ANADOLU ÜNİVERS İTES İ S OS YAL BİLİMLER DERGİS İ ANADOLU UNIVERSITY JOURNAL OF SOCIAL SCIENCES Cil/Vol. : - S ayı/no: 2 : 33 42 (20) FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * Yrd. Doç. Dr. İbrahim Halil EKŞİ** ÖZ Sermaye yapısı, makroekonomik değişkenlerle ilişkisi nedeni ile finansman kararlarının karışık alanlarından biridir. Bu çalışmada Türkiye için, kullanılan banka kredileri ile güven fakörü arasındaki ilişki koenegrasyon ve haa düzelme mekanizması yardımıyla araşırılmışır. Yur içi güven fakörü olarak reel sekör güven endeksi, yur dışı için ise uluslar arası VIX endeksi kullanılmışır. Çalışma 2000-2008 yıllarında, 06 ay ve 8 yıllık periyodu kapsamakadır. Aylık veriler, yahoo, IFS ve TCMB den emin edilmişir. Analiz sonuçlarına göre, reel sekör güven endeksinden banka kredilerine doğru nedensellik gözlemlenmişir. Bunun yanında, VIX endeksinden banka kredilerine doğru bir nedenselliğe raslanılmamışır. Anahar Kelimeler: Banka kredileri, güven, Johansen Koenegrasyon, VAR Model, Haa Düzelme THE EFFECT OF CONFIDENCE FACTOR ON USED OF BANK CREDIT BY FIRMS ABSTRACT Capial srucure is complex areas of financial decision making due o is inerrelaionship wih macroeconomic değişkens. In his sudy for Turkey, he relaionship beween confidence facor and he usage of bank credi is invesigaed wih coinegraion analysis and error-correcion mechanism. Real secor confidence index is used for domesic counry and inernaional VIX is for ouside counry. The period includes 06 monh and 8 years for 2000 and 2008. Monhly daa is obained from yahoo, IFS and CBTR. According o he resuls of he analysis, here seems o be a causaliy from real secor confidence index o bank credi. Besides, I is no found causaliy from VIX o bank credi. Keywords: Bank credis, confidence, Johansen co- inegraion, VAR model, Error correcion * Bu çalışma, 24-27 Eylül 2009 arihinde gerçekleşirilen Uluslararası Davraz Kongresi nde kabul edilip sunulmuş, revize edilerek makale formuna geirilmişir. ** Kilis 7 Aralık Üniversiesi İİBF İşleme Bölümü, e-posa: ieksi@kilis.edu.r 33
34 Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi. GİRİŞ Finans lieraürü, sermaye yapısı kararlarının, islemelerin sermaye maliyelerini, karlılıklarını ve firma değerini ekilemesini uzun yıllardır arışmakadır. Sermaye yapısı, finansal kaynakların öz sermaye ve yabancı kaynaklar arasındaki dağılımını ifade eder. Birçok fakörün ekisinde kalınarak belirlenen sermaye yapısı kararları, zaman içinde farklılık göserebilmekedir. Özellikle para ve sermaye piyasalarının gelişmişliği, firmaların sermaye yapılarını hem kaynak maliyei hem de kaynak çeşililiği açısından önemli oranda ekilemişir. Sermaye yapısı bileşenlerinin içinde banka kredileri çok önemli bir yere sahipir. Yapılan çalışmalarda, banka kredilerinin özellikle sermaye bulma sıkınısı yaşayan KOBİ lerde (SME s) çok önemli bir kaynak olduğunu oraya koymakadır (Pissadires vd., 2000, s.9 Yörük, 2007, s.378 ). Bununla birlike özel firmaların kamu firmalarından daha yüksek oranda, banka borçlanmalarına bağlı olarak hayalarını sürdükleri de yapılan bir çalışmada oraya konmuşur (Haan ve Serken, 2006, s.406). 