KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE İNCELENMESİ

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE İNCELENMESİ Öğr. Gör. Cebrail TELEK Kilis 7 Aralık Üniversiesi, Kilis MYO, Dış Ticare Bölümü cebrailelek@kilis.edu.r Öğr. Gör. Ali TELEK Musafa Kemal Üniversiesi, Anakya MYO, Muhasebe Bölümü ali.elek@mku.edu.r ÖZET Kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki, ekonomi lieraüründe uzun süredir arışma konusu olmuşur. Kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi konu alan iki önemli yaklaşım; Wagner Kanunu ve Keynes Hipoezi dir. Wagner, bu ilişkinin ekonomik büyümeden kamu harcamalarına doğru olduğuna işare emiş, onun aksine Keynes ise, bu ilişkinin kamu harcamalarından büyümeye doğru olduğunu oraya koymuşur. Bu çalışmanın amacı ise, Wagner ve Keynes yaklaşımları çerçevesinde 1998-2015 dönemi üçer aylık verileri kullanılarak Türkiye de kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin es edilmesidir. Bu amacı gerçekleşirmek için VAR analizi, Eki-Tepki Analizi, Varyans Ayrışırma Analizi ve Granger Nedensellik Tesi kullanılmışır. Çalışmada elde edilen bulgulara göre; kamu harcamalarından ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik ilişkisi bulunmuş yani incelenen dönemde Türkiye ekonomisi için Keynes Hipoezinin geçerli olduğu sonucuna ulaşılmışır. Anahar Kelimeler: Kamu Harcamaları, Ekonomik Büyüme, Wagner Kanunu, Keynes Hipoezi. THE RELATION BETWEEN PUBLIC EXPENDITURES AND ECONOMIC GROWTH: THE TERM OF 1998-2015 ANALYSIS OF THE TURKISH ECONOMY ABSTRACT The relaion beween public expendiures and economic growh, has long been a subjec of debae in economic lieraure. The wo major approaches are Wagner Law and Keynes Hypohesis on he relaionship beween public expendiures and economic growh. Wagner, who poined ou ha he direcion of he relaionship is as from he economic growh o public expendiure. On he conrary, Keynes revealed ha he direcion of he relaionship is as from public expendiure o he economic growh. The purpose of his sudy, a he framework of Wagner and Keynesian approaches, is o es 628

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue he relaionship beween public expendiures and economic growh in Turkish Economic by using he period 1998-2015 quarerly daa. VAR analyses, Impulse-Response analyses, Variance Decomposiion analyses and Granger Causaliy Tes ess were used o achieve his purpose. According o he findings of he sudy, a causaliy relaionship has been found from public expendiures o economic growh ha Keynes Hypohesis is valid for Turkish Economic in he examined period. Key Words: Public Expendiures, Economic Growh, Wagner Law, Keynes Hypohesis. 1. Giriş Devlein ekonomideki varlığı ve faaliyei konusunda ekonomi lieraüründe emel iki görüş bulunmakadır. Bunlardan ilki olarak Klasikler, devlein ekonomik faaliyee bulunmaması gerekiğini savunurlar ve devlein ekonomik yaşama müdahalesinin ekonominin genel dengesini bozacağını ileri sürerler, bir diğer görüş ise 1930 larda oraya çıkan Keynesyenler olarak bilinmekedir ve bu görüşü savunanlar, devlein özellikle maliye poliikaları ile ekonomiye müdahale emesi gerekiğini öne sürerler. Devlein ekonomiye müdahalesi, yapığı kamu harcamalarının mikarıyla ölçülür. 1930 lardan günümüze kadar Keynesyen poliikalar çerçevesinde çoğu ekonomide devlein rolü giderek armışır. Ekonomide devlein rolünün arışı kendisini kamu harcamalarının arışı şeklinde gösermişir. Klasik ikisadi görüş çerçevesinde düşünülecek olursa, kamu sekörünün ekonomideki payının sürekli arması harcamaların verimliliğini ve ekinliğini düşüreceğinden, ekonomik büyüme hızı yavaşlayacakır. Tabii ki bu durum, büyük ölçüde kamu sekörünün ekin olmamasından, bununla birlike düzenleyici faaliyelerin siseme aşırı bir maliye yüklemesinden kaynaklanmakadır. Bunlara ilaveen yanlış siyasi poliikaların varlığı dikkae alındığında, sisemin verimliliği giderek azalmakadır (Işık ve Alagöz, 2005:64). Bu durumun aksine, Keynesyen ikisadi görüşe göre; kamu sekörünün bir ekonomi için moor güç olduğu; yaırımların yapılması, ekonomik büyüme ve kalkınmanın sağlanmasında çok önemli bir rolünün de olduğu söylenebilir (Ram, 1986:191). Bu iki zı görüşe bakıldığında, kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasında sıkı bir ilişki söz konusudur ancak birinde kamu harcamaları ekonomik büyümeyi engellemeke diğerinde ise, arırmakadır. Son yüzyıldaki kamu harcamalarındaki arışlar ciddi boyulara ulaşmışır. Bundan dolayı, kamu harcamalarındaki arışlarının nedenlerini açıklamaya yönelik farklı yaklaşımlar oraya çıkmışır. Bu yaklaşımlar genel olarak iki görüş erafında oplanmakadır. Bunlar; kamu harcamalarındaki arışın nedeninin ekonomik büyümeden kaynaklandığını savunan Wagner Kanunu ve diğeri ise; kamu harcamalarının armasından dolayı ekonomik büyümenin gerçekleşiğini savunan Keynes Hipoezi dir. Bu çalışmada amaç, Türkiye de kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin yönünün bulunması ve Wagner Kanunu ile Keynes Hipoezinin Türkiye Ekonomisi açısından geçerliliğini es emekir. Bu amaçla çalışmamız, giriş bölümü dahil beş bölümden oluşmakadır. Birinci bölüm giriş bölümüdür ve çalışmanın konusu ile ilgili genel bilgi verilmişir, ikinci bölümde kuramsal çerçeve açıklanmaya çalışılmış ve üçüncü bölümde çalışmanın konusu ile ilgili Türkiye ve Dünya ekonomi lieraüründeki çeşili çalışmalar incelenmişir. Dördüncü bölümde veri sei ve meod 629

