Cari Açık ve Ekonomik Büyüme İlişkisinin Panel Nedensellik Analizi

CARĠ AÇIK ve EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠNĠN PANEL NEDENSELLĠK
ANALĠZĠ EKSENĠNDE DEĞERLENDĠRĠLMESĠ
Aslı Önay AKÇAY1
Filiz ERATAġ2
Cari işlemler dengesi, ulusal ekonominin dış ticaret dengesi ve dış dünya net faktör
gelirlerinden oluşmaktadır. Dolayısıyla sıkça aynı anlamda kullanılan dış ticaret açığı
kavramından daha geniş bir tanım içermektedir. Günümüzde, birçok ülkenin karşılaştığı cari
açık sorunu finansallaşmanın bir ürünü olarak karşımıza çıkmaktadır. 1990’lı yılların
sonundan, uluslararası krize kadar olan dönemde birçok ülkede artan cari açıklar
gözlemlenmektedir. Özellikle gelişmekte olan ülkelerde, cari açık bir yandan ulusal
ekonomilerin kırılganlığını arttırırken diğer yandan ekonomik büyümenin en önemli
kaynaklarından biri haline gelmektedir.
Bu çalışmanın amacı, “BRICT” ülkeleri kapsamında cari açık ve ekonomik büyüme
arasındaki nedensellik ilişkisinin belirlenmesidir. Bu bağlamda, panel veri analizi
kapsamında, analize konu olan 5 ülkenin 1993-2011 dönemine ait yıllık verileri kullanılarak
ampirik bir model oluşturulmuştur. Öncelikle değişkenlerin heterojenliği delta testi (Pesaran
ve Yamagata, 2008) kullanılarak araştırılmış, ardından serileri oluşturan yatay kesit birimleri
arasındaki bağımlılık CADF testi ile incelenmiştir. Westurlund ECM eşbütünleşme testi ile
seriler arasındaki eşbütünleşik ilişkinin varlığı ispatlandıktan sonra, Dumitrescu-Hurlin(2012)
panel nedensellik testi uygulanmıştır. Elde edilen ampirik bulgulara göre, BRICT ülkelerinde
uzun dönemde cari işlemlerden ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik ilişkisinin olduğu
görülmektedir.
Anahtar Kelimeler: Cari Açık, Ekonomik Büyüme, Panel Veri Analizi, Panel Nedensellik
Analizi, BRIC Ülkeleri.
Jel Kodları: F32,F43,C33.
1
Araştırma Görevlisi, Dokuz Eylül Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü,
[email protected].
2
Araştırma Görevlisi, Celal Bayar Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü,
[email protected].
ASSESSMENT OF THE CURRENT ACCOUNT DEFICIT and ECONOMIC
GROWTH RELATIONSHIP WITHIN AXIS OF THE PANEL CAUSALITY
ANALYSIS
Aslı Önay AKÇAY1
Filiz ERATAġ2
Current account balance consists of trade balance of the national economy and the net
foreign factor income. Therefore, it has broader definition than the foreign trade deficit that is
often used in the same sense. Nowadays, current account deficit problem that many country
face by is the product of financialization. Period from the end of the 1990s to international
crisis increasing current account deficits observed in many countries. Especially in developing
countries, the current account deficit on the one hand increases the vulnerability of national
economies are becoming one of the most important sources of economic growth on the other
hand.
The purpose of this study is to determine the causality relationship between the current
account deficit and economic growth for the Brazil, Russia, India, China and Turkey
(BRICT). In this context, using annual data an empirical model has been developed in the
scope of the panel data analysis for the period 1993-2011. First, heterogeneity of the variables
were investigated using the delta test (Pesaran ve Yamagata, 2008), and then dependence
between cross-sectional units that make series were examined by the CADF test. After the
existence of the cointegration relationship between the series proved by using the Westurlund
ECM cointegration test Dumitrescu-Hurlin(2012) panel causality test was applied. According
to the empirical results, in the long term there is causal relationship from current accounts to
economic growth in the BRICT countries.
Keywords: Current Account Deficit, Economic Growth, Panel Data Analysis, Panel
Causality Analysis, BRIC Countries.
Jel Codes: F32,F43,C33.
1
Research Asistant, Dokuz Eylül University, Faculty of Economics and Administrative Sciences, department of
Economics, [email protected].
2
Research Asistant, Celal Bayar University, Faculty of Economics and Administrative Sciences, department of
Economics, [email protected].
GĠRĠġ
1980’li yıllardan itibaren özellikle gelişmekte olan ülkelerde gözlenen finansal
serbestleşme ve deregülasyon uygulamaları, teknolojide yaşanan hızlı değişimle birlikte
küresel anlamda gerek reel gerekse de finans piyasalarının entegrasyon derecelerinde artışa
yol açmıştır. Serbestleşmenin temel amacı tasarrufların artırılması, bununla birlikte
yatırımlarda artış ve nihayetinde büyüme olsa da gerekli ve yeterli yasal düzenlemelere sahip
olmadan sermaye akımlarının serbestçe akışına izin veren ülkelerin kırılgan bir yapıya sahip
oldukları ve şoklar karşısında finansal kriz yaşadıkları bilinmektedir.
Cari açık en genel tanımı ile bir ülkenin harcamalarının gelirlerinden veya
yatırımlarının tasarruflarından fazla olmasını ifade etmektedir. Bu durum, ülkenin diğer
ülkelere karşı borçlu olduğu anlamına da gelmektedir. Cari açık veren ülke kırılgan bir yapıya
sahip olmakta ve şoklar karşısında finansal kriz yaşama olasılığı artmaktadır. Bunun
nedenlerinden biri ilgili yasal düzenlemelerden yoksun olan ülkelerin, makroiktisadi
yapısallarının da zayıf olması durumunda spekülatif ataklara karşı savunmasız olmaları ve
ülke içine akan sermayenin bir anda tersine dönerek finansal kriz yaşanmasına neden
olabilmesidir. Örneğin 1990’lı yıllarda para krizi sorunu yaşayan ülkelerin çoğunda kronik
cari işlemler açığı bulunmakta idi. Lakin bu durum kronik cari açığın her zaman finansal krize
yol açacağı anlamına gelmemektedir.
