Öz Abstract Giriş Sınır Testi ile Enflasyon ve Ekonomik Büyüme İlişkileri

16 Pages·2012·0.94 MB·Turkish

Anadolu Üniversitesi Anadolu University
Sosyal Bilimler Dergisi Journal of Social Sciences
Sınır Testi ile Enflasyon ve Ekonomik Büyüme İlişkileri: Türkiye Üzerine İncelemeler
The Relationships Between Inflation and Economic Growth with ARDL Approach:
Studies on Turkey
Prof. Dr. Ö. Selçuk Emsen - Süleyman Arif Turan - Yrd. Doç. Dr. Hayati Aksu
Öz
Bu çalışmada enflasyon ve ekonomik büyüme üzerine between inflation and economic growth, the second one
ilişkiler araştırılmıştır. Söz konusu literatürde enflas- claims no relationship, and the third one asserts that
yon ve ekonomik büyüme ilişkilerine bakış açısı üç relationship is negative. The view claiming the existen-
temel noktada yoğunlaşmaktadır. Bunlardan ilki, enf- ce of a positive relationship contends that the effects on
lasyon-ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin pozitif; growth structure up to a certain value threshold or a
ikincisi, ilişkinin olmadığı ve üçüncüsü de ilişkinin ters certain limit in the inflation and that if the value thres-
yönlü olduğudur. Pozitif ilişkinin varlığını savunan gö- hold is exceeded neutral and even negative effects will
rüş ise belirli bir eşik değere ya da enflasyonda belirli be engendered. On the other hand, this response can
bir sınıra kadar olan yapıda büyüme üzerine etkilerin only be observed in the short term, whereas in the long
olumlu olacağını ortaya koyarken; bu eşik değerin aşıl- run neutral effects are discussed. In the studies dealing
ması halinde yansız ve hatta negatif etkilerin ortaya with inflation-growth relationship, regression, unit root
çıkacağına temas eder. Diğer taraftan bu etkilenme- and co-integration analysis are conducted in general,
nin de ancak kısa vadede görüleceği; uzun vadede ise but the absence of Cobb-Douglas analysis attracts at-
yansızlığa temaslar söz konusudur. Enflasyon-büyüme tention particularly in the studies related to Turkey. In
ilişkilerini ele alan çalışmalarda genelde regresyon, this study, beginning with a Cobb-Douglas type growth
birim kök ve eş bütünleşme analizi yapıldığı; ancak equation, a result of the analyses using limit test pre-
özellikle Türkiye üzerine yapılan çalışmalarda Cobb- dictions, it is observed that current inflation rate has
Douglas tipi bir analize gidilmediğinin eksikliği dikkati negative effects on growth in the short term in Turkish
çekmiştir. Çalışmada Cobb-Douglas tipi bir büyüme economy and that one period later, the effects turn into
eşitliğinden hareketle yapılan sınır testi tahmini sonu- positive and that net effect causes neutrality. In the
cu, Türkiye ekonomisinde büyüme ve enflasyon oranı long run predictions, it can be stated that similar re-
arasındaki ilişkilerde kısa dönemde cari enflasyonun sults are found and therefore, inflation has no effect on
büyüme üzerine etkilerinin negatif olduğu ve bir dö- growth. Hence, it can be concluded that the on-going
nemli gecikmesinin ise pozitif olduğu; net etkinin ise high inflation for many years in Turkey led to negati-
birbirini götürerek yansızlığa sebebiyet verdiği gözlen- ve effects by causing uncertainty on economic growth.
miştir. Yapılan uzun dönemli tahminde de benzeri so-
Keywords: Bound Test, ARDL Model, Inflation, Eco-
nuçların ortaya çıktığı, dolayısıyla enflasyonun büyü-
nomic Growth.
me üzerine etkilerinin olmadığı ve bu nedenle Türkiye
ekonomisinde uzun yıllardır süregelen yüksek enflas-
Giriş
yon olgusunun ekonomik büyümede belirsizlik ortamı-
Enflasyon kavramı oldukça eskiye dayanmakla birlik-
na yol açarak olumsuz etkiler doğurduğu söylenebilir.
te, enflasyonun büyüme üzerine olan etkilerinin ir-
Anahtar Kelimeler: Sınır Testi, ARDL Modeli, delenmesi özellikle II. Dünya Savaşı sonrası döneme
Enflasyon, Ekonomik Büyüme. denk gelmektedir. Liberal iktisadi düşüncenin temel-
lerini atan A. Smith, D. Ricardo, J. S. Mill gibi düşü-
Abstract nürler, ekonomide tam istihdamın bulunduğu ve pi-
In this study, the relationship between inflation and yasalara yapılacak herhangi bir müdahalenin ekono-
economic growth is investigated. Perspectives on the mide parasal ve reel dengeleri bozacağını esas alarak,
relationship between inflation and economic growth yaklaşımlarını “Laissez-faire, Laissez-passe” özdeyişi
focus on three points in the literature on this issue. The ile özetlemişlerdir. Bu nedenle klasik bakış açısında
first view argues that there is a positive relationship piyasalara müdahale edilmeksizin, piyasaların kendi
Prof. Dr. Ö. Selçuk Emsen, Atatürk Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü, [email protected]
Süleyman Arif Turan, Atatürk Üniversitesi SBE Uluslararası İktisat Bölümü Doktora Öğrencisi, [email protected]
Yrd. Doç. Dr. Hayati Aksu, Atatürk Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü, [email protected]
sbd.anadolu.edu.tr 25
Sınır Testi ile Enflasyon ve Ekonomik Büyüme İlişkileri: Türkiye Üzerine İncelemeler
kendini belirlediği süreçleri yaşanmasının enflasyon Teorik ve uygulamalı perspektifte sıklıkla sorgulanan
ve işsizlik gibi olguları ortaya çıkarmadığı kabul gö- enflasyon ve ekonomik büyüme olgusu Türkiye eko-
ren düşüncedir. Bu bakış açısıyla 1929 büyük buhranı nomisi özelinde de inceleme konusu yapılmaktadır.