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue belirilmiş ve ekonomerik yönemlerle analiz yapılmışır. Son bölüm ise genel değerlendirme ve sonuç bölümüdür. 2. Kuramsal Çerçeve Ekonomi lieraüründe kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki çeşili ikisadi yaklaşımlar arafından incelenmiş ve açıklanmaya çalışılmışır. Bu yaklaşımların içerisinde en önemlileri olarak Wagner Kanunu ve Keynes Hipoezi göserilebilir. Adolph Wagner, ekonomik gelişmeyle beraber kamunun ekonomik faaliyelerinde ve dolayısıyla da kamu harcamalarında bir arışa neden olacağını açıklamışır. Bu arış, sanayileşmeyle beraber devlein idari ve güvenlik görevlerini daha ekin yerine geirme gereğinden ve hukuk siseminin yerleşirilmesinin eskiye nazaran daha önemli hale gelmesinden kaynaklanmakadır. Ayrıca, hızlı şehirleşme ve nüfus yoğunluğunun arması da gerek kamu hizmeleri ve gerekse sosyo-ekonomik düzenlemeler için daha yüksek düzeyde kamu harcaması yapılmasını zorunlu kılmakadır (Aksoy, 1991:115). Wagner in aksine John Maynard Keynes, kamu harcamalarının ekonomik büyümenin bir sonucu olmadığını, aksine, kamu harcamalarının arması sonucu ekonomik büyümenin gerçekleşiğini savunmakadır. Wagner Kanunu nda kamu harcamaları içsel bir değişken olarak görülmeke ve nedenselliğin yönü, ekonomik büyümeden kamu harcamalarına doğru iken; Keynes Kanunu nda dışsal bir değişken olarak görülen kamu harcamalarındaki arışın milli gelirde bir arışa neden olacağı ve dolayısıyla, kamu harcamalarından büyümeye doğru bir nedenselliğin olacağından bahsedilmekedir (Arısoy, 2005:64). Görüldüğü gibi ekonomi lieraüründe kamu harcamaları ile büyüme arasında iki emel farklı görüş bulunmakadır. Bu çalışmada, Türkiye Ekonomisi için kamu harcamaları ve ekonomik büyüme ilişkisi incelenecekir ve sonuçların hangi görüşü deseklediği bulunacakır. Çünkü bu ilişkinin yönü belirlenirse; Türkiye deki ekonomi poliikaları için yol göserici olabilecekir. 3. Lieraür Taraması Türkiye ve Dünya ekonomi lieraürüne bakıldığında, kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki, Wagner Kanunu ve Keynes Hipoezi çerçevesinde çokça incelenmişir. Türkiye ekonomisi için yapılan bazı çalışmalara incelendiği dönem, uygulanan meodolojik yönem ve elde edilen sonuçlar açısından bakacak olursak: Bağdigen ve Beşer (2009), 1950-2005 dönemine ai yıllık veriler yardımıyla, ekonomik büyüme ile kamu harcamaları arasındaki nedensellik ilişkisini Granger nedensellik esine ilave olarak, Hsiao (1979) ve Toda ve Yamamoo (1995) arafından gelişirilen nedensellik yönemlerini kullanarak, yedi model ile analiz emişlerdir. Elde edilen bulgularda, bir model dışında hiçbir modelde Wagner ezini desekler nedensellik ilişkisine raslanmamışır. Gül ve Yavuz (2011), bu çalışmada Türkiye'de 1960-2008 dönemi verilerini kullanarak, Keynes ve Wagner kanununun geçerliliğini es emişlerdir. Yönem olarak ADF birim kök esi, Johansen eşbüünleşme esi ve Granger nedensellik esi 630

