TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ - EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: ARDL MODELİ İLE BİR ANALİZ

The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ - EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: ARDL MODELİ İLE BİR ANALİZ ÖZET Seyfein Erdoğan Hilal Bozkur İkisadi büyüme performansını özellikle uzun dönemde poziif yönde ekileyen en önemli fakörlerden biri, sağlıkır. Sağlık yaırımlarının arırılması, öe yandan bu alanda yapılacak kalie iyileşirmesi, oralama yaşam süresinin uzamasına yol açarak emek verimliliğini ve dolayısıyla ekonomik performansı poziif yönde ekiler. Bu çalışmada, Türkiye de yaşam beklenisi ile ikisadi büyüme arasındaki ilişki incelenecekir. Çalışmada 980-005 dönemine ilişkin yıllık veriler, ARDL modeli ile es edilmişir. Elde edilen bulgulara göre, Türkiye de yaşam beklenisi ile ekonomik büyüme arasında poziif yönlü bir ilişki vardır. ABSTRACT THE RELATION BETWEEN LIFE EXPECTATION AND ECONOMIC GROWTH IN TURKEY: AN ANALYSE WITH ARDL MODEL An imporan facor which posiively affecs he performance of economic growh, paricularly in he long run, is healh. Raising he healh invesmen ogeher wih enhancing he qualiy in his field will lead o produciviy in he labor marke which in urn will have posiive impac on economic performance by increasing he average life span. In his sudy, he relaionship beween life expecancy and economic growh will be analyzed. The annual daa in beween years 980-005 is esed via ARDL model. According o he findings, here is a posiive relaion beween he life expecancy and economic growh in Turkey. Giriş İkisadi büyüme performansını özellikle uzun dönemde poziif yönde ekileyen en önemli fakörlerden biri, oralama yaşam beklenisinin uzunluğudur. Yaşam beklenisi ile ikisadi büyüme arasındaki ilişkileri araşıran birçok çalışmaya göre, yaşam beklenisi, yüksek ikisadi büyüme performansı ile ilinilidir. Ekonomik büyümenin yaşam beklenisini doğrudan ekilediğini kabul eden bu bakış açısına göre ikisadi büyüme oranı arıkça oralama yaşam süresi de uzar. Çünkü ikisadi büyüme oranının arması, gelir seviyesinin yanısıra, ükeim harcamalarının ve sağlık yaırımlarının armasına yol açar (Morand, 004). Gelişmiş ülkelerdeki oralama yaşam süresinin uzunluğu esas alındığında, bu görüşün haklılığı açıkça oraya çıkar. Son yıllarda gelir yaşam beklenisi şeklinde ifade edilen ilişkinin, aynı zamanda yaşam beklenisi gelir şeklinde de ifade edilebileceği hususuna dikka çekilmişir. Buna göre, gelir arışı oralama yaşam süresini poziif yönde ekilediği gibi oralama yaşam süresinin uzunluğu da gelir arışını poziif yönde ekiler. Oralama yaşam süresini belirleyen en önemli fakör sağlıkır. Sağlık harcamalarının arması ve kalieli sağlık hizmelerinin yaygınlaşması, oralama yaşam süresini ve dolayısıyla ikisadi büyümeyi poziif yönde ekiler. Doç.Dr. Kocaeli Üniversiesi İ.İ.B.F. İkisa Bölümü serdogan@kou.edu.r Yrd.Doç.Dr. Kocaeli Üniversiesi İ.İ.B.F. İkisa Bölümü All righ reserved by The JKEM 5

Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I Sağlıkaki olumlu gelişmelerin (oralama yaşam süresinin uzamasının) ikisadi büyüme üzerindeki olumlu ekilerinin nedenleri dör başlık alında oplanarak açıklanabilir (Bloom ve Canning 999, Scheffler, 004): Verimlilik: Sağlıkaki iyileşmeler emek verimliliğini doğrudan doğruya poziif yönde ekiler. Çünkü sağlıklı bireyler fiziksel olarak daha enerjik oldukları gibi zihinsel açıdan daha dinçirler. Eğiim: Sağlıkaki iyileşmeler nedeniyle oralama yaşam süresinin uzaması, bireyleri, becerilerini gelişirmek amacıyla gerçekleşirdikleri yaırım harcamalarını arırma yönünde güdüler. 3 Çünkü yaşam süresinin uzaması halinde, bireyler kendilerine yönelik yaırımların semeresini yıllarca alacaklarını öngörürler 4 (Kalemli Özcan, Şebnem Reyder, Harl, Weil ve David, 000). Yaşam süresinin uzaması nedeniyle eğiim seviyesinin yükselmesi, emek verimliliğinin ve dolayısıyla hasılanın armasına kakı sağlar. Fiziksel sermaye yaırımlarındaki arış: Yaşam süresinin uzaması bireyleri, ileriki yaşlarda yaşam sandarlarını korumak ve yükselmek amacıyla daha fazla çalışmaya ve göreli olarak daha çok asarruf emeye eşvik eder. Ekonomide asarruf mikarı arıkça ödünç verilebilir fon mikarı ve dolayısıyla yaırım harcamaları aracakır. Öe yandan sağlıklı ve eğiimli işgücünün arığı ülkeler, yabancı