomik Büyüme) Not: *, ** ve *** %10, %5 ve %1 düzeyide alamlılığı ifade etmektedir. Toda ve Yamamoto edesellik testi souçları Tablo 3 de görülmektedir. Elde edile souçlara göre ekoomik büyümede üç farklı fiasal göstergeye doğru edesellik ilişkisii olduğu görülmüştür. Fiasal gelişmei büyümeye etkisi icelediğide ise sadece M2 para arzıda ekoomik büyümeye doğru bir edesellik ilişkisi var olduğu soucua ulaşılmıştır. Fiasal gelişim ve ticari açıklık arasıdaki edesellik ilişkisi Model 1 ve Model 3 içi k=2 optimum gecikme uzuluğu ve d max=1 bütüleşme derecesi soucuda VAR(3) modeli üzeride, Model 2 içi k=1 optimum gecikme uzuluğu ve d max=1 bütüleşme seviyesi soucuda VAR(2) modeli üzeride icelemiştir.
SESSION 2E: Büyüme II 819 Model 1 Model 2 Model 3 Boş Hipotez Wald-istatistiği Nedesellik TA YK 0.817 Yok YK TA 1.890 Yok TA BK 1.795 Yok BK TA 0.401 Yok TA PA 4.776* Var PA TA 3.822 Yok Tablo 4: Uzu Döem Nedesellik Testi Souçları (Fiasal Gelişim ve Ticari Açıklık) Not: *, ** ve *** %10, %5 ve %1 düzeyide alamlılığı ifade etmektedir. Fiasal gelişim ve ticari açıklık arasıdaki uzu döemli edesellik ilişkisi Tablo 4 de görülmektedir. Elde edile souçlara göre uzu döemde fiasal gelişim göstergelerii hiçbiri ticari liberalizasyou edei değildir. Ticari liberalizasyoda fiasal gelişime doğru edesellik ilişkisi icelediğide ise daha öce elde edile souçlara bezer şekilde sadece M2 para arzıda ticari açıklığa doğru bir edesellik ilişkisii olduğu görülmektedir. 5 Souç ve Değerledirme Bu çalışmada farklı fiasal gelişmişlik göstergeleride faydalaarak Türkiye de fiasal gelişim ile ekoomik büyüme arasıdaki ilişkii icelemesi amaçlamıştır. Bu amaçla 1960-2013 döemi ARDL sıır testi yaklaşımı ve Toda-Yamamoto edesellik testleri ile icelemiştir. Ayrıca ticari serbestleşmei söz kousu değişkeler ile icelemesi amacıyla, oluşturula tüm modellere ticari serbestleşme oraı da dahil edilmiştir. Değişkeler arasıdaki uzu döemli ilişkii icelediği ARDL sıırlar testi yaklaşımı souçlarıa göre tüm fiasal gelişmişlik göstergelerii ekoomik büyüme ve ticari serbestleşme ile eşbütüleşik olduğu görülmüştür. Uzu döemli katsayılar icelediğide ise özel kesime bakalar tarafıda sağlaa yurtiçi kredileri ve M2 para arzıı ekoomik büyümeyi pozitif yöde etkilediği, bua karşı özel kesime sağlaa toplam yurtiçi kredileri ekoomik büyüme üzerideki etkisii istatistiki olarak alamsız olduğu soucua ulaşılmıştır. Ayrıca ticari serbestleşmei ekoomik aktiviteler üzerideki pozitif etkisi tüm modeller içi desteklemiştir. Nedesellik testi souçları icelediğide, M2 para arzı ile ekoomik büyüme arasıda çift yölü edeselliği olduğu görülmüştür. Ayrıca, ekoomik büyümede özel kesime sağlaa toplam kredilere ve özel kesime bakalar tarafıda sağlaa yurtiçi kredilere doğru tek yölü edesellik ilişkisii varlığı desteklemiştir. Elde edile bulgular doğrultusuda Türkiye de ekoomik büyümede fiasal gelişmişliğe doğru edeselliğe işaret ede talep takipli hipotezi geçerli olduğu görülmektedir. Türkiye de fiasal sisteme süreklilik ve derilik kazadıracak talep artışıı ve gerekli tasarrufları ekoomik gelişim ile sağladığı fakat fiasal sistemi heüz ekoomik büyümeyi olumlu yöde etkileyebilecek kadar gelişmediği soucua ulaşılmıştır. Kayakça Ağır, H. 2010. Türkiye de Fiasal Liberalizasyo ve Fiasal Gelişme İlişkisii Ekoometrik Aalizi, BDDK Aroks Doküma Merkezi, Akara. Altıtaş, H. & Ayrıçay, Y. 2010. Türkiye de Fiasal Gelişme ve Ekoomik Büyüme İlişkisii Sıır Testi Yaklaşımıyla Aalizi: 1987 2007. Aadolu Üiversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 10(2), s. 71 98. Arestis, P. & Demetriades, P. 1997. Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: Assessig the Evidece. The Ecoomic Joural,1 07(442), p. 783 799. Aydı, M. K., Ak, M. Z., & Altıtaş, N. 2014. Fiasal Gelişmei Büyümye Etkisi: Türkiye Özelide Nedesellik Aalizi. Maliye Dergisi, 167, s. 149-162 Bahmai-Oskooee, M. & Brooks, T. J. 1999 Bilateral J Curve betwee US ad Her Tradig Parters Weltwirtschaftliches Archiv,135, p. 156 65. Barro, R., 1990. Govermet spedig i a simple model of edogeous growth. Joural of Political Ecoomy, 98 (1), p. 103 117 Gurley, J. G. & Shaw, E. S. 1955 Fiacial Aspects Of Ecoomic Developmet, America Ecoomic Review, c. 45(4), p. 515-538.