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue kullanılmışlardır. Yapılan çalışmanın sonuçlarına göre; kamu harcamalarından ekonomik büyümeye ek yönlü bir ilişki olduğu sapanmışır. Okayer ve Susam (2008), kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi En Küçük Kareler Yönemi (EKK) kullanarak 1970-2005 yılları verileri için es emişlerdir. Ampirik es sonuçlarına göre, oplam kamu harcamalarının ekonomik büyüme üzerindeki ekisi anlamlı çıkmamışır. Ancak kamusal yaırım harcamalarının ekonomik büyüme üzerinde poziif bir ekisi olduğu sonucuna varılmışır. Aran ve Berber (2004), kamu kesimi büyüklüğü ile ekonomik büyüme arasındaki dinamik ekileşimleri, çoklu eşbüünleşme ekniğinden yararlanarak 1987-2003 dönemi verileri için es emişlerdir. Çalışmanın sonucuna göre, uzun dönemde kamu kesimi büyüklüğü ekonomik büyümeyi olumlu yönde ekilemekedir. Ancak, kamu kesimi büyüklüğünden ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik ilişkisi söz konusu değildir. Tan vd. (2010), 1969-2003 dönemi verileri yardımıyla, kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasındaki nedenselliğin yönünün es edilmesinde Gecikmesi- Genişleilmiş VAR modelleri çerçevesinde Toda-Yomamao nun önerdiği Wald es isaisiği kullanılmışır. Çalışmada alyapı harcamalarından gayrisafi yuriçi hasılaya doğru bir nedensellik ilişkisinin varlığı sapanmışır. Eğiim harcamaları ile gayrisafi yuriçi hasıla arasında ise çif yönlü bir nedensellik ilişkisinin var olduğu gözlenmişir. Sağlık harcamaları ile GSYİH arasında ise nedensellik ilişkisine raslanmamışır. Yamak ve Küçükkale (1997), Granger nedensellik ve Johansen-Juselius eşbüünleşme eslerini kullandıkları çalışmalarında, 1950-1994 döneminde, Türkiye de kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasında uzun dönemli bir ilişkinin var olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Elde eikleri bulgulara göre, ekonomik büyüme, kamu harcamalarını poziif yönde ekilemekedir. Işık ve Alagöz (2005), Türkiye de 1985-2003 dönemi için yıllık veriler kullanarak Wagner Yasası nın geçerliliğini incelemişlerdir. Johansen eş-büünleşim analizi yönemini kullanmışlardır. Çalışmanın sonuçları ise, kamu harcamaları ve ekonomik büyüme değişkenleri arasında uzun dönemde bir ilişkinin varlığını işare emeke, ayrıca, Wagner Yasası nı onaylayacak şekilde, ekonomik büyümeden kamu harcamalarına doğru poziif yönde bir ilişkinin varlığını gösermekedir. Yukarıdaki çalışmalara ek olarak, kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi Wagner ve Keynes Hipoezleri çerçevesinde inceleyen yabancı lieraüre bakıldığında: Mann (1980), Meksika nın 1952 1976 döneminde GSYİH ile oplam kamu harcamaları arasındaki ilişkiyi EKK yönemi ile Wagner Kanunu çerçevesinde incelemişir. Tesin sonuçlarına göre, ekonomik büyüme, oplam kamu harcamalarını arırmakadır. Yani, Wagner Kanunu nu desekleyici yönde sonuçlara ulaşılmışır. Huang (2006), Çin ve Tayvan da 1979-2002 dönemi için kısılanmamış haa düzelme modeli ahminine dayanan sınır esi yaklaşımını kullanarak Wagner Yasasının varlığını es emişir. Sınır esi sonuçlarına göre, Çin ve Tayvan da hüküme harcamaları ile çıkı arasında uzun dönemli bir ilişki yokur. Bu sonuçlar Wagner Yasası nı deseklememekedir. 631

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue Courakis vd. (1993), Yunanisan ve Porekiz için 1958-1985 yıllarını kapsayan çalışmalarında kamu harcamaları ile ekonomik büyüme ilişkisini Wagner Kanunu çerçevesinde EKK ve eş-büünleşme yönemiyle incelemişlerdir. Yapılan çalışmanın sonucunda, incelenen dönem iibariyle ele alınan değişkenler ile Wagner kanununu desekler yönde bir sonuç elde edememişlerdir. Rao (1989), 48 ülkeye ai 1960 1980 dönemi verilerini kullanarak yapığı çalışmasında kamu harcamasındaki arış ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin yönünü Granger Nedensellik esini kullanarak incelemekedir. Granger nedensellik esinin sonucu, kullanılan modele ve ülkeye göre değişmekedir. Bazı ülkelerde kamu harcamalarından büyümeye doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi söz konusu iken bazı ülkelerde büyümeden kamu harcamalarına doğru ek yönlü ilişkinin olduğu ve bazı ülkelerde de çif araflı nedensellik ilişkisinin olduğunu belirlemişir. Barro (1989), 72 ülkeyle ilgili 1960-1985 dönemine ilişkin veri seini ve basi korelasyon yönemini kullanarak yapığı analizinde kamu ükeim harcamalarının kişi başına büyüme ve yaırım oranıyla arasında negaif bir ilişkinin olduğu sonucuna ulaşırken, kamu yaırım harcamaları ve büyüme arasında ise poziif bir ilişkinin varlığını espi emişir. Aynı zamanda; Barro (1991), gelişmiş ve gelişmeke olan 98 ülke ve 1960-1985 dönemi için basi korelasyon yönemini kullanarak, kamu ükeim harcamasının büyümeyi negaif yönde, kamu yaırım harcamasının ise poziif yönde ekilediği sonucuna ulaşmışır. Oxley (1994), kamu harcamaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi İngilere için 1870 1913 dönemi verilerini kullanarak incelemişir. Çalışmasında, uygulanan eşbüünleşme esi ve Granger nedensellik esine göre; ekonomik büyümeden kamu harcamalarına doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisinin olduğunu espi emişir. Son olarak bizim çalışmamıza da öncülük eden, Peacock-Wiseman (1961), çalışmalarında İngilere ekonomisinin 1890-1955 dönemini incelemişlerdir. Çalışmanın amacı İngilere hükümeinin 1890 dan beri yapığı kamu harcama davranışları hakkındaki gerçekleri oraya çıkarmak ve Wagner Yasasının geçerliliğini oraya koymakır. Sonraları kendi adlarıyla anılacak olan Peacock-Wiseman modelini ve Granger nedensellik esi kullanarak, Wagner Yasası nın İngilere için geçerli olduğu sonucunu bulmuşlardır. Yukarıda incelendiği üzere, bazı çalışmalar Wagner kanunu, bazı çalışmalar da Keynes hipoezini deseklemeke, bazıları ise kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasında herhangi bir ilişkinin bulunmadığını ifade emekedir. Sonuç olarak, kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisi konusunda am bir anlaşma sağlanamadığı görülmekedir. 4. Yönem ve Analiz 4.1. Veri Sei Bu çalışmada, Türkiye Ekonomisi için Wagner Kanunu ve Keynes Hipoezinin geçerliliğini sınamak amacıyla 1998:1-2015:3 yıllarına ai Kamu Harcamaları (G) ve Gayri Safi Yuriçi Hasıla (GSYİH) verileri üçer aylık dönemler halinde kullanılmışır. Analizde kullanılan seriler, Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası (TCMB) Elekronik Veri Dağıım Siseminden (EVDS) ve Maliye Bakanlığı ndan derlenerek oluşurulmuşur. 632