doğrudan yaırımlar için cazip hale gelirler. Demografik Kazanç: Sağlık harcamalarının arması ve sağlıkaki kalie iyileşmeleri, çocuk ve bebek ölüm oranının gerilemesine yol açar. Çocuk ve bebek ölüm oranının gerilemesi, insanların çocuksuz kalma kaygılarının azalmasına ve dolayısıyla doğum oranlarının gerilemesine yol açar. Doğum oranının gerilemesi, çocuk başına düşen kaynak mikarının armasına ve nüfusun sağlık ve eğiim düzeyinin yükselmesine yol açar. Bu süreç, demografik dönüşüm kavramı ile ifade edilir. Daha sağlıklı nesillerin yeişirilmesi, çalışma çağındaki nüfusun hem sayıca armasına hem de nieliksel açıdan iyileşmesine poziif kakı sağlar. Verimlilik arışı açısından olumlu bir gelişme olarak değerlendirilen bu durum, nihai olarak ulusal gelir üzerinde olumlu ekiler doğurur. Sağlıkaki poziif gelişmelerin oralama yaşam süresinin uzamasına yol açarak, yaşlı nüfusun armasına neden olabileceği düşünülebilir. Ancak unumamak gerekir ki, uzun yaşama beklenisine sahip bireylerin yaşam boyu eğiim ilkesine uygun davranmaları halinde elde eikleri bilgi birikiminden genç nüfusun eğiim sürecinde yararlanılabilir. Öe yandan, uzun dönem yaşam beklenisine sahip bireyler fiziksel ve zihinsel sağlıklarına daha fazla önem verdikleri gibi eğiime de göreli olarak daha fazla önem verirler. Bu davranış eğilimine sahip bireylerin kendi yaşam felsefesine uygun bireyler yeişirme çabaları, en nihai olarak genel verimlilik oranının armasına yol açar. Bu genel açıklamalardan sonra çalışmanın iki bölümden meydana geldiğini belirelim. Birinci bölümde lieraür araşırması üzerinde durulmuş, ikinci bölümde ise, ampirik analize yer verilmişir.. Lieraür Araşırması Yaşam beklenisi ile ikisadi büyüme arasındaki ilişkinin araşırılması, birçok ikisaçının dikkaini çekmişir. Çalışmanın bu bölümünde, örnek bazı çalışmaların bulgularına yer verilecekir. 3 de la Croix ve Licandro, eğiim süresi ile yaşam beklenisi arasında poziif bir ilişkinin varlığını, 999 yılında yayınlanan çalışmalarında gösermişlerdir. Çalışmada, eğiimin opimal süresinin sapanmasında yaşam beklenisinin asli bir role sahip olduğu belirilmişir. Bkz. (Croix D. de la ve Licandro,999). 4 Climen, ve Doménech, kısa yaşam beklenisine sahip bireylerin, uzun yaşam beklenisine sahip bireylere göre geirisinden göreli olarak kısa süre yararlanabileceklerini düşündüklerinden dolayı, eğiime ömürlerinden ayırdıkları süreyi kısmayı ercih eiklerini belirmişir (Climen, ve Doménech, 006). Tüm hakları dergiye aiir 6

The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring (Bloom, Canning, ve Sevilla, 00), sağlıkaki olumlu gelişmelerin, oplam hasıla üzerinde isaisiki olarak kayda değer düzeyde poziif ekiler doğurduğunu ileri sürmüşlerdir. Yaşam beklenisinde sağlanan bir yıllık iyileşmenin hasılada yüzde dörlük bir arış sağladığını ifade emişlerdir. Bloom, Canning ve Sevilla nın çalışmasında 04 ülkenin 960 990 dönemine ilişkin verileri kullanılmışır. Yazarlar, yaşam beklenisindeki iyileşmelerin hasıla üzerindeki poziif ekisinin göreli olarak yüksek olmasını, sağlık hizmelerini iyileşirmeye yönelik harcama arışının emek verimliliği üzerindeki poziif ekisinin daha iyi anlaşılması açısından anlamlı olduğunu vurgulamışlardır. (McDonald ve Robers, 00), 77 ülkenin 960-989 dönemine ai verilerini kullandıkları çalışmalarında elde eikleri bulgular, doğumda yaşam beklenisinin ikisadi büyüme oranını olumlu yönde ekilediğini oraya koymuşur. Bu sonuç, ikisadi büyüme performansı açısından sağlığın önemini açıklamakadır. (Mayer, 00), 8 Lain Amerika ülkesinin 950 990 dönemine ai verilerini kullanarak yapıkları çalışmada, sağlıkan gelire doğru güçlü bir nedensellik ilişkinin varlığını oraya koymuşlardır. Çalışmada yaş ve cinsiye guruplarının hayaa kalma olasılığı (yaşam beklenisi), sağlık gösergesi olarak kabul edilmiş ve 50 70 yaş grubundaki insanların sağlığındaki iyileşmelerin gelir büyümesine önemli ölçüde kakı yapabileceği şeklinde ilginç bir bulguya ulaşıldığı ifade edilmişir. Öe yandan Lain Amerika da yeişkin ve yaşlı insanların sağlığındaki iyileşmelerin, %0.8 ve %.5 oranında ikisadi büyümeyi arırdığı ileri sürülmüşür. Bu sonuç, sağlıkaki iyileşmelerin doğrudan doğruya verimliliği, eğiimdeki verimliliği ve yaırım mikarını, kadın nüfusun çalışma hayaına kaılım oranını arırdığı, diğer arafan sağlık sorunlarından kaynaklanan ekonomik yükü