Cari işlemler açığı, açığın yol açtığı kırılganlık ve nihayetinde bunun büyüme üzerine
etkisi bağlamında bu çalışmanın amacını Brezilya, Rusya, Hindistan, Çin ve Türkiye (BRICT)
için cari açık ile büyüme arasındaki ilişkinin panel veri analizi yöntemi ile ortaya konması
oluşturmaktadır. Bu anlamda çalışmanın yazına iki temel katkı yapması beklenmektedir. İlki;
son yıllarda yazında cari açık ile büyüme arasındaki etkileşimi analiz eden çalışmalar bulunsa
da Türkiye’nin de dahil edilerek BRIC ülkelerinde cari açık büyüme ilişkisini ortaya koymak
üzere analiz yapan herhangi bir çalışma bulunmamaktadır. İkincisi ise; yazındaki diğer
çalışmalardan farklı olarak bu çalışmada değişkenlerin heterojenliği Pesaran ve Yamagata’nın
(2008) uyguladıkları delta testi yardımıyla araştırılmış, ardından serileri oluşturan yatay kesit
birimleri arasındaki bağımlılık incelenmiştir. Pedroni ve Westurlund eşbütünleşme testleri ile
seriler arasındaki eşbütünleşik ilişkinin varlığı ispatlandıktan sonra, Pedroni (2008),
Emirmahmutoğlu-Köse (2011) ve Hurlin (2012) panel nedensellik testleri uygulanmıştır.
1
BRIC ülkeleri ve Türkiye’ye ait cari açık ve büyüme verileri, 1993 – 2011 dönemi için
analiz edilmiştir. Panel veri analizi kapsamında oluşturulan ampirik model sonucunda cari
açık ile büyüme arasında eşbütünleşik bir ilişki bulunmuş buna ilaveten gerçekleştirilen
nedensellik testleri sonucunda da nedenselliğin cari açıktan büyümeye doğru olduğu sonucuna
ulaşılmıştır.
Çalışma dört bölümden oluşmaktadır. İlk bölümde cari açık büyüme ilişkisi ele
alınmış ve ilgili yazın incelenmiştir. İkinci bölümde BRIC ülkelerinin gelişimi ve Türkiye ile
ilişkileri incelenmiş, buna ilaveten makroiktisadi göstergeleri analiz edilmiştir. Çalışmanın
üçüncü bölümü ekonometrik yönteme ve veri setine ayrılmıştır. Panel veri analizinin yapıldığı
son bölümde bulgular da ayrıca değerlendirilmiş ve çalışma sonuç bölümü ile
sonlandırılmıştır.
1.CARĠ AÇIK-BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ ve YAZIN
Ödemeler bilançosu dört kalemden oluşmaktadır. İlk kalem cari işlemler hesabı, ikinci
kalem finans hesabı, üçüncü kalem net hata noksanı ve dördüncü kalem de resmi rezerv
hareketlerinden oluşmaktadır. İlk üç kalemin toplamı sonucunda oluşan fark resmi rezerv
hareketleri ile kapatılarak ödemeler bilançosu dengeye getirilmektedir. Cari işlemlerin açık
vermesi durumunda ödemeler bilançosunun dengeye gelebilmesi için finans hesabının fazla
vermesi veya rezerv hareketlerinin artması gerekmektedir. Bu noktada cari işlemlerde
meydana gelen bir açığın nasıl finanse edildiği önem kazanmaktadır. Cari işlemler açığı
dışarıdan borçlanılarak veya sıcak para ile finanse edilmeye çalışılıyorsa bunun sonucunda
ülkenin iktisadi anlamda kırılganlığı artmaktadır.
Cari işlemler dengesi ülkeler için önemli makroiktisadi göstergeler arasında yer
almaktadır. Bunun nedenleri arasında cari işlemler dengesinin iktisadi bir kırılganlık
göstergesi olarak anılması, piyasadaki beklentiler üzerindeki etkisi ve sürdürülebilir olup
olmaması yer almaktadır. Cari işlemlerde meydana gelecek açığın büyüklüğü ve bu açığın
devamlılık teşkil etmesi beklentiler üzerinde olumsuz etki yaratmakta ve piyasa aktörlerinin
kriz beklentilerini artırmaktadır.
Görüldüğü üzere cari işlemler ile büyüme arasındaki etkileşimin bir ayağını kırılganlık
ve buna bağlı olarak da finansal krizler oluşturmaktadır. Cari işlemlerin yaratacağı bir
kırılganlığa bağlı olarak ülkenin bir şok karşısında finansal krize girmesi büyümeyi de negatif
yönlü olarak etkileyeceğinden cari işlemler dengesinin önemi ülke ekonomileri için büyük
olmaktadır. Edwards (2002, 2004), çalışmalarında cari işlemlerin tersine dönmesinin
2
yatırımlar ve büyüme üzerinde negatif etkileri olduğu sonucuna varmıştır. Buna ek olarak
yatırım oranları yüksek ve yabancı sermayeye daha az bağımlı, diğer bir ifade ile daha az cari
işlemler açığı bulunan ülkelerin daha hızlı büyüdükleri bilinmektedir (Prasad, 2007: 161).
Cari işlemler açığı ile ilgili çalışmalar sürdürülebilirlik ve nedensellik olarak yazında
iki farklı kutupta toplanmışlardır. Cari açığın sürdürülebilirliği ülkenin iktisadi istikrarı ve
büyümesi için son derece önemlidir. Her ne kadar sürdürülebilirlik için kesin bir eşik değer
hesaplamak mümkün olmasa da cari açığın gayri safi yurtiçi hasılanın (GSYİH) %5’ini
geçmesi durumunda sürdürülebilirliği ile ilgili kuşkular oluşmakta, döviz kuru politikaları,
yatırım ve tasarruf düzeyleri, finansal sistemin yapısının ne kadar sağlam olduğu gibi
faktörler ise sürdürülebilirliğin göstergeleri olarak ele alınmaktadır (Milesi-Faretti ve Razin,
1996: 65). Sürdürülebilirlik yazında iki açıdan ele alınmıştır. İlki; tüketim ve yatırım
harcamalarının dikkate alındığı ulusal görüş ve ikincisi; küresel anlamda yatırımcıların varlık
portföylerini dikkate alan uluslararası finansal görüş (Kee vd., 2011: 308).