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue Kullandığımız seriler üçer aylık seriler olduğundan mevsimsel dalgalanmalar göserebileceği için Tramo-Seas yönemine göre mevsimselliken arındırılmışır. Serileri olası değişen varyans sorununa karşı koruyabilmek için logarimik dönüşümleri alınmışır. Çalışmaya öncülük eden model, Wagner hipoezini inceleyen Peacock-Wiseman (1961) modelidir. Çalışmanın modeli şu şekildedir: lng = a + b lny + e (1) Bu modele göre, lng, reel kamu harcamalarının logarimik değerini ve lny reel gayri safi yuriçi hasıla serisinin logarimik değerini gösermekedir. 4.2. ADF (Augmened Dickey-Fuller) Birim Kök Tesi Zaman serilerine dayanan modellerde isaisiksel olarak geçerli sonuçların elde edilebilmesi için kullanılan serilerin durağan olup olmadığının araşırılması gerekir. Zira zaman serilerinin büyük kısmının, durağan olmayan bir yapı sergiledikleri görülmüşür. 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). Burada durağanlığın ne olduğu anımını vermek gerekirse; bir zaman serisinin oralaması ve varyansı zaman içerisinde değişmiyor ve iki zaman dilimi arasındaki covaryans (orak varyans) hesaplandığı döneme göre değil de yalnızca iki zaman dilimi arasındaki uzaklığa bağlı kalıyor ise seri durağan bir seri olarak kabul edilebilir. Yani zaman serisi durağan ise, oralaması, varyansı ve covaryansı ne zaman ölçersek ölçelim aynı kalmakadır (Gujarai, 2006:713). Gujarai (2006:718-720), durağanlığın birim kökle espiini aşağıdaki modelleri ele alarak açıklamışır. ise, Y = Y 1 (2) Burada u klasik varsayımlara uyan, yani oralaması sıfır, σ 2 varyansı değişmeyen, ardışık bağımlı olmayan, olasılıklı haa erimidir. Böyle bir haa erimi beyaz gürülülü haa erimi diye anılır. Eşilik, dönemindeki Y nin (-1) dönemindeki kendi değerine göre regresyonudur. Bu regresyonda, Y 1 in kasayısı 1 e eşise birim kök sorunuyla, yani durağan olmama durumuyla karşı karşıyayız demekir. Dolayısıyla; Y = ρy 1 (3) (2) nolu regresyonunda hesaplarda gerçeken ρ=1 bulursak, o zaman Y olasılıklı değişkeninin birim kökü vardır deriz. Birim kök aşıyan bir zaman serisi, ekonomeride bir rassal yürüyüş diye bilinir. 2 nolu eşilik çoğunlukla başka bir biçimde şöyle yazılır: Y = (ρ-1) Y 1 =δ Y 1 (4) 633

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue Burada δ=(ρ-1), ise, birinci fark işlemcisidir ve Y eşilike δ gerçekende sıfır ise eşiliği şöyle yazabiliriz: = (Y - Y 1 ) dir. 4 nolu Y = (Y - Y 1 )= u (5) 5 nolu denklemin bize söylediği, rassal bir yürüyüşün birinci farkları (=u durağan bir zaman serisidir, çünkü varsayım gereği u büünüyle rassaldır. Eğer bir zaman serisinin birinci farkları alınır da bunların serisi durağan çıkarsa, başlangıçaki (rassal yürüyüş) serisi 1.dereceden büünleşikir denir. Benzer biçimde, durağan bir seriye ulaşmadan önce ilk serinin iki kez farkının alınması gerekiyorsa, ilk seri ikinci dereceden büünleşik olur. Genel olarak bir zaman serisinin d kez farkının alınması gerekiyorsa, o seri d inci dereceden büünleşikir. Gerek kuramsal, gerek uygulama nedeniyle Dickey-Fuller (DF) sınaması şu kalıplardaki regresyonlara uygulanır: ) Y Y =δ Y 1 = β 1 +δ Y 1 (Sabi erimsiz ve rendsiz model) (6) (Sabi erimli model) (7) Y = β 1 + β 2 +δ Y 1 (Sabi erimli ve rendli model) (8) Burada, zaman ya da genel eğilim değişkenidir. Her bir durumda sıfır ön savı δ=0, yani birim kök var biçimindedir. 6 nolu denklem ile diğer iki regresyon arasındaki fark, sabi erimin ve eğilim değişkeninin denkleme kaılmasıdır. Eğer u haa erimi ardışık bağımlıysa, (6) nolu denklem şöyle düzelilir: Y = β 1 + β 2 +δ Y 1 + α m i i 1 Y i + Burada sözgelimi Y 1 = (Y 1 - Y 2 ), Y 2 = (Y 2 -Y 3 ), vb.dir, yani gecikmeli fark erimleri kullanılır. Gecikmeli fark erimlerinin sayısı, çoğunlukla görgül olarak belirlenir, ana düşünce (7) nolu denklemdeki haa eriminin ardışık bağımsız olmasını sağlayacak kadar erimi modele kamakır. Sıfır ön savı burada δ=0 ya da ρ=1 dir, yani Y de birim kök vardır (Y durağan değildir). (7) nolu gibi modellere DF sınaması uygulanırsa, buna Genişleilmiş Dickey-Fuller (GDF) sınaması denir (Gujarai, 2006:718-720). Dickey-Fuller Birim kök esi için şu hipoezlerden yararlanır: H 0 : δ= 0, ρ= 1 ise; Y zaman serisi durağan değildir (birim kök vardır). H 1 : δ<0 ise; Y zaman serisi durağandır (birim kök yokur). 634

