C.Ü. İkisadi ve İdari Bililer Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 21 193 TÜRKİYE DE KONSOLİDE BÜTÇE AÇIKLARIYLA-İÇ BORÇLANMA FAİZ ORANLARI ARASINDAKİ İLİŞKİ: EKONOMETRİK BİR ANALİZ 1 Osan PEKER * ve Yasin ACAR ** Öze Bu çalışada Türkiye de iç borçlana faiz oranlarıyla konsolide büçe açıkları arasındaki ilişki, eş-büünleşe yönei yardııyla, 1992:1-25:12 dönei aylık verileri kullanılarak analiz edilişir. Çalışanın apirik bulgularına göre, uzun dönede iç borçlana faiz oranlarıyla konsolide büçe açıkları arasında doğrusal bir ilişki oraya çıkışır. Kısa dönede ise, faiz oranlarıyla büçe açığı arasındaki ilişki anlalı çıkaışır. Modelin haa düzele eriinin -.611 çıkası, kısa döne sapalarının her döne %61 oranında uzun döne denge düzeyine yakınlaşacağı anlaına gelekedir. Anahar Kelieler: Türkiye, Büçe Açığı, Faiz Oranı The Relaionship Beween Consolidaed Budge Deficis and Ineres Raes By Securiies In Turkey: Econoeric An Analysis Absrac In his paper, he relaionship beween he ineres raes by securiies and consolidaed budge deficis in Turkey is analyzed by co-inegraion ehod for he period fro 1992:1-25:12. The epirical evidence of he sudy suggess ha here is a linear relaion beween he ineres raes by securiies and consolidaed budge deficis in he longrun. Bu he relaion is no significan beween ineres raes by securiies and curren accoun defici in he shor-run. The error- correcion er of he odel s being -.611 shows ha, shor-run deviaions are in accord wih convergence oward long-run equilibriu 61% a every period. Keywords: Turkey, Budge Deficis, Ineres Rae 1 Bu çalışa, 11-12 Eylül 28 arihinde İzir de düzenlenen 1.Ulusal Yönei ve Ekonoi Bilileri Konferansı nda sunulan bildirinin düzeliliş ve gözden geçiriliş enidir. * Yrd.Doç.Dr. Adnan Menderes Üniversiesi, Nazilli İİBF İkisa Bölüü, Aydın. ** Araş.Görv. Adnan Menderes Üniversiesi, Nazilli İİBF., Maliye Bölüü, Aydın. Dergiye Kabul: Şuba 29 Yayına Kabul: Aralık 29
194 PEKER ve ACAR GİRİŞ Devlein belli bir dönede büçe giderleri ile büçe gelirleri arasındaki farkın giderler lehine oluşan kısı olarak ifade edilen büçe açıkları, gerek gelişiş gerekse gelişeke olan ülkelerde farklı boyularda olak üzere ekonoik ve ali bir sorun olarak görülekedir. Büçe açıkları, gelişiş ülkelerden çok, gelişeke olan ülkeler açısından düşünüldüğü zaan nieliği daha farklı ve sonuçları daha ağır olarak kendini hisseirekedir. Gelişiş ülkelerde dış borçlananın aşırı boyularda olaası, dış borç geri ödeelerinin büçeye yük oluşurasını engelleekedir. Bunun yanı sıra, gelişeke olan ülkelerden farklı olarak gelişiş ülkelerde, dış icare dengesinin genelde poziif olası, döviz rezervlerinin yeerli büyüklüğe ulaşası, seraye birikiinin yüksekliği, enflasyon oranlarının düşüklüğü gibi fakörler nedeniyle büçe açıkları, akro ekonoik dengeler üzerinde pek fazla olusuz sonuçlara yol açaakadır. Gelişeke olan ülkelerde ise yüksek enflasyon, dış ödeeler dengesinin açık veresi, kişi başına illi gelir seviyesinin düşük olası, kau harcaalarındaki aşırı arışlara karşılık kau gelirlerinin yeerince arırılaaası gibi yapısal fakörler nedeniyle büçe açıkları giderek araka ve akro ekonoik dengeleri olusuz yönde ekileekedir. Öe yandan, özel asarrufların düşüklüğü, büçe açıklarının borçlanayla finansan aliyeini yükselekedir. Enflasyonis bir orada büçe açıklarının araya deva eesi noinal faiz oranları üzerinde bir baskı oluşasına yol açarak; borçlana aliyeini yükselekedir. Borç faiz saralı olarak da kabul edilen bu süreçe, birincil açık veri iken 2 ; özellikle reel