ya da diğer bir ifadeyle kapitalizmin ilk olarak algıla- Dönemsel olarak bakıldığında, 1950-1960 arasında
nan bu kriz türünde, klasiklerin önde gelen düşünce liberal dış ticaret ve sanayileşme stratejisi uygulayan
adamı J. Schumpeter’in “bırakın bunalım kendi işini Türkiye, bu politikalardan beklenen olumlu sonuca
yapmaya devam etsin” söylemi adeta klasik anlayışın ulaşamaması nedeniyle, 1960-1980 arasında ithal ika-
bir yansımasıdır. Ancak, krizin uzun süreli olması, meci, kısmen dışa kapalı ve planlamacı bir ekonomi
yani klasiklerin belirttiği gibi arızi nitelik taşımaması, politikasına geçmiştir. 1973-1974 döneminde yaşa-
Keynesyen reçeteleri gündeme taşımıştır. Klasiklerin nan petrol şokları ve batıda beliren yüksek enflasyon,
piyasaların kendi kendini ayarlayacağı noktasında dış ticaret hadlerinin bozulmasına ve cari işlemler
zaman tanınmasının ekonomik refahı geri getirece- dengesi açıklarının artmasına yol açmıştır. Uygula-
ği söylemine karşılık Keynes, “uzun vadede hepimiz nan kur politikaları ile TL’nin aşırı değerlenmesinin
ölmüş olacağız”; işsizlik yıllarca sürebilir, devlet mü- önüne geçilememiştir. Böylece Türkiye’de 1980 yıllar-
dahalesi şarttır savını getirmiştir. Ona göre devlet bu da yeni bir ekonomi politikasına geçmiştir. 1980 son-
hatayı düzeltebilirse, ekonomi gayet iyi bir şekilde iş- rası yaşanan dışa açık ekonomi politikası uygulama-
leyebilir, ekonomide arzın fazla ve buna bağlı olarak sında dünyada yeniden yükselen değer olan klasik-
talebin yetersizliğinden kaynaklanan dengesizliği gi- neoklasik kökenli politika uygulamalarına geçilmesi-
derici politikalar, kriz yönetiminin temelini oluştura- nin ardında, dışa açık politika uygulamalarının başarı
caktır. Ekonomik çöküşte para politikasının etkisizle- örnekleri olarak nitelendirilen Asya Kaplanları etkili
şeceğini savunan Keynes, tam istihdama ulaşmak için olmuştur. 1989’da sermaye hareketlerinde serbestiye-
devlet harcamalarını genişlemeci bir artışla finanse te gidilmesi, 1994 yılından sonra yapılmaya başlayan
edemeyen ülkelere likidite sağlanması gerektiğini stand-by anlaşmaları da enflasyon sorununa kalıcı
ileri sürerek, dış yansımanın, yani krizlerin yayılma- bir çözüm bulamamıştır. Dolayısıyla enflasyon ülke
sının önüne geçilebileceğini savunmuştur (Stiglitz, ekonomisi açısından en büyük sorun haline gelmiştir.
2002, ss.222- 276). 1999 yılında uygulanmaya çalışılan güçlü ekonomiye
geçiş programının 2001 şubat krizinde iflas etmesi ile
Keynes ile birlikte devrim niteliği taşıyan ve klasik-
enflasyon sorunu daha da derinleşmiştir. 2001 krizin-
lerin aksine müdahaleciliği savunan politikalar II.
den sonra uygulamaya konulan sıkı maliye politikası,
Dünya Savaşına kadar tercih edilen ekonomi politi-
enflasyon hedeflemesi politikasına geçilmesi, döviz
kası olmuştur. II. Dünya Savaşına kadar fiyatlar genel
kurunda da 1999’da uygulanmaya başlanan çıpa sis-
seviyesinde hissedilir bir değişme yaşanmadığından,
teminden (kontrollü) dalgalı kur sistemine geçilmesi
konu iktisatçılar tarafından bir sorun olarak algılan-
sonucu enflasyon 2008 yılından itibaren tek haneli
mamıştır. Sürekli bir enflasyon olgusunun yaşanma-
rakamlara düşürülmüştür.
dığı bu dönemde enflasyon-büyüme ilişkisi de devre-
sel gözlemlere dayanmıştır. Ancak, II. Dünya Savaşı
Türkiye ekonomisinde kronik ve yüksek enflasyon
ile birlikte, özellikle de savaş sonrası yaşanan yüksek
olgusunun sürekliliğinin son zamanlarda tedricen
enflasyon deneyimleri iktisatçıların bu konuya eski-
düşerek tek haneli rakamlarda seyretmesi, ekonomik
ye oranla daha büyük bir ilgi göstermelerine neden
büyüme ve enflasyon ilişkilerinin bir büyüme modeli
olmuştur. Dolayısıyla Keynesyen bakış açısında eksik
perspektifinde incelenmesini ilginç hale getirmiştir.
istihdam koşullarının varlığının enflasyonist süreç
doğurmayacağına dair görüşü tartışmalı hale gelir- Bu bakımdan çalışmanın temel hipotezini oluşturan
ken, 1970’lerin sonunda yaşanan borç krizleri ve fi- ekonomik büyüme ve enflasyon ilişkisinin araştırıl-
nansal kriz silsileleri sonucunda, yeniden klasik bakış ması bağlamında 1960-2008 yılları arasında uygula-
açısı kökenli politikalara yönelim söz konusu olma- nan temel makro politikaların etkilerini görebilmek
ya başlamıştır. Bu açıdan konuyla ilgili literatürde ve büyümede etkili olan diğer faktörleri de modele
daha çok şu sorulara cevap aranmaktadır. Öncelikle, dahil edebilmek için, enflasyon ve ekonomik büyüme
uygulamalı olarak enflasyon ile ekonomik büyüme verilerinin yanında, işgücü, sermaye birikimi ve eko-
arasında herhangi bir ilişki var mıdır? Eğer böyle bir nominin dışa açıklığı değişkenleri de modellenerek
ilişki varsa, ilişkinin yönü nasıldır? Bunun yanı sıra
analize tabi tutulmuştur. Dolaysıyla bu değişkenleri
ilişkinin yönü dönem ve ülkeler açısından herhangi
ele alırken, neoklasik bir büyüme modelinden türe-
bir farklılık arz etmekte midir? Ekonomik büyüme
tilen Cobb-Douglas tipi büyüme modeline enflasyon
için eşik bir enflasyon oranı var mıdır? Varsa bu oran
değişkenini de ilave edilmesiyle birlikte yöntem açı-
ne kadardır? Literatürde bu ve benzeri sorulara verilen
sından yeni bir uygulamayı Türkiye özelinde, büyü-
yanıtlar gerek teorik, gerekse uygulamaya dayalı bul-
mede enflasyonun etkileri araştırılmış olunacaktır.
gular açısından oldukça büyük farklılık arz etmektedir.
26
Cilt/Vol.: 12 - Sayı/No: 2 (25-40) Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi
Literatür Araştırması
Enflasyon ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki, nunla birlikte, iktisat literatüründe bu konuyla ilgili
oldukça uzun bir süredir tartışma konusu olmuştur. tam bir görüş birliğinin olduğunu söylemek olduk-
Bu ilişkinin niteliği konusunda zaman içerisinde
ça zordur (Karaca, 2003, s.247). Bu bağlamda litera-
farklı görüşler hakim olmuştur. 1980’li yıllara ka-
türde enflasyon ve büyüme arasında ilişki dört farklı
dar, ağrılıklı olarak uygulanan Keynesyen düşünce
şekilde ele alınmaktadır (Faria ve Carneiro, 2001, s.
paralelinde enflasyonun büyümeyi olumlu yönde
90). Bunlar sırasıyla şu şekilde ifade edilir: i-) Yan-
etkilediği fikri hâkimken, son yirmi yıllık dönemde
sız olduğu; ii-) Pozitif yönde etkilediği; iii-) Negatif
yapılan uygulamalı çalışmaların sonuçları doğrultu-
sunda günümüzde birçok iktisatçı enflasyonun büyü yönde etkilediği; iv-) Eşik değere kadar olumlu ve
meyi olumsuz etkilediği kanaatini taşımaktadır. Bu bu değerin üzerinde ise olumsuz yönde etkilediği.
