EKONOMİK BÜYÜME İLE KAMU HARCAMALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİNİN WAGNER TEZİ KAPSAMINDA BİR ANALİZİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ *

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 1 EKONOMİK BÜYÜME İLE KAMU HARCAMALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİNİN WAGNER TEZİ KAPSAMINDA BİR ANALİZİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ * Doç.Dr. Muhlis BAĞDİGEN Zonguldak Karaelmas Üniversiesi İİBF, Maliye Bölümü muhlisbagdigen@homail.com Arş.Gör. Berna BEŞER Zonguldak Karaelmas Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü bernahizarci@homail.com ÖZET Devlein ekonomideki payının küçülülmesini savunan ve yaygın olarak benimsenen liberal ikisa poliikalarına rağmen, gerek gelişmiş ve gerekse gelişmeke olan ülkelerde kamu harcamalarının oplam ekonomideki payı, Wagner ezine paralel olarak armaya devam emekedir. Bu çalışmada da 1950-2005 dönemine ai yıllık veriler kullanılarak Türkiye de ekonomik büyüme ile kamu harcamaları arasındaki ilişkinin Wagner ezi açısından analizi yapılmakadır. Bu çalışmanın, Türkiye örneği ele alınarak yapılan diğer çalışmalardan farkı, ekonomik büyüme ile kamu harcamaları arasındaki nedensellik ilişkisinin Granger nedensellik esine ilave olarak, Hsiao (1979) ve Toda ve Yamamoo (1995) arafından gelişirilen nedensellik yönemleri kullanılarak, yedi model ile analiz edilmesidir. Elde edilen bulgularda, bir model dışında hiçbir modelde Wagner ezini desekler nedensellik ilişkisine raslanmamışır. Anahar Kelimeler: Kamu Harcamaları, Wagner Tezi, Ekonomik Büyüme. AN ANALYSIS OF THE CASUALITY RELEATION BETWEEN PUBLIC EXPENDITURES AND ECONOMIC GROWTH BASED ON WAGNER S LAW: THE CASE OF TURKEY ABSTRACT Alhough liberal economic polices in favour of a small sae are commonly adoped, public expendiures keep rising boh in developed and developing counries exhibiing a parallelism wih he Wagner s Law. In his sudy, he relaionship beween economic growh and public expendiures in Turkey is analyzed for he period 1950-2005 in he conex of Wagner s Law. The difference of his sudy from he previous ones is he ha in addiion o he Granger causaliy es we used causaliy ess developed by Hsiao (1979) and Toda and Yamamoo (1995) in seven models. None of he models bu one revealed any causaliy relaionship which suppors Wagner s hesis. Keywords: Public Expendiures, Wagner s Law, Economic Growh. * Bu çalışmaya, Berna BEŞER (HIZARCI) nın Kamu Harcamaları ve Ekonomik Büyüme İlişkisinin Wagner Kanunu ile Analizi: Türkiye Örneği (Zonguldak Karaelmas Üniversiesi SBE, 2007) adlı Yüksek Lisans Tez çalışması emel oluşurmuşur.

2 Muhlis BAĞDİGEN Berna BEŞER 1. GİRİŞ Kamunun ekonomideki payının daralılması çabası, günümüz liberal ikisa poliikalarının bir parçası olarak kabul görmüş, ancak bu eksenli ikisa poliikalarını uygulayan birçok ülkede ve Türkiye de de kamu harcamalarının gayrisafi milli hasıla içindeki payı geçmişen günümüze aran bir seyir izlemeye devam emişir. Kamu harcamalarında sürekli bir arışın olduğu varsayımına dayanan eorik modellerden biri de Adolph Wagner arafından ileri sürülen ve adını da buradan alan Wagner ezidir. Wagner e göre, milli gelirdeki arışa paralel olarak bireylerin, sosyal gelişme arzusu ile sosyal refahı yükselen eğiim, sağlık ve alyapı hizmelerine yönelik daha fazla alepe bulunmaları kamu harcamalarının da armasına neden olmakadır. Dolayısıyla, ekonomik büyümenin sebep olduğu zorunlu bir kamu harcamasına dikka çeken Wagner in görüşü kamu harcamaları arışı üzerine kurulan eorilerin başlangıç nokasını ve esasını oluşurmakadır (Cullis ve Jones, 1998:357). Kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi Wagner ezi çerçevesinde Türkiye için inceleyen çalışmalarda farklı sonuçların oraya çıkması dikka çekmekedir. Buna ilave olarak, ekonomik büyüme ve kamu harcamaları değişkenleri arasında sebep sonuç ilişkisine bakılmadan, sadece bu değişkenler arasındaki esneklik değerleri dikkae alınarak Wagner ezinin araşırmaya konu ülke ve dönem için geçerliliğinin irdelenmesi, sonuçlar açısından arışma konusudur. Çünkü bu iki makro ekonomik değişken arasındaki ilişkinin varlığı espi edilmeden, regresyon sonuçlarına göre elde edilen esneklik değerlerinin yorumlanması yanılıcı olabilmekedir. Sebep sonuç ilişkisi açısından ele alınan periyoda ilişkin zaman serisinin durağanlığı araşırılırken, Türkiye üzerine yapılan diğer çalışmalarda kullanılan ADF birim kök esine ilave olarak, durağanlığa eki edebilecek ahmin edilemeyen kırılmaların olup olmadığının espii açısından önemli olan Zivo-Andrews esi kullanılmakadır. Nedensellik esi araşırılırken de, yine Türkiye üzerine yapılan diğer çalışmalarda kullanılan Granger nedensellik esine ilave olarak bu çalışmada son yıllarda kullanılan Hsiao ve Toda-Yamamoo nedensellik eslerinden yararlanılmakadır. Çalışma girişi akiben dör bölümden oluşmakadır. Birinci bölümde Wagner in ileri sürmüş olduğu ekonomik büyümeye paralel kamu harcamalarında da arışın olduğu ezi eorik olarak irdelenmeke, ikinci bölümde ampirik çalışmada yararlanılacak modeller ve veri sei hakkında bilgi verilmekedir. Üçüncü bölümde ise çalışmada kullanılan meodolojiye yer verilmeke ve ampirik bulgular irdelenmekedir. Son bölüm, sonuç ve değerlendirmeden oluşmakadır. 2. WAGNER İN KAMU HARCAMALARINDAKİ ARTIŞ TEZİ Bir ülkenin ekonomik ve külürel gelişimiyle birlike, kamu harcamaları da arma eğilimi gösermeke; kamu harcamalarındaki bu arma, arihsel seyir içinde düzenli ve içsel sebeplere bağlı olarak devam emekedir (Biehl, 1998:102). Özellikle, gelişmeke olan ülkelerde sosyo-ekonomik alandaki değişiklikler ve