2. LİTERATÜR Firmaların sermaye yapılarıyla ilgili eorinin oluşmasında ilk önemli kakıyı Modigliani ve Miller yapmışır. Modigliani ve Miller, finansal kaldıraç seviyesinin firma değerini ekilemediğini ileri sürmüşür. Hem Modigliani ve Miller hem de araşırmacılar, ilerleyen yıllarda sermaye yapısı kararlarına farklı boyular kazandırmışlardır. Firmaların sermaye yapılarının oluşumu üzerine lieraürde yapılan çalışmalar ve söz konusu çalışmaların bulguları şunlardır: - İsmail ve Eldomiay (2004), Kahire deki firmalar üzerinde yapıkları çalışmalarında, finansal yapının belirlenmesinde firmanın sahip olduğu vergi isisnaları, piyasa riski, iflas riski ve islemenin büyüme oranının ekili olduğunu oraya koymuşlardır (İsmail ve Eldomiay, 2004, s.), - Shleifer ve Vishny (992) de çalışmalarında firmaların borçlanma kapasielerinin, geçerli ekonomik şarlara bağlı olacağı varsayımında bulunmuşlardır (Hackbarh vd., 2006, s.543). Bunun yanında, Choe ve diğerleri (993), Gerler and Gilchris, (993) ve Korajczyk and Levy, (2003) yapıkları çalışmalarda, firmaların finansman ercihlerinin seçiminde, makroekonomik şarların önemli bir fakör olduklarını gözlemlemişlerdir (Cook ve Tang, 200, s.78), - Cook ve Tang (200) ise çalışmalarında, firmaların makroekonomik şarların olumlu olması durumunda, hedef sermaye yapılarına daha hızlı bir şekilde adape eğilimde olduklarını gözlemlemişlerdir (Cook ve Tang, 200, s.78), - Bokpin (2009) ise, 34 gelişmiş ülke piyasasındaki firmalarda yapığı araşırmada, sermaye yapısı değişikliklerinde makro ekonomik şarların çok ekili olduğunu ve banka kredilerinin firmaların sermaye yapısı ercihinde ekili bir ahmin edici olduğunu espi emişir (Bokpin, 2009, s.30), - Daskalakis ve Psıllakı (2009) arafından Yunanisan ve Fransa daki KOBİ ler üzerinde yapılan araşırmada da, ekonomik gelişmişlik seviyesinin Fransa da borçlanmayı isaisiki olarak anlamlı ve poziif olarak ekilediği gözlemlenmişir (Daskalakis ve Psıllakı, 2008, s.88). Mahmud ve diğerleri (2009), Japonya, Malezya ve Pakisan da yapıkları çalışmada, ekonomik fakörlerin sermaye yapısı üzerindeki ekisini incelemiş ve ekonomik gelişmişlik seviyesinin yükselmesinin uzun vadeli borçlanma eğilimini arırdığını gözlemlemişlerdir (Mahmud vd., 2009, s.9).
Firmaların Banka Kredisi Kullanımında Güven Fakörünün Ekisi 35 Sermaye yapısının incelendiği çalışmaların çoğunda, sermaye yapısı unsurları olarak; firmaya özgü fakörler (yaş, ölçek, sahiplik, vd.), ekonomiye özgü fakörler (vergi, faiz oranları, vd.) ve bankalarla firma ilişkileri konu edinilmişir. Güven fakörünün ise, ayrı bir değişken yerine makro ekonomik fakörler içinde değerlendirildiği gözlemlenmişir. İşe bu çalışmada, bu nokadan harekele, ekonomik konjonkürün bir unsuru olan güven algılamalarının banka kredisi kullanımı üzerinde ekisi olup olmadığı araşırılmakadır. Bunun yanında, güven fakörü olarak hem yur içi hem de yur dışı olarak iki kaegoride değerlendirilmesiyle, Türk firmalarının banka kredisi kullanımında, hem ulusal hem de uluslar arası dalgalanmaların ekisi oraya konulacakır. Uluslar arası VIX endeksinin kullanılması ile, Türk firmalarının bir çeşi uluslar arası güven algılamalarına karşı duyarlılığı da gözlemlenecekir 3. VERİLER, MODEL VE METODOLOJİ 3.. Veri Sei Çalışmamızda, Türkiye de faaliye göseren mali sekör dışındaki firmaların, yerleşik kamu ve özel mevdua bankalarından emin edilen kredi mikarları esas alınmışır. Reel sekör firmalarının incelenme