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue Burada H 0 hipoezi kabul edilirse, seri durağan değildir ve birim kök vardır. Reddedilirse, zaman serisi durağandır ve seride birim kök yokur denir. Çalışmamızda kullanılan zaman serilerinin durağan olup olmadıklarını es emek için ADF (Augmened Dickey-Fuller) Birim Kök Tesi uygulanmışır. Tes sonuçları aşağıda Tablo 1 de göserilmekedir. Tablo 1. ADF Birim Kök Analizi Sonuçları Veriler GSYIH G Sabisiz ve Trensiz 2.566379 (0.9973) 4.320815 (1.0000) DÜZEY SEVİYESİ Sabi Terimli -0.248125 (0.9263) -4.023627 (0.0023) Sabili ve Trendli -2.777231 (0.2106) -3.293243 (0.00758) Sabisiz ve Trensiz -5.791378-2.169353 (0.0299) BİRİNCİ FARK SEVİYESİ Sabi Terimli -6.548289-8.218134 Sabili ve Trendli -6.504905-9.138516 No: ( ) içerisindeki değerler olasılık (prob) değerleridir. ADF birim kök esleri için MacKinnon kriik değerleri %1, %5 ve %10 anlam seviyesinde; Sabi erimli model için -3.52, -2.90 ve -2.58, Sabi erimli ve rendli model için -4.09, -3.47 ve -3.16, Sabi erimsiz ve rendsiz model için -2.59, -1.94 ve -1.61. Tabloya bakığımızda, serilerimizin düzey seviyesinde, ve prob. değerlerine bakıldığında her iki serimizin de durağan olmadığı görülmekedir. Ancak serilerimizin 1.dereceden fark düzeylerindeki ve prob. değerlerine bakıldığında durağan olduğu söylenebilir. Dolayısıyla, serileri birim kök en arındırmak için fark alma işlemi yapılmışır. Bu değişkenlere ai serilerin, birinci farkı alındığında durağan hale gelmişlerdir. Dolayısıyla, dör değişken de birinci dereceden büünleşikir. Bir başka ifadeyle dör değişkenin de eş büünleşme derecesi de I(1) dir. 4.3. Phillips-Perron (PP) Birim Kök Tesi: Bir esin gücü, yanlış olan hipoezi re eme olasılığı ile ölçülür. DF eslerinin gücü bu açıdan düşükür. Çünkü bu esler birim kökü ve yakın birim kökü ayır emede yeersiz kalmakadır. ρ= 1 olursa birim kök vardır ancak ρ= 0.95 olması olmadığını gösermez (yakın birim kök vardır). Eğer, model; Y =0.95 Y 1 şeklinde olursa, DF esine göre seri durağan kabul edilir. Kasayı 1 den küçükür ancak 0.95 olması, seride aslında birim kök olduğunu ifade emekedir. Tesin güçsüz olması yakın birim kök olması durumunda problem olmakadır. Tesin gücünün düşük olması sorunu veri aralığını genişleerek çözülebilir. Bunların yanında ADF esi es denklemindeki erimlerin ilave farklarının dahil edilmesini gerekirir. Bu da serbeslik derecesinde bir azalmaya ve es sürecinin gücünde bir azalmayı oraya çıkarır (Tarı, 2014:399). Phillips ve Perron (1988), birim kökün varlığını es emek için, bu varsayımlara dayanmayan alernaif bir birim kök esi gelişirmişlerdir. Phillips ve Perron gelişirdikleri bu esle oldukça genel, zayıf bağımlı ve benzer dağılmayan kalınılara 635

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue (innovaion) izin veren birleşik isaisik regresyonu ve EKK ahmin edicileri için asimpoik bir eori sağlamışlardır (Phillips, 1987). PP esi, DF ve ADF eslerinin haa erimine ilişkin varsayımlarına göre daha esnekir. DF ve ADF esleri haa eriminin bağımsız ve sabi varyanslı olduğunu kabul eder. Bu meodoloji kullanılırken haa erimleri arasında korelasyon olmadığına ve sabi varyansa sahip olduklarından emin olmak gerekir (Tarı, 2014:400). PP (1988), DF ın haa erimleri ile ilgili olan bu varsayımlarını genişlemişlerdir. Bu durumu daha iyi anlamak için şu regresyonlar dikkae alınır. Y = a 0+a 1Y 1 (9) Y = a 0+Y 1 +a 2(-T/2)+u (10) Burada T gözlem sayısını u haa erimlerinin dağılımını gösermeke olup, bu haa eriminin beklenen oralaması sıfıra eşiir. Faka burada haa erimleri arasında içsel bağınının (serial correlaion) olmadığı veya homojenlik varsayımı gerekli değildir. Bu açıdan bakıldığında DF esinin bağımsızlık ve homojenie varsayımları PP esinde erk edilmiş, haa erimlerinin zayıf bağımlılığı ve heerojen dağılımı kabul edilmişir. Böylece Phillips-Perron, DF isaisikleri gelişirilmesinde haa erimlerinin varsayımları konusundaki sınırlamaları dikkae almamışır (Tarı, 2014:400). Tablo 2. PP Birim Kök Analizi Sonuçları DÜZEY SEVİYESİ BİRİNCİ FARK SEVİYESİ Veriler Sabisiz ve Trensiz Sabi Terimli Sabisiz ve Trensiz Sabi Terimli Sabisiz ve Trensiz Sabi Terimli 2.758176 0.021390-2.864929-5.899295-6.540779-6.498236 GSYIH (0.9797) (0.9570) (0.1801) 3.800645-5.089745-3.855520-6.973790-8.239108-9.138516 G (0.9999) (0.0001) (0.0193) No: ( ) içerisindeki değerler olasılık (prob) değerleridir. PP birim kök esleri için MacKinnon kriik değerleri %1, %5 ve %10 anlam seviyesinde; Sabi erimli model için -3.52, -2.90 ve -2.58, Sabi erimli ve rendli model için -4.09, -3.47 ve -3.16, Sabi erimsiz ve rendsiz model için -2.59, -1.94 ve -1.61. ADF birim kök esine paralel sonuçlar çıkan PP esi de her iki serimizin düzey seviyelerinde birim kök aşıdığını ancak 1.dereceden fark seviyesinde birim kök 636