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 3 devlee sosyal alanda afedilen yeni görevler (eğiim, sağlık, sosyal güvenlik hizmeleri gibi) sosyal içerikli harcamalarda arışı da beraberinde geirmekedir. Wagner bu ezini gerek yapılan gözlemlere, gerek arihsel rende ve gerekse ampirik çalışmasına dayandırmakadır (Biehl, 1998:102). Wagner ezini yorumlayan Musgrave (1969:78), söz konusu ezi Engel Eğrisi 1 ile ilişkilendirerek, kamu harcamaları alebinin gelir esnekliğini açıklamakadır. Buna göre, ükeici harcamaları içerisinde kişilerin giyecek, barınma, giyim gibi özel ihiyaçlarının payı, gelir arıkça azalmaka; eğiim, sağlık güvencesi, güvenlik ve diğer kamusal malların payı ise milli gelir arıkça armakadır. Söz konusu arışa, kamu harcamalarındaki arış oranın milli gelirdeki arış oranından daha fazla olduğu kabul edilmekedir. Wagner ezini es emeye yönelik birçok çalışma yapılmışır. Örneğin, Courakis vd. (1993), arafından Yunanisan ve Porekiz için 1958-1985 yıllarını kapsayan çalışmada kamu harcamaları ile ekonomik büyüme ilişkisi incelenmiş ve Wagner ezini desekler yönde bulgular elde edilmişir. Loizidies ve Vamuokos un (2005), Yunanisan, İngilere ve İrlanda yı kapsayan çalışmada Yunanisan ve İrlanda için Wagner ezinin aksine, kamu harcamalarından ekonomik büyümeye doğru bir nedenselliğin olduğu espi edilmişir. Yunanisan için ekonomik büyümeden kamu harcamalarına doğru da bir ilişkinin olduğu belirilmiş, İngilere için söz konusu bu ilişki modele enflasyon değişkeni de dahil edildiğinde oraya çıkmışır. Abizadeh ve Yousefi (1996) arafından Güney Kore için 1970-1990 dönemini kapsayan çalışmada elde edilen bulgular ise gerek uzun dönemde gerekse kısa dönemde kamu mallarına olan alebin gelir esnekliğinin Wagner ezini desekler yönde; birimden büyük olduğu espi edilmişir. Burney ve Al-Mussallam (1999) ise Kuvey için 1969/70-1994/95 dönemini dikkae alarak yapıkları çalışmada, Wagner ezini desekleyen bir sonuç elde edememiş; yazarlar bu sonuçan harekele de kamu harcamalarının armasına farklı bir gerekçe geirerek, finansal gelişmenin ve dışa açıklık derecesinin bu harcamalarda ekili olduğunu vurgulamışlardır. Al-Faris (2002), Körfez Bölgesi ndeki ülkeler için 1970-1997 yıllarını kapsayan çalışmasında, Wagner ezini desekler yönde ulusal gelirin kamu faaliyelerinin gelişiminde ekili ve önemli bir fakör olduğu sonucuna ulaşmışır. Al-Obaid (2004), Suudi Arabisan için 1970-2001 yılları arasında kamu harcamalarını kısmaya yönelik uygulanan ekonomik programın doğru olup olmadığını es emek üzere yola çıkığı çalışmasında, Wagner ezini desekleyen sonuç elde emişir. Huang (2006), Tayvan için 1966-2002 yıllarını kapsayan çalışmasında ise Wagner ezini desekleyen herhangi bir bulguya raslamamışır. Yine, Ansari vd. (1997) arafından 1963-1988 yılları için Gana, 1964-1989 yılları için Kenya ve 1957-1990 yılları için Güney Afrika yı kapsayan çalışmada da Wagner ezini desekleyen bir bulguya raslanmamışır. 1 Engel Eğrisine göre; ükeicilerin gelir düzeyi arıkça, oplam harcamalar içinde gıda mallarının payı azalırken, giyim ve barınma ihiyaçlarına yönelik harcamaların payı aynı oranda arar, buna karşılık külür, eğlence, hijyen, sağlık ve ulaşım harcamalarının oplam harcamalar içerisindeki payı daha fazla arar.

4 Muhlis BAĞDİGEN Berna BEŞER Yukarıda verilen çalışmalara ilave olarak Türkiye yi de kapsayan birçok çalışma yapılmış, faka bu çalışmalarda da kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasındaki nedensellik açısından farklı sonuçlar elde edilmişir. Krzyzaniak (1974) arafından 1950-1969 dönemini kapsayan çalışmada elde edilen bulgular Wagner ezini doğrularken, Önder (1974) arafından yapılan ve 1923-1967 yıllarını kapsayan çalışmada kamu harcamalarının arığı ezi doğrulanmaka, faka Wagner in aran kamu harcamaları ezi hakkında kesin bir yargıdan kaçınılarak; söz konusu dönemde devle faaliyeinde genişlemenin olmadığına vurgu yapılmakadır. Yine, nedensellik ilişkisi üzerine yoğunlaşan Yıldırım (1994), çalışmasında Türkiye için 1962-1993 yıllarını ele almış ve Wagner ezini desekler yönde bulgular elde emişir. Türkiye için son yıllarda yapılan diğer çalışmalarda ise modern ekonomerik eslerin kullanılmaya başlandığı görülmekedir. Bunlardan, Yamak ve Küçükkale (1997) ile Demirbaş ın (1999) çalışmaları benzerlik arz ederken, elde edilen sonuçlar açısından farklılıklar dikka çekmekedir. Yamak ve Küçükkale (1997) ekonomik büyümenin Granger nedensellik anlamında kamu harcamalarını poziif yönde ekilediği sonucuna ulaşırken, Demirbaş (1999), kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasında herhangi bir ilişkinin olmadığı sonucuna varmışır. Terzi (1998), 1938-1995 yıllarını kapsayan çalışmasında, kısa dönemde Türkiye de kamu harcamalarının gelir esnekliğini 0.33-0.39, uzun dönemde ise 0.95-1.10 arasında bulmuşur. Wagner ezini doğrular nielike olan bu sonuç uzun dönemde kamu hizmelerine olan alebinin gelire olan duyarlılığının yüksek olduğunu, dolayısıyla gayrisafi milli hasıla ve kamu harcamalarının birlike hareke eiği sonucuna ulaşmışır. Farklı bir açıdan Wagner ezini es eden Taşseven (2000), 1960-1998 yıllarını kapsayan çalışmasında Wagner ezini doğrular sonuca ulaşmışır. Diğer arafan, Bağdigen ve Çeinaş (2003) ele aldıkları 1965-2000 dönemi için Wagner ezini desekler bir bulguya raslamamışır. Halıcıoğlu (2003) arafından yapılan ve aynı modellerin kullandığı çalışmada da bu ezi doğrular bir bulguya ulaşılmamış, ancak büçe açığının bağımsız değişken olarak ilave edildiği genişleilmiş bir modelde, Wagner ezini desekler sonuç elde edilmişir. Arısoy (2005), 1950-2003 dönemini kapsayan çalışmasında ise kamu harcamalarını cari, yaırım, ransfer ve ransfer dışı olarak sınıflandırmaka ve bu sınıflar iibariyle analiz emekedir. Çalışmada, genel olarak Wagner ezinin öngördüğü sonuçlar elde edilirken, haa düzelme yönemiyle yapılan nedensellik analizinde anlamlı ve belirilen yönde bir ilişkinin olmadığı vurgulanmakadır. Çavuşoğlu (2005) arafından yapılan ve iki ayrı periyodun kullanıldığı çalışmada ise ekonomik büyüme ile kamu harcamaları arasında zayıf bir ilişkinin olduğu vurgulanmakadır. 3. MODELLER VE VERİ SETİ Çalışmada, 1950-2005 dönemine ai yıllık verilerden yararlanılarak Wagner ezinin Türkiye için ne derece anlamlı olduğu Granger, Hsiao ve Toda-Yamamoo nedensellik esleri ile araşırılmaka, bu amaçla da Tablo 1 de verilen yedi modelden yararlanılmakadır.