Cari açığa neden olan faktörlerin belirlenmesine yönelik yapılan çalışmalarda ise
büyüme ve döviz kuru değişkenleri diğer faktörlere göre daha çok dikkate alınmışlardır. Bu
bağlamda büyümenin cari açık üzerindeki etkisinin talep artışından kaynaklandığına dair
görüşler olduğu kadar kısa vadeli sermaye hareketlerinin döviz kuru üzerindeki etkisinin bir
yansıması olarak cari işlemlerde açığa yol açtığını savunan iktisatçılar da vardır (Erbaykal,
2007: 87).
İktisadi büyüme kabaca üretim olanakları eğrisinin sağa kayması olarak ifade
edilmektedir. Buna ilaveten bir ülkenin bir yıl içerisindeki fiyat değişimlerinden arındırılmış
kişi başı reel hasılasındaki artış da ülkede gerçekleşen iktisadi bir büyümeyi temsil
etmektedir. Özellikle gelişmekte olan ülkelerin kalkınma ile birlikte temel hedefini oluşturan
iktisadi büyümenin boyutu ülkeler arasında farklılıklar göstermektedir. İktisat yazınında da bu
konuda yapılmış birçok çalışma yer almaktadır. Bu çalışmaların bir kısmında büyümenin
temel bileşenleri ortaya konmaya çalışılmakta, bir kısmı cari işlemler açığı-büyüme etkileşimi
gibi daha çok büyüme ile farklı bir değişken arasındaki nedensellik ilişkisi incelenmekte veya
ülke gruplarının yakınsamaları ortaya konmaya çalışılmaktadır.
Büyümenin cari açık üzerindeki etkisinin incelenmesi için büyümenin bileşenlerine
bakılması gerekmektedir. Büyüme eğer ithalata bağımlı olarak gerçekleşiyorsa bu cari açık
üzerinde pozitif bir etkiye sahip olduğu anlamına gelmektedir.
Hepaktan ve Çınar’ın (2012) yaptıkları çalışmada OECD ülkelerinde ekonomik
büyüme ile cari işlemler dengesi arasındaki ilişki araştırılmış ve ekonomik büyümenin cari
işlemler dengesi üzerindeki uzun dönem etkisi sınanmıştır. Çalışmalarında 1975-2008
3
dönemini kapsayan 27 OECD ülkesi için GSYİH ve cari işlemler dengesi rakamlarından
oluşan 1836 gözlem kullanılmış ve ekonomik büyümede meydana gelen bir artışın istatistikî
açıdan anlamlı olarak cari işlemler dengesinde azalışa neden olduğu sonucuna ulaşılmıştır.
Yılmaz ve Akıncı’nın (2011) çalışmalarında 1980-2010 dönemi için yıllık veriler
kullanılarak Granger nedensellik ve Johansen eşbütünleşme ekonometrik yöntemleri
kullanılarak Türkiye için cari açık büyüme ilişkisi nedenselliğe bağlı olarak ortaya konmaya
çalışılmıştır. Cari açık ile büyümenin eşbütünleşik oldukları ve büyümeden cari açığa doğru
tek yönlü bir nedensellik olduğunu ortaya koymuşlardır.
de Mello vd. (2011) yazındaki cari işlemlerin büyüme üzerindeki kısa dönemli
etkilerinin incelendiği çalışmalardan farklı olarak, 1971-2007 yılları arasında gelişmiş ve
gelişmekte olan 100’den fazla ülke için sıralı probit modelini kullanarak uzun dönemli
etkilerini incelemişlerdir. Cari işlemlerin tersine dönmesi durumda iki yıl içerisinde
büyümede bir kırılma yaşanacağına dair bulgular elde etmişlerdir. Buna ilaveten
makroiktisadi yapısallardan kaynaklanan kırılganlıkla birlikte cari işlemlerin tersine dönmesi
durumunda büyümenin de negatif yönde etkilendiği sonucuna varmışlardır.
Telatar ve Terzi (2009) çalışmalarında Türkiye ekonomisi için ekonomik büyüme ile
cari işlemler dengesi arasındaki ilişkiyi 1991:4-2005:4 dönemini kapsayan üçer aylık verilerle
tahmin etmişlerdir. Granger nedensellik ve VAR analizleri kullanılarak yapılan çalışmada
büyüme oranı ile cari işlemler dengesi arasında, büyüme oranından cari işlemler dengesine
doğru tek yönlü bir nedenselliğin olduğunu ortaya konmuştur.
Kandil ve Greene (2002), Amerika Birleşik Devletleri için 1960-2000 dönemi yıllık
verilerle cari işlemler dengesinin konjonktürel hareketlere duyarlılığını Johansen-Juselius
eşbütünleşme ve Vektör Hata Düzeltme (VEM) modelleriyle incelemişler ve büyüme oranı ile
cari işlemler dengesi arasında uzun dönemli ve ters yönlü bir nedensellik ilişkisi olduğu
sonucuna varmışlardır.
2.BRIC ÜLKELERĠNĠN GELĠġĠMĠ ve TÜRKĠYE
Goldman Sachs Varlık Yönetimi Başkanı Jim O’Neill’ın Brezilya, Rusya, Hindistan
ve Çin ülkelerinin daha iyi bir küresel ekonomik yapı oluşturulması için yeni yatırım fırsatı
olarak bir araya gelmelerini önermesi sonucunda BRIC ortaya çıkmıştır. BRIC ülkeleri
popülasyonları, coğrafi alanları, piyasalarının büyüklüğü ve büyüme hızları açısından ortak
özelliklere sahiptirler.
4
Emek gücü açısından da değerlendirildiğinde 1 milyardan fazla nüfusu ile BRIC
ülkeleri küresel ekonomide önemli bir role sahip olmaktadırlar. 90’lı yıllardan itibaren BRIC
ülkeleri global üretim içindeki paylarını iki katından fazla artırmışlardır. Dünya nüfusunun
yaklaşık olarak %40’ını oluşturan ve satın alma gücü paritesi cinsinden dünya GSYİH’nın
yaklaşık %25’ne sahip BRIC ülkeleri Goldman ve Sachs’a göre 2050 yılında bu oranı %40’a
çıkaracaklardır(Purushothaman ve Wilson, 2003).