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue aşımadığını gösermekedir. Dolayısıyla, serileri birim kök en arındırmak için fark alma işlemi yapılmışır. Bu değişkenlere ai serilerin, birinci farkı alındığında durağan hale gelmişlerdir. 4.4. VAR (Vecor Auoregression) i Analizleri Geleneksel ekonomerik analiz, makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkileri incelerken, eşanlı bir modeldeki herhangi bir denklemin uygun bir şekilde ahmin edilebilmesi için belirlenmiş olması gerekiğini ve modelin belirlenebilmesini de sıra ve rank koşulları olarak adlandırılan bazı koşulların sağlanmasına bağlamakadır (Tarı, 2014). Sims (1980), eşanlı modelleri, belirlenmenin sağlanması için çoğu kez değişkenlerin içsel-dışsal ayrımı ve paramereler üzerine kısılamalar koymada keyfi davranıldığı konusunda eleşirerek, büün değişkenlerin içsel olarak kabul edildiği vekör ooregresyon kısaca VAR modelini gelişirmişir (Tarı, 2014). Sims e göre, bir değişken akımı arasında gerçeken eşanlılık varsa, hepsi eşi biçimde ele alınmalıdır; içsel ve dışsal değişkenler arasında önsel bir ayrım yapılmamalıdır (Gujarai, 2006). VAR modeli, modele kaılan büün değişkenlerin kendi ve diğer değişkenlerin gecikmeli değerleri üzerine anımladığı basi çok boyulu bir zaman serisi öngörü modelidir (Temurlenk, 1989). VAR modelleri ile ahmin yapabilmek için, sisemde yer alan üm değişkenlerin durağan olmaları gerekmekedir. VAR modellerinin ahmini sonucunda elde edilen korelasyonlar, ele alınan değişken sei arasındaki ilişkiyi oraya koyabilmekedir (Bozkur, 2007:83-91). Y ve X gibi iki değişken için basi bir VAR modeli: p p Y = α 10 + i=1 α 11i Y i + i=1 α 12i X i 1 (11) p p X = α 20 + i=1 α 21i Y i + i=1 α 22i X i 2 (12) biçiminde ifade edilebilir. Burada, α i0 sabi erim, α ijk i nci denklemdeki j nci değişkenin k gecikmesine ai paramere, u i haa erimi ve p gecikme sayısıdır. Görüldüğü gibi, denklemlerin sağ arafındaki değişkenler aynıdır. Sabi erim, modele değişkenlerin sıfırdan farklı oralamalara sahip olması durumunda dahil edilir. VAR modeli gecikme sayısı dikkae alınarak p inci dereceden VAR modeli olarak adlandırılır ve VAR(p) olarak göserilir. de değişkenler arasında içsel-dışsal ayrımı yapılmaksızın büün değişkenler içsel olarak kabul edilir (Tarı, 2014). VAR modeli paramerelerinin doğrudan yorumu pek anlamlı olmamakadır. VAR modelini yapısal analizde kullanabilmek için gerekli olan üç eknik Granger nedensellik esi, eki-epki analizi ve varyans ayrışırma yönemidir. Bizde bu yüzden çalışmamıza bu analizlerle devam edeceğiz. 4.5. Eki-Tepki Analizi (Impulse-Response Analyses) Eki-Tepki analizi fonksiyonları şokların değişkenler üzerindeki ekilerini ve hangi zamanda ekisinin ne olduğunu grafikler ya da ablolar yardımıyla göserir. Sisemdeki her bir değişkenin kendi ve diğer değişkenlerin haalarına karşı reaksiyonu eki-epkiler olarak adlandırılır. Eki-epkiler aynı büyüklüğün iki farklı 637

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue görünümünü ifade eder. Şoku veren değişken yönünden eki, şoku alan değişken yönünden ise epki söz konusudur. İki değişken arasında değişkenlerden birinin diğerine neden olduğu yargılamasına dayalı olarak yapılan bu analiz eki-epki analizi olarak adlandırılmakadır (Tarı, 2014). Eki-Tepki analizi grafikleri aşağıdadır: Şekil 1. GSYIH ve G için Eki-Tepki Fonksiyonları.100 G'nin Şokuna G'nin Tepkisi Eki-Tepki Grafikleri.100 GSYIH'nin Şokuna G'nin Tepkisi.075.075.050.050.025.025.000.000 -.025 -.025 -.050 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 -.050 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 G'nin Şokuna GSYİH'nin Tepkisi GSYİH'nin Şokuna GSYİH'nin Tepkisi.025.025.020.020.015.015.010.010.005.005.000.000 -.005 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 -.005 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1. Saırdaki eki-epki grafiklerini incelediğimizde, G da meydana gelecek 1 birimlik bir şokun kendisi üzerindeki ekisi dördüncü döneme kadar poziif yöndedir ve bu dönemden sonra ekisini kaybemekedir. GSYİH daki 1 birimlik şoka G nın epkisi ise eğri sıfırdan başladığı için anlamsızdır. 2. Saırdaki eki-epki grafiklerine bakığımızda ise G da meydana gelecek 1 birimlik bir şokun GSYİH üzerindeki ekisi yedinci döneme kadar poziif yöndedir ve bu epki anlamlıdır, bu dönemden sonra epki ekisini kaybemekedir. G deki 1 birimlik şokun kendisi üzerindeki epkisi ise ilk dönemden yedinci döneme kadar poziif seyremeke ve daha sonra epki azalmakadır. Varyans Ayrışırması (Variance Decomposiion- VCD) VAR modelinden çıkarılan diğer önemli bir araç da varyans ayrışırmasıdır. Öngörü haalarının özelliklerinin bilinmesi, sisemde yer alan değişkenler arasındaki karşılıklı ilişkilerin açığa çıkarılmasında önemli bir fayda sağlamakadır. Varyans ayrışırması, her bir değişkenin öngörü haa varyansının, sisemdeki her bir değişkene yüklenebilecek bileşenlerine ayrışırma oranı olarak anımlanmakadır. Her bir değişkenin öngörü haa varyansını değişkenlerin her birine paylaşırarak şokların değişkenler üzerindeki ekilerini oransal olarak ölçmede kullanılır (Tarı, 2014). Varyans ayrışırmada bir değişkendeki değişimin % kaçı kendi, % kaçı diğer değişkenlerden kaynaklandığı araşırılır. Şaye varyansaki değişimin %100 yakın bir 638