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 5 Tablo 1: Wagner Tezine Yönelik Kurulan Modeller Model No Model 1 LRKH = β 0 + β 1 LRGSMH + u (Peacock Wiseman Modeli 1) 2 LRKH = β 0 + β 1 LRKBGSMH + u (Goffman Mahar Modeli) 3 KH/GSMH = β 0 + β 1 LRKBGSMH + u (Musgrave Modeli) 4 LRKBKH = β 0 + β 1 LRKBGSMH + u (Gupa Michas Modeli) KH/GSMH 5 = β 0 + β 1 LRGSMH + u (Peacock Wiseman Modeli 2) 6 LRKH = β 0 + β 1 ( GSMH ) + u 7 LRKBKH = β 0 + β 1 ( KBGSMH ) + u No: Denklemlerde; β 0 ; sabi değişkeni, β 1,..,4 ; kasayıları, u; haa erimini ve ; zamanı gösermekedir. L; logariması alınmış serileri göserirken R; serilerin reel hale dönüşürüldüğünü gösermekedir. Ayrıca, KH; kamu harcamalarını, KBKH; kişi başı kamu harcamalarını, GSMH; gayrisafi milli hasılayı, KBGSMH; kişi başına gayrisafi milli hasılayı, GSMH; gayrisafi milli hasılanın yıllar iibariyle yüzde değişimini ve KBGSMH; kişi başı gayrisafi milli hasılanın yıllar iibariyle yüzde değişimini ifade emekedir. Yıllar iibariyle veriler, Türkiye İsaisik Kurumu nun İsaisik Gösergeler 1923-2004 veri seinden ve Maliye Bakanlığı nın inerne siesinden alınmışır. Tablo 1 de görüldüğü gibi, emel olarak iki ana değişkenden (KH ve GSMH) yararlanılmaka, faka bu iki değişkenlerden farklı dönüşümlerle yedi ayrı model oluşurulup, kullanılmakadır. Wagner ezi çerçevesinde ele aldığımız ve Tablo 1 de yer verilen modellerde araşırılacak olan çalışmanın emel varsayımları şunlardır: H 1 : Kamu harcamaları ile gayrisafi milli hasıla arasında poziif bir ilişki vardır; gayrisafi milli hasıla arıkça kamu harcamaları da armakadır. H 2 : Kamu harcamaları ile kişi başına gayrisafi milli arasında poziif bir ilişki vardır; kişi başına gayrisafi milli hasıla aıkça kamu harcamaları da armakadır. H 3 : Gayrisafi milli hasıla içerisinde kamu harcamalarının payı ile kişi başına gayrisafi milli hasıla arasında poziif ilişki vardır; kişi başına gayrisafi milli hasıla arıkça kamu harcamalarının gayrisafi milli hasıla içerisindeki payı da armakadır. H 4 : Kişi başına kamu harcamaları ile kişi başına gayrisafi milli hasıla arasında poziif bir ilişki vardır, kişi başına gayrisafi milli hasıla arıkça kişi başına kamu harcamaları da armakadır. H 5 : Gayrisafi milli hasıla içerisinde kamu harcamalarının payı ile gayrisafi milli hasıla arasında poziif bir ilişki vardır; gayrisafi milli hasıla arıkça kamu harcamalarının gayrisafi milli hasıla içerindeki payı da armakadır. H 6 : Gayrisafi mili hasılanın yüzde değişim oranı ile kamu harcamaları arasında poziif bir ilişki vardır; gayrisafi milli hasıladaki değişim oranı arıkça kamu harcamaları armakadır. H 7 : Kişi başına gayrisafi milli hasılanın değişim oranı ile kişi başına kamu harcamaları arasında poziif ilişki vardır; kişi başına gayrisafi milli hasılanın değişim oranı arıkça kişi başına kamu harcamaları da armakadır. Yukarıda belirilen varsayımlar doğrulusunda Tablo 1 de yer verilen modellerde, genel olarak kamu harcamaları sonuç, ekonomik büyümeyi emsil eden gayrisafi milli hasıla ise neden değişkeni olacak şekilde dikkae alınmakadır.