TabTloa 1b.l oEn 1fl.a Esynofnla-Bsüyyoünm-Be üİlyişükim Üeze İrliinşek Tie Üorzike rBienkel eTnetiolerrik v eB Ueykgluelnatmilae rS ovneu Uçlayrgıulama Sonuçlar
Yazar(lar) Ülke(ler) Model Yöntem Bulgu(lar)
(Değişkenler)
Barro (1960-1990) GSYİH, TÜFE, Panel veri Negatif yönlü bir ilişki bulunmuştur;
(1995) 100 ülke Yatrmlar Analizi ortalama enflasyon oranndaki %10’luk bir
artş ekonomik büyümeyi %0.2-0.3
orannda azaltmaktadr.
Judson ve 142 ülke (1959- Kişi Başna Panel veri Enflasyon belirsizliği büyümeyi güçlü bir
Orphanides 1992) GSYİH Artş, Analizi şekilde olumsuz etkilemektedir, Enflasyon
(1996) TÜFE %10’un üzerinde olduğunda, büyümeyi
olumsuz etkilemektedir.
Ghosh ve 145 ülke (1960- Kişi Başna Reel Panel veri Enflasyon-büyüme ilişkinin doğrusal
Philips 1996) Gelir artş, Analizi olmadğn, enflasyon orannn eşik
(1998) TUFE değerinin %2.5 olduğu ve bu değerin
altnda büyümeyi pozitif ve üstünde
büyümeyi negatif etkilemektedir.
Kalkan Türkiye (1982- Reel GSYİH, Yatay Kesit ve Enflasyonun uzun dönemde
(1999) 1998) Özel Yatrmlar, Zaman Serisi düşürülmesinin ekonomik büyümeye
Enflasyon ve Analizi olumlu katk sağlayacağ tespit edilmiştir.
Beşeri Sermaye
Ericson, G-7 Ülkeleri ile Kişi Başna Regresyon Afrika ve Latin Amerika için yaplan
Irons ve seçilmiş GSYİH, TÜFE Analizleri analizde enflasyon ve büyüme ilişkisi
Tryon gelişmekte olan pozitif, fakat anlamszdr. Ancak, G7
(2000) ülkeler (1953- ülkeleri için yaplan karşlaştrmada uzun
1992) dönemde büyüme ve enflasyon arasnda bir
ilişki olmadğ görülmüştür.
Malik ve Güney Asya GSYİH ve Eş bütünleşme Enflasyon ekonomik büyümeyi pozitif
Chowdhury Ülkeleri Enflasyon ve Hata yönde etkilediği ve hzl büyümek için
(2001) (Bangladeş, Düzeltme enflasyon kaçnlmaz olduğu belirlenerek,
Hindistan, Modeli hzl bir büyümenin de ekonominin
Pakistan ve Sri snmasna ve kaçnlmaz olarak enflasyona
Lanka) yol açtğ belirlenmiştir.
Kibritçioğl Türkiye (1980- GSYİH (Sabit Zaman Serisi Ticaret şoklar enflasyon üzerinde ksa
u ve 2002) Fiyatlarla), (VAR) dönemde çok etkilidir. Uzun dönemde ise,
Diboğlu Bütçe Açklar, Analizleri parasallaşma, ödemeler dengesi ve bütçe
(2003) Döviz Kuru, açklar enflasyonun gidişatn belirler.
TÜFE Talep şoklar büyümeyi snrl etkiler.
Berber ve Türkiye 1987- GSYİH, TÜFE- Granger Enflasyon oranndaki %10’luk bir artş
Artan 2002 () TEFE Nedensellik ekonomik büyümeyi %1.9 orannda
(2004) Testleri azaltmaktadr. Diğer taraftan yaplan
nedensellik analizi sonucunda iki
değişkenli modelde enflasyondan
büyümeye doğru tek yönlü bir nedensellik
ilişkisi tespit edilmiştir.
Gokal ve Fiji Adalar GSYİH ve Korelasyon Çalşma Fiji adalarnda ekonomik büyüme
Hanif (1970-2003) TÜFE matrisi ve ile enflasyon arasnda güçlü bir ilişki
(2004) Nedensellik olduğunu göstermiştir. Belli bir eşik
Testleri değerin altnda olumlu, üzerinde ise
olumsuz etkilediği bulunmuştur
Li (2006) 90 Gelişmekte Enflasyon, Panel veri İlk panelde ekonomide çkt boşluğunun
olan ve 27 Marjinal Analizi var olmas enflasyonu artrmaktadr.
Gelişmiş Ülke Maliyet, Çkt
(1961-2004) Aralğ
Ahmet ve Bangladeş Reel GSYİH ve Eş bütünleşme Enflasyon ve büyüme arasnda uzun
Mortaza (1980-2005) TÜFE ve Hata dönemde istatistiki olarak anlaml ve
(2005) Düzeltme negatif bir ilişki olduğu görülmüştür.
Modeli
Terzi ve Türkiye (1923- Enflasyon ve Birim Kök ve Enflasyondan sektörel büyümeye doğru
Oltulular 2003) Sektörel Nedensellik nedensel ilişki olup, enflasyon oran tarm
(2006) Büyüme analizi ve sanayi sektörlerindeki büyüme
oranlarn negatif etkilemektedir. Yüksek
oranl enflasyon ekonomik büyümenin
önünde önemli bir engeldir.

sbd.anadolu.edu.tr 27
Sınır Testi ile Enflasyon ve Ekonomik Büyüme İlişkileri: Türkiye Üzerine İncelemeler
Tablo 1. Enflasyon-Büyüme İlişki Üzerine Teorik BTekalebntliole r1 v.e ( UDygeuvlaamma S)o nuçları (Devamı)
Artan 23 Gelişmiş ve Ortalama Yatay Kesit ve Gelişmiş ve gelişmekte olan ülkelerde uzun
(2006) 40 Gelişmekte Büyüme ve Panel Veri dönemde enflasyon büyümeyi negatif
Olan Ülkede Enflasyon, Analizi yönde etkilemektedir. Ancak, enflasyonun
Enflasyon ve Enflasyon büyüme üzerindeki olumsuz etkisi,
Büyüme (1977- Belirsizliği gelişmiş ülkelere kyasla gelişmekte olan
2001) ülkelerde daha fazladr.
Terzi ve Türkiye (1976- GSMH, TEFE, Zaman Serileri Enflasyon-büyüme ve enflasyon-sabit
Oltulular 2003) Toplam-Kamu- Analizleri ve sermaye yatrm harcamalar arasndaki
(2006) Özel Sabit Eşanl ilişkilerin negatif ve anlaml olduğu
Sermaye Denklem belirlenmiştir.
Yatrmlar Sistemiyle
analiz
Vaona ve 167 Gelişmiş ve GSYİH, Nüfus Zaman Serisi Gelişmiş ülkelerde %12’nin üzerindeki bir
Schiavo Gelişmekte olan Artş,Yatrmlar ve Regresyon enflasyonun ekonomik büyüme üzerine
(2005) ülke (1960- n GSYH ya Analizi, sürdürülebilir bir büyüme etkisinin
1999) oran,Kamu parametrik olmadğ; gelişmekte olan ülkelerde
Harcamalar olmayan büyüme oranlarndaki istikrarszlklarn
yöntemler. enflasyon için eşik değer belirlemede sorun
teşkil ettiği tespit edilmiştir.