gerekçesi ise, söz konusu kesimin dağıılan banka kredileri içindeki payının yüksekliğidir. Söz konusu veriler TCMB nin veri dağıım siseminden emin edilmişir. Araşırmada, kredi mikarları, IFS den emin edilen CPI ile reel hale geirilmişir. Reel hale geirilen kredi rakamlarının logariması alınarak modele dahil edilmişir. VIX Endeksi, yaırımcıların olumsuz beklenilerinin piyasalar üzerinde yaraığı baskının bir ölçüsü olarak Chicago Opsiyon Borsası nda hesaplanmakadır. Endeks S&P500 endeksi üzerinde yapılan vadeli işlemlerin fiyalarından harekele beklenen oynaklığı ifade emekedir (Becker vd., 2009, s.034). Endeksi verileri, yahoo nun web siesinden sağlanmışır. Endeks değerleri logarimaları alınarak modele dahil edilmişir. Çalışmanın diğer bir değişkeni olan reel kesim güven endeksi ise, Türkiye de reel sekörün ekonomideki beklenilerini firmalara gönderilen ankeler yoluyla belirlemekedir. Reel kesime yönelik eğilim ankelerinin ana amacı, konjonkürel gelişmelerdeki genel eğilimi oraya çıkarmak ve ekonomik karar birimlerine gerekli olan gelecek beklenilerine ilişkin bilgi sunmakır. Aylık endeks değerleri, TCMB nin veri dağıım siseminden emin edilmişir. Endeks değerleri logarimaları alınarak modele dahil edilmişir. Çalışmada aşağıdaki noasyonlarla çalışılmışır: LKRD : Banka kredilerinin logarimik değeri, LVIX : VIX endeksinin logarimik değeri, LRKGE : Reel sekör güven endeksinin logarimik değeri LKRD : Logarimik banka kredierinin. farkı, LVIX : Logarimik VIX endeksinin. farkı, LRKGE : Logarimik reel sekör güven endeksinin. farkı 3.2. Verilerin Hazırlanması Araşırma 2000: ve 2008:2 dönemlerini kapsayan zaman serileri şeklinde yapılmışır. Araşırmamızda, öncelikle verilerle ilgili olarak mevsimsellik, durağanlık ve ookorelasyon varsayımları es edilmiş, opimal gecikme uzunlukları bilgi krierleri yardımıyla espi edilmiş ve sonra koenegrasyon analizi gerçekleşirilmişir. Koenegrasyon sonuçlarından harekele, haa düzelme modeli ve granger nedensellik esi uygulanmışır.
36 Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Zaman serileri ölçüldükleri birime bağlı olarak benzer biçimde ekrar eden seyire sahip olabilirler. İşe bu seriye mevsimsel unsur denilmekedir. Eğer değişkenlerde mevsimsellik ekisi söz konusu ise, değişkenlerin açıklayıcılığı azalır (Vogelvang, 2003, s.6). Genelde mevsimsel ekiler, aylık verilerle çalışıldığında karşılaşılan bir durumdur. Yıllık veriler, daha çok günlük, hafalık, aylık veya üç aylık verilerin büüncül oplamını yansıığından veya verilerin bir oralamasını göserdiğinden, mevsimsellik sorunu yıllık verilerde sık yaşanmamakadır (Sevükekin ve Nargeleçekenler, 2007, s.5). Çalışmamızda mevsimsellik esi, Census X-2 prosedürü ile es edilmişir. Granger ve Newbold (974), duragan olmayan zaman serileriyle çalısılması halinde sahe regresyon problemiyle karsılasılabilecegini oraya koymuşlardır. Bundan dolayı, zaman serileriyle yapılan regresyon analizlerinde degiskenler arasındaki iliskinin varlıgını arasırmadan önce mulaka analizlerde kullanılan degiskenlerin zaman serisi özelliklerinin incelenmesi gerekmekedir (Alınaş vd., 2008, s.97) Ekonomerik analizlerde değişkenler arasında var olan ilişkilerin espi edilebilmesi için serilerin birim kök içermemesi yani durağan olması gerekmekedir. Durağanlık bir zaman serisinin