azalığı görüşüne dayandırılmışır. (Chakrabory, 004), 95 ülkenin 970-990 dönemine ai verilerini kullandığı çalışmada, yaşam beklenisinin büyüme performansını poziif yönde ekilediğini sapamışır. Chakrabory, sürdürülebilir büyüme oranının yakalanması için, sağlık harcamalarının ön koşul olduğunu belirmişir. Ayrıca, ölüm oranının yüksek olduğu ülkelerde yaşam süresinin göreli olarak kısa olmasının, yaırım ve asarruf eğilimini negaif yönde ekilediğini vurgulamışır. (Bhargava, vd., 00), 9 ülkenin 965-990 dönemine ai verilerini kullandıkları çalışmada, düşük gelirli ülkelerde, sağlık gösergelerinden biri olarak kabul edilen yeişkinlerin hayaa kalma oranının GSYİH büyüme oranını poziif yönde ekilediğine ilişkin bulgular elde edilmişir. (de la Croix ve Licandro, 999), yaşam beklenisinin büyüme üzerinde, göreli olarak kısa yaşam beklenisine sahip ülkelerde poziif, ileri derecede gelişmiş ülkelerde ise negaif ekiye yol açığını ifade emişir. Öe yandan uzun yaşamın büyüme üzerindeki poziif ekisinin çalışan nüfusun oralama yaşındaki arış ile dengelendiğini belirilmişir. (Zhang ve Zhang, 005), 76 ülkenin 960 989 dönemine ai verilerin kullandıkları çalışmada, yaşam beklenisinin ikisadi büyüme ve deerminanlarını nasıl ekilediğini araşırmışlardır. Elde edilen sonuçlara göre yaşam beklenisi, ora öğreime kayı oranı ve büyüme üzerinde poziif, doğum oranı üzerinde ise negaif bir ekiye sahipir. Çalışmada, yaşam beklenisinin söz konusu ekilerinin yüksek yaşam beklenisine sahip ülkelerde daha zayıf olduğu ileri sürülmüşür. Ayrıca, birçok gelişmeke olan ülkede, yaşam beklenisinin düşük olduğu ve dolayısıyla yaşam beklenisini arırma çabalarının ekonomik büyümeyi olumlu yönde, doğum oranını ise düşüş yönünde ekileyeceği vurgulanmışır. Zhang ve Zhang ın Lee ile birlike yapıkları çalışmada da, yaşam beklenisindeki arışın (ölüm oranındaki düşüş) üçüncü dünya ülkelerinde büyüme oranını arırdığını, buna karşın çoğu sanayi oplumlarında (uzun yaşam beklenisine sahip oplumlarda), büyüme oranını All righ reserved by The JKEM 7

Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I azalığını ileri sürmüşlerdir Zhang, Zhang ve Lee, 003). Benzer bir sonuca Tabaa da ulaşmışır. Tabaa çalışmasında yaşam beklenisinin büyüme üzerinde, yaşam beklenisinin göreli olarak düşük olduğu ülkelerde poziif, göreli olarak yüksek olduğu ülkelerde ise negaif ekiye sahip olduğunu gösermişir. (Tabaa, 005). Boucekkine, Croix. ve Licandro, çalışmalarında, yaşam beklenisinin belirli bir eşik değere kadar kişi başına düşen gelir büyümesini poziif yönde, söz konusu eşik değer aşıldıkan sonra negaif yönde ekileyeceğine ilişkin bulgulara ulaşmışlardır. Yaşam beklenisi ile büyüme arasındaki negaif ilişkinin iş gücünün yaşlanmasından kaynaklandığı ileri sürülmüşür (Boucekkine, de la Croix ve Licandro, 00). Eşik değer vurgusunu, Echevarría da yapmışır. Echevarría, yaşam beklenisinin belirli bir eşik değere ulaşığında, göreli olarak yüksek yaşam beklenisinin düşük büyüme oranına eşlik edeceğini ifade emişir (Echevarría, 004)..Kullanılan Yönem ve Veriler Zaman serilerinin çoğunlukla durağan olmadığı gerçeği dikkaleri birim kök eslerine yönelmişir. (Dickey ve Fuller 979,98) arafından gelişirilen DF (Dickey-Fuller), ADF (Genişleilmiş Dickey Fuller) ve (Phillips ve Peron 988) esleri ile serilerin hangi ürden rende sahip olduğu belirlenmekedir. Eğer seri, deerminisik sürece sahipse rendden arındırılmaka, sokasik sürece sahip ise fark alınarak durağanlaşmakadır. (Granger ve Newbold 974) arafından ele alındığı gibi, makro ekonomik serilerin çoğunlukla orak rend içermesi, seriler arasında gerçeke var olmayan sahe ilişkilerin oraya çıkmasına neden olmakadır. Durağan olmayan seriler arasında kurulan bir ilişki, sahe (spurious) regresyona yol açarak, yüksek R, yüksek isaisikleri ve düşük Durbin-Wason (DW) isaisik değerleri ile yapay olarak şişkin ve aslında geçersiz es isaisiklerine ulaşılmasına olanak anımakadır. Benzer sonuçlar (Granger, Hyung ve Jeon, 00) arafından ooregresif ve harekeli oralama sürecine ilişkin seriler için de elde edilmişir. Gözlem sayısından bağımsız olarak yüksek isaisikleri elde edilmeke ve poziif ookorelasyonla karşılaşılmakadır. Sözü edilen bu sakıncaları gidermek için, serilerin farklarının alınması ya da renen arındırılması, uzun dönem bilgisinin kaybolmasına sebep olmaka ve ancak kısa dönem