BRIC ülkeleri 1978-2009 yılları arasında değerlendirildiği zaman Çin, Hindistan’dan
sonra en hızlı büyüyen ülke konumundadır. Buna ilaveten bu ülkelerin makroiktisadi
yapısalları da olumlu sinyaller vermektedir. Yine Hindistan’ın ardından Çin, yatırım-tasarruf
oranları açısından hızlı bir yükseliş göstermektedir. Lakin küresel finans krizi ile birlikte bu
ülkelerin de büyüme oranlarında yıllar bazında bir düşüş göze çarpmaktadır. Şekil 1’de de
açıkça görüldüğü üzere reel GSYİH oranı 2010 yılı itibarı ile % 8.08 oranında iken 2013 yılı
itibariyle bu oranın % 4.7 olması beklenmektedir. Bunun en büyük nedenini ise Avrupa
Birliği’nin içinde bulunduğu ekonomik kriz oluşturmaktadır.
ġekil 1: BRIC Ülkelerinin Yıllar Bazında Reel GSYİH Büyüme Oranlarındaki Azalma
9
8,08
8
6,53
7
6
5
4,87
4,7
2012
2013
4
3
2
1
0
2010
2011
Reel GSYİH'daki yüzde değişim
Kaynak: Azarello ve Putnam(2012), CME Group, http://www.cmegroup.com/education/files/ed133market-insights-bric-2012-8-1.pdf
BRIC ülkeleri ayrı ayrı değerlendirildiklerinde her birinin farklı iktisadi özelliği ön
plana çıkmaktadır. Brezilya dünyanın tarım sektöründe gelişen bir gücü olarak emtia piyasası
ile, Rusya dünyanın en büyük doğal gaz tedarikçisi olarak enerji sektörü ile, Hindistan çok
becerikli işgücü ile birlikte özellikle bilişim teknolojilerinde, iş süreci ve çağrı merkezi dış
kaynak kullanımı açısından hizmet sektörü ile ve Çin ise üretim alanında dünyanın en hızlı
5
büyüyen ekonomisi özelliği ön plana çıkmaktadır. Her bir BRIC ülkesinin iktisadi özelliği
birbirinden ayrı olmakla birlikte bu ülkeler bir bütün olarak ele alındıklarında birbirlerini
tamamlayıcı oldukları sonucuna varılmaktadır.
Tablo 1’de görüldüğü üzere BRICT ülkeleri içerisinde istikrarlı olarak pozitif büyüme
oranlarına sahip iki ülke bulunmaktadır; Çin ve Hindistan. Türkiye’nin ise deprem ve finansal
kriz yaşadığı 1994, 1999, 2001 yılları ile küresel finans krizinin derinleştiği 2009 yılı hariç
her yıl pozitif büyüme oranlarına sahip olduğu görülmektedir. Bununla birlikte büyüme
oranları açısından Rusya’nın küresel krizden en çok etkilenen, Çin’in ise en az etkilenen ülke
olduğu sonucuna varılmaktadır.
Tablo 1: BRICT Ülkeleri 1993-2011Dönemi Büyüme Oranları (%)
Brezilya
Rusya
Hindistan
4.7
-8.7
4.9
1993
5.3
-12.7
6.2
1994
4.4
-4.1
7.4
1995
2.2
-3.6
7.6
1996
3.4
1.4
4.6
1997
0.0
-5.3
6.0
1998
0.3
6.4
6.9
1999
4.3
10.0
5.7
2000
1.3
5.1
3.9
2001
2.7
4.7
4.6
2002
1.1
7.3
6.9
2003
5.7
7.2
7.6
2004
3.2
6.4
9.0
2005
4.0
8.2
9.5
2006
6.1
8.5
10.0
2007
5.2
5.2
6.9
2008
-0.3
-7.8
5.9
2009
7.5
4.3
10.1
2010
2.7
4.3
6.8
2011
Kaynak: IMF, World Economic Outlook 2012.
Çin
14.0
13.1
10.9
10.0
9.3
7.8
7.6
8.4
8.3
9.1
10.0
10.1
11.3
12.7
14.2
9.6
9.2
10.4
9.2
Türkiye
8.0
-5.5
7.2
7.0
7.5
3.1
-3.4
6.8
-5.7
6.2
5.3
9.4
8.4
6.9
4.7
0.7
-4.8
9.2
8.5
Tablo 2’de ise BRICT ülkelerine ait cari işlemler dengesine ait veriler yer almaktadır.
Cari dengenin açık ya da fazla vermesi durumunun değerlendirmesi, iktisat bilimine özellikle
de iktisat politikasına hangi pencereden bakıldığıyla yakından ilgilidir. Cari fazla veren bir
ülke için, gelişmiş ülkeler açısından değerlendirildiğinde, kaynak kullanımının üretim
potansiyelinin altında olduğunu, yurt içi tasarrufların ise yatırımları aştığını söylemek
mümkündür. Gelişmiş ülke sınıflamasında yer almadan cari fazla veren ülkeleri iki ayrı başlık
altında incelemek gerekmektedir. Hızlı büyüme ile sürekli cari işlem fazlası veren ülkeler dış
6
bağımlılık olgusundan giderek uzaklaşan ekonomiler anlamına gelmektedir. Bu ülkelerin en
tipik örneği Çin’dir. Çin’de, küresel kriz dönemi hariç, hızlı büyüme ile birlikte yıllar
itibariyle cari işlem fazlasının arttığı gözlemlenmektedir. Buna karşılık, bazı ülkeler ise
geçmiş dönemlerin yüksek dış borç yükümlülüklerini karşılamak için cari işlem fazlaları
vermektedirler ve bu durum sürdürülebilirlikten uzak ve gerçekçi olarak kabul
edilememektedir.