faiz oranlarının noinal illi gelir büyüe hızından büyük olası halinde borç/illi gelir oranı arakadır. Genellikle, gelişeke olan ülkelerin çoğunda büçe ve kau açıklarının kau borç soklarını arırası sonucu, poliik ercihlerin ve izlenen poliikaların da ekisiyle, vergi gelirleri arış hızı kau harcaaları arış hızına göre nispeen düşük kalakadır. Bu süreç, birincil açıkların arışına yol açarak faiz oranlarının yükselesine dolayısıyla borç faizi giderlerini büyüekedir. Dışlaa (crowding-ou) ekisi olarak da anılanabilecek olan bu süreçe özel harcaalar özellikle de yaırı harcaaları azalır. Dışlaanın büyüklüğünü LM eğrisinin konuu belirler. LM eğrisi ne kadar dikse dışlaa ekisi o kadar arar ve dikey durua geldiğinde dışlaa oranı en üs düzeye çıkar. Dolayısıyla, kau harcaaları arışına bağlı olarak faiz oranı ne kadar yükselirse dışlaanın boyuu da o kadar büyük olur. 3 2 Birincil açık, büçe açıklarından faiz ödeeleri için ayrılan ikarın çıkarılası ile bulunaka; başka bir deyişle, borç faizlerini içereyen kaynak ve harcaa dengesini ifade eekedir. 3 Bu konuda daha geniş bilgi için bkz: Dornbush ve Fisher, (199).
C.Ü. İkisadi ve İdari Bililer Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 21 195 Dışlaa ekisine ilişkin olarak Keynesyenlerle Neoklasikler arasında öneli görüş farklılığı vardır. Keynesyen görüşe hüküe harcaalarındaki bir arışın ekonoik faaliyei uyaracağını bunun ise özel yaırılar için bir eşvik olacağı savunulur. Neoklasik görüşe ise rekabeçi piyasalar ve a isada varsayıı alında, asarruf ve yaırı dengesi faiz ekanizasıyla sağlanır. Bu duruda hüküe harcaalarında oraya çıkacak bir arışın iki yönlü ekisi oraya çıkar. Önce faiz oranları arar daha sonra özel yaırılar azalır. Dolayısıyla hüküe harcaalarının arışında Keynesyen görüş dışlaa ekisinden çok piyasa için bir eşvikin olabileceğini dile geirirken; Neoklasik görüş bunun karşısında bir görüşü savunur (Spencer ve Yohe, 197; Aschauer, 1989; Ganelli, 23). Bu çalışada ülkeizin öneli bir sorunu olarak kabul edilen konsolide büçe açıklarının iç borçlana faiz oranlarıyla olan ilişkisi, eş-büünleşe yönei yardııyla incelee konusu yapılışır. Topla iki değişkenin kullanıldığı çalışa, 1992:1-25:12 döneini kapsaakadır. Çalışanın bundan sonraki kısı dör bölüden oluşakadır. Birinci bölüde, lieraür inceleesi yapılış; ikinci bölüde, ekonoerik yöne ve daa anılanış; üçüncü bölüde apirik sonuçlar arışılış; son bölüde ise, sonuç ve değerlendire kısına yer verilişir. I. LİTERATÜR Büçe açıklarıyla faiz oranları arasındaki ilişkiyi araşıran çalışaların bir kısında poziif yönlü bir ilişki bulunuşken; bir kısında ise her hangi bir ilişkiye raslanaışır. Örneğin, Barnes (28), Aerika Birleşik Devleleri ve dokuz Avrupa ülkesi için, büçe açıkları ile uzun döne faiz oranları arasındaki ilişkinin varlığını eş-büünleşe yöneiyle inceleişir. 197 21 dönei üç aylık veri sei ile yapığı çalışasında, büün ülkelerde büçe açığı ile faiz oranları arasında eş-büünleşe ilişkisi olduğuna dair bulgulara ulaşışır. Kiani (29) ise, ARCH ve GARCH analiz yönelerini kullandığı çalışasında, özellikle ABD büçe açıklarının arığı 198 li yılları araşırış ve büçe açıkları ile faiz oranları arasında poziif bir ilişki olduğu bulgusunu elde eişir. Cebula (1998), 1973:2-1995:4 döneini kapsayan çalışasında, ABD büçe açıklarının uzun döne faiz oranlarını yükselici ekisinin bulunduğuna dair kanılara ulaşışır. Cebula (2), reel faiz oranlarını kullandığı diğer bir çalışasında da benzer sonuca ulaşışır. Bu sonuç, Barh, Iden ve Russek (1985), Belon ve Cebula (1995), Hoelscher (1986) nın yapığı çalışalarla paralellik göserekedir. Dewald (1983) ile Makin (1983) ise büçe açıklarının faiz oranları üzerinde arjinal veya çok küçük bir ekiye sahip olduğu sonucuna varışlardır. Gissy (1996), büçe açıklarının faiz oranlarını arırasının yanı sıra faiz oranlarının da büçe açıklarını arırdığını, başka bir deyişle, faiz oranları ile büçe açıkları arasında karşılıklı bir nedensellik ilişkisi olduğunu ileri sürüşlerdir. Büçe açıklarının faiz oranlarını ekileediğine ilişkin olarak da lieraür oluşuşur. Hoelscher (1983), Moley (1983), Korendi (1983), Al-Muairi (1995)
196 PEKER ve ACAR ve Evans ın (1985) yapıkları çalışalarda büçe açıklarının faiz oranlarını ekileediği sonucu oraya çıkışır. Japonya için yapılan bir çalışada Engle- Granger nedensellik esleri kullanılış, büçe açıkları ile uzun döne faiz oranları arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi bulunaışır (Cheng, 1998). Türkiye de büçe açıkları ile faiz oranları arasındaki ilişkiyi araşıran çalışa Aksu, Esen ve Başar a (21) aiir. 1985-2 dönei aylık verileriyle yapılan bu çalışada reel ve noinal faizler ile büçe açıkları arasındaki ilişkinin yönünü belirleek için Granger nedensellik esi kullanılışır. Büçe açıkları reel ve noinal faizlere neden olaaka ancak reel ve noinal faizler büçe açıklarına neden olakadır. Reel faizlerin büçe açığına ekisi noinal faizlerin ekisinden daha fazla bulunuşur. Bunun yanısıra, reel ve noinal faizlerle büçe açıkları arasında uzun dönede anlalı bir ilişki bulunuşur. II. EKONOMETRİK YÖNTEM VE DATA Türkiye de büçe açığı ile faiz oranları arasındaki ilişkiyi araşırak aacıyla yöne olarak Pesaran vd. (21) arafından gelişirilen eş-büünleşe yönei kullanılışır. Sınır esi yaklaşıı olarak da bilinen bu yöne, Engle- Granger (1987), Johansen (1988) ve Johansen-Juselius (199) arafından gelişirilen eş-büünleşe yöneleriyle karşılaşırıldığında, daha kullanışlı olduğu kabul edilekedir. Çünkü söz konusu yönelerde analize dahil edilen ü serilerin, farkı alındıkan sonra, I(1) değişkenleri olası zorunluluğu bir koşul olarak ileri sürülekedir. Uygulayıcılar bakıından bir güçlük olarak görülen bu sorun sınır esi yaklaşıı ile oradan kaldırılakadır. Bu yaklaşıa göre, serilerin I() veya I(1) olasına bakılaksızın eş-büünleşe analizi yapılabilekedir. Sınır esi yaklaşıının diğer bir avanajı ise düşük sayıda gözlei içeren verilerle de sağlıklı sonuçlar verebilesidir (Narayan ve Narayan, 24). Bu çerçevede, kısılanaış bir haa düzele odeline (unresriced error correcion odel: UECM) dayanan bu esin çalışaıza uyarlanış biçii şu şekildedir: ln f α1i ln f i α 2i lnba i α3 ln f 1 α 4 ba 1 i= 1 i= = α ln u (1) burada, ba, konsolide büçe açığını; f iç borçlana faiz oranlarını, u, haa eriini, ise fark operaörünü esil eekedir. Bu yaklaşıda, eş-büünleşe ilişkisi (H :α 3 =α 4 =) hipoezinin es edilesi yoluyla yapılakadır. Bağılı ve bağısız değişkenlerin birinci döne gecikeleri için hesaplanan F isaisik değeri, Pesaran, Shin ve Sih (21) çalışasında verilen al ve üs kriik değerlerle karşılaşırılır. Eğer hesaplanan F isaisiği Pesaran (21) al kriik değerden küçükse seriler arasında eş-büünleşe ilişkisi yokur. Hesaplanan F isaisiği al ve üs kriik değerin arasına düşerse kesin bir yoru yapılaaaka ve diğer eşbüünleşe eslerine başvurulası gerekekedir. Son olarak hesaplanan F