6 Muhlis BAĞDİGEN Berna BEŞER Dolayısıyla, modellerde bağımlı değişkenler KH, KH/GSMH ve KBKH den biri olup, bağımsız değişkenler ise GSMH, KBGSMH, GSMH ve KBGSMH dan oluşmakadır. 4. METODOLOJİ VE AMPİRİK SONUÇLAR 4.1. Birim Kök Tesleri Çalışmada kullanılan verinin zaman serisi olması nedeniyle, yapılması gereken ilk işlem değişkenlerin incelendiği dönem iibariyle durağan 2 (saionary) olup olmadığının belirlenmesidir. Değişkenler arasındaki ilişkilerin bir anlam ifade edebilmesi için analizi yapılan serilerin durağan seriler olması gerekmekedir. Durağan olmayan zaman serisi söz konusu ise yapılan regresyon ile elde edilen ve F esleri geçerli olmayacak ve bundan dolayı elde edilen regresyon da sahe regresyondan ibare olacakır (Tarı, 2005:380). 4.1.1. ADF (Augmened Dickey-Fuller) Birim Kök Tesi Zaman serilerinin durağanlığını espi emek için en çok kullanılan yönemlerden birisi ADF birim kök esidir. Gujarai (2004:814) durağanlığın birim kökle espiini şu modeli ele alarak anımışır. Y = ρy -1 + u (1) Burada model, Y değişkeninin döneminde aldığı değerin (Y ), -1 dönemdeki değeri olan Y -1 ile ilişkisi biçiminde kurulmakadır. u ; oralaması sıfır, σ 2 ; varyansı değişmeyen, ardışık bağımlı olmayan olasılıklı haa erimidir. Regresyon da ρ kasayısı, bire eşi (ρ=1) bulunursa Y olasılıklı değişkeninde birim kök sorunun var olduğu kabul edilmekedir. Bu model; Y = Y -1 + u (2) şeklini almakadır. Birim kökü olan bir zaman serisi, ekonomeride rassal yürüyüş olarak da bilinmekedir. Elde edilen böyle bir sonuç bir önceki dönemde değişkenin değerinin, maruz kalınan şokun sisemde kaldığını gösermekedir. Bu şokların kalıcı olması, serinin durağan olmaması ve zaman içerisinde göserdiği rendin olasılıklı olması demekir. Kullanılan denklemin her iki arafından bir önceki değerleri çıkarılırsa yani farkı alınırsa seri durağan olacakır. Bu durumda model şu şekilde değişmekedir; Y = δy -1 + u (3) Birim kök esi için şu hipoezlerden yararlanır: H 0 : δ= 0, ρ= 1 ise; Y zaman serisi durağan değildir, normal dağılmamakadır ve ookorelasyona sahipir (birim kök vardır). H 1 : δ 0 ise; Y zaman serisi durağandır, normal dağılmakadır ve ookorelasyona sahip değildir (birim kök yokur). 2 Durağanlığın anımını Gujarai (2004:797); olasılıklı (sokasik) bir zaman serisi için oralaması ve varyansı zaman içerisinde değişmeyen ve iki dönem arasındaki orak varyansı da ölçülen her zaman için aynı olan süreç olarak yapmışır. Bu ür bir olasılıklı süreç, zayıf durağan olasılıklı süreç olarak da bilinmekedir.

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 7 H 0 : ρ= 1 hipoezi varsayımla hesaplanan isaisik değeri isaisiği 3 olarak bilinmeke ve buna Dickey-Fuller esi de denmekedir (Gujarai, 2004:815). Çalışmada kullanılan değişkenlerin kendi düzeyinde, I(0), ve değilse hangi düzeyde, I(d), durağan olduğu ADF esleriyle sınanmış ve elde edilen es sonuçları Tablo 2 de yer almakadır. Tablo 2: ADF Birim Kök Tes Sonuçları Değişkenler ADF İsaisiği Sabili Sabili ve Trendli Gecikme Düzeyi RGSMH -7.91 [ 0] (-2.91) -8.12 [0 ] (-3.49) I(0)* RKBGSMH -8.01 [ 0] (-2.91) -8.10 [0] (-3.49) I(0)* KH/GSMH -1.37 [ 0] (-2.91) -2.25 [0] (-3.49) I(0) LRGSMH -1.65 [ 0] (-2.91) -1.58 [4] (-3.49) I(0) LRKBGSMH -1.47 [ 0] (-2.91) -1.80 [4] (-3.49) I(0) LRKBKH -0.89 [ 1] (-2.91) -2.94 [0] (-3.49) I(0) LRKH -0.99 [ 1] (-2.91) -2.96 [1] (-3.49) I(0) DKH/GSMH -8.05 [0] (-2.91) -7.97 [0] (-3.49) I(1)* DLRGSMH -8.00 [3] (-2.91) -8.19 [0] (-3.49) I(1)* DLRKBGSMG -8.12 [3] (-2.91) -8.17 [0] (-3.49) I(1)* DLRKBKH -9.42 [0] (-2.91) -9.35 [1] (-3.49) I(1)* DLRKH -9.40 [0] (-2.91) -9.37 [1] (-3.49) I(1)* Nolar: ADF isaisiği elde edilirken seçilen gecikme düzeyi Akaike isaisiğiyle elde edilmişir. Ayıraç içindekiler, seçilen gecikme düzeyini gösermekedir. Paranez içindekiler, %5 seviyesinde MacKinnon kriik değerlerini gösermekedir. RGSMH hariç üm değişkenler GSMH ya oranı ifade emekedir. D, serinin farkının alındığını gösermekedir. Büün regresyon ahminleri ve es sonuçları Eviews 5.0 ekonomeri yazılımı ile elde edilmişir. * Serilerin kaçıncı derecede anlamlı olduğunu gösermekedir. Tablo 2 de verilen es sonuçlarına göre, % 5 seviyesindeki MacKinnon kriik değerleri, es isaisiğinden daha yüksek olan değişkenlerin kendi düzeylerindeki durağanlıkları reddedilmekedir. RGSMH ve RKBGSMH değişkenlerinin kendi düzeylerinde durağan oldukları hipoezi kabul edilmişir. Bu nedenle bu serilerin orijinal değerleri kullanılacakır. KH/GSMH, LRGSMH, LRKBGSM, LRKBKH VE LRKH serileri kendi düzeyinde durağan değillerdir. Bu nedenle fark alma yoluna gidilmiş ve değişkenlerin birinci seviyede I(1) durağan olup olmadıkları araşırılmışır. Elde edilen es sonuçlarına göre, üm değişkenlerin sabili ve sabili rendli farkları birinci derecede [I(1)] durağandır. 4.1.2. Zivo-Andrews Birim Kök Tesi Sandar birim kök eslerinin yapısal değişimlere maruz kalacak değişkenler için uygun olmadığı gerekçesiyle alernaif esler uygulanmakadır. Zivo ve 3 Eğer, hesaplanan Dickey-Fuller es isaisiğinin mulak değeri, MacKinnon kriik eşik değerlerinin mulak değerinden küçükse H 0 : δ= 0 hipoezi kabul edilmekedir. Ayrıca incelenen zaman serisinin durağan olmadığı kabul edilmekedir. Eğer bunun am ersi bir sonuç çıkarsa, H 0 hipoezi reddedilerek zaman serisinin durağan olduğu sonucuna varılmakadır.