Tablo 2’den de görüldüğü üzere Çin ve Rusya hariç tüm ülkelerin cari açıklarının
olduğu, küresel kriz ile birlikte bu iki ülkenin cari fazlalarının da düşüş gösterdiği
görülmektedir. Özellikle Türkiye’nin küresel kriz ile birlikte toparlanan cari işlemler açığı
2009 yılından itibaren rekor seviyelerde seyretmektedir. Cari işlemler açığının sürdürülebilir
hale getirilebilmesi için uygulanan sıkı para politikası çerçevesinde yüksek zorunlu karşılık
oranı, geniş faiz koridoru ve düşük politika faizi ile amaçlanan özellikle kısa vadeli
sermayenin ülke içine girişini kısıtlamak ve ulusal kredi genişlemesinin azaltılmasıdır (Togan
ve Berument, 2011: 18). Uygulanan sıkı para politikası neticesinde de 2012 yılının ilk beş
ayında bir önceki yılın aynı dönemine göre cari açık 9 milyar 941 milyon dolar azalmıştır.
Tablo 2: BRICT ülkeleri Cari İşlemler Dengesi (Milyon USD$) 1993-2011
Brezilya
Rusya
Hindistan
-0.592
2.6
-1.624
1993
-1.681
7.844
-1.677
1994
-18.384
6.963
-5.566
1995
-22.971
10.847
-6.05
1996
-30.301
-0.08
-3.003
1997
-33.292
0.219
-6.902
1998
-25.335
24.616
-3.232
1999
-24.225
46.839
-4.599
2000
-23.215
33.935
1.41
2001
-7.637
29.116
7.061
2002
4.178
35.41
8.773
2003
11.679
59.514
0.781
2004
13.984
84.443
-10.285
2005
13.642
94.34
-9.299
2006
1.551
77.012
-8.077
2007
-28.192
103.722
-30.974
2008
-24.302
49.518
-25.912
2009
-47.273
69.967
-52.224
2010
-52.48
98.834
-62.756
2011
Kaynak: IMF, World Economic Outlook 2012.
Çin
-11.903
7.657
1.619
7.242
36.962
31.472
15.669
20.519
17.405
35.422
45.875
68.659
134.098
232.712
353.876
412.37
261.012
237.623
201.72
Türkiye
-7.766
0.498
-5.406
-2.437
-2.638
2.152
-0.925
-9.92
3.76
-0.626
-7.515
-14.431
-22.309
-32.249
-38.434
-41.524
-13.37
-46.643
-77.141
7
BRICT ülkelerinde yatırımın GSYİH içindeki payını yansıtan Tablo 3’te yine Çin ve
Hindistan’ın en büyük orana sahip ülkeler olduğu görülmektedir. Cari işlemler fazlası veren
Rusya’nın ise düşük yatırım/GSYİH oranı dikkat çekmektedir. Türkiye ise bu dönem içinde
yatırımlarını artıramamış lakin cari açığındaki artış çok yüksek seviyelere ulaşmıştır. Bu
durumda sermaye girişlerinin yatırımları uyarması gerektiği ve buna bağlı olarak ithalatın
artarak cari açığa neden olduğu gibi bir görüş Türkiye için geçerliliğini yitirmektedir.
Kısacası yatırımların ortalama olarak aynı seviyelerde seyretmesine rağmen cari açığın
artmasının uyarılma neticesinde olmadığı sonucuna ulaşılmaktadır.
Tablo 3: BRICT Ülkeleri Yatırımın GSYİH İçindeki Payı (%)
Brezilya
Rusya
Hindistan
18.916
30.015
22.928
1993
22.146
26.336
25.4
1994
18.027
25.439
26.899
1995
17.04
24.26
25.422
1996
17.426
21.977
25.487
1997
17.028
17.128
24.019
1998
16.377
14.83
26.068
1999
18.25
18.694
24.242
2000
18.028
21.503
22.607
2001
16.196
20.035
23.932
2002
15.771
20.044
26.112
2003
17.117
20.337
31.268
2004
16.206
19.494
34.138
2005
16.756
21.12
35.299
2006
18.328
25.36
37.357
2007
20.694
24.081
34.338
2008
17.838
16.998
36.788
2009
20.239
20.695
34.705
2010
20.559
23.159
35.037
2011
Kaynak: IMF, World Economic Outlook 2012.
Çin
44.483
42.203
41.896
40.442
37.947
37.101
36.745
35.119
36.268
37.866
41.203
43.263
42.099
42.972
41.738
44.046
48.243
48.219
48.584
Türkiye
25.638
20.766
23.478
21.954
22.307
22.114
19.124
20.767
15.084
17.614
17.597
19.39
19.99
22.055
21.068
21.782
14.938
19.523
23.82*
* Bu oran 2010 yılında 2011 için beklenen değeri ifade etmektedir.
Tablo 4’teki verilere dayanarak Brezilya ve Hindistan’ın GSYİH içindeki brüt devlet
borcunun tehlikeli seviyelerde olduğunu söylemek mümkündür. Cari açığın sürdürülebilirliği
için cari açığın kamu borcundan kaynaklanmıyorsa ve özel tasarruflarda gerileme yoksa
tehlikeli bir durum arz etmeyeceğine ilişkin optimizasyon görüşüne göre yatırımların cari
açığı artırması doğaldır(Uygur, 2012: 12). Lakin kamu borcunun çok fazla olduğu bu iki
ülkeden Hindistan’da yatırımların da birlikte arttığı lakin Brezilya’daki yatırımların ortalama
8
seviyelerde seyrettiği görülmektedir. Bu durumda Brezilya’nın cari işlemler açığındaki
fazlalıkla birlikte yatırımlarda bir artış yaşanmaması ve bunlara ek olarak devlet borcunun
fazlalığı bu ülkenin negatif şoklara karşı kırılgan hale geldiğinin bir göstergesi olarak
değerlendirmek mümkün olmaktadır. Türkiye için bu oran değerlendirildiği zaman küresel
kriz ile birlikte artan oranın gittikçe azalmakta olduğu görülmektedir.