Ylmaz ve Türkiye'nin Bölgesel Zaman Serisi Marmara ve Akdeniz Bölgelerinde
Kaya Yedi Coğrafi Büyüme ve ve Panel Veri enflasyon ve büyüme arasnda ksa dönemli
(2007) Bölgesi (1983- Bölgesel Analizi bir ilişkinin, geriye kalan beş bölgede ise
2001) Enflasyon uzun dönemli bir ilişkinin olduğu
görülmüştür.
Karaca Türkiye (1987- Enflasyon ve Zaman Serisi Enflasyon-büyüme ilişkisinin negatif
(2003) 2002) Büyüme Analizi işaretli olduğu; buna göre enflasyondaki
Rakamlar yükselişin büyüme orannn gerilemesine
neden olduğu belirlenmiştir.
Turhan Enflasyon ve GSYH Nedensellik Enflasyon oranlar ile büyüme oranlar
(2007) Ekonomik Deflatörü, Analizi arasnda tek yönlü negatif bir ilişkiye
Büyüme (1988- TEFE, TÜFE ve rastlanrken, TEFE ve TÜFE endeksleri ile
2004) Büyüme oranlar büyüme arasnda ise herhangi bir
nedensellik ilişkisine rastlanmamştr.
Uysal, Türkiye (1950- Enflasyon ve Zaman serisi Enflasyondan büyümeye doğru tek yönlü
Mucuk ve 2006) Ekonomik analizleri bir bağntnn bulunduğu ortaya
Alptekin Büyüme koyulmuştur.
(2007)
Xiao Çin (1978-2007) Reel GSYİH, Nedensellik Sermaye birikimi ile enflasyon arasnda
(2007) TÜFE, Toplam Analizi, Eş karşlkl nedensellik yakalanrken,
Sabit Sermaye bütünleşme ve enflasyon ile ekonomik büyüme arasnda
Birikim Hata Düzeltme sadece uzun dönemde olumlu bir ilişkinin
olduğu belirlenmiştir
İli (2008) Türkiye (1988- GSYİH, TÜFE, Zaman Serisi İl düzeyinde yaplan çalşmada bir
2008) M2, Yatrmlara Analizi gecikmeyle enflasyonun büyümeyi pozitif
Oran olarak etkilediği, ancak iki gecikmede
negatif etkilediği tespit edilmiştir. Net
etkinin ise yanszlk yönünde olduğu ifade
edilmiştir.
Mallick Hindistan Reel Büyüme, Eş Eş-bütünleşme süreci uygulanarak,
(2008) (1960-2005) Sermaye Bütünleşme, enflasyon orannn ekonomik büyüme
birikimi, mali Hata düzeltme üzerine ters etkilerinin olduğu ve bunun da
açklarn modeli (ECM) istatistiki açdan anlamllk taşdğ tespit
büyüme oran, ve snr testi edilmiştir. Elde edilen bu bulgu, hedeflenen
GSYİH (ARDL) fiyat istikrar (enflasyon hedeflemesi)
deflatörü, yaklaşm. politikasnn gelişmekte olan piyasalarda
TÜFE, TEFE, daha yüksek bir ekonomik büyümeyi
reel faiz oran ve başarma hususunda arzulanabilir bir olgu
özel sektöre olduğuna işaret eder.
verilen krediler

28
Cilt/Vol.: 12 - Sayı/No: 2 (25-40) Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi
Tablo 1. Enflasyon-Büyüme İlişki Üzerine Teorik Beklentiler ve Uygulama Sonuçları (Devamı)
Taban(2008) Türkiye(1970- Reel GSYH, Birim Kök Testi, Enflasyonun büyüme üzerinde hem uzun
2006) TEFE Eş Bütünleşme hem de kısa dönemde istatistiksel olarak
Testi, Sınır Testi anlamlı negatif etkilerinin olduğunu
ARDL Yaklaşımı göstermiştir.
Karaçor, Türkiye (1990- GSYİH ve Eş bütünleşme Enflasyon oranı ile ekonomik büyüme
Şaylan ve 2005) TEFE Analizi ilişkisinin negatif yönlü olduğuna yönelik
Üçler (2009) kanıtlar söz konusudur.
Telatar ve Türkiye (1987- GSYİH ve Temel İstatistik Enflasyon ve ekonomik büyüme arasında
Abiyev 2006) TÜFE özellikleri ve Çok ters yönlü bir ilişki bulunmuş ve bu
(2009) Değişkenli ilişkinin 2001 yılında güçlendiği
Genelleştirilmiş sonucuna varılmıştır.
otoregresif
koşullu değişken
varyans

Yukarıda bir kısım literatürden özetlerin verildiği QK = a.A.Ka-1. Lb = a.Q/K →K.QK= a.Q
çalışmalar incelendiğinde, enflasyon ile ekonomik Q =b.A.Ka. Lb-1 =bQ/L →L.Q bQ
büyüme arasında pozitif, negatif ve yansızlığın oldu- L L=
KQ LQ =(a+ b) Q
ğuna dair bulguların yanı sıra büyümeyi olumlu yön- K. L
de etkilediği, ancak bunun bir eşik değerde olması ℓnQ =ℓnA+aℓnK+bℓnL
koşuluna bağlı olduğunu ortaya koyan çalışmalar söz
ℓn Y = ℓnß ß ℓnX ß ℓn X +u
konusudur. i 1+ 2 2i+ 3 3i i
= ß0+ ß 2ℓnX2i+ß=3 ℓ ßn0 +X ß32i ℓ+nu Xi 2i+ß3ℓn X3i +ui (2)
Model Arayışı, Veri ve Metodoloji
ß ℓnß
Burada 0 = 1 dir. Böyle yazılınca, model doğru-
Literatür özetinden hareketle, enflasyon ve ekonomik ’
sallaştırılmış olur (Gujarati, 1995, s.215). Yukarıdaki
büyüme ilişkilerini ele alan çalışmalarda, kullanılan
modele, ekonomide büyüme araştırılırken, bu kez
ekonometrik yöntemi de destekleyecek şekilde model
büyümeye etki edeceği düşünülen enflasyon oranı da
arayışına gidilmiştir. Bu çerçevede literatürde yaygın bir üçüncü değişken olarak modele eklenmiştir. Yeni
bir şekilde ekonomik büyüme bağımlı değişken ol- model de şöyle oluşur:
mak kaydıyla, büyümeye etki edeceği düşünülen de-
ğişkenler genel olarak neoklasik bir üretim fonksiyo- Q =A.Ka. Lb. I.(X-M)
nu ile tanımlandığı dikkat çekmektedir. Bu çerçevede
Cobb-Douglas tipi bir büyüme eşitliğinde, çıktı-eko- ℓn Yi = ℓn ß1+ ß2ℓnL 2i+ß3ℓn K3 i + ß4 Ixi + ß5(X-M)+ u i (3)
nomik büyüme bağımlı değişken olmak kaydıyla, bu Bu çalışmada (3) nolu eşitlik çerçevesinde analizler
değişkeni üretim faktörlerinden emek ve sermayenin için e-views5.1 paket program kullanılmıştır.