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue değerini kendi başına açıklıyorsa dışsal değişken olarak nielendirilir. Varyans ayrışırma sonuçları ablo halinde aşağıdadır: Tablo 3. GSYİH ve G Değişkenlerinin Varyans Ayrışırma Sonuçları GSYİH Değişkeninin Varyans Ayrışırması sonuçları Period S.H G GSYİH 1 0.021536 1.420336 98.57966 2 0.022111 1.374978 98.62502 5 0.022740 4.888528 95.11147 10 0.022757 4.935729 95.06427 G Değişkeninin Varyans Ayrışırması sonuçları Period S.H G GSYİH 1 0.091001 100.0000 0.000000 2 0.099309 84.18063 15.81937 5 0.100348 83.64076 16.35924 10 0.100394 83.60484 16.39516 GSYİH nın varyans ayrışırması, GSYİH üzerindeki yüzde değişmelerin en fazla kendisi arafından açıklandığını gösermekedir. Buna göre GSYİH değişkenini açıklamada en önemli pay yine GSYİH değişkenidir. GSYİH değişkenini açıklamada G değişkeninin payı ilk döneme bakığımızda %1.4 ama bu dönem arıkça armaka ve 10. dönemde %4.9 olmakadır. G nin varyans ayrışırması, G üzerindeki yüzde değişmelerin en fazla kendisi arafından açıklandığını gösermekedir. G değişkenini açıklamada GSYİH değişkeninin payı ilk döneme bakığımızda yok ama bu dönem arıkça armaka ve 10. dönemde %16.39 olmakadır. 4.6. Granger Nedensellik Analizi Nedensellik analizi iki değişken arasında sebep-sonuç ilişkisinin olup olmadığını, eğer bir ilişki varsa ilişkinin yönünü es emek amacıyla kullanılmakadır. Uygulamalı ekonomerik çalışmalarda zaman serileri arasındaki nedensellik ilişkisinin espi edilmesi için en sık kullanılan yönem Granger (1969) arafından gelişirilen nedensellik analizidir. Granger (1969:424-438) arafından gelişirilen nedensellik esine göre iki değişken arasında anlamlı bir ilişkinin olup olmadığı, böyle bir ilişki söz konusu ise hangi değişkenin diğerini ekilediği araşırılmakadır. Yani X ve Y gibi iki değişkenin birbiriyle olan regresyon ilişkisi incelenmekedir. Eğer iki değişken arasında uzun dönemli bir ilişki espi edilemezse, bu değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin araşırılmasında sandar Granger esinden yararlanılmakadır. Gujarai (2006:620-622), Granger sınaması, Y ile X değişkenlerinin ahmin edilmesine ilişkin bilgilerin yalnızca bu değişkenlerin zaman serisi verilerinde bulunduğunu varsaymakadır. Sınama şu regresyonların ahminini gerekirmekedir: 639

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue Y n = i 1 i X n i + j 1 j Y j +u 1 (13) X m = i 1 i X m i + j 1 j Y j +u 2 (14) Burada u 1 ve u 2 bozucu (haa) erimlerinin ilişkisiz oldukları varsayılmakadır. (13) denklemi, bugünkü Y nin, geçmiş Y değerleri ve X değerleri ile ilişkili olduğunu, (14) ise benzeri bir davranışı X için öngörür. Granger Nedensellik için kurulacak hipoezler ise: (13) numaralı denklem için oluşurulan; H 0 H 1 : : i = 0 ise X 0 ise X i, Y, Y nin Granger nedeni değildir. nin Granger nedenidir. (14) numaralı denklem için oluşurulan; H 0 : j H 1 : j =0 ise Y, X nin Granger nedeni değildir. 0 ise Y, X nin Granger nedenidir. Granger nedensellik esi ile ilgili üm bu açıklamaları yapıkan sonra, çalışmamızda da bu yönem uygulanmışır. Uygulanan es sonuçları aşağıda Tablo 4 de göserilmekedir. Tablo 4. Granger Nedensellik Analizi Sonuçları H 0 Hipoezi Gözlem Sayısı F-saisic Prob. G, GSYİH nın granger nedeni değildir GSYİH, G nin granger nedeni değildir 70 9.15957 0.0035 1.12526 0.2926 Tablodaki sonuçlara göre; %5 anlam seviyesinde G, GSYİH nın nedeni değildir hipoezi reddedilmişir, yani G den, GSYİH ya doğru bir nedensellik ilişkisi vardır. GSYİH dan G ye bir nedensellik ilişkisine raslanmamışır. Bu sonuçlar da, eki-epki ve varyans ayrışırması sonuçlarına paraleldir. 5. Genel Değerlendirme ve Sonuç Ekonomi lieraüründe, kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki ve bu ilişkinin yönü çeşili ikisadi yaklaşımlar arafından incelenmiş ve açıklanmaya çalışılmışır. Bu yaklaşımlardan en önemlileri; Wagner Kanunu, belli bir dönemde 640