Tablo 4: Brüt Devlet Borcunun GSYİH İçindeki Payı (%)
Brezilya
Rusya
Hindistan
n/a
n/a
76.939
1993
n/a
n/a
74.109
1994
n/a
n/a
70.365
1995
n/a
n/a
68.711
1996
n/a
n/a
67.623
1997
n/a
n/a
67.818
1998
n/a
98.98
70.122
1999
66.651
59.859
72.731
2000
70.239
47.613
77.849
2001
79.802
40.305
82.199
2002
74.782
30.359
84.3
2003
70.758
22.316
84.087
2004
69.166
14.24
81.756
2005
66.678
9.048
78.48
2006
65.191
8.511
75.455
2007
63.544
7.876
74.064
2008
66.921
11.337
74.247
2009
65.154
11.818
68.042
2010
64.944
11.961
67.001
2011
Kaynak: IMF, World Economic Outlook 2012.
Çin
6.713
6.137
6.137
6.787
6.553
11.401
13.812
16.445
17.711
18.937
19.245
18.535
17.635
16.187
19.591
16.963
17.67
33.538
25.843
Türkiye
n/a
n/a
n/a
n/a
n/a
n/a
n/a
51.561
77.936
74
67.698
59.612
52.71
46.524
39.92
40.019
46.122
42.396
39.25*
* Bu oran 2010 yılında 2011 için beklenen değeri ifade etmektedir.
BRIC ülkeleri tek tek ele alındıklarında 5 Brezilya’nın yatırım-tasarruf oranını Çin ve
Hindistan gibi artırması gerektiği, kamu kesimi borçluluk oranlarını azaltması, buna ilaveten
finansal sektörün derinliğini artırması gerektiği sonucuna ulaşılmaktadır. Rusya’nın ise, eksik
sermayeye sahip ve verimsiz doğal monopollerini iyileştirmeye ve ülkeye yatırımları çekecek
şekilde yapısal reformlarını hızlandırması gerektiği gözlenmektedir. Hindistan’ın fiziksel
altyapısını güçlendirmesi, tarım sektörünü geliştirmesi, büyüme olgusunu daha kapsamlı ele
alması ve nüfusun geneline sağlık ve eğitim gibi kamu hizmetlerini götürmede etkin olması
gerektiği, nüfus olarak BIC ülkeleri içinde başı çeken Çin’in de gerek ulusal gerekse de dışsal
5
The BRICS Report, Yeni Delhi, Oxford Üniversitesi Basımevi, 2012, http://www.bricsindia.in/brics-report.pdf
9
zorlukların üstesinden gelmek için adımlar atması ve gerekli düzenlemelerle birlikte
değişiklikleri gerçekleştirmesi gerektiği gözlenmektedir. Mevcut hızlı büyümesini devam
ettirebilmesi için özellikle ihracat temelli büyümeden kendi kendini idame ettiren ulusal talep
artışına bağlı büyümeye doğru bir kayma gerçekleştirmesi gerekmektedir. Buna ilaveten
nüfusun ve yüz ölçümünün büyüklüğüne bağlı olarak gerekli ve yeterli kamusal hizmetlerden
faydalanamayan nüfusun büyük kısmı için yapısal reformların gerçekleştirilerek nüfusun bu
kesiminin de kamu hizmetlerinden faydalanmaları sağlanmalıdır.
3.VERĠ SETĠ ve YÖNTEM
Bu çalışmada amaçlanan BRICT ülkeleri kapsamında cari açık ve ekonomik büyüme
arasındaki nedensellik ilişkisinin belirlenmesidir. Analize konu olan 5 ülkenin (Brezilya,
Rusya, Hindistan, Çin, Türkiye) 1993-2011 dönemi cari işlemler dengesi ve büyüme
rakamları kullanılarak, panel veri analizi kapsamında, ampirik bir model oluşturulmuştur.
Oluşturulan ampirik modelin fonksiyonel ifadesi aşağıdaki gibidir:
𝑪. 𝑨 = 𝒇(𝑮)
C.A: Cari Denge (Cari Denge/GSYİH oranı)
G: Büyüme Oranı (Sabit fiyatlarla GSYİH artış oranı)
Kullanılan veri seti Uluslararası para fonu (IMF) tarafından yayınlanan Dünya
Ekonomik Görünüşü (WEO - World Economic Outlook) veri tabanından yıllık veriler
kullanılarak oluşturulmuştur. Panel veri analizi kapsamında oluşturulan ampirik modelin
tahmininde E-views 7.0, WinRATS Pro. 7.0 ve Gauss 10.0 paket programlarından
yararlanılmıştır.
Ülkeler arası karşılaştırmaların yapıldığı mikro veya makroiktisadi analizlerde genel
olarak panel veri ekonometrisinden yararlanılmaktadır. Bu çalışmalarda ele alınan konular,
yatay kesit birimlerine ait verilerin analizi yoluyla ya da bu analizlere zaman boyutunun da
eklenmesi yoluyla yapılmaktadır. Böylece hem zaman içinde hem de ele alınan birimler arası
farklılıklar birlikte incelenmiş olmaktadır(Cameron ve Trivedi, 2005:695).
10
Panel veri tekniği kullanılarak yapılan analizlerde farklı zaman noktaları içinde
bireysel yani yatay kesit gözlemleri dikkate alınmaktadır. Bunun sonucunda örneklemdeki her
bireysel veri için zaman açısından çok sayıda gözlem oluşturulabilmektedir (Arellano,
2003:1). Panel veri analizinde tahminciler için kullanılan temel eşitlik aşağıdaki gibidir:
yit = ai + βi xit + uit
Bu eşitlikte; i genel olarak ele alınan ekonomik karar birimini (firma, hane halkı, ülke
gibi) yani yatay kesit birimlerini, t ise zamanı ifade etmektedir. Bundan dolayı i indisi yatay
kesit boyutu göstermekte, t indisi ise zaman boyutunu belirtmektedir. αi , t zaman ve i yatay
kesitine bağlı olarak tahmin edilen bireysel etkileri de kapsayan sabiti tanımlamaktadır
(Baltagi, 2005:6).
4.UYGULAMA ve ELDE EDĠLEN BULGULAR
Çalışmada öncelikle değişkenlerin homojen olup olmadıkları delta testi yardımıyla
incelenmektedir. Değişkenlerin homojen olup olmamaları, uygulanacak olan birim kök ve
eşbütünleşme testlerinin yönünü ve biçimini değiştirmektedir.