etkilediği kabul edilir. Dolayısıyla Cobb-Douglas tipi
üretim fonksiyonu şu şekilde tanımlanabilir: Çalışmada kullanılan veriler Dünya Bankası Elektro-
nik Veri Sisteminden alınmıştır. Özellikle sabit ser-
Q=A. K a. Lb maye stoku verilerindeki eksiklikler nedeniyle ve bir
Y =ß X ß2 X ß3 eui bütünlük oluşturmak amacıyla Dünya Bankası veri
i 1 2 i 3i (1)
seti kullanılmıştır. Veriler yıllık olup, modelde kulla-
Burada Q, çıktı düzeyini; K, sermaye miktarını ve nılan tüm değişkenler için verilerin ortak başladığı yıl
L de emek miktarını ifade eder. Burada a;üretimin dikkate alınarak 1968-2008 yılları arasını kapsamış-
emeğe göre esnekliğinin, b; üretimin sermaye esnek- tır. Ayrıca kullanılan değişkenler mutlak rakamlarda
liğini gösterir. Bu üretim fonksiyonu ölçeğe göre sabit iken, kullanılacak modeller çerçevesinde zaman za-
getiriler (a + b =1) varsayımından hareket ederek, şu man büyüme oranı cinsine de çevrilmiştir. Bu değiş-
şekilde dönüştürülür:
sbd.anadolu.edu.tr 29
Sınır Testi ile Enflasyon ve Ekonomik Büyüme İlişkileri: Türkiye Üzerine İncelemeler
kenler; Y (GSYİH büyüme oranı), POP (nüfusun bü- Birim Kök Sınamaları
yüme oranı), CAP (brüt sermaye birikiminin GSYİH Çalışmada 1968-2008 arası dönem ele alındığından,
içerisindeki payı), ACIK (dış açıklık) ve TF (TÜFE, makro ekonomik zaman serilerinin genellikle dura-
yani tüketici fiyat indeksi)’den oluşmaktadır. ğan olmadığı dikkate alınarak birim kök sınamaları
yapılmıştır. Zira elde edilen sonuçlar değişkenler ara-
Uygulama Sonuçları
sındaki neden-sonuç ilişkisinin değişkenlerin zaman
Çalışmada ilk olarak değişkenlere ait tanımlayıcı ista-
serisi özellikleri de dikkate alınarak detaylı bir şekilde
tistikler Ek 1 ve Ek 2’de sunulmuştur. Aşağıdaki gra-
incelenmesini gerektirmektedir. Bu amaçla çalışmada
fikte, Türkiye’nin 1968-2008 yılları arası dönemde enf-
öncelikle serilerin zaman serisi özellikleri incelen-
lasyon ve büyüme göstergesi arasında negatif yönlü
miştir. Bir serinin uzun dönemde sahip olduğu özel-
bir ilişkinin olduğu görülmektedir. Bu durum yuka-
lik, bir önceki dönemde değişkenin aldığı değerinin,
rıdaki tablolarda yer alan korelasyon katsayılarıyla da
bu dönemi ne şekilde etkilediğinin belirlenmesiyle
örtüşmektedir. Ancak, grafik yöntemi ile değişkenler
ortaya çıkartılabilir. Bu nedenle, serinin nasıl bir sü-
arasındaki ilişkinin yönü anlaşılmasına rağmen, bu
reçten geldiğini anlamak için, serinin her dönemde
ilişkinin derecesini göstermemektedir.
aldığı değerin daha önceki dönemdeki değerleriyle
regresyonunun bulunması gerekmektedir. Bunun
için değişik yöntemler geliştirilmiş olmakla birlikte,
ekonometride birim kök analizi olarak bilinen yön-
temle, serilerin durağan olup olmadıkları belirlene-
bilmektedir (Tarı, 2002, s.373). Tablo 4. Modele ait
değerlerden elde edilen ADF birim kök test sonuçla-
rına yer vermektedir.
Değişkenlere ait ADF birim kök sınaması sonuçlarına
göre, POP değişkeninin seviye değerlerinde durağan
olduğu görülmektedir. Zira test-istatistiği değerleri,
Şekil 1. Türkiye’de Enflasyon ve Brüt Ekonomik Büyüme İlişkileri
Şekil 1. Türkiye’de Enflasyon ve Brüt Ekonomik Büyüme İlişkileri kritik değerlerden mutlak anlamda büyük çıkması,
o serinin durağanlığına işaret eder. Buna karşılık Y,
ACIK ve CAP değişkenlerinin ise seviye değerleri
açısından durağan olmadıkları ve dolayısıyla bu de-
ğişkenlerin birinci farkları alınarak durağanlık araş-
tırması yapılması yoluna gidilmiştir. TF değişkeninin
ise birinci seviye değerinde de durağan olmadığı ve
dolayısıyla ikinci seviye değerinde durağanlık araş-
tırması yapılmıştır. Bu durumda bütün değişkenlerin
de durağan hale geldiği görülmektedir. Modelde ele
alınan değişkenlerin aynı derecede durağan olma-
ması nedeniyle, bu modelde uzun dönemli ilişkileri
araştırmak için eş-bütünleşme testi yapma imkanı
Şekil 2Şe. kTilü 2r.k Tiüyrek’iydee’d Ee nEnflflaassyyoonn vvee K Kişii Bşia Bşınaaş Enkao nEokmoink oBmüyiükm Beü İlyişükmil eer iİlişkileroi rtadan kalkmıştır.
Tablo 2. ADF Birim Kök SınamTaa bSolnou 2çl.a ArıDF Birim Kök Snama Sonuçlar
Y ACIK POP CAP TF
Değişkenler Seviye 1. Fark Seviye 1. Fark Seviye Seviye 1. Fark Seviye 1. Fark 2. Fark
Test
İstatistiği -1,007 -6,212 -2,973 -6,662 - 6,261 -2,568 -7,928 -0,751 -2,749 -5,049
Kritik Değerler
1% level -4,212 -4,219 -4,212 -4,219 -4,219 -4,212 -4,219 -4,219 -4,23 -4,235
5% level -3,529 -3,533 -3,529 -3,533 -3,533 -3,529 -3,533 -3,533 -3,537 -3,540
10% level -3,196 -3,198 -3,196 -3,198 -3,198 -3,196 -3,198 -3,198 -3,200 -3,202

30
Cilt/Vol.: 12 - Sayı/No: 2 (25-40) Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi
Regresyon Sonuçları
Regresyon analizi sonuçlarına göre brüt ekonomik negatif, ancak istatistiki açıdan anlamsız etkileri söz
büyüme üzerine korelasyon katsayısından farklı ola- konusudur. Yine dışa açıklık da negatif, ancak istatis-
rak sermaye birikimi %1 önem düzeyinde istatistiki tiki açıdan anlamsızdır. Bu sonuçlar, Türkiye ekono-
açıdan anlamlıdır. Dolayısıyla sermaye birikiminin misinde büyümenin sağlanabilirliğinin temel koşul-
ekonomik büyüme üzerine oldukça güçlü olumlu et- larından birisinin, sermaye birikiminin ve dolayısıyla
kisinin olduğu anlaşılmaktadır. Nüfus artış hızı(POP) tasarruf eğiliminin artırılmasıyla paralellik gösterdiği
0,00000283 pozitif ve istatistiki açıdan anlamlı etki- ve diğer yandan da dış açığın önüne geçilmesi oldu-
lerinin bulunduğu görülmektedir. Buradan nüfus ğu söylenebilir. Dolayısıyla Türkiye ekonomisinde
artışının (0,00000283) işgücü miktarındaki artışa enflasyonist ortamı kontrol altına alıcı sıkı para ve
bağlı olarak büyümeyi olumlu etkilediği düşüncesi maliye politikası uygulamalarının büyüme üzerinde
savunulabilir. Diğer taraftan enflasyon oranının ise olumlu ve kalıcı etkiler yapması beklenebilir.