8 Muhlis BAĞDİGEN Berna BEŞER Andrews (1992) birim kök esi bunlardan biri olarak son zamanlarda kullanılmakadır. Yapısal kırılma ile birlike durağan olan seriler espi edilmekedir. Zivo ve Andrews (1992), seviyesinde durağan olmayan serilerde yapısal kırılmanın olup olmadığını, gelişirdiği birim kök esi ile incelemekedir. Zivo ve Andrews e göre seri kırılmayla birlike durağan olabilir. Bu yönemde, kırılma içsel olarak ele alınmaka ve üç modelden harekele analiz yapılmakadır (Zivo ve Andrews, 1992:255). Bu üç modelin H 0 hipoezi, y = µ + γ -1 + e (4) olarak kurulmakadır. Denklemde H 0 hipoezi γ serisinin dışsal bir kırılma olmadan birim kök içerdiğini, alernaif hipoez ise γ serisinin kırılma ile rendli durağan bir seriden oluşuğu şeklindedir. Kullanılan üç model şöyledir; Model A: y ˆ ˆ k A A A ( λˆ ) + βˆ + αˆ γ + cˆ j eˆ γ = A A µ + θ DU 1 j + j = 1 (5) Model B: y ˆ ˆ ˆ k B B ( λˆ ) + αˆ γ cˆ j j eˆ 1 + + A B B * = µ + β + γ DT j = 1 (6) Model C: y k ( ˆ ) ˆ C C * C C λ + β + ˆ γ DT ( λˆ ) + αˆ γ cˆ j j eˆ 1 + γ + C C = ˆ µ + θˆ DU j = 1 (7) Model A, oralamadaki kırılmayı; Model B, eğimdeki bir kırılmayı; Model C ise eğimdeki ve oralamadaki kırılmayı birlike gösermekedir. Kırılma zamanı, α nın değerini minimize eiği noka olarak belirlenmekedir. DU; oralamadaki kırılmayı ifade eden kukla değişkeni göserirken, DT; renddeki kırılmayı ifade eden kukla değişkeni gösermekedir. Kırılma yılı belirlendiken sonra elde edilen değeri, Zivo-Andrews sürecinde hesaplanan değerinden küçük ise birim kökün var olduğunu beliren H o hipoezi kabul edilmemekedir. Model C, rend fonksiyonunun kesim kasayısında ve eğiminde bir değişimin aynı anda gerçekleşiğini kabul eder. Bu nedenle Model C kullanılmışır. Bu esin sonuçları Tablo 3 de verilmekedir. Tablo 3: Zivo-Andrews Birim Kök Tes Sonuçları Model C KH-GSMH LRGSMH LRKBGSMH LRKBKH LRKH TB 1985 1968 1968 1981 1981 α -4.292-8.839-8.987-4.391-4.428 k 0 0 0 0 0 No: C Modeli için; %1, %5 ve %10 için anlamlılık seviyelerinde kriik değerler sırasıyla -5.57, -5.08 ve -4.82 dir.tes sonuçlarının elde edilmesinde Saa 9.1 programı kullanılmışır. Tablo3 de, TB; kırılma yılını, k; gecikme sayısını, α; es değerini gösermekedir. Elde edilen bu sonuçlara göre seviyesinde durağan olmayan serilerden LRGSMH ve LRKBGSMH nin 1968 yılında meydana gelen kırılma ile birlike durağan oldukları sonucuna ulaşılmışır. Nedensellik analizinde kırılma yılı

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 9 olan 1968 yılı için kukla değişkenler yardımıyla serilerin durağan değerleri kullanılmışır. ADF birim kök esi ile elde edilen sonuçlar Tablo 4 de karşılaşırılmışır. Tablo 4: Birim Kök Tes Sonuçlarının Karşılaşırılması Değişken ADF Zivo-Andrews KH/GSMH I(1) I(1) LRGSMH I(1) I(0) LRKBGSMH I(1) I(0) LRKBKH I(1) I(1) LRKH I(1) I(1) No: KH-GSMH ve KBKH serisi farkı alınarak analizlerde kullanılmışır. KH serisi rend ekisinden arındırılmışır. Tablo 4 de GSMH ve KBGSMH verisi Zivo-Andrews birim kök esine göre kırılma ile birlike durağanken, kırılmayı dikkae almayan ADF yönemine göre durağan değildir. 4.2. Nedensellik İlişkileri Regresyon analizleri, değişkenler arasındaki bağımlılık ilişkilerini irdelerken bu analizlerde nedensellik ilişkisi incelenmemekedir. Nedenselliğin doğrulanması, özellikle elde edilen sonuçların anlam kazanması açısından önem aşımakadır. Bu nedenle değişkenler arasındaki ilişkinin yönünü belirlemek amacıyla nedensellik esi yapılmakadır. 4.2.1. Granger Nedensellik Tesi Granger in 1969 yılında gelişirdiği nedensellik esi aşağıdaki denklemler yardımıyla yapılmakadır (Gujarai, 2001:620). m m α + α Y + β X u (8) Y = 0 i i j j + 1 i = 1 j = 1 X m m 0 + λ i X i + δ jy j + i = 1 j = 1 = α u (9) Buradaki m; gecikme uzunluğunu gösermeke olup, u 1 ve u 2 haa erimlerinin birbirinden bağımsız oldukları (whie noise) varsayılmakadır. Birinci denklem X en Y ye (X Y) doğru nedenselliği ikinci denklem ise Y den X e (Y X) doğru nedenselliği gösermekedir. Diğer bir ifadeyle birinci denklemdeki β ler opluca anlamlı, ikinci denklemdeki δ ler opluca anlamsız ise X Y doğru bir ilişki vardır. Birinci denklemdeki β lerin anlamsız, ikinci denklemdeki δ lerin anlamlı olması durumunda Y X doğru ek yönlü bir ilişkinin varlığından söz edilir. Üçüncü durum, iki yönlü bir ilişkinin var olduğunu (X Y) göseren; β ve δ lerin opluca anlamlı olduğu durumdur. Dördüncü durum ise β ve δ lerin anlamsız olduğu dolayısıyla değişkenler arasında herhangi bir ilişkinin söz konusu olmadığı (X Y) durumdur. İlk denklemde önce bağımlı değişken uygun gecikme sayısı ile modele dahil edilirken daha sonra diğer değişkende aynı gecikme sayısı ile modele kaılır. Bu 2