C.Ü. İkisadi ve İdari Bililer Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 21 197 isaisiği üs kriik değerden büyükse seriler arasında eş-büünleşe ilişkisinin olduğuna karar verilekedir. Bu çalışada, konsolide büçe açığı ve iç borçlana faiz oranları olak üzere opla iki değişken kullanılışır. Konsolide büçe açığı değişkeni büçe giderlerinin büçe gelirlerine bölünesi yoluyla elde edilişir. Çalışada kullanılan değişkenlere ilişkin zaan serileri 1992:1-25:12 döneini kapsaaka olup; Devle Planlaa Teşkilaı Teel Ekonoik Gösergelerden elde edilişir. 4 III. AMPİRİK SONUÇLAR A. BİRİM KÖK TESTİ Granger ve Newbold un (1974) durağan olayan zaan serileriyle çalışılası halinde sahe regresyon probleiyle karşılaşılabileceğini göseresinden bu yana, serilerin durağanlığının araşırılası öneli bir konu haline gelişir. Bu çalışada, zaan serilerinin durağanlığının araşırılasında Dickey ve Fuller (1981) arafından gelişirilen biri kök esi kullanılışır. Haa eriinin ookorelasyonlu olduğu varsayıı alında genişleiliş Dickey-Fuller (Augened Dickey Fuller: ADF) biri kök esi şu regresyon denklei yardııyla yapılakadır: Y α1 α 2Y 1 α 3 Y i i= 1 = α u (2) burada, Y, durağanlığı es edilen değişkenin birinci farkını,, genel eğili değişkenini, Y i, gecikeli fark erilerini esil eekedir. Gecikeli fark erileri denklee haa eriinde ardışık bağılılık probleine raslanaası için dahil edilekedir. ADF esinin sağlıklı sonuç veresi için ahin edilen odelde ardışık bağılılık probleinin olaası gerekekedir. Denklede olarak ifade edilen gecike uzunluğu genelde Akaike bilgi krieri (Akaike inforaion crierion; AIC) veya Schwarz bilgi krieri (Schwarz crierion; SC) kullanılarak belirlenekedir. Bu çalışada ADF esindeki gecike uzunluğu AIC kullanılarak belirlenişir. Tablo 1 de çalışada kullanılan serilerin durağanlık özelliklerinin oraya konulası aacıyla yapılan ADF biri kök esinin sonuçları yer alakadır. Bu esin sonuçları büçe açığı değişkeninin düzeyde durağan olduğunu, faiz değişkeninin ise düzeyde durağan oladığını, birinci farkı alındığında durağan hale geldiğini göserekedir. Yani eş-büünleşe dereceleri sırasıyla I() ve I(1) dir. 4 Bu çalışada, büün es ve ahinler için Econoeric Views (Eviews, version 5.1) bilgisayar pake prograından yararlanılışır
198 PEKER ve ACAR Tablo 1: ADF Biri Kök Tesi Sonuçları Değişkenler ADF isaisiği (Düzey) ADF isaisiği (Birinci fark) lnf -,27 (1) -2.8 (1) -9.13 (1)*** -9.28 (1)*** lnba -7.72 (1)*** -7.71(1)*** -15.59 (1)*** -15.55 (1)*** Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli No: Paranez içindeki sayılar AIC kullanılarak seçilen gecike uzunluklarıdır. Maksiu gecike uzunluğu 12 olarak alınışır. *** işarei %1 anlalılık düzeyini göserekedir. Kriik değerleri, %1, %5 ve %1 anlalılık düzeyleri için, sırasıyla, rendsiz odelde - 3.46, -2.87 ve -2.57, rendli odelde -4.1, -3.43 ve -3.14 ür. B. EŞ-BÜTÜNLEŞME TESTİ Sınır esi uygulanası sırasında öncelikle Denkle (1) de olarak ifade edilen gecike uzunluğunun belirlenesi gerekekedir. Bu işle ise aynen biri kök esinde olduğu gibi AIC veya SIC kullanılarak yapılakadır. Ayrıca esin sağlıklı sonuçlar veresi için haa erileri arasında ardışık bağılılık olaalıdır. Gecike uzunluğuna ilişkin yapılan esin sonuçları Tablo 2 de sunulakadır. Bunun için aksiu gecike uzunluğu 12 olarak alınış ve her gecike için AIC değerleri hesaplanışır. Tablo 2 den de izlenebileceği gibi, en küçük AIC değeri 1 gecikeli odelde gerçekleşişir. Bu gecike sayısında ookorelasyon esi yapılış ve ookorelasyonun oladığı görülüşür. Bu nedenle sınır esi 1 gecikeli odel ile yapılışır. Tablo 2:Sınır Tesi İçin Gecike Sayısının Tespii AIC 1-1.145 2-1.115 3-1.12 4-1.17 5-1.115 6-1.92 7-1.87 8-1.57 9-1.31 1-1. 11 -.975 12 -.981 No:, (1) nuaralı denkledeki gecike sayısıdır.