Tablo 3T. aRbeglore 3sy.o Rn eAgnraeliszyi Soonn uAçlnaarıl i(Bzia ğSımonlıu Dçelğairşk e(nB: aGğSYmİHlBO D)eğişken: GSYİHBO)
Değişkenler Katsaylar Standart Hata t-istatistiği Olaslk
C -39.95999 41.52048 -0.962416 0.3428
D(CAP) 1.69E-08 1.79E-09 9.417188 0.0000
POP 2.83E-06 1.21E-06 2.344867 0.0252
D(ACIK) -3.318934 4.400845 -0.754158 0.4561
D(D(TF)) -8.167052 5.612301 -1.455206 0.1551
R2 0.804316 F-statistic 33.90986
Düz. R2 0.780597 Durbin-Watson İst. 1.817220

ARDL Yaklaşımı
Serilerin aynı dereceden durağan olduğu durum- 1995). Bu iki yaklaşımın yanı sıra 2000’li yıllara kadar
lar için özellikle uzun dönemli ilişki araştırmasında Park (1994)’ın değişken ilavesi yaklaşımı (variable
zaman serisi analizlerinden eş-bütünleşme araştır- addition approach), Shin (1994)’in geliştirdiği eş-
masına başvurulur. Ancak, serilerin aynı dereceden bütünleşmenin olmadığına dair H hipotezini test
0
durağan olmadığı durumlarda, uzun dönem ilişkiler etmede artıklara dayalı süreç (residual-based proce-
araştırılamamaktadır (Çelik ve diğ., 2008: 6). Bunun dure for testing the null of cointegration) ve Stock
yerine vektör otoregresif ya da literatürdeki tanım- ve Watson (1988)’un stokastik ortak trendler-sistem
lamasıyla VAR analizlerinin yapılması yoluna gidil- yaklaşımı (stochastic common trends-system appro-
mektedir. Bu uygulamalardan farklı olarak ekono- ach) da kullanılmıştır.
metri literatüründe Pesaran, Shin ve Smith’in (2001)
İngiltere üzerine yaptıkları çalışmada ilk kez sınır tes- Pesaran ve diğ. (2001)’lerinin yaptıkları çalışmada ki
ti analizlerini [autoregressive distributed lag (ARDL)] bakış açısı, seviye ilişkilerinin ampirik analizini za-
uygulamışlardır (Pesaran, vd., 2001, ss.289-291). man serisi ekonometrisinin bir parçası konumunda
görmektedir ve birim kök ile eş-bütünleşme üzerine
Bu bağlamda 1990’lardan itibaren ekonometrik çalış-
literatürü ele almaktadır. Diğer taraftan bundan önce-
malarda değişkenler arasında seviye değerlerinde iliş-
ki literatürün vurgusu, mevcudu test etmekten ziyade
kilerin varlığını test etmeye yönelik ilgi oldukça art-
seviye ilişkilerinin tahminine yönelikti. Bilindiği gibi
mıştır. Temelde bu analiz eş-bütünleşme testlerinin
eş-bütünleşme analizi, bu boşluğu doldurur, ancak
kullanımına dayalı olup, genel olarak iki yaklaşım ge-
belirgin bir şekilde bağımlı değişkeni (y) açıklamaya
liştirilmiştir. Bunlardan birincisi, eş-bütünleşmenin t
çalışan tahmincilerin (x) tümünün 1 veya daha üst
olmadığına dair H hipotezini test etme sürecini t
0 değerde bütünleşik olduğu önsel kısıtlamasına sahip-
içeren iki aşamalı artıklara dayalı süreç (two-step
tir. Dolayısıyla ARDL yaklaşımıyla, ele alınan değiş-
residual-based procedure for testing the null of no-
kenlerin tümü I(0) olsa bile, y ve x arasındaki seviye
cointegration)’tir (Engle and Granger, 1987; Phillips t t
ilişkilerinin varlığını test etme sorununun standart
and Ouliaris, 1990). İkincisi, sistem tabanlı indir-
dışı olduğu ortaya konulur. Zira y ile x arasındaki se-
genmiş sıra regresyon yaklaşımı (system-based re- t t
viye değerleri açısından ilişkinin olmadığına dair sıfır
duced rank regression approach)’dır (Johansen, 1991,
sbd.anadolu.edu.tr 31
Sınır Testi ile Enflasyon ve Ekonomik Büyüme İlişkileri: Türkiye Üzerine İncelemeler
hipotezi varsayımında, y sürecini tanımlayan süreç, Ekonometrik analize temel teşkil edecek yukarıdaki
t
x tahmincilerinin sadece I(0) ve I(1) veya karşılık- teorik bakış açısının yanı sıra klasik büyüme model-
t
lı olarak eş-bütünleşik olup olmadığı hususunu I(1) leri çerçevesinde çalışmada Cobb-Douglas tipi büyü-
olarak kabul eder. Tahmincilerin sadece I(0) ve I(1) me eşitliğinde emek ve sermayeye ilaveten, yine yeni
veya karşılıklı olarak eş-bütünleşik olup olmadığına büyüme teorilerinde ekonominin dışa açıklığını ölç-
dair belirsizliğin bilinmediği durumda, yazarların mek üzere dış ticaretin GSYİH’ya oranı değeri ile ça-
geliştirdiği asimptotik teori, y ile x arasındaki sevi- lışmanın temel hipotezine uygun olarak enflasyonun
t t
ye ilişkisinin varlığını test etmede basit bir çatı sağlar. ekonomik büyüme üzerine etkilerini belirlemek için
Ayrıca belirlenmiş tahmincilerin bütünleşme sırası- tüketici fiyat indeksi 2005 baz yılına göre modele dahil
nın y ile x arasındaki seviye ilişkisinin varlığını test edilmiştir. Mevcut bağımlı değişkeni belirleyeceği dü-
t t
etme önsel olarak tespit edilmesi belirsiz konumda- şünülen 4 bağımsız değişkenin öncelikle logaritmaları
dır. Bu nedenle eş-bütünleşme analizinin bilinen uy- alınmıştır. Daha sonra da bütün serilerin logaritmik
gulamalarının aksine, buradaki yöntem, önceden test farkları alınarak yeni seriler oluşturulmuştur. Son ola-
etme sorununun bu özel türünün konusu değildir. rak trend unsurunun etkili olup olmadığını belirle-
Yazarların çalışmalarında kullandıkları eşitliğe tasar- mek amacıyla da modele trend bağımsız değişkeni ek-
ladıkları sınır test süreci uygulaması bu noktaya ışık lenmiştir. Değişken oluşturma sürecinin devamında
tutar ki, değişkenlerin I(1) veya I(0) olmamasına göre modelde uygun gecikme uygunluğunun tespiti ama-
önsel bir pozisyonun alınmasına ihtiyaç yoktur. Dola- cıyla bağımlı değişkenin de modele gecikme değeri
yısıyla çalışmadaki analiz, tek bir eşitlik yaklaşımına ile dahil edildiği eşitlik kurulur ve buradan AIC ve SC
dayalı tutulmuştur. Sonuçta, y’yi içeren bir seviye iliş- değerleri hesaplanır. Buradan seri korelasyon araştır-
t
kisinden daha fazla olabilen durumların uygun olma- ması ile LM değerleri için her bir gecikmeye dayalı R2
yacağı ileri sürülmüştür. (Pesaran vd., 2001, s.315). ve p değerleri alınır.