10 Muhlis BAĞDİGEN Berna BEŞER modellere ai haa kareleri oplamları bulunmakadır. Daha sonra, aşağıda verilen ve Wald arafından gelişirilen F isaisiği hesaplanır (Gujarai, 2001:621). F ( KKT S = ( KKT KKT ) /( n SM ) / m k ) Burada KKT S ; kısılamalı ilişkideki haa erimlerinin kareleri oplamını, KKT SM ; kısılamasız ilişkideki haa erimlerinin kareleri oplamını, m; dışarıda bırakılan gecikmeli değişken sayısını, n; örnek hacmini, k ise kısılamasız regresyonda ahmin edilen paramere sayısını gösermekedir. Hesaplanan F-isaisiği, seçilmiş bir anlamlılık düzeyinde ve serbeslik derecesinde (m; n-k), F-ablo kriik değeriyle kıyaslanmakadır. Hesaplanan değer, ablo değerinden büyükse H 0 hipoezi kabul edilmemeke, küçük ise kabul edilmekedir. Granger nedensellik esinde uygun gecikme sayısının (m) belirlenmesi için bir ön bilginin olmaması nedeniyle gecikme sayısı üm değişkenler için aynı büyüklüke belirlenir. Bu durum es sonuçlarının yorumunda farklılıklara neden olabilmekedir (Yılmaz, 2005:20). Değişkenler arasında bir sebep-sonuç ilişkisinin olup olmadığının espi emede kullanılan ve ilişki varsa bu ilişkinin yönünü belirleyen Granger nedensellik es sonuçları Tablo 5 de göserilmekedir. Tablo 5: Granger Nedensellik Tes Sonuçları Model No SM Hipoez Gecikme F değeri Karar LRGSMH LRKH 1 0.06 (4.03) 1 LRKH LRGSMH 1 0.92 (4.03) LRKBGSMH LRKH 1 3.72 (4.03) 2 LRKH LRKBGSMH 1 0.05 (4.03) LRKBGSMH LRKH/GSMH 1 0.35 (4.03) 3 LRKH/GSMH LRKBGSMH 2 2.12 (4.03) LRKBGSMH LRKBKH 1 4.18 (4.03) Kabul 4 LRKBKH LRKBGSMH 1 0.05 (4.03) LRGSMH LRKH/GSMH 1 0.00 (4.03) 5 LRKH/GSMH LRGSMH 2 2.75 (3.19) GSMH LRKH 1 0.51 (4.03) 6 LRKH GSMH 1 1.09 (4.03) KBGSMH LRKBKH 1 0.31 (4.03) 7 LRKBKH KBGSMH 1 0.27 (4.03) No: Paranez içindeki değerler % 5 anlamlılık düzeyinde ablo değerini gösermekedir. Tablo 5 de, hesaplanan F değerleri 4. model hariç diğer üm modellerde F- ablo kriik değerinden küçükür. Gupa-Michas modeli için varsayılan hipoezde ise KBGSMH KBKH bir ilişki söz konusu olup, KBGSMH arıkça KBHK da armakadır. (10)

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 11 4.2.2. Toda-Yamamoo Nedensellik Tesi Toda ve Yamamoo (1995) arafından gelişirilen nedensellik yönemi, Granger nedensellik yöneminden harekele uygulanmakadır. Bu yönem, birim kök ve eş-büünleşme gibi son yıllarda sıkça eleşirilen sınamalara ihiyaç duyulmadan analize olanak anımakadır. Modelde yer alan serilerin maksimum büünleşme derecesini bilmek ve modeli doğru belirlemek nedensellik sınamaları için yeerli olmakadır. Bu yönemin uarlı ve doğru sonuçlar vermesi, sisemde gecikme uzunluğunun doğru olarak belirlenmesine ve modele girmesi gereken üm bileşenlerin kullanılmasına bağlıdır. Toda ve Yamamoo (1995) arafından gelişirilen VAR modeli aşağıdaki denklemler yardımıyla uygulanmakadır. k k + d max k k + d max (11) ' ' Y = α + β i Y i + β j Y j + λ i X i + λ j X j + ε 2 X = α + i = 1 k i = 1 δ X i j = k + 1 i = 1 j = k + 1 k + d max k k + d max ' ' i + δ j X j + φ i Y i + φ j Y j + i = 1 i = 1 j = k + 1 Burada serbeslik derecesi k, maksimum büünleşme derecesi d max iken, ahmin edilecek (k+d max ) dereceden bir VAR modeline dayalı Wald eslerinin X 2 dağılımına sahip olduğunu gösermişir. Tado ve Yamamoo (1995), k gecikme sayısı ve d max serilerin maksimum büünleşme derecesini ifade emek üzere, ahmin edilecek (k+d max ) dereceden bir VAR siseminde, MWALD esinin asimpoik X 2 dağılımına sahip olduğunu ispalamışır. Y den X e doğru Granger nedenselliğin varlığını es emek için Wald isaisiği kullanılarak λi 0 sınırlaması es edilmekedir. X en Y ye doğru nedenselliğin φi 0 sınırlaması es edilmekedir. Tablo 6: Toda-Yamamoo Nedensellik Tes Sonuçları Mod el No Hipoez Gecikme Uzunluğu (k+d max ) χ 2 İsaisik ε P değeri 1 12) Kara r LRGSMH LRKH 2 2.300148 0.1294 1 LRKH LRGSMH 2 0.389769 0.5324 LRKBGSMH LRKH 2 0.019522 0.8889 2 LRKH LRKBGSMH 2 0.061243 0.8045 LRKBGSMH LRKH/GSMH 2 0.518895 0.4713 3 LRKH/GSMH LRKBGSMH 2 0.800197 0.3710 LRKBGSMH LRKBKH 2 0.320950 0.5710 Kabul 4 LRKBKH LRKBGSMH 2 0.339842 0.5599 LRGSMH LRKH/GSMH 2 0.533590 0.4651 5 LRKH/GSMH LRGSMH 2 0.816482 0.3662 GSMH LRKH 2 0.384379 0.5353 6 LRKH GSMH 2 0.283502 0.5944 KBGSMH LRKBKH 2 0.365223 0.5456 7 LRKBKH KBGSMH 2 0.261027 0.6094 No: Paranez içindeki değerler % 5 anlamlılık düzeyinde ablo değerini gösermekedir.

12 Muhlis BAĞDİGEN Berna BEŞER Tablo 6 da verilen Toda-Yamamoo nedensellik es sonuçlarına göre, yedi model için ekonomik büyüme ile kamu harcamaları arasında her hangi bir ilişki espi edilmemişir. 4.2.3. Hsiao Nedensellik Tesi Hsiao (1979) arafından gelişirilen yönem ile nedensellik ilişkisi, gecikme uzunluğunun seçimi ile sorgulanmakadır. İki aşamalı olan bu yaklaşımda, Granger nedensellik esinde kullanılan denklemler esas alınmakla birlike, gecikme uzunluğunu belirlemek üzere Akaike nin FPE (son haa ahmincisi) krieri kullanılmakadır. Bu yönemin ilk aşamasında, bağımlı değişkenin ooregresif regresyon denklemleriyle opimal gecikme uzunluğu denklem 14 yardımıyla belirlenmekedir. Daha sonra, belirlenen FPE krieri ile opimal gecikme uzunluğu (m) belirlendiken sonra, denklem 16 da yer alan FPE krieri ile opimal gecikme uzunluğu (n) belirlenmekedir (Hsiao, 1979:553-554). Υ = α + m i = 1 β Υ i i + u T + m + 1 ESS ( m ) FPE ( m ) = T m 1 T Υ = α + m i = 1 β Υ i i + n j = 1 γ j Χ j + v T + m * + n + 1 ESS ( m *, n ) FPE ( m *, n ) = T m * n 1 T (13) (14) (15) (16) Burada; T; örnek büyüklüğünü, m; gecikme sayısı, m*; seçilen gecikme sayısını, ESS; haa kareleri oplamını gösermekedir. X en Y ye olan nedenselliğin yönünü ve işarei belirlenirken; bu iki denklem için hesaplanan FPE krierleri karşılaşırılmakadır. Eğer; FPE(m*) < FPE (m*,n) ise X, Y nin Granger nedeni değildir. FPE (m*) > FPE (m*,n) ise X, Y nin Granger nedenidir. Nedenselliğin işareinin belirlenmesi amacıyla β i kasayılarının negaif veya poziif olan oplamının isaisiksel anlamlılığına bakılmakadır. Hsiao nun anımına dayalı yapılan nedensellik es sonuçları ise Son Haa Tahmin (FPE) yönemine göre ulaşılan sonuçlar kullanılan modeller iibariyle Tablo 7 yardımıyla sunulmakadır.