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue gerçekleşen ekonomik büyümeden dolayı kamu harcamalarının aracağını savunurken, Keynes Hipoezi ise belli bir dönemde kamu harcamalarının armasından dolayı ekonomik büyümenin gerçekleşeceğini savunmakadır. Bizim çalışmamızın amacı ise Türkiye de hangi hipoezin geçerli olduğunu araşırmakır. Bu amaçla, Türkiye ekonomisinin 1998:1-2015:3 dönemi arası üçer aylık verilerini kullanarak kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki, Wagner Kanunu ve Keynes Hipoezi çerçevesinde incelenmişir. Öncelikle, serilerimiz zaman serileri olduğu için, ADF ve PP birim kök esileri yapılmış ve seriler durağan hale geirilmişir. Daha sonra, VAR analizi çerçevesinde, Eki-Tepki analizi, Varyans Ayrışırma analizi yapılmış ve değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin bulunabilmesi için Granger nedensellik esi yapılarak, değişkenler arasındaki ilişkinin yönü belirlenmeye çalışılmışır. Yapılan üm ekonomerik analizler de birbirleriyle paralel sonuçlar elde edilmişir. Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin ise kamu harcamalarından, ekonomik büyümeye doğru olduğu yani Wagner Kanununun incelenen dönemde Türkiye ekonomisi için geçerli olmadığı, Keynes Hipoezinin geçerli olduğu sonucuna varılmışır. Bu sonuca göre, kamu harcamaları arırılırsa Keynes in savunduğu gibi ekonomik büyüme aracakır. Kaynakça Aksoy, Ş. (1991). Kamu Maliyesi. Filiz Kiabevi, İsanbul, ss.115. Arısoy, İ. (2005). Wagner ve Keynes Hipoezleri Çerçevesinde Türkiye de Kamu Harcamaları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi. ÇÜ, Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, Cil:14, Sayı:22, ss.63-80. Aran, S., Berber, M. (2004). Kamu Kesimi Büyüklüğü Ve Ekonomik Büyüme İlişkisi: Çoklu Ko-Enegrasyon Analizi. ÇÜ. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 2, 2004, ss. 13-29. Bağdigen, M., Beşer, B. (2009). Ekonomik Büyüme İle Kamu Harcamaları Arasındaki Nedensellik İlişkisinin Wagner Tezi Kapsamında Bir Analizi: Türkiye Örneği, ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 5, Sayı 9, ss. 1 17. Barro, R. (1989). A Cross Counry Sudy Of Growh, Saving And Governmen. NBER Working Paper, No: 2855. Bozkur, H. (2007). Zaman Serileri Analizi. Bursa: Ekin Kiabevi. Courakis, A.S., Roque, F.M., Tridimias, G. (1993). Public Expendiure Growh in Greece and Poruqal: Wagner s Law and Beyond. Applied Economics, Cil: 25, ss.125-134. Granger, C.W.J. (1969). Invesigaing Causal Relaions by Economeric s and Cross-Specral Mehods, Economerica, vol. 37, ss. 424-438. Gujarai, D.N. (2006). Temel Ekonomeri. Şenesen, Ü. ve Şenesen G.G. (Çev.), Lieraür Yayıncılık, İsanbul. 641

Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue Gül, E., Yavuz, H. (2011). AB nin Yeni Üyeleri ile Türkiye de Kamu Harcamaları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1996-2008 Dönemi. Maliye Dergisi, Sayı 158, ss. 164-178. Huang, C.J. (2006). Governmen Expendiures in China and Taiwan: Do They Follow Wagner s Law?. Journal of Economic Developmen, 31 (2), ss.139-148. Işık, N., Alagöz, M. (2005). Kamu Harcamaları ve Büyüme Arasındaki İlişki. Erciyes Üniversiesi İİBF Dergisi, Ocak-Haziran, 24, ss.63-75. Maliye Bakanlığı, (2016). Merkezi yöneim konsolide Büçe Gerçekleşmeleri. hps://www.muhaseba.gov.r, Erişim Tarihi: 10.01.2016. Mann, A.J. (1980). Wagner s Law: An Economeric Tes for Mexico, 1925-1976. Naional Tax Journal, Vol. 33, ss.189-201. Okayer, N., Susam N. (2008). Kamu Harcamaları-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1970-2005 Yılları Türkiye Örneği. Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 22 (1), ss.145-164. Oxley, L. (1994). Coinegraion, Causaly and Wagner s Law. Scoish Journal of Poliical Economy, vol. 41, ss.286-298. Peacock, A.T., Wiseman, J. (1961). The Growh of Public Expendiure in he Unied Kingdom. Princeon Universiy Press. 0-87014-071-X. hp://www.nber.org/books/peac61-1 Phillips, P. C. B., Perron, P. (1988). Tesing For A Uni Roo in Time Series Regression. Biomerika, Vol. 75, No. 2., pp. 335-346. Ram, R. (1986). Governmen Size and Economic Growh: A New Framework and Some Evidence from Cross-Secion and Time-Series Daa: Reply. American Economic Review, 79/1, ss.272-80. Rao, V.V.B. (1989). Governmen Size and Economic Growh: A New Framework and Some Evidence from Crosssecion and Time-series Daa: Command. American Economic Review, 79/1, ss.272-280. Tan, B.K., Mer, M., Özdemir, Z.A. (2010). Kamu Yaırımları ve Ekonomik Büyüme İlişkisine Bir Bakış: Türkiye, 1969-2003. Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Cil:25, Sayı:1, ss. 25-39. Tarı, R. (2005). Ekonomeri. Genişleilmiş 6. Baskı, Umuepe Yayınları, Kocaeli. Tarı, R. (2014). Ekonomeri. Gözden geçirilmiş 9. Baskı, Umuepe Yayınları, Kocaeli. TCMB, (2016). Elekronik veri dağıım sisemi, hp://evds.cmb.gov.r/. Erişim arihi:10.01.2016. Yamak, N., Küçükkale, Y. (1997). Türkiye de Kamu Harcamaları Ekonomik Büyüme İlişkisi. İkisa- İşleme ve Finans Dergisi, 131, Yıl 12, ss. 5-14. 642