Tablo 4T. Eaş-bblüot ü4n.l eEşmş-eb Tüetsütin İlçeinş mUyeg uTne Gsetic iİkçmine UUzuyngluuğnu G Areacşitkırmmaes ıUzunluğu Araştrmas
Trendsiz
AIC SC LM(1) LM(2) LM(3)
Eq1 -4,917 -4,271 0,35 (0,55) 1,31 (0,52) 4,99 (0,17)
Eq2 -4,922 -4,051 6,32 (0,01) 16,09 (0,00) 19,86 (0,00)
Eq3 -4,923 -3,824 20,81 (0,00) 32,04 (0,00) 32,42 (0,00)
Trendli
AIC SC LM(1) LM(2) LM(3)
Eq1 -4,870 -4,181 0,51 (0,47) 1,64 (0,43) 0,81 (0,84)
Eq2 -4,927 -4,012 6,84 (0,01) 18,88 (0,00) 21,99 (0,00)
Eq3 -4,948 -3,804 19,38 (0,00) 30,23 (0,00) 31,82 (0,00)

Eş-bütünleşme testi için uygun gecikme uzunlu- Uygun bulunan eşitliğe dayalı modelde uzun dönem
ğu araştırmasında LM değerlerinden 0,05 ve üzeri ilişkinin olup olmadığı da Wald testine bağlı olarak
değerlere sahip eşitlikler seçilir. Buna göre 1 nolu belirlenmeye çalışılır. Buna göre hem trendli hem de
eşitliklerin hem trendli hem de trendsizlerinin LM trendsiz şekliyle 1 nolu eşitliklerin tahmini yapılır ve
değerleri için LM1, LM2 ve LM3 açısından uygun Wald testinde bağımlı değişkenin bağımsız değişken
gecikme içerdiği görülmektedir. Bilindiği gibi LM de- boyutu ile yer aldığı logaritmik değerinin modeldeki
ğerleri otokorelasyon olup olmadığını test eder. Bura- t değerleri alınır. Diğer bir ifadeyle uygun modelde
da otokorelasyonun olmadığı eşitliklerden AIC ve SC bağımlı değişkenin modelde bağımsızlaştırılmış bo-
değerlerine göre en iyi olanın seçimi yapılır. Burada yutu, yani logaritmik ulusal gelirin 1 gecikmeli değeri
da mutlak değer itibarıyla en yüksek ya da negatif [LY(-1)] için t istatistiği alınır. Wald testlerinde de
katsayılarda en düşük AIC ve SC değeri açısından 1 trendli ve trendsiz F değerleri alınır.
nolu eşitliğe 3 gecikmenin uygun olduğu görülür.
32
Cilt/Vol.: 12 - Sayı/No: 2 (25-40) Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi
Tablo 5. Eş-bütünleşme Testinde Seçilen 3 Gecikme Uzunluğu İçin Hesaplanan t ve F
Tablo 5. Eş-bütünleşme Testinde Seçilen 3İ sGteactiiksmtiek Ulezurinnluinğ uD İçeinğ eHrelsearpi lanan t ve F İstatistiklerinin Değerleri
Trendli Trendsiz
t = -2,84 t = -3,82
v iii
F = 3,32 F = 4,11
iv iii
F = 3,59
v

Hesaplanan t ve F değerleri için Pesaran, Shin ve Smith (2001) tarafından yapılan çalışmadaki kritik değerlerle
karşılaştırması yapılır.
Tablo 6. t ve F Değerleri İçinT Karibtilko D e6ğ. etr lveer F Değerleri İçin Kritik Değerler
Trendli Trendsiz
Önem %10 %5 %1 Önem %10 %5 %1
Düzeyleri Düzeyleri
t -3,13/-4,04 -3,41/-4,36 -3,96/-4,96 t -2,57/-3,61 -2,86/-3,99 -3,43/-4,60
v iii
F 3,03/4,06 3,47/4,57 4,40/5,72 F 2,45/3,52 2,86/4,01 3,74/5,06
iv iii
F 3,03/4,06 3,47/4,57 4,40/5,72
v
Kaynak: Pesaran, M. Hashem, Yongcheol Shin and Richard J. Smith (2001), “Bounds
Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships”, Journal of Applied
Econometrics, pp 301-302,304-305.
Kritik değer karşılaştırmasında hesaplanan trendsiz li değerle model tahmininde uzun dönem ilişkinin t
t değerinin %5 önem düzeyinde kararsızlık bölge- değeri açısından bulunmadığı ve F değeri açısından
iii
sinde olduğu, ancak %10 önem düzeyinde anlamlı da %10 önem düzeyinde kararsız bölgede bulunduğu
olduğu görülür. Dolayısıyla, trendsiz t değeri bakı- dikkat çekmektedir.
iii
mından uzun dönemli ilişkinin olduğu söylenebilir
Uzun dönem eşitliğinin oluşturulabilmesi için uzun
ve bunun F değerinin ise %1 önem düzeyinde karar-
iii dönem katsayılarının hesaplanmasına gerek vardır.
sızlık bölgesinde ve %5 önem düzeyinde de anlamlı
Uzun dönem katsayılarının hesaplanmasında hem
bölgede olmasıyla teyit edildiği söylenebilir. Trendli
gecikme sıralaması hem de değişken sıralaması sü-
t değerinin ise anlamlılığının bulunmadığı ve trend
v reçleri takip edilerek nihayetinde uzun dönem bü-
katsayısının olduğu F ile trend katsayısının olmadığı
iv yüme eşitliği için uygun gecikme uzunluğu AIC de-
F değerleri açısında da %10 önem düzeyinde karar-
v ğerleri dikkate alınarak tespit edilebilir ve daha sonra
sızlık bölgesinde yer aldığı görülür. Dolayısıyla trend
buna bağlı katsayıların oluşturulması sürecine gidilir.