820 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 2016 Gurley, J. G. & Shaw, E. S. 1967. Fiacial Structure Ad Ecoomic Developmet, Ecoomic Developmet ad Cultural Chage, 15(3), p. 257-268. Güeş, S. 2013. Fiasal gelişmişlik ve büyüme arasıdaki edesellik testi: Türkiye öreği, Doğuş Üiversitesi Dergisi, 14(1), s. 73-85. Kadır, S. Y., İskederoğlu, A. G., & Öal, Y.B. 2007. Fiasal Gelişme ve Ekoomik Büyüme Arasıdaki İlişkii Araştırılması. Çukurova Üiversitesi Sosyal Bilimler Estitüsü Dergisi, 16(2), s. 311-326 Kar, M. & Petecost E. 2000. The Directio of Causality Betwee Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth i Turkey: Further Evidece, Loughborough Uiversity, Departmet of Ecoomics, Ecoomic Research Paper No: 00/27, December Levie, R. 1997. Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: Views ad Ageda, Joural of Ecoomic Literature, 35, p. 688-726. Lewis, A.1955. The Theory of Ecoomic Growth, Lodo, Alle ad Uwi Lucas, R.E. 1988. O The Mechaics Of Ecoomic Developmet, Joural of Moetary Ecoomics, 22 (1), p. 3-42 Meyah, K., Nazlioglu, S., & Wolde-Rufael, Y. 2014. Fiacial Developmet, Trade Opeess ad Ecoomic Growth İ Africa Coutries: New İsights From A Pael Causality Approach. Ecoomic Modellig, 37, p. 386-394. Merca, M., & Peker, O. 2013. Fiasal Gelişmei Ekoomik Büyümeye Etkisi: Ekoometrik Bir Aaliz. Eskişehir Osmagazi Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 8(1), s. 93-120 Nazlioglu, S., & Bayrakdaroglu, A. 2009. Fiacial Developmet ad Ecoomic Growth: Coitegratio ad Causality Aalysis for Turkey. Bakig ad Fiace Letters, 1(2), s. 59-66 Pagao, M. 1993 Fiacial Markets ad Growth, A Overview, Europea Ecoomic Review, 37, p. 613-622. Pesara, M. H., Shi, Y. &,Smith, R. J. 2001. Bouds Testig Approaches To The Aalysis Of Level Relatioships, Joural of Applied Ecoometrics, 16, p. 289 326. Rebelo, S. 1991. Log-Ru Policy Aalysis Ad Log-Ru Growth, Joural of Political Ecoomy, 99, p. 500-521. Romer, P. M. 1986a. Icreasig returs ad log-ru growth. The joural of political ecoomy, 94(5), p. 1002-1037. Romer, P. M., 1990b. Edogeous Techological Chage, The Joural Of Political Ecoomy, 98(5), Part 2, The Problem Of Developmet: A Coferece Of The Istitute For Free Eterprise System, Oct., p. 71-102 Schumpeter J. 1912. The Theory of Ecoomic Developmet. Harvard Uiversity Press Cambridge, MA Solow, R. M. 1956. A Cotributio to the Theory of Ecoomic Growth. The Quarterly Joural of Ecoomics, p. 65-94. Stem, N. 1989 "The Ecoomics of Developmet: A Survey" The Ecoomic Joural, 100, p. 597-685 Thagavelu, S.M., Ag, J., & Jiu, B. 2004. Fiacial developmet ad ecoomic growth i Australia: A empirical aalysis. Empirical Ecoomics, 29(2), p. 247-280 Toda, H.Y & Yamamoto, T., 1995. Statistical Iferece I Vector Autoregressio With Possibly Itegrated Processes. Joural of Ecoometric, 66, p. 225 250 Worldbak, 2016, World Developmet Idicators, http://databak.worldbak.org/data/home.aspx Bilgi otu: Bu çalışma Çukurova Üiversitesi Rektörlüğü Bilimsel Araştırma Projeleri Birimi tarafıda desteklemiştir.