bilgilerinin elde edilmesine izin vermekedir. (Granger,98) ve (Engle ve Granger, 987), bu gerçeklerden yola çıkarak hem sahe regresyon problemini aşmak, hem de uzun dönem bilgilerini de kullanabilmek için koinegrasyon yönemini önermişir. (.) eşiliğinde olduğu gibi, iki değişkenin yer aldığı bir model düşünüldüğünde, her iki değişkenin de durağanlık merebesi aynı ise [X ~ I(), Y ~ I()], değişkenler arasında koinegrasyon araşırması yapılabilir. Serilerin düzey değerlerinin regresyon modelinde kullanılması ile elde edilen haa erimi durağan ise [u ~ I(0)], (.) eşiliğine ulaşılır. ΔY = αδx + β + e ( y ax ) (.) Eşilike β kasayısının isaisiki olarak anlamlı olması önemlidir. Haa erimi durağan bulunmaz ise, bir diğer deyişle durağanlık merebesi modelde yer alan değişkenlerin durağanlık merebesi ile aynı ya da daha büyükse, seriler arasında koinegrasyon ilişkisi aranamaz. e = y βx ~N(0,) durumunda haa eriminin durağanlık merebesi I(0) olacakır. Bu duruma ilişkin emel hipoez; Tüm hakları dergiye aiir 8

The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring H :e, birim köke sahipir, dolayısıyla x ve y koinegre değildir, 0 şeklinde belirlenerek, x ve y arasında koinegre ilişkisi olduğu yönündeki alernaif hipoeze karşı sınanır (Maddala,99:598). Eğer ikiden fazla sayıda değişken arasında uzun dönem ilişkisi araşırılıyorsa, Engle-Granger yönemi, işleyişinde birakım güçlükler ve eksiklikler barındırmakadır. Bu eksiklikleri gidermek üzere (Johansen,988), (Sock ve Wason, 988) ve (Johansen ve Juselius,990), koinegrasyonu sağlayan vekörlerin ahmininin En Çok Benzerlik yönemi ile hesaplanmasına yönelik Johansen Koinegrasyon Yönemi ni öne sürmüşlerdir. Johansen yönemi, Dickey-Fuller yöneminin genelleşirilmiş bir göserimidir: X = Π X +... + Π k X k + e, =,,..., (.) Burada X, geçmiş değerleri ile ifade edilen değişkenler vekörünü simgelemekedir. Bu göserim, değişkenlerin VAR modeli ile geçmiş dönem değerleri ile ifade edilmesidir. Modeli harekeli oralama göserimi ile ifade eiğimizde, aşağıdaki eşiliğe ulaşılır. A( e) = I Π e... Π (.3) A marisinin rankı r, koinegre vekör sayısını vermekedir ve eşiliklerdeki p boyulu değişken vekörünün en fazla bir eksiği kadar (r<p) olabilir. Haa erimi e ise, beyaz gürülü sürecine sahipir. A( e) e= = Π = I Π... Π k, (.4) ' Π = αβ ' ' П kasayılar marisi (pxr) boyulu α ve β marislerinin çarpımıdır. α, ayarlama hızı, β ise, sahip olduğu saır sayısının koinegre vekör sayısına eşi olduğu, en çok benzerlik ahmini ile elde edilen marisir. Koinegrasyon (Eşbüünleşme) Yönemi nin uygulanabilmesi için serilerin aynı merebeden durağan olmaları gerekmeke, düzeyde durağan seriler için ise Sandar VAR Yönemi uygulanmakadır. Oysa ele alınan değişkenlerin durağanlık merebeleri farklı olduğunda ise yönem geçersiz kalmakadır. Değişkenlerin aynı merebeden durağan olmayıp, bazılarının birinci fark, bazılarının ise düzeyde durağan olmaları durumunda koinegrasyon yönemi kullanılamamakadır. Sözü edilen güçlüğü beraraf emek üzere (Pesaran ve Shin, 997) arafından oraya konan ARDL (Auoregressive Disribued Lag) Yönemi, sisemde yer alan değişkenlerin birim kök içerip içermedikleri bilgisine gerek kalmadan kullanılan bir yönemdir. Sınır (Bound) Tesi olarak da bilinen yönem, değişkenlerin bazılarının düzey, bazılarının birinci merebeden durağan olmaları durumunda kullanılmaka ve (Engle ve Granger, 987) ın oraya koyduğu yöneme benzer şekilde iki aşamada uygulanmakadır. İlk aşamada değişkenlerin farklarına ilişkin gecikmelere ve düzey değerlerinin ilk gecikmeli değerlerine yer verilmeke, ayrıca, sandar F esi ile bu eşilike uzun dönem ilişkinin varlığı es edilmekedir. ARDL modelini, ele aldığımız değişkenler açısından oluşurursak, aşağıdaki eşiliğe ulaşırız: m i= i m Δy = α + β Δy + β Δx + β y + β x + e (.5) i= i (.5) eşiliğinde sınanacak emel hipoez; H o : β3 = β4 = 0 şeklindedir. Serilerin büünü için AIC ve SC krierlerinin gözeilmesiyle bulunacak gecikme seviyesinin (m) ele alınması ile oluşurulan modelde, ookorelasyonun olmadığı kararına varıldıkan sonra, ilgili hipoezin es edileceği kriik değerler, (Pesaran, 00) arafından verilmişir. Sabi ve deerminisik rendin varlığına ve gerek sabi gerekse rend üzerine konulan kısılamalara göre farklı ablo değerleri kullanılmakadır. Hesaplanan F isaisiği, kriik al ve üs değerlerin üzerinde ise k e k 3 4 All righ reserved by The JKEM 9

Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığına, al limi değerin alında ise uzun dönemli ilişkinin yokluğuna karar verilmekedir. Şaye hesaplanan isaisik, iki değerin arasında kalıyor ise, bir karara varılamamakadır. Değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığına karar verilirse, uzun ve kısa dönem paramereleri hesaplanmaka ve yorumlanmakadır. Uzun dönemli ilişki; y m m = + βy i + βx + i= i= α e (.6) eşiliği ile elde edilmekedir. İlgili gecikme yapıları, Granger nedensellik esinde yapıldığı gibi, önce bağımlı değişken için AIC ve SC krierlerine göre sapanacak uygun gecikmenin ardından diğer bağımsız değişkenlerin sırayla regresyona kendi gecikmeleri ile koşulması sonucu bulunmakadır. Bu şekilde her değişken için ayrı gecikme yapısı kullanılabilmekedir. Ardından kısa dönemli ilişki ahmin edilirken, uzun dönem ilişkisinden elde edilen haa eriminin bir dönem gecikmeli değeri kullanılmakadır. Δy m m = + βδy i + βδx i + β3e + i= i= α e (.7) (.7) eşiliğinde, uzun dönem eşiliğinden elde edilen ve kısa dönemdeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönemde giderileceğini ifade eden haa eriminin gecikmeli değerine ilişkinin kasayısının isaisiki olarak anlamlı ve negaif olması beklenir. Çalışmada ARDL modeli için kullanılan veriler 980-005 dönemine ilişkin yıllık verilerdir. Modelde kullanılacak değişkenler, yaşam beklenisi (life expecancy) (X), reel GSMH (X), sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı (X3)dır. Veriler Human Developmen Repor (00, 004), Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası, Devle Planlama Teşkilaı inerne adreslerinden emin edilmişir. 3. Ampirik Sonuçlar Analiz üç adımdan oluşmakadır. İlk önce yaşam beklenisi (life expecancy) ile GSMH arasındaki ilişki, ardından yaşam beklenisi ve sağlık harcamaları arasındaki ilişki ve son olarak GSMH ile sağlık harcamaları arasındaki uzun dönemli ilişki araşırılacakır. 3.. Yaşam Beklenisi ve GSMH Arasındaki İlişki Sınır esinin uygulanmasında ilk adım, değişkenler için orak gecikme uzunluğunun belirlenmesidir. Bu amaçla kullanılan kriik değerler, Akaike ve Schwarz Bilgi Krieri (AIC ve SC) dir. Uygun gecikmenin espiinin ardından, ilgili gecikmede ookorelasyon sorununun bulunmaması da gereklidir. Tablo : Sınır Tesi İçin Gecikme Sayısının Tespii m(gecikme) AIC SC 0.539* 0.5484* 0.3747 0.7697 3 0.4694 0.9653 4 0.548.45 *En düşük AIC ve SC değerleri birinci gecikmede elde edilmişir. İlgili gecikmede Breusch-Godfrey LM esinin değeri.365, χ kriik değerden küçük olduğu için, ookorelasyon olmadığı kararına varılmışır. Tüm hakları dergiye aiir 30

The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring ARDL modelinin ahmininde kullanılacak gecikmeye ve bu gecikmede ookorelasyon olmadığına karar verildiken sonra, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını araşırmak üzere F esi isaisiğine başvurulmakadır. (.5) eşiliğinde β = β 0 hipoezi sınanarak, uzun dönemli ilişkinin mevcu olup olmadığına karar verilecekir. 3 4 = Tablo : F İsaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılması k F İsaisiği Kriik Değerler Al Sınır Üs Sınır 7.47 6.56 7.30 k, modelde yer alan bağımsız değişken sayısıdır. Kriik değerler Pesaran vd. (00) Tablo C.v:Case V den alınan %5 haa payına ilişkin değerlerdir. Hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üsünde yer aldığı için, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. 3... Uzun Dönemli İlişki Uzun dönemli ilişkiyi araşırmak üzere kullanılacak model (.) eşiliğidir. Modelde sadece uzun dönem kasayılarına yer verilmeke ve kasayıların anlamlılığı incelenmekedir. Modelin ahmininden elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: Tablo 3:ARDL (,) Modeli sonuçları ve Uzun Dönem Kasayıları Bağımlı değişken x (GSMH) Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) X(-) 0.49093.3973[.06] X 7.3978 4.500[.000] X(-) -7.765-3.7944[.00] C.986.5734[.3] T 0.0093806 4.77[.00] Uzun Dönem Kasayıları X 0.43479 0.487[.84] C 3.8945.56 [.74] Trend 0.0847 3.7456 [.00] R = 0.9885, Düzelilmiş R = 0.98578, DW isaisiği =.046, F isaisiği = 46,9946 Breusch-Godfrey Ookorelasyon Tes İsaisiği() = 0.36346(0.554), Jarque-Bera Normallik Tesi () =.806(0.554), WhieHeeroskedasisie Tesi ()=.5765(0.) *Paranez içindeki değerler, isaisiklere ilişkin olasılık değerlerini ifade emekedir. Tablo 3 de verilen uzun dönem kasayıları incelendiğinde, doğuşa yaşam beklenisinin, GSMH üzerinde ekisi poziif, ancak isaisiki olarak anlamlı gözükmemekedir. Uzun dönemli ilişki incelendiken sonra, seriler arasında kısa dönemli ilişki gözlenecekir. 