oralamasının, varyansının ve orak varyansının zamana göre değişmemesi durumudur. Çalışmamızda, Augmened Dickey Fuller (ADF), Phillips and Perron (PP) ve Kwiakowski vd. (KPSS) birim kök esleri kullanılmışır. Ookorelasyon problemi çoğunlukla bir zaman dönemine ai gözlemlerin geleceğe ai diğer zaman dönemlerine aşındıkları zaman oraya çıkar. Aylık veya çeyrek dönemler ile çalışılıyorsa, ookorelasyon ihimali de yükselmekedir (Vogelvang, 2003, s.9). Çalışmamızda ookorelasyon olup olmadığı Lagrange Çarpanları (LM) Tesi ile es edilmişir. 3.3. Koenegrasyon Tesi Engle ve Granger (987), yapmış oldukları çalışmalarında iki veya ikiden fazla durağan olmayan serilerin doğrusal kombinasyonlarının durağan olabileceğini belirmişlerdir. Eğer durağan olmayan zaman serileri arasında durağan doğrusal bir kombinasyon mevcu ise seriler eşbüünleşik olarak adlandırılır. Elde edilen durağan doğrusal kombinasyon eşbüünleşik denklem olarak belirilir ve değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi açıklamaka kullanılabilir. Bu çalışmada, Johansen arafından gelişirilen vekör ooregresif (VAR) modele dayanan yönem kullanılmışır (Engle ve Granger, 987, s.270). p. dereceden VAR modelini aşağıdaki gibi göserebilir: y = A y +... + Ap y + Bx + () p Denklemde, y, durağan olmayan değişkenler vekörünü; x, deermisik değişkenler vekörünü ve ε ise haa erimlerini ifade emekedir. VAR modeli maris formu şu şekilde yazılabilir: p i= i i (2) y = y + y + Bx + Denklemde, p = = A i i I p j i ve i = = + A Granger, П kasayı marisinin indirgenmiş rankı (r), içsel değişken sayısından (k) küçük (r<k) ise, П=αβ ve β y nin düzeyde durağan olduğu (I(0)) ve her biri r ranklı kxr sayısı kadar α ve β marislerinin mevcu olacağını oraya koymuşur. Burada r eşbüünleşme ilişkisinin sayısını (rank) belirmeke ve β nın her bir kolonu eşbüünleşik vekörü belirmekedir. R sayıda eşbüünleşme iliksinin varlığını araşırmak amacı ile iki es isaisiği kullanılmakadır. Tes isaisiklerinden ilki, iz (race) isasiiği olarak anımlanmakadır. Tese sıfır hipoezi r sayısı kadar, alernaif hipoez ise k (içsel değişken) sayısı kadar eşbüünleşme ilişkisini es emekedir. Tes isaisiği aşağıdaki şekilde hesaplanmakadır (Johansen ve Juselius, 990, s.70): j şeklinde anımlanmakadır.
Firmaların Banka Kredisi Kullanımında Güven Fakörünün Ekisi 37 r k = + log( i r LR ( r / k) = T ) (3) Denklemde λi, П marisinin i. en büyük özdeğerini belirmekedir. Eşbüünleşme ilişkisinin varlığını es eden 2. es ise özdeğer (eigen value) isaisiği olarak adlandırılmaka ve r kadar eşbüünleşme ilişkisine karşılık r+ kadar eşbüünleşme ilişkisinin varlığı es edilmekedir. Tes isaisiği aşağıdaki şekilde hesaplanmakadır: LR r / r ) = T log( ) (4) max ( + r+ 3.4. Vekör Haa Düzelme Mekanizması ve Granger Nedensellik Tesi Sandar Granger nedensellik esi, iki değişken arasındaki nedensel bir ilişkinin varlığını es emek için kullanılmakadır. Ampirik çalışmalarda Granger nedensellik esi uygulanabilirliğindeki kolaylık sebebiyle sık kulanılmakadır. Ayrıca, 980 lerin sonunda oraya çıkan eşbüünleşme ekonomerik ekniği, nedensellik esi ile ilgili eorik çalışmaların yeniden gözden geçirilmesine kakıda bulunmuşur (Engle ve Granger, 987, s.270). Söz konusu yeni yaklaşıma göre, iki değişken eşbüünleşik ise, Engle ve Granger (987), kısa dönemde dengesizlikleri