Delta testi aşağıda fonksiyonel ifadelerinde belirtildiği gibi iki ayrı şekilde
hesaplanabilmektedir (Pesaran ve Yamagata, 2008:56):
∆= 𝑁
𝑁 −1 𝑆 − 𝑘
2𝑘
Aşağıda yer alan denklem düzeltilmiş delta test istatistiğini vermektedir:
∆𝑎𝑑𝑗 = 𝑁
𝑁 −1 𝑆 − 𝐸(𝑍𝑖𝑡 )
𝑉𝑎𝑟(𝑍𝑖𝑡 )
Delta testine ait sıfır hipotez ve alternatif hipotez aşağıdaki de belirtmek mümkündür:
yit = ai + βi xit + uit
𝐻0 : 𝛽1 = 𝛽2 = ⋯ = 𝛽𝑛 = 𝛽 (tüm 𝛽𝑖 ’ler için)
𝐻1 : 𝛽1 = 𝛽2 = ⋯ ≠ 𝛽𝑛 (en az bir i için)
11
Tablo 5: Delta Testi Sonuçları
Test
Test Ġstatistiği
Prob.
∆
1.865
0.031
∆𝑎𝑑𝑗
2.022
0.022
Tablo 5’de yer alan sonuçlara göre oluşturulan modeldeki değişkenler heterojendir.
Hesaplanan olasılık değeri %5’te anlamlıdır ve 𝐻0 reddedilir.
Delta testi yardımıyla heterojen oldukları belirlenen seriler için yatay kesit
bağımsızlığının araştırılması önem taşımaktadır. Yatay kesit birimlerinin birbiriyle bağımlı
olup olmadıkları, başka bir deyişle seriye belli bir şok geldiğinde tüm yatay kesit birimlerinin
söz konusu şoktan aynı derece etkilenip etkilenmediği incelenmelidir. Bu çalışmada, yatay
kesit bağımsızlığının araştırılmasında Pesaran 𝐶𝐷𝐿𝑀 testinden yararlanılmıştır.
𝑝𝑖
∆𝑌𝑖𝑡 = 𝛼𝑖 + 𝑏𝑖 𝑦𝑖,𝑡−1 +
𝑝𝑖
𝑐𝑖𝑗 ∆𝑌𝑖,𝑡−𝑗 + 𝑑𝑖 𝑡 + ℎ𝑖 𝑦𝑡−1 +
𝑗 =1
𝜂ü Δ𝑦𝑖,𝑡−𝑗 + 𝜀𝑖,𝑡
𝑗 =0
Yatay kesit bağımsızlığı için yukarıdaki denklemde elde edilen bulgular ışığında CDLM
test istatistiği elde edilir. Kalıntılar arasında az ya da çok eş anlı korelasyon olması
beklenmektedir. Bu korelasyonların istatistiksel olarak anlamlılığı Breusch ve Pagan (1980)
LM testi ile test edilmektedir (Pesaran, 2004:4; Güloğlu ve İspir, 2009:4). LM istatistiği şu
şekilde hesaplanabilir:
N−1
N
ρ2ij ~ χ2N(N−1)/2
LM = T
i=j
j=i+1
Burada ρij her bir denklemin en küçük kareler (EKK) yöntemi ile tahmininden elde
edilen kalıntılar arasında basit korelasyon katsayısıdır. Kalıntılar arasında korelasyon
olmadığı sıfır hipotezi altında LM, N sabitken ve T sonsuza giderken χ² dağılımı
göstermektedir.
Peseran (2004) N ve T’nin büyük olduğu durumlar için CDLM olarak adlandırdığı
istatistiği türetmiştir (Pesaran, 2004:5, Güloğlu ve İvrendi, 2010:384).
CDLM =
1
N (N−1)
N−1
i=j
N
j=i+1
T ρ2ij − 1 ~ N(0,1)
12
CDLM testine ait hipotezler aşağıdaki şekilde ifade edilebilir:
𝐻0 : ρij = ρji = cor uit , ujt = 0, i ≠ j (Yatay kesitler arasında bağımlılık yoktur)
𝐻1 : ρij = ρji ≠ 0, i ≠ j (Yatay kesitler arasında bağımlılık vardır)
Tablo 6: G Değişkeni İçin Yatay Kesit Bağımsızlığı Testi (CDLM Testi)
CD Test
Test Ġstatistiği
Prob
LM
18.358
0.047
1.869
0.031
(Breusch,Pagan 1980)
CDLM (Pesaran 2004 )
Tablo 6’da yer alan sonuçlara göre, modelde yer alan G değişkeni için yatay kesit
bağımsızlığını ifade eden sıfır hipotezi reddedilir. Buna göre G serisini oluşturan yatay kesit
birimleri arasında bağımlılık vardır.
Tablo 7: C.A Değişeni İçin Yatay Kesit Bağımsızlığı Testi (CDLM Testi)
CD Test
Test Ġstatistiği
Prob
LM
19.154
0.038
2.047
0.002
(Breusch, Pagan 1980)
CDLM (Pesaran 2004 )
Tablo 7’de yer alan sonuçlara göre, modelde yer alan C.A değişkeni için yatay kesit
bağımsızlığını ifade eden boş hipotez reddedilir, hesaplanan olasılık değeri 0.05’ten küçüktür.
Elde edilen bulgulara göre, C.A serisini oluşturan yatay kesit birimleri arasında bağımlılık
vardır.
Tahminlenen homojenlik ve yatay kesit bağımsızlığı testleri, panel eşbütünleşme
testine geçmeden önce uygulanması gereken birim kök testlerinin yapısına dair ipuçları
vermektedir. Panel birim kök testlerinde karşılaşılan önemli sorunlardan biri, paneli oluşturan
yatay kesit birimlerinin birbirinden bağımsız olarak ele alınıp, alınmamasıdır. Birinci nesil adı
verilen panel birim kök testleri, yatay kesit birimlerinin birbirinden bağımsız olduğu
varsayımı altında oluşturulmuştur. Im, Pesaran ve Shin (1997), Maddala ve Wu (1999), Levin
vd. (2002), Hadri (2000) ve Choi (2001) tarafından geliştirilen testler birinci nesil birim kök
testlerine örnektir (Güloğlu ve İspir, 2009:2).