C.Ü. İkisadi ve İdari Bililer Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 21 199 Denkle (1) in gecike uzunluğu belirlendiken sonra (H :α 3 =α 4 =) hipoezini sınaak için bir gecikeli odel için hesaplanan F isaisik değeri ile Pesaran vd. (21) den alınan kriik değerler Tablo 3 de karşılaşırılışır. Bu kriik değerler bir bağısız değişken ve %1 anlalılık düzeyi için verilişir. Tabloda hesaplanan F isaisiğinin al kriik değerden küçük olduğu görülekedir. Dolayısıyla, Denkle (1) de yer alan değişkenler arasında bir eş-büünleşe ilişkisi oraya çıkaışır. Tablo 3. Sınır Tesinde Hesaplanan F İsaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılası k F isaisiği Al sınır Üs sınır 1.457 6.84 7.84 No: k, bağısız değişken sayısını esil eekedir. Kriik değerler Pesaran vd. (21:3) deki Tablo CI(iii) den alınışır. Bu durua göre, Denkle (1) yeniden anılanarak eş-büünleşe ilişkisi ekrar söz konusu yönele araşırılışır. Buna göre Denkle (2) şu şekilde yazılışır: lnba α1i lnba i α2i ln f i α3 lnba 1 α4 f 1 i= 1 i= = α ln u (2) Denkle (2) nin gecike uzunluğu Denkle (1) de ki süreç ekrar edilerek hesaplanışır. Tablo 4 den izlenebileceği gibi, en küçük AIC değeri bir gecikeli odelde gerçekleşişir. Bu nedenle sınır esi yaklaşıı bir gecikeli odel eel alınarak yapılışır. Tablo 5 de bir bağısız değişken ve %1 anlalılık düzeyi için verilen kriik değerlerle F isaisik değeri sunuluşur. Söz konusu abloda hesaplanan F isaisiğinin üs kriik değerden yüksek olduğu görülekedir. Bu, çalışaızda yer alan değişkenler arasında bir eş-büünleşe ilişkisinin olduğuna dair bir kanı eşkil eekedir.