3... Kısa Dönemli İlişki (.6) eşiliğinden elde edilen haa düzelme kasayısı (uzun dönem ilişkisinden elde edilen haa erimleri serisinin bir dönem gecikmeli değeri) anlamlılığı, kısa dönemdeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönemde düzelileceğini göserir. Bu kasayının işareinin negaif ve isaisiki olarak anlamlı olması beklenir. Kısa dönemli analizden elde edilen sonuçlar Tablo 4 deki gibidir: All righ reserved by The JKEM 3

Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I Tablo 4: ARDL (,) Yaklaşımına Dayalı Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) dx 7.3978 4.500[.000] dc.986.5734[.3] dt 0.0093806 4.77[.000] ecm(-) -0.50907 -.4859[.0] R =0,6070, Düzelilmiş R =0,585 F isaisiği (p olasılığı)= 0.30[.000] DW isaisiği =.046 Tablo 4 den elde edilen sonuçlara göre, haa düzelme kasayısının değeri negaif ve isaisiki olarak anlamlıdır. Kısa dönemle uzun dönem arasındaki dengesizlik dönem sonunda yaklaşık %50 oranında giderilecekir. Doğuşa yaşam beklenisi ile GSMH arasındaki ilişki poziif ve anlamlı olarak elde edilmişir. Bağımlı değişkene göre normalleşirme neicesinde elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: X = 3.8945*C +0. 0847*T+0.43479*X (3.) Eşiliğe göre, doğuşa yaşam beklenisinde sağlanacak % lik gelişme, GSMH değişkenini %0.43 lük bir arış yaraacakır. 3.. Doğuşa Yaşam Beklenisi ve Sağlık Harcamaları Arasındaki İlişki Sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı ile doğuşa yaşam beklenisi arasındaki uzun dönemli ilişkinin incelenmesi amacıyla, öncelikle seriler için uygun gecikme belirlenecekir. Bu çerçevede AIC ve SC değerleri kullanılacakır. Tablo 5: Sınır Tesi İçin Gecikme Sayısının Tespii m(gecikme) AIC SC -0.6-9.97-0.44-0.04 3-0.90-0.4 4 -.00* -0.4* *En düşük AIC ve SC değerleri dördüncü gecikmede elde edilmişir. İlgili gecikmede Breusch-Godfrey LM esinin değeri.843, χ kriik değerden küçük olduğu için, ookorelasyon olmadığı kararına varılmışır. ARDL modelinin ahmininde kullanılacak gecikmeye ve bu gecikmede ookorelasyon olmadığına karar verildiken sonra, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını araşırmak üzere F isaisiğine başvurulmakadır. (.5) eşiliğinde β 3 = β 4 = 0 hipoezi sınanarak, uzun dönemli ilişkinin mevcu olup olmadığına karar verilecekir. Tablo 6: F İsaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılması k F İsaisiği Kriik Değerler Al Sınır Üs Sınır 68.6 6.56 7.30 k, modelde yer alan bağımsız değişken sayısıdır. Kriik değerler (Pesaran vd.,00) Tablo C.v:Case V den %5 haa payına ilişkin değerlerdir. Hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üsünde yer aldığı için, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Tüm hakları dergiye aiir 3

The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring 3... Uzun Dönemli İlişki Uzun dönemli ilişkiyi araşırmak üzere kullanılan modelin ahmininden elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: Tablo 7:ARDL (,4) Modeli sonuçları ve Uzun Dönem Kasayıları Bağımlı değişken x(doğuşa yaşam beklenisi) Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) X(-) 0.8350 45.7654 [.000] X3 0.004454 8.6744 [.000] X3(-) -0.003397-4.88 [.000] X3(-) 0.5899E-3 0.9007[.38] X3(-3) 0.8003E-3.446 [.70] X3(-4) 0.007786.8805 [.0] C 0.8836 9.0357 [.000] Uzun Dönem Kasayıları X3 0.0568 7.9646 [.000] C.7478 57.99 [.000] R = 0.9964, Düzelilmiş R = 0.9949, DW isaisiği =,9050, F isaisiği = 694.488[.000] Breusch-Godfrey Ookorelasyon Tes İsaisiği =.0994[.76], Jarque-Bera Normallik Tesi () =.596[.944], WhieHeeroskedasisie Tesi ()= 5.059[.05]) *Paranez içindeki değerler, isaisiklere ilişkin olasılık değerlerini ifade emekedir. Tablo 7 de verilen uzun dönem kasayıları incelendiğinde, sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı, yaşam beklenisi üzerinde uzun dönemde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Uzun dönemli ilişki incelendiken sonra, seriler arasında kısa dönemli ilişki gözlenecekir. 3... Kısa Dönemli İlişki Seriler arasındaki kısa dönemli ilişkiye ilişkin sonuçlar Tablo 8 de yer almakadır. Tablo 8: ARDL (,4) Yaklaşımına Dayalı Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) dx3 0.004454 8.6744 [.000] dx3(-) -0.003687-5.4650[.000] dx3(-) -0.005788-3.9805[.00] dx3(-3) -0.007786 -.8805[.0] dc 0.8836 9.0357[.000] ecm(-) -0.6499-9.047[.000] R =0,93, Düzelilmiş R =0,87585 F isaisiği (p olasılığı)= 30.893[.000] DW isaisiği =.9050 Haa düzelme kasayısı negaif ve anlamlıdır. Bu sonuca göre, kısa dönem ile uzun dönem arasındaki dengesizlik bir dönem sonunda %6 oranında giderilecekir. All righ reserved by The JKEM 33

Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I Bağımlı değişkene göre normalleşirme neicesinde elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: X=.7478*C +0.0568*X3 (3.) (3.) eşiliğine göre, sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı birim ararsa, doğuşa yaşam beklenisi % 0.57 kadar aracakır. 3.3. Sağlık Harcamaları ile GSMH Arasındaki İlişki Bu bölümde büyüme oranı ile sağlık alanında yapılan harcamalar arasındaki ilişki, bu ilişkinin yönü ve ilişkinin uzun dönemli olup olmadığı incelenmekedir. Tablo 9: Sınır Tesi İçin Gecikme Sayısının Tespii m(gecikme) AIC SC 0.6358* 0.9794* 0.70.49 3 0.73.70 4 0.950.607 *En düşük AIC ve SC değerleri birinci gecikmede elde edilmişir.breusch-godfrey esi.099(0944) olarak elde edilmişir. ARDL modelinin ahmininde kullanılacak gecikmeye ve bu gecikmede ookorelasyon olmadığına karar verildiken sonra, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını araşırmak üzere F isaisiğine başvurulmakadır. Tablo 0: F İsaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılması k F İsaisiği Kriik Değerler Al Sınır 8.8 6.56 7.30 Üs Sınır k, modelde yer alan bağımsız değişken sayısıdır. Kriik değerler Pesaran vd. (00) Tablo C.v:Case V den %5 haa payına ilişkin değerlerdir. Hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üsünde yer aldığı için, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. 3.3.. Uzun Dönemli İlişki Uzun dönemli ilişkiyi araşırmak üzere kullanılan modelin ahmininden elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: Tüm hakları dergiye aiir 34

The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring Tablo :ARDL (,0) Modeli sonuçları ve Uzun Dönem Kasayıları Bağımlı değişken x3(sağlık harcamaları) Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) X3(-).57788 5.676[.000] X.60 4.6993[.000] C -53.4400-4.64[.000] T -.9-4.570[.000] Uzun Dönem Kasayıları X 7.577 3.350[.003] C -6.598-3.4[.004] T -.4554-3.396[.004] R = 0.7567, Düzelilmiş R = 0.769, DW isaisiği =,7094, F isaisiği =.88[0.000] Breusch-Godfrey Ookorelasyon Tes İsaisiği =.67[0.4], Jarque-Bera Normallik Tesi () =.0876[.58], WhieHeeroskedasisie Tesi ()= 0.630[.608] *Paranez içindeki değerler, isaisiklere ilişkin olasılık değerlerini ifade emekedir. Tablo de verilen uzun dönem kasayıları incelendiğinde, GSMH sağlık harcamaları üzerinde uzun dönemde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Uzun dönemli ilişki incelendiken sonra, seriler arasında kısa dönemli ilişki gözlenecekir. 3.3.. Kısa Dönemli İlişki Seriler arasındaki kısa dönemli ilişkiye ilişkin sonuçlar Tablo de yer almakadır. Tablo : ARDL (,0) Yaklaşımına Dayalı Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) dx.60 4.6993[.000] dc -53.4400-4.64[.000] dt -.9-4.570[.000] ecm(-) -.4-3.7748[.00] R =058835, Düzelilmiş R =0,5955 F isaisiği (p olasılığı)= 0.0049[.000] DW isaisiği =.7094 Haa düzelme kasayısı negaif ve anlamlıdır. Bu sonuca göre, kısa dönem ile uzun dönem arasındaki dengesizlik bir dönem sonunda % 4 oranında giderilecekir. Bağımlı değişkene göre normalleşirme neicesinde elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: X3= 6.598*C +0.4554*T+7.577*X (3.3) (3.3) eşiliğine göre, GSMH da sağlanacak% lik arış, sağlık harcamalarında 0.75 birim kadar bir arış yaraacakır. All righ reserved by The JKEM 35

Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I SONUÇ Çalışmadan elde edilen bulgulara göre, sağlık harcamalarından yaşam beklenisine, yaşam beklenisinden büyümeye ve büyümeden sağlık harcamalarına doğru uzun dönemli ilişki gözlenmekedir. Sağlık alanındaki iyileşmenin oralama yaşam süresinin ve dolayısıyla gelir düzeyinin armasına yol açması, poliika yapıcıların göz önüne alması gereken bir gelişmedir. Bu Çerçevede, bebek ve çocuk ölüm oranının düşürülmesi, kişi başına düşen sağlık hizmelerinin mikar ve kalie açısından iyileşirilmesine dönük poliikalar uygulanmalıdır. Bu ür poliikalar, beşeri sermaye gücünü poziif yönde ekiler. Beşeri sermaye gücünde poziif gelişmeler, ekonomide genel verimlilik düzeyinin yükselmesine kakı sağlayarak uzun dönem büyüme performansını arırır. Tüm hakları dergiye aiir 36