gideren bir haa düzelme mekanizmasının (ECM) olduğunu gösermekedirler. Bu bağımlı değişkendeki değişmelerin, açıklayıcı değişkenlerdeki değişme ve eşbüünleşik regresyondaki gecikmeli haa eriminin bir fonksiyonu olduğunu ifade eder. ECM nin bir sonucu olarak, ΔY veya ΔX veya her ikisine, Y- ve X- in de bir fonksiyonu olan gecikmeli haa düzelme erimi neden olmalıdır. Teknik olarak, X ve Y arasındaki nedensellik analizinde kullanılacak olan vekör haa düzelme mekanizması (VECM) aşağıdaki gibi yazılabilir: i Y = m n r + i Y + i X i + ECM r, + u (5) i= i= i= i X = m n r 2 + 2i X + 2i Y i + 2iECM r, + u (6) i= i= i= Denklemde Δ (fark işlemcisi) değişkenlerin farkının alınarak durağan hale geirildiğini gösermekedir. Haa düzelme mekanizmasında nedenselliğin kaynağı; -Her açıklayıcı degişkenin gecikmeleri oplamına beraber uygulanan F veya Wald x2 esinin, -Gecikmeli haa düzelme erimine (ECT) uygulanan -esinin, -Her açıklayıcı degişkenin gecikmeleri oplamı ve gecikmeli haa düzelme erimine beraber uygulanan F veya Wald x2 esinin isaiksel anlamlılığı ile belirlenebilmekedir. Bu koşullardan sadece bir anesinin geçerli olması, degişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin varlığı için yeerlidir (Badurlar, 2008, s.233). Çalışmamızda güven endeksleri ve banka kredileri için uygulanan haa düzelme mekanizması aşğıdaki denklemde verilmişir: LRKGE LKRD = + = + + ( i) LKRD i + ( i) LRKGE i + ECT (7) + ( i) LRKGE i + ( i) LKRD i + ECT (8)
38 Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Granger Nedensellik esi, regresyon denklemindeki bağımsız degiskenin gecikmeli degerlerinin anlamlılıklarının es edilmesine dayanmakadır (Erdinç, 2008, s.220). Tes, iki değişken arasında ilişkinin varlığını ve nedensellik var ise nedenselliğin yönünü gösermekedir. X ve Y gibi iki değişken arasında nedensellik ilişkisini araşıran Granger nedensellik esine ai regresyon denklemleri aşağıdaki gibidir: Yukarıdaki denklemlerde; ß i, Ƴ i, ծ j ve Ф j kasayıları, m, n, p ve q opimal gecikme uzunluklarını, Ɛ ve v haa erimlerini, X ve Y nedensellik ilişkileri araşırılan zaman serilerini ve fark alma operaörünü gösermekedir 4. DENEYSEL BULGULAR Tüm değişkenlere ilişkin emel isaisikler Tablo de verilmişir: Tablo. Temel İsaisikler STAT ST KLER LKRD LVIX LRKGE Arimeik Oralama 2.888. 2.970..60. Medyan 2.880. 3.06..64. Sandar Sapma 0.720 0.370 0.42 Skewness 0.258 0.47-2.226. Kurosis.67. 3.62. 7.968. Değişkenler arasındaki korelasyon marisi ise Tablo 2 de verilmişir Tablo 2. Korelasy on Marisi LRKGE LVIX LKRD LRKGE.000-0.592 0.03 LVIX -0.592.000-0.207 LKRD 0.03-0.207.000 Değişkenlerin birim kök içerip içermedine ilişkin yapılan birim kök es sonuçları Tablo 3 de verilmişir: Tablo 3. Birim Kök S onuçları ADF PHILIPS-PERRON KPSS De i kenler nercep Trend and Trend and Trend and nercep nercep nercep nercep nercep LKRD düzey 0.967 -.2348 0.055 -.5527.40 0.83ª LKRD.fark -5.464ª -5.422ª -0.337ª -0.309ª 0.28ª 0.096ª LRKGE düzey -.2997-0.9996-0.6450-0.0324 0.94ª 0.38ª LRKGE. fark -6.654ª -6.734ª -6.654ª -6.734ª 0.298ª 0.33ª LVIX düzey -.4476 -.0755 -.278-0.602 0.347ª 0.2265 LVIX. fark -.436ª -.609ª -.72ª -2.270ª 0.393ª 0.53ª * a, % düzeyinde anlamlılığı ifade emekedir. Opimum gecikme uzunlukları ADF için SIC ye, PP ve KPSS için ise Newey-Wes meoduna göre yapılmışır.