2 PEKER ve ACAR Tablo 4:Sınır Tesi İçin Gecike Sayısının Tespii AIC 1.165 2.174 3.186 4.28 5.24 6.232 7.256 8.263 9.28 1.32 11.243 12.188 No:, (1) nuaralı denkledeki gecike sayısıdır. Tablo 5. Sınır esinde Hesaplanan F isaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılası k F isaisiği Al sınır Üs sınır 1 22.62 6.84 7.84 No: k, bağısız değişken sayısını esil eekedir. Kriik değerler Pesaran vd. (21:3) deki Tablo CI(iii) den alınışır. C. UZUN DÖNEM İLİŞKİSİ Değişkenler arasında eş-büünleşe ilişkisi espi edildiken sonra uzun döne ilişkisini belirleek aacıyla, gecikesi dağıılış ooregresif odel (auoregressive disribued lag; ARDL) kullanılışır. Buna göre, çalışaıza uyarlanış ARDL odeli şu şekilde anılanışır. ln ba α1i ln ba i α 2i f i i= 1 i= = α ln u (4) ARDL odelinde gecike uzunlukları yine AIC kullanılarak belirlenişir. Bu işle Kaas ve Joyce un (1993) nedensellik analizlerinde gecike uzunluğunun belirlenesi için önerdiği bir yönele yapılışır. Bu yöne çerçevesinde ilk önce belirlenen en büyük gecike uzunluğu üzerinden bağılı
C.Ü. İkisadi ve İdari Bililer Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 21 21 değişken olan büçe açığı değişkeninin sadece kendi gecikeli değerlerine göre regresyonu gerçekleşiriliş ve en küçük AIC değerine sahip olan gecike sayısı seçilişir. Daha sonra bağılı değişkenin seçilen gecike sayısı sabi uulup birinci bağısız değişken olan faiz oranı değişkeninin olası ü gecikeleri ile regresyon odelleri oluşuruluş ve en küçük AIC değeri dikkae alınarak bu bağısız değişkenin gecike sayısı belirlenişir. Maksiu gecike uzunluğunun 12 olarak alındığı bu işle sonucunda Denkle (3) ün büçe açığı değişkeninin 1, faiz oranı değişkeninin 1 gecikeli değeri ile ahin edilesi gerekiği sonucuna varılışır. Yani ahin edilecek odel ARDL (1,1) odelidir. Tablo 6 da ARDL (1,1) odelinin ahin sonuçları ve bu sonuçlara dayanılarak hesaplanan uzun döne kasayıları yer alakadır. 5 Tablodaki sonuçlar büçe açığı ve faiz oranı arasında uzun dönede anlalı bir ilişki olduğunu göserekedir. Bu sonuç, faiz oranlarındaki bir arışın büçe açıklarının arasına neden olduğunu göserekedir. Tablo 6. ARDL (1,1) Modeli Sonuçları ve Hesaplanan Uzun Döne Kasayıları Değişkenler Kasayı -isaisiği Sabi.26687.217685 ba(-1).219984 2.5699** f -.29999-2.8476** f(-1).333385 2.37674** Uzun Döne Kasayıları Sabi.34213 f.5434 R 2 =.7, Adj R 2 =.6, F isaisiği= 4.55, DW= 2.1, Rasey Res:.1(.96), Ardışık Bağılılık(B-G)=.542(.582). ** %5 anlalılık düzeyini göserekedir. Paranez içindeki rakalar olasılık değerlerini göserir. Uzun döne kasayılarının isikrarlık eslerine bakılırsa CUSUM ve CUSUMQ grafiklerinin her ikisinin de ban arasında kaldığını yani paraerelerin %5 anlalılık düzeyinde isikrarlı olduğu görülekedir. 5 Uzun döne kasayıları, bağısız değişkenlerin kasayısının ya da kasayılarının (örneğin bir gecike varsa he kendi değerinin he de gecikesinin değerinin) oplaının, bağılı değişkenin kasayılarının ve gecikelerinin oplaının 1 den farkına bölünesiyle hesaplanışır.
22 PEKER ve ACAR Şekil:1 CUSUM ve CUSUMQ Grafikleri 1.2 1..8.6.4.2. -.2 1992 1994 1996 1998 2 22 24 C U S UM of S q uares 5% Significance 4 3 2 1-1 -2-3 -4 1992 1994 1996 1998 2 22 24 CUSUM 5% Significance