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 13 Tablo 7: Hsiao Yönemine Dayalı Nedensellik Tes Sonuçları FPE (m*) FPE (m*; n*) Sonuç Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 LRKH LRGSMH 0.00465 (3) 0.00475 (1) LRGSMH LRKH 0.01246 (5) 0.01776 (1) LRKH LRKBGSMH 0.00487 (3) 0.00497 (1) LRKBGSMH LRKH 0.01246 (5) 0.01742 (1) KH_GSMH KBGSMH 0.00487 (3) 0.00498 (1) KBGSMH KH_GSMH 7.90260 (5) 11.44566 (1) LRKBKH LRKBGSMH 0.00487 (3) 0.00492 (5) LRKBGSMH LRKBKH 0.01312 (5) 0.01802 (1) KH_GSMH LRGSMH 0.00465 (3) 0.00474 (1) LRGSMH KH_GSMH 7.90260 (1) 11.74743 (1) LRKH GSMH 66.9223 (1) 68.4607 (1) GSMH LRKH 0.0120 (5) 0.0180 (1) LRKBKH KBGSMH 64.0505 (1) 66.2175 (1) KBGSMH LRKBKH 0.0131 (5) 0.0192 (4) No: Paranez içindeki değerler gecikme düzeyini gösermekedir. Tablo 7 de Hsiao yönemine göre her bir model için elde edilen FPE(m*) ve FPE(m*,n) gecikmeli değerlerden en küçük değere sahip olanlar verilmeke olup, yukarıda verilen açıklamalar doğrulusunda bu değerlerin karşılaşırılması sonucu ele alınan modellerde herhangi bir nedensellik ilişkisi espi edilmemişir. 5. SONUÇ VE DEĞERLENDİRME Türkiye gibi gelişmeke olan bir ülkede, özel sekörün gelişimini hızlandıracak alyapı yaırımlarını amamlamak ve oplumsal nielikeki mal ve hizmeler sunmak devleen beklenen görevler arasında öncelikli önem arz emekedir. Wagner, özellikle kamunun sunduğu sosyal içerikli mal ve hizmelerin, gelişmeke olan ülkelerde aran kamu harcamaları içerisinde yer aldığını ve bu arışın ekonomik büyümeye paralel ve GSMH daki arış oranından daha fazla arığını ileri sürmekedir. Bu çalışmada da, Wagner in ileri sürmüş olduğu ekonomik büyüme ile kamu harcamaları arasındaki ilişki, Türkiye de 1950-2005 dönemi iibariyle, lieraürde Wagner ezine yönelik kullanılan ve Tablo 1 de verilen yedi model dikkae alınarak

14 Muhlis BAĞDİGEN Berna BEŞER irdelenmişir. Bu amaçla, Granger nedensellik esine başvurulmuş ve bu ese ilave olarak da Hsiao ve Toda-Yamamoo nedensellik eslerinden yararlanılmışır. Uygulanan nedensellik esleri sonucu elde edilen ampirik bulgularda, biri hariç diğer üm modeller için kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasında nedensellik ilişkisi espi edilmemişir. Birden fazla nedensellik yöneminin dikkae alınarak yapıldığı bu çalışmada, sonuçların Wagner ezini deseklememesi, Türkiye için ele alınan dönemde ekonomik büyüme ile kamu harcamaları arasında doğrudan bir ilişkinin kurulamadığı sonucunu oraya koymakadır. Sonsöz, Türkiye de özellikle 1980 sonrası akip edilen liberal ikisa poliikalarına rağmen, kamu harcamaları armaya devam emiş, ancak bu arış Wagner ezini deseklememişir. İleride yapılacak çalışmalarda kamu harcamalarında devam eden arışın mali disiplin, siyasi isikrarsızlık ve kamu borç poliikaları ile ne derece ilişkilendirilebileceğinin ampirik olarak araşırılmasının önemli olacağı kanaaindeyiz. KAYNAKÇA Abizadeh, S. ve Yousefi, M. (1996), Indusrializaion and Governmen Expendiures: The Case of Souh Korea, Inernaional Economic Journal, 10(1), pp. 1-12. Al-Obaid, H.M.A. (2004), Rapidly Changing Economic Environmens and The Wagner s Law: The Case of Saudi Arabia, Colorado Sae Universiy, Deparmen of Economics, Yayınlanmamış Dokora Tezi, Colarado. Al-Faris, A.F. (2002), Public Expendiure and Economic Growh in he Gulf Cooperaion Council Counries, Applied Economics, 34(9), pp. 1187-1193. Ansari, M.I, Gordon, D.V. ve Akuamoah, C. (1997), Keynes Versus Wagner: Public Expendiure and Naional Income for Three African Counries; Kenya, Ghana, Souh Africa, Applied Economics, 29(4), pp. 543-548. Arısoy, İ. (2005), Türkiye de Kamu Harcamaları Ekonomik Büyüme İlişkisi, 1950-2005, Türkiye Ekonomi Kurumu Tarışma Meni, hp://www.ek.org.r/ dosyalar/arisoy-05.pdf, (Erişim Tarihi: 20.01.2006). Bağdigen, M. ve Çeinaş, H. (2003), Causaliy beween Public Expendiure and Economic Growh: The Turkish Case, Journal of Economic and Social Research, 6(1), ss. 1-18. Biehl, D. (1998), Wagner s Law: An Inroducion o and a Translaion of he Las Version of Adolph Wagner s Tex of 1911, Public Finance, 53(1), 102-111. Burney, N.A. ve Al-Musallam, N. (1999), Wagner s Law and Public Expendiure Growh in Kuwai, hp://www.blackwell-synergy.com/doi/pdf/ 10.1111/1468-0076.00062, (Erişim Tarihi: 01.05.2006).