Firmaların Banka Kredisi Kullanımında Güven Fakörünün Ekisi 39 ADF ve PP esleri benzer sonuçlar verirken, KPSS sonuçları farklı sonuçlar vermekedir. Lieraürde ADF ve PP esleri eleşirilmekle birlike (Hubrich, Lukepohl ve Saikkonen, 200), sıklıkla kullanılmakadır (Yuan vd., 2008, s.3083). Bizim çalışmamızda da ADF sonuçları dikake alınmışır. Tüm değişkenler. farklarında durağan olduğundan (I()) güven endeksleri ile krediler arasındaki ilişki araşırılmalıdır. İki değişken arasında koenegre ilişki yok ise, EKK sonuçları haalı olabilmekedir. Bu yüzden çalışmamızda VAR modeli kurulmuş ve opimal gecikme uzunlukları SIC krierine göre araşırılmışır. Güven endeksleri ile krediler arasındaki koenegrasyon analizi sonuçları Tablo 4 de verilmişir: Tabl o 4. Johansen Jusel i us K oen egrasy on Tes S onuçl arı De i kenler Ho Öz de er (eigen value) saisi i z (race) saisi i Ha Max eigen %5 Kriik de er Ha Trace %5 Kriik de er r=0 R= 6.729..426. r 9.562..549. LVIX LKRD r R=2 2.832. 3.84. r 2 2.832. 3.84. r=0 R= 2.25 ª.589. r 2.46 b 2.026. LRKGE LKRD r R=2 2.004. 9.64. r 2 2.004. 9.64. Normalize edilmi koenegre denklem Modeller Schwarz Bilgi Krieri (SIC)'ye göre gecikme ile gerçekle irilmi ir. a ve b, sırası ile % ve %5 önem düzeyindeki LRKGE LKRD C e büünle me ili kisini belirmekedir. Normalize edilmi.000-0.005595 -.532.793 denklemde sandar sapmalar paranez içinde belirilmi ir. (0.6674) (-48.079) Eşbüünleşme es sonuçları incelediğinde, hem iz (race) hem de öz değer (eigen value) isaisiğinin kredilerle (LKRD) reel kesim güven endeksi (LRKGE) arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığını ifade emekedir. Buradan harekele, değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin olmadığı (r = 0) emel hipoezi red edilmeke, eşbüünleşik vekörün olduğu şeklinde oluşurulan Ha hipoezi kabul edilmekedir. Faka VIX endeksi (LVIX) ile krediler (LKRD) arasında uzun dönemli vekör bulunamamışır. Normalize edilmiş koenegre denkleme göre, reel kesim güven endeksinin arışı, kredi mikarlarını da arırmakadır. Granger ve Engle (987) yapıkları çalışmalarda değişkenlerin koenegrasyonu durumunda, özellikle sokasik haa erimleri I(0) seklindeki değişkenlerde ek yönlü veya çif yönlü isleyen bir Grangernedenselliğinin bulunacağını gösermişlerdir. Böylece sahe regresyondan da kurulmak mümkün olmakadır. Buradan harekele, çalışmamızda haa düzelme mekanizmasının çalışıp çalışmadığı konrol edilmişir. Haa düzelme sonuçları Tablo 5 de verilmişir:
40 Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Tablo 5. Haa Düzelme S onuçları Ba ımlı De i ken: LKRD Nedensellik li kisi De i ken Kasayı Prob. Kısa Dönemli Uzun Dönemli ECT- -0.0087 0.7559 LKRD- 0.056648 0.564 LKRD-2 0.82595 0.0686 LKRD-3-0.3204 0.2543 LKRD-4 0.25780 0.004 LRKGE- -0.9326 0.82 LRKGE LKRD Yok LRKGE-2 0.3489 0.932 LRKGE-3-0.22778 0.0385 Sabi 0.0228 0.0298 f-wald esi 2.08.39 0.0966c Ba ımlı De i ken: LRKGE Nedensellik li kisi De i ken Kasayı Prob. Kısa Dönemli Uzun Dönemli ECT- -0.008897 0.993 LRKGE- 0.506257 0.0000 LRKGE-2-0.673 0.208 LRKGE-3 0.87842 0.322 LRKGE-4-0.3737 0.2933 