C.Ü. İkisadi ve İdari Bililer Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 21 23 D. KISA DÖNEM İLİŞKİSİ Değişkenler arasındaki kısa döne ilişkisi ise ARDL yaklaşıına dayalı bir haa düzele odeli ile araşırılışır. Buna göre odel, lnba 1 α 2i lnba i α 3i f i i= 1 i= = α α1ec ln u (4) biçiinde anılanışır. Burada ec -1 erii, haa düzele erii olup; uzun döne ilişkisinden elde edilen haa erileri serisinin bir döne gecikeli değeridir. Bu değişkenin kasayısı kısa dönedeki sapaların ne kadarının bir döne sonra düzelilebileceğini belirir. Bu kasayının işareinin negaif olası sapaların uzun döne denge değerine yakınlaşacağını, aksi duruda ise uzun döne denge değerinden uzaklaşacağını göserir. Bu odeldeki gecike uzunlukları da AIC yardııyla ve uzun döne ilişkisinin araşırılası sırasında kullanılan yönele belirlenişir. Maksiu gecike uzunluğu yine 12 olarak alınış, kısa döne ilişkisinin ARDL (11,) odeli ile araşırılası gerekiği sonucuna varılışır. Tablo 7, bu odelin ahin sonuçlarını göserekedir. Haa düzele eriinin işarei beklendiği gibi negaif ve isaisikî olarak anlalı çıkışır. Haa düzele erii kasayısının -.611 çıkası, kısa döne sapalarının her döne yüzde 61 oranında azalası anlaına gelekedir. Kısa dönede faiz oranının kasayısı isaisikî olarak anlalı çıkaışır, dolayısıyla faiz oranı büçe açıklarını kısa dönede ekileeekedir. Tablo 7: ARDL yaklaşıına dayalı Haa Düzele Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı -isaisiği Sabi -.961 -.45669 ec -1 -.611961-2.159456** lnba(-1) -.11391 -.444429 lnba(-2) -.22376-1.343954 lnba(-3) -.25332-1.33563 lnba(-4) -.178543-1.129832 lnba(-5) -.284748-1.629295 lnba(-6) -.157759 -.88426 lnba(-7) -.117921 -.781461 lnba(-8) -.278218-2.83412** lnba(-9) -.83972 -.651848 lnba(-1) -.216272-1.997892** lnba(-11) -.27137-2.787376*** lnfaiz -.188455-1.14569 R 2 =.49, Adj R 2 =.44, F isaisiği= 1.4, DW= 2., Rasey Res: 1.14 (.28), Ardışık Bağılılık(B-G)=.77(.42). **, *** %5 ve %1 anlalılık düzeyini göserekedir. Paranez içindeki rakalar olasılık değerlerini göserir.
24 PEKER ve ACAR SONUÇ Bu çalışada Türkiye de iç borçlana faiz oranlarıyla konsolide büçe açıkları arasındaki ilişki, eş-büünleşe yönei yardııyla araşırılışır. 1992:1-25:12 döneini kapsayan çalışaızda, iki değişkenin uzun dönede birlike hareke eikleri görülüşür. Faiz oranlarında %1 lik bir değişi büçe açığını %.5 oranında arırakadır. Bu sonuç isaisikî olarak anlalı ve yorulanabilir bir büyüklüğe sahipir. Kısa döne ilişkisinin araşırıldığı haa düzele odelinde ise, faiz oranlarındaki değişiin büçe açığı üzerindeki ekisi anlalı çıkaışır. Bu sonuçlara göre, Türkiye de büçe açıklarını ekileyen öneli bir fakörün iç borçlana faiz oranları olduğu görülekedir. Türkiye de son yıllarda uygulanan ekonoik progradan dolayı faiz oranları genellikle yüksek seyreekedir. Dolayısıyla, yüksek faizde borçlana aliyei yükseleke ve devlein büçe açığı arakadır. Bu duruda, eğer uygulanan ekonoik progra sürdürülecekse öncelikle ulusal piyasaların daha güvenli ve isikrarlı hale geirilesi yönünde poliikalar gelişirilerek; faiz oranları düşürülelidir. Bu yapıldığı ölçüde büçe açığının azalılabileceği düşünülekedir. KAYNAKÇA AKSU, H.; Ö. S. EMSEN ve S. BAŞAR (21), Türkiye de Büçe Açıkları ile Noinal ve Reel Faiz Oranları İlişkileri: 1985-2, Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Dergisi, Cil 15, Sayı: 1-2, ss: 43-53. AL MUTAIRI NAIEF, H. (1995), Budge Deficis, Ineres Raes and Causaliy: An Applicaion of Error Correcion Models, Journal of Quaniaive Econoics, 11(1), January 1995, ss: 241-249. ASCHAUER, A. (1989), Is Public Expendiure Producive?, Journal of Moneary Econoics, 23, ss: 177-2. BARNES, B., J. (28), A coinegraion approach o budge deficis and longer ineres raes, Applied Econoics, ss: 4, 127-133. BARTH, J. R.; G. IDEN, F. S. RUSSEK (1985), Federal Borrowing and Shor Ter Ineres Raes, Coen, Souhern Econoic Journal, 52, Ocober 1985, ss: 554-559. BELTON, W. ve J. CEBULA, R. (1995), Inernaional Capial Flows, Federal Budge Deficis, and Ineres Raes, 1971-1984, Quarerly Journal of Business and Econoics, 34(1), Winer 1995, ss: 3-13. CEBULA, R. J. (1998), An Epirical Analysis of he ipac of Federal Budge Deficis on Long-er Noinal Ineres Rae Yields, 1973.2-1995.4, Using Alernaive Expeced Inflaion Measures, Review of Financial Econoics, Vol.7, No.1, ss: 55-64.