TabloTa 7bl.o A 7.R ADRDLL ((11,1,1,1,1,2,,20,)0 U)z Uunz Duönn eDmö Bnüeymüm Beü Eyşiütlmiğie İ çEinş i Htleisğaip İlaçnina nH Keastsaapylıalanran Katsaylar
Değişkenler Katsay Standart Hata p değerleri
C 0.115838 1.857003 0.9507
LY(-1) 0.587587 0.098992 0.0000
LCAP 0.177555 0.023781 0.0000
LCAP(-1) -0.039553 0.033032 0.2412
LTF -0.113257 0.022002 0.0000
LTF(-1) 0.121062 0.020972 0.0000
LOB -0.033446 0.017057 0.0599
LOB(-1) 0.038686 0.020194 0.0657
LOB(-2) -0.011244 0.016743 0.5074
LPOP -0.002729 0.128513 0.9832
R2 0.996159 F-istatistiği 806.8952
Düzeltilmiş R2 0.994925 F-istatistiği p değerleri 0.000000
D-W istatistiği 1.823195

sbd.anadolu.edu.tr 33
Sınır Testi ile Enflasyon ve Ekonomik Büyüme İlişkileri: Türkiye Üzerine İncelemeler
Yukarıdaki eşitlikten hareketle uzun dönem katsa- arasında ise, cari dönemde negatif ve istatistiki açı-
yılarının hesaplanması ve böylece tahmin modeline dan anlamlı etkilerin olduğu görülmektedir. Bu du-
ulaşılması söz konusu olur. Uzun dönem büyüme rum, ekonomik büyümede enflasyonun olumsuz et-
eşitliği için hesaplanan katsayılarda, GSYİH’daki ar- kiler yarattığı, diğer bir ifadeyle, enflasyonist yapının
tışı etkileyen faktörler istatistiki önem düzeyine bağlı ekonomide belirsizlik ortamını besleyerek büyümeyi
olarak sırasıyla şu değişkenlerden oluşur: GSYİH’nın sekteye uğrattığına işaret eder. Ancak, bir dönem ge-
bir önceki dönem [LY(-1)] değeri, sermaye birikimi cikme değerlerinde enflasyonun büyüme etkilerinin
[LCAP], tüketici fiyat indeksinin cari [LTF] ve gecik- talep yaratıcı süreçle ekonomik canlanmayı sağla-
meli [LTF(-1)] değerleri %1 önem düzeyinde; dışa yarak pozitif etkide bulunduğu görülür. Enflasyon
açıklığın cari [LOB] ve bir dönem önceki gecikmeli değişkenini cari ve gecikmeli değerler katsayıları
[LOB(-1)] değeri de %10 önem düzeyinde anlamlı toplamının ise sıfıra yakın olması, enflasyonun büyü-
etkiler yaratmıştır. Bağımlı değişkeni etkileyen söz me üzerinde etkisinin olmadığı hipotezini destekler
konusu bağımsız değişkenler işaretler açısından de- niteliktedir. Diğer taraftan, ekonominin dışa açıklık
ğerlendirildiğinde, milli gelirin trende dayalı bir et- derecesinin yükselmesinin de büyüme üzerine olum-
kileşim içerisinde olduğu görülür. Diğer bir ifadeyle suz etkiler yaptığına dair bulguya rastlanmıştır. Bu-
GSYİH’nın gelecek değerinin cari dönem değişme- rada Feder (1982)’in araştırmasında, asgari kalkın-
lerinden önemli ölçüde etkilendiği ve bu durum da mışlık düzeyine ulaşmadan dışa açılma süreçlerinin
bekleyişlere dayalı bir canlanma veya daralma süreç- ekonomik büyüme üzerinde negatif etkiler yarataca-
lerinin; daha çok da canlanma süreçlerinin geleceği ğına dair hipotezi beslemektedir. Ancak, 1968-2008
olumlu yönde etkilediğine işaret eder. Diğer taraftan, dönemi analizinde, Türkiye ekonomisinin adeta şok
Türkiye ekonomisinin büyüme performansında ser- önlemlerle dışa açılma süreçleri yaşadığı ve bunun da
maye birikiminin oldukça önemli yere sahip olduğu olumsuz yansımalar yaratabildiği gözlenirken; önem
görülürken, işgücü stokunun artmasının ise ekono- düzeyinin %10 seviyesinde olması da söz konusu iliş-
mik büyüme üzerine negatif fakat istatistiki açıdan kinin zayıf olduğuna işaret etmektedir.
anlamsız etkilerinin olduğu görülmektedir. Bu du-
Yukarıda tahmin edilen ARDL (1,1,1,2,0) eşitliğin-
rum, ekonomik büyümede sermayenin önemine vur-
den hareketle hesaplanan ekonomik büyüme üzerine,
gu yaparken, işgücü stokundaki artışların etkinliği
sermaye stoku, enflasyon, ekonominin dışa açıklığı ve
düşürdüğüne dair sonuçlar vermektedir. Ayrıca çalış-
toplam işgücü stokuna ait uzun dönem tahmin mo-
manın temel hipotezini oluşturan ekonomik büyüme
deli sonuçları aşağıdaki gibidir.
ve enflasyonu temsilen tüketici fiyatlar genel düzeyi
Tablo T8.a AbRDloL (81., 1A,1R,2D,0L) U (z1u,n1 D,1ö,n2e,m0) B Uüyzüumne DEşöitnlieğim Büyüme Eşitliği
Katsaylar t istatistiği
Sabit 0,280 -0,062
lcap 0,334 5,435
ltf 0,018 1,362
lob -0,014 -0,453
lpop -0,060 -0,021

Yukarıdaki tabloda regresyon tahmin değerlerini şu komotifi olduğu söylenebilir. Diğer taraftan göreceli
şekliyle fonksiyonel bir forma dönüştürmek müm- olarak hızlı bir nüfus artışının olduğu Türkiye ekono-
kündür: misinde nüfus artışına paralel olarak işgücü stokunun
da arttığı bilinmektedir. Ancak, işgücü stoku ya da
Y = 0.280 + 0.334 lcap + 0.018 ltf – 0.0174 lob – 0.06 lpop arzı artarken, bu artışı massedebilecek sermaye stoku
ve dolayısıyla yatırım artışının sağlanamaması, eko-
Türkiye ekonomisinin uzun dönem büyüme perfor-
nomide verimliliğin düşmesine yol açmaktadır. Enf-
mansında sermaye stokunun hem işaret hem de ista-
lasyonun büyüme üzerine etkisi ise küçüktür ve ista-
tistiki açıdan en önemli değişken olduğu görülmekte-
tistiki açıdan da anlamsızdır. Bu durum, uzun dönem
dir. Dolayısıyla, Türkiye ekonomisinin uzun dönemli
ekonomik büyümede enflasyonun herhangi bir etkisi-
büyüme sürecinde sermaye stokunu artırıcı politika
nin olmadığını göstermektedir. Dolayısyla, literatürde
önlemlerinin ki, bunun başında tasarruf kabiliyetini
ekonomik büyüme ve enflasyon ilişkileri üzerine yan-
geliştirici politika tedbirlerinin büyümenin temel lo-
sızlığın olduğuna dair çalışmalarla örtüşmektedir.
34