LRKGE-5-0.044499 0.7255 LRKGE-6 0.20725 0.0844 LKRD- -0.038708 0.7480 LKRD-2 0.077993 0.53 LKRD-3 0.79497 0.287 LKRD-4-0.243559 0.0382 LKRD-5 0.3340 0.2805 Sabi -0.00568 0.4002 f-wald esi.749.705 0.37 Opimal gecikme uzunlukları Schwarz Bilgi Krieri (SIC) ne göre belirlenmişir. c, %0 önem seviyesini belirmekedir. Tablodaki sonuçlara bakıldığında, hem LRKGE den LKRD ye hem de LKRD den LRKGE ye doğru işleyen haa düzelme mekanizmasının isaisiksel olarak anlamlı olmadığı görülmekedir. Modelde üreilen haa düzelme mekanizmalarının kasayılarının negaif değerde olması, değişkenlerin uzun dönem denge değerine doğru harekeinin olacağını gösermekedir. Ancak kasayıların isaisiki olarak anlamlı olmaması, mekanizmanın çalışmadığı görülmekedir. Bununla birlike, LRKGE den LKRD ye doğru yapılan ve bağımsız değişkenlerin hepsinin birlike değerlendirildiği f-wald esinde, kısa dönemli nedensel bir ilişkinin varlığı oraya konulmuşur. Banka kredileri ile VIX endeksi arasındaki nedensellik ilişkisi de Granger ile es edilmiş ve nedensellik gözlemlenememişir (f isaisiğinin sig. 0.868). 5. SONUÇ VE POLİTİKA ÖNERİLERİ Firmaların sermaye yapıları kararlarının, firmaların sermaye maliyei, karlılığı ve firma değeri üzerinde ekisi uzun yıllardır incelenmekedir. Sermaye yapısını belirleyen firma içi ve firma dışı fakörler olmak üzere birçok fakör söz konusudur. Bu çalışmada, banka kredisi kullanımında yur içi ve yur dışı güven endekslerinin ekisi araşırılmışır. Reel kesim güven endeksi ile firmaların kullandıkları kredi mikarları arasında kısa dönemli nedensellik ilişkisine raslanılmışır. Bu anlamda, araşırmanın Yok Yok
Firmaların Banka Kredisi Kullanımında Güven Fakörünün Ekisi 4 bulguları, lieraürdeki firmaların borçlanmaları ile olumlu makro ekonomik şarlar arasında doğrusal yönde ilişki gözlemleyen çalışmalarla örüşmekedir. Buna karşılık uluslar arası VIX endeksi ile, firmaların banka kredisi kullanımı arasında nedensellik ilişkisi gözlemlenememişir. Bu çerçevede, Türk firmaların sermaye yapısının oluşumunda, uluslar arası güven algılamalarına karşı duyarlılığının zayıf olduğunu söylemek de mümkündür. Çalışmada uygulanan esler ve analizler için kullanılan gözlem sayısı kısmen düşükür. Bu nedenle sonuçlara ihiyala yaklaşılmalıdır. Çalışmayı, farklı ülke verilerinin kullanarak daha ileri seviyeye aşımak ve ülkeler arası karşılaşırmalar yapmak mümkündür. Ekonominin en küçük yapı aşları durumundaki firmaların gelişmesi, ülke ekonomilerinin büyümesi bakımından çok önemlidir. Firmaların gelişmesi de firmaların izledikleri finansman poliikaları ile ilinilidir. Bu çalışma ile, firmaların sermaye yapılarının oluşumunda, ekonomik konjonkürün ve yur içi güven algılamasının önemli bir fakör olduğu oraya çıkmakadır. Dolayısı ile ülkelerin izlediği ekonomi poliikalarına bağlı olarak oluşan güven algılamaları, firmaların sermaye yapılarında belirleyici bir rol oynamakadır. Poliika belirleyicilerinin, firmaların gelişmesi açısından güven oramını sağlamaları önemli bir fakör olarak karşımıza çıkmakadır. Buradan harekele, piyasadaki güven oramının sağlanması