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 15 Courakis, A.S., Roque, F.M. ve Tridimias, G. (1993), Public Expendiure Growh in Greece and Porugal: Wagner s Law and Beyond, Applied Economic, 25, pp. 125-134. Cullis, J. ve Jones, P. (1998), Public Finance and Public Choice, 2nd Ediion, Oxford Universiy Press, New York. Çavuşoğlu, A.T. (2005), Tesing The Validiy of Wagner s Law in Turkey: The Bounds Tesing Approach, AÜ Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi, 60(1), ss. 73-87. Demirbaş, S. (1999), Coinegraion Analysis - Causaliy Tesing and Wagner s Law: The Case of Turkey, 1950-1990, hp://www.le.ac.uk/economics/research/ RePEc/lec/leecon/econ99-.pdf, (Erişim Tarihi: 02.02.2006). Gujarai, D.N. (2001), Temel Ekonomeri, (Çev.: Ü. Şenesen ve G.G. Şenesen), 2. Baskı, Lieraür Yayıncılık, İsanbul. Gujarai, D.N. (2004), Basic Economerics, 4h Ediion, The McGraw-Hill Companies. Halıcıoğlu, F. (2003), Tesing Wagner s Law for Turkey: 1960-2000, Review of Middle Eas Economy and Finance, 1(2), ss. 129-140. Hsiao, C. (1979), Auoregressive Modeling of Canadian Money and Income Daa, Journal of he American Saisical Associaion, 74(367), pp. 553-560. Huang, C. (2006), Tesing Wagner s Law Using Bounds Tes and a New Granger- Non-Causaliy Tes: Evidence for Taiwan, The Journal of American Academy of Business, 8(2), pp. 86-90. Krzyzaniak, M. (1974), Governmen Expendiures, The Revenue Consrain, and Wagner s Law The Case of Turkey, Growh & Change, 5(2), pp. 13-19. Loizides, J. ve Vamuoukos, G. (2005), Governmen Expendiure and Economic Growh: Evidence from Trivariae Causaliy Tesing, Journal of Applied Economics, 8, pp. 125-152. Musgrave, R.A. (1969), Fiscal Sysem, Yale Universiy Press, London. Nadaroğlu, H. (1998), Kamu Maliyesi Teorisi, 10. Baskı, Bea Basım, İsanbul. Önder, İ. (1974), Türkiye de Kamu Harcamalarının Seyri: 1927-1967, İsanbul Üniversiesi Yayınları, No: 1925. Tarı, R. (2005), Ekonomeri, 3. Baskı, Alfa Yayınları, İsanbul. Taşseven, Ö. (2000), The Wagner s Law: Time Series Evidence for Turkey, 1960-1998, Yayınlanmamış Dokora Tezi, ODTÜ, Ankara. Terzi, H. (1998), Kamu Harcamaları ve Ekonomik Kalkınma İlişkisi Üzerine Ekonomerik Bir İnceleme, İkisa İşleme ve Finans Dergisi, 142, ss. 67-78. TÜİK (2006), İsaisik Gösergeler, 1923-2004, hp://www.uik.gov.r/yillik/ Is_gosergeler.pdf, (Erişim Tarihi: 10.10.2006).

16 Muhlis BAĞDİGEN Berna BEŞER Toda, H.Y. ve Yamamoo, T. (1995), Saisical Inference in Vecor Auoregressions wih Possibly Inegraed Processes, Journal of Economerics, 66, pp. 225-250. Yamak, N. ve Küçükkale, Y. (1997), Türkiye de Kamu Harcamaları Ekonomik Büyüme İlişkisi, İkisa İşleme Finans Dergisi, 12(131), ss. 5-14. Yıldırım, Z.R. (1994), Türkiye de Gayrisafi Milli Hasıla ile Kamu Harcamaları Arasında Nedensellik İlişkisi, DEÜ İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 9(1), ss. 25-40. Yılmaz, Ö.G. (2005); Türkiye Ekonomisinde Büyüme ile İşsizlik Oranları Arasındaki Nedensellik İlişkisi, Ekonomeri ve İsaisik, 2, ss. 11-29. Zivo, E. ve Andrews, D.W.K. (1992), Furher Evidence on he Grea Crash, he Oil-Price Shock, and he Uni-Roo Hypohesis, Journal of Business Economic Saisics, 10(3), pp. 251-270.

ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, 2009, ss. 1 17 17 EK Ek 1: Türkiye'de Wagner Tezine İlişkin Başlıca Çalışmalar Tarih Yazar Modeller Sonuç Yönem 1997 Nebiye Yamak Yakup Küçükkale 1950-1994 (44 yıl) Model 1:LRKH = a+blrgsmh +E Model 2: LRKH = a+blkbdgsmh +E Model 3: LRKHP = a+blkbdrgsmh+e Model 4: LKBDRKH =a+blkbdrgsmh+e Model 5: LRKHP = a+blrgsmh +E Wagner ezin deseklenirken, Keynes Hipoezini desekleyen sonuçlar elde edilmemişir. Eşbüünleşme ve Granger Nedensellik esi 1999 2003 2003 Safa Demirbaş 1950-1990 (40Yıl) Muhlis Bağdigen Hakan Çeinaş 1965-2000 (35 yıl) Ferda Halıcıoğlu 1960-2000 (40 yıl) Model 1:LE = a+blgnp Peacock- Wiseman (1968) Model 2: LC=a+b LGNP Pryor (1969) Model 3: LE=a+b L(GNP/P) Goffman (1968) Model 4: L(E/P) = a+b L(GNP/P) Musgrave (1969) Model 5: L(E/P) = a+b L(GNP/P) Gupa (1967) Model 6: L(E/GNP) = a+b LGNP Peacock ve Wiseman ın Mann (1980) arafından gelişirilmiş versiyonu. Model 1: LREXP = B o +B 1 LRGDP+M Model 2: LREXP = B o +B 1 LRPGDP+M Model 3: LR (EXP/GDP) = B o +B 1 LRGDP+M Model 4: LR (EXP/GDP) =B o +B 1 LRPGDP+M Model 5: LRPEXP = B o +B 1 LRPGDP +M Model 6: LRGC = B o +B 1 LRGDP+M Model 1: GE= f(gdp) Model 2: GCE = f(gdp) Model 3: GE/GDP = f (GDP) Model 4: GE= f (GDP/N) Model 5: GE/N = f (GDP/N) Wagner ezi ve Keynes Hipoezini desekleyen sonuçlara ulaşılamamışır. Wagner ezi ve Keynes Hipoezini desekleyen sonuçlara ulaşılamamışır. Wagner ezini desekler sonuçlara ulaşılamamışır. Eşbüünleşme ve Granger Nedensellik esi Eşbüünleşme ve Granger Nedensellik esi Eşbüünleşme ve Granger Nedensellik esi Model 6: GE/GDP = f (GDP/N) No: L= logarimik, R= reel, KH= kamu harcamaları, GSMH= gayrisafi milli hasıla, GE=kamu harcamaları, GC=kamu ükeim harcamaları, GDP=gayrisafi yuriçi harcama, N=nüfus, GNP=gayrisafi milli hasıla, E=kamu harcamaları, P=nüfus, E ve M haa erimini gösermekedir.