The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring Kaynakça: Bhargava, A., Jamison, D. T., Lau, L ve Murray, C.J.L. (00), Modeling he Effecs of Healh on Economic Growh, Journal of Healh Economics, 43 40. Bloom, D.E., Canning, D. ve Sevilla, J.(00), The Effec of Healh on Economic Growh: Theory and Evidence, NBER Working Paper Series, No. 8587, -6. Bloom D. E. and Canning D. (999), The Healh and Wealh of Naions, Science, 87, (5456), 000), 07-09. Boucekkine, R., Croix. D. de la ve Licandro O. (00), Vinage Human Capial Demographic Trends and Endogenous Growh, Journal of Economic Theory, 04, (), 340-75. Climen, A.C. ve Doménech, R. (006), Human Capial Inequaliy Life Expecancy and Economic Growh, Insiue of Inernaional Economics, Universiy of Valencia Working Papers, No:0604, -3. Chakrabory, S. (004), Endegoneous Lifeime and Economic Growh, Journal of Economic Theory, 6, 9-37. de la Croix D. and Licandro, Omar (999), Life Expecancy and Endogenous Growh, Economics Leers, 65, 55-63. Dickey, D.A. and Fuller, W.A. (979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of American Saisical Associaion, 74, 47-43. Dickey, D.A. and Fuller, W.A. (98), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series Analysis wih a Uni Roo, Economerica, 49,057-07. Engle R.F., Granger C.W.J. (987): Co-Inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion,and Tesing, Economerica, 55, (), 5-76. Echevarría, C.A. (004), Life Expecancy, Schooling Time, Reiremen, and Growh, Economic Inquiry, 4, (4), 60-7. Granger, C.W.J.(98), Some Properies of Time Series Daa and Their Use in Economeric Model Specificaion, Journal of Economerics, 6, -30. Granger, C.W.J., Hyung, N. and Jeon, Y. (00), Spurious Regressions wih Saionary Series, Applied Economics, 33, 899-904. Granger, C.W.J. and Newbold, P.(974), Spurious Regressions in Economics, Journal of Economerics,, -0. Johansen, S.(988): Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol,, 3-54. Johansen S. and Juselius K. (990): Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion-wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisic, 5, (), 69-0. Kalemli Özcan, Şebnem Reyder, Harl E. ve Weil, David N. (000), Moraliy Decline Human Capial Invesmen and Economic Growh, Journal of Developmen Economics, 6, -3. Maddala, G.S. (99),Inroducion o Economerics, Macmillan Publishing Company, New York. Mayer, D. (00), The Long-Term Impac of Healh on Economic Growh in Lain America, World Developmen, 9, (6), 05-33. McDonald, S. ve Robers, J. (00), Growh and Muliple Forms of Human Capial in an Augmened Solow Model: A Panel Daa Invesigaion, Economics Leers, 74, 7-76. Morand, O.F. (004), Economic Growh Longeviy and he Epidemiological Transiion, The European Jounal of Healh and Economics, 5, (), 66 74. Pesaran, H.M., Shin Y. ve Smih R.J. (00): Bounds Tesing Approach o he Analysis of Level Relaionships, Journal of Applied Economerics,6, (3), 89-36. Pesaran, H.M., Shin Y. (995): An Auoregressive Disribued Lag Modelling Approach o Coinegraion Analysis, DAE Working Paper, No:954, Deparmen of Applied Economics, Universiy of Cambridge. Phillips, P., C., B. and Peron, P. (988), Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, 75, (), 335-346. All righ reserved by The JKEM 37

Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I Sock, J. H. and Wason, M. W. (988), Tesing for Common Trends, Journal of he American Saisical Associaion, 83,.097-07. Scheffler, R.M. (004), Healh Expendiure and Economic Growh: An Inernaional Perspecive, Occasional Papers on Globalizaion,, (0), Universiy of Souh Florida, 9. Tabaa, K. (005), Populaion Aging, he Coss of Healh Care for he Elderly and Growh, Journal of Macroeconomics, 7, (3), 47-93. Zhang, J. ve Zhang, J. (005), The Effec of Life Expecancy on Feriliy, Saving, Schooling and Economic Growh: Theory and Evidence, Scandinavian Journal of Economics, 07, (), 45-66. Zhang, J. ve Zhang, J. and Lee, R. (003), Rising Longeviy Educaion Savings and Growh, Journal of Developmen Economics, 70, 83-0. Tüm hakları dergiye aiir 38