C.Ü. İkisadi ve İdari Bililer Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 21 25 CEBULA, R. J. (2), Ipac of budge deficis on ex pos real long er ineres raes, Applied Econoic Leers, 7, ss: 177-179. CHENG, B. J. (1998), The Causaliy Beween Budge Defici and Ineres Raes In Japan: An Applicaion of Tie Series Analysis, Applied Econoic Leers, 5, ss: 419-422. DEWALD, W. G. (1983), Federal Deficis and Real Ineres Raes, Theory and Evidence, Federal Reserve Bank of Alana, Econoic Review, 68, ss: 2-29. DICKEY, D. A. ve FULLER, W.A. (1981), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Tie Series wih a Uni Roo,, Econoerica, 49 (4), ss: 157-172. DORNBUSCH, R. ve FISCHER, S. (199), Macroeconoics, McGRAW-HILL Inernaional Ediions. ENGLE, R. F. ve GRANGER, W. J. (1987), Coinegraion and Error Correcion: Reprenaion, Esiaion and Tesing, Econoerica, 55(2), ss: 251-276. EVANS, P. (1985), Do Large Deficis Produce High Ineres Raes?, Aerican Econoic Review, March 1985, 75(1), ss: 68-87. GANELLI, G. (23), Useful Governen Spending, Direc Crowding-Ou and Fiscal Policy Inerdependence, Journal of Inernaional Money and Finance, 22, pp: 87-13. GISSY, W. G. (1996), Deficis and Ineres Raes: A Nonparaeric Analysis, Inernaional Advances in Econoic Research, 2(1), February 1996, ss: 34-4 GRANGER, C. W. J ve NEWBOLD, P. (1974), Spurious Regressions in Econoerics, Journal of Econoerics, 2 (2), ss: 111-12. HOELSCHER, G. P. (1986), New Evidence on Deficis and Ineres Raes, Journal of Money, Credi and Banking, 18, February 1986, ss: 1-17. HOELSCHER, G.P. (1983), Federal Borrowing and Shor Ter Ineres Raes, Souhern Econoic Journal, 15, pp:319-333 JOHANSEN, S. (1988), Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Econoic Dynaics and Conrol, 12 (2-3), ss: 231-254. KAMAS, L. ve JOYCE, J. P. (1993), Money, Incoe and Prices under Fixed Exchange Raes: Evidence fro Causaliy Tess and VARs, Journal of Macroeconoics, 15 (4), ss: 747-768. KIANI, K. M. (29), Federal Budge Deficis and Long Ter ineres raes in USA, The Quarerly Review of Econoics and Finance,Volue 49, Issue 1, ss: 74-84. KORMENDI, R. C. (1983), Governen Deb, Governen Spending and Privae Secor Behavior, Aerican Econoic Review, 73, ss: 994-11. MAKIN, J. (1983), Real Ineres, Money Surprises, Anicipaed Inflaion, and Fiscal Deficis, Review of Econoics and Saisics, 65, ss: 374-384.
26 PEKER ve ACAR MOTLEY, B. (1983), Real Ineres Raes, Incoe Taxes and Anicipaed Inflaion, Federal Reserve Bank of San Francisco Econoic Review, Suer 1983, ss: 31-45. NARAYAN, P. K. ve NARAYAN, S. (24), Esiaing Incoe and Price Elasiciies of Ipors for Fiji in a Coinegraion Fraework, Econoic Modelling, (22), ss: 423-438. PESARAN, M. H; SHİN, Y. ve SMITH, R. J. (21), Bounds Tesing Approaches o he Analysis of Level Relaionships, Journal of Applied Econoerics, 16 (3), ss: 289-326. SPENCER, R. W. ve YOHE, W. P. (197), The Crowding Ou of Privae Expendiures by Fiscal Policy Acions, Federal Reserve Bank of S. Louis, Ocober, 197.