durumunda, firmaların kaynak yapılarının çeşileneceği ve firmanın sermaye maliyeinde opimizasyonunun sağlanabileceğini söylemek mümkündür. KAYNAKÇA Alınaş, H., Çeinaş, H. ve Taban, S. (2008). Türkıye de Büçe Açığı, Parasal Büyüme Ve Enflasyon Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: 992 2006, Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 8(2):85 208. Badurlar, Ö. (2008). Türkiye de Konu Fiyaları İle Makro Ekonomik Değişkenler Arasındaki İlişkinin Araşırılması, Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 8():223 238. Bokpin G. (2009). Macroeconomic Developmen And Capial Srucure Decisions Of Firms: Evidence From Emerging Marke Economies, Sudies İn Economics And Finance, 26(2):29-42. Cook, D. ve Tang, T. (200). Macroeconomic Condiions And Capial Srucure Adjusmen Speed, Journal Of Corporae Finance, 6():73-87. Daskalakis, N. ve Psıllakı, M. (2008). Do Counry Or Firm Facors Explain Capial Srucure? Evidence From Smes İn France And Greece, Applied Financial Economics, 8(2):87-97. Engle, R. ve Granger, C. (987). Co-inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion and Tesing, Economerica, 55(2):25-276. Erdinç, Z. (2008). İkiz Açıklar Hipoezinin Türkıye de 950-2005 Yılları Arasında Eşbüünleşme Analizi Ve Granger Nedensellik Tesi İle İncelenmesı, Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 8():209 222. Haan, L. ve Serken, E. (2006). The impac of moneary policy on he financing behaviour of firms in he Euro area and he UK, The European Journal of Finance, 2(5):40 420.
42 Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Hackbarh, D., Miao, J. ve Morellec, E. (2006). Capial Srucure, Credi Risk, and Macroeconomic Condiions, Journal of Financial Economics, 82:59 550. Ismail, M. ve Eldomiay, T. (2005). Bayesian Idenificaion of he Predicors for Capial Srucure in Egyp, Advances and Applicaions in Saisics, 5():-20. Johansen, S. ve Juselius, K. (990). Maximum Likelihood Esimaion and Inferences on Coinegraion wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52:69 20. Mahmud, M., Herani, G., Rajar, A. ve Farooqi, W. (2009). Economic Facors Influencing Corporae Capial Srucure İn Three Asian Counries: Evidence From Japan, Malaysia And Pakisan, Indus Journal Of Managemen & Social Sciences, 3():9-7. Pissadires, F., Singer, M. ve Svejnar, J. (2000). Objecives and Consrains Of Enrepreneurs: Evidence From Small and Medium Size Enerprises In Russia and Bulgaria, Europan Bank For Reconsrucion And Developmen Working Paper, No.346. Sevükekin, M. ve Nargeleçekenler, M.. (2007). Ekonomerik Zaman Serileri Analizi Eviews Uygulamalı, Gelişirilmiş 2. baskı, Nobel Yayınevi, Ankara, Vogelvang, B. (2003). Economerics Theory and Applicaioans EViews, Pearson Addision Wesley. Yörük, N. (2007). Basel II Sandarları nın Kobi ler Üzerindeki Ekisinin Belirlenmesine Yönelik Anke Uygulaması, Dokuz Eylül Üniversiesi İİBF Dergisi, 22(2):367-384. Yuan, J., Kang, J., Zhao, C. ve Hu, Z. (2008). Energy consumpion and economic growh: Evidence from China a boh aggregaed and disaggregaed levels, Energy Economics, 30:3077 3094.