13
Paneli oluşturan yatay kesit birimleri, seriye gelen bir şok karşısında birbirinden hiçbir
zaman etkilenmediğini varsaymak gerçekçi olmayacaktır. Etkin tahmin sonuçlarının elde
edilebilmesi için yatay kesit bağımlığını dikkate alan birim kök testlerinin uygulanması
gereklidir(Nazlıoğlu, 2010:104).
Yatay kesit bağımlığını dikkate alan birim kök testleri, ikinci nesil panel birim kök
testleri olarak adlandırılmaktadır. Bu alanda geliştirilen testlerin çoğu yatay kesit birimlerine
ait hata terimlerinin faktör yapılarının modellenmesine dayanmaktadır. Choi 2002, Phillips ve
Sul 2003, Bai ve Ng 2004, Moon ve Peron 2004 bu testlere örnek olarak
gösterilebilir(Nazlıoğlu, 2010:104; Güloğlu ve İvrendi, 2010:382). Pesaran (2007) hata
terimlerinin faktör yapılarının tahminlenmesi yerine, uygulama kolaylığı sağlayan yatay kesit
bağımlılığını dikkate alan bir panel birim kök testi geliştirmiştir. Kesit açısından genişletilmiş
Dickey-Fuller (Cross-Sectionally Augmented Dickey-Fuller (CADF)) testi olarak adlandırılan
panel birim kök testi aşağıdaki regresyon modeli tahminine dayalıdır:
𝑝𝑖
∆𝑌𝑖𝑡 = 𝛼𝑖 + 𝑏𝑖 𝑦𝑖,𝑡−1 +
𝑝𝑖
𝑐𝑖𝑗 ∆𝑌𝑖,𝑡−𝑗 + 𝑑𝑖 𝑡 + ℎ𝑖 𝑦𝑡−1 +
𝑗 =1
𝜂ü Δ𝑦𝑖,𝑡−𝑗 + 𝜀𝑖,𝑡
𝑗 =0
Pesaran (2007) 𝜆𝑖 ’nin ortalamasının sıfırdan farklı olduğu durumda ve N sonsuza
giderken, ortak öğenin 𝑦t ve 𝑦t ’nin gecikmeli değerleriyle yaklaştırılabileceğini göstermiştir.
Her bir yatay kesit için 𝑢𝑖𝑡 ’deki potansiyel otokorelasyonu dikkate almak için, ortak öğe 𝑦t ve
Δ𝑦t ’nin gecikmeli değerleriyle yaklaştırılabilir. (Güloğlu ve İvrendi, 2010:383):
𝐻0 ∶ 𝑏𝑖 = 0 seri durağandır.
𝐻1 ∶ 𝑏𝑖 < 0 seri durağan değildir. (i=1,2,…,N)
CADF testinda 𝑏𝑖 katsayılarına ilişkin t değerleri bulunur. Kritik değerler Pesaran
(2007) tarafından tablolaştırılmıştır. Pesaran yaptığı Monte Carlo simülasyonlarında CADF
testinin hem N>T hem de T>N durumunda geçerli olduğunu ortaya koymuştur (Peseran,
2007: 269, Güloğlu ve İvrendi, 2010: 383).
CADF testine ait t istatistik değeri aşağıdaki gibi hesaplanmaktadır(Pesaran,
2007:269):
𝑡𝑖 𝑁, 𝑇 =
∆𝑌𝑖 𝑀𝑤 𝑌𝑖−1
𝜎 (𝑌𝑖−1 𝑀𝑤 𝑌𝑖−1 )1/2
14
CIPS istatistiği ise her bir yatay kesit için hesaplanan t istatistik değerlerinin
ortalamasıdır(Nazlıoğlu, 2010:92; Pesaran,2007:276).
𝑁
𝑡 = 𝑁 −1
𝑡𝑖 (𝑁, 𝑇)
𝑖=1
Tablo 8: G Değişkeni İçin CADF Testi Sonuçları
CADF T-istatistik Değerleri
-0.2899
-0.5964
-1. 9005
-0. 4977
-1. 6653
CIPS = -1.7100
Tablo 8’de yer alan bulgulara göre, G değişkeni durağan değildir. Hesaplanan t
istatistik değeri, Pesaran (2007) kritik tablo değeri olan -2.34’den büyüktür ve 𝐻0 hipotezi
reddedilir.
Tablo 9: C.A. Değişkeni İçin CADF Testi Sonuçları
CADF T-istatistik Değerleri
-2.7815
-1.2334
-1.7416
-0.2330
-2.2334
CIPS = -2.1680
Tablo 9’da yer alan bulgulara göre, C.A değişkeni durağan değildir. Hesaplanan t
istatistik değeri Pesaran (2007) kritik tablo değeri olan -2.34 büyüktür ve 𝐻0 hipotezi
reddedilir.
Tablo 8 ve Tablo 9’da yer alan sonuçlar birlikte değerlendirildiğinde paneli oluşturan
her iki serininde birim kök içerdiği görülmektedir. Hem büyüme oranını ifade eden G
değişkeni hem de cari işlemler dengesini ifade eden C.A değişkeni düzeyde durağan değildir,
bu seriler I(1) özelliği göstermektedir.
15
Panel birim kök testleri sonucunda elde edilen bulgular, panel eşbütünleşme testleri
için büyük önem taşımaktadır. Panel eşbütünleşme testlerinin varsayımları yapılırken
değişkenlerin durağanlık dereceleri, uygulanacak olan testin türünü değiştirmektedir.
Çalışmada ele alınan seriler yatay kesit bağımlığı içermektedir; bu da panel eşbütünleşme
testlerinde yatay kesit bağımlılığını dikkate alan ikinci nesil eşbütünleşme testlerinin
kullanılmasını zorunlu kılmaktadır.
Bazı panel eşbütünleşme testleri, regresyon modelinden elde edilen hata terimlerine
dayalı yaklaşımlardır; Pedroni eşbütünleşme testi bu yaklaşımlara örnek olarak gösterilebilir.
Bu testte değişkenlerin düzey değerleri için, tahmin edilen uzun dönem katsayıları ile birinci
farklar kullanılarak tahmin edilen kısa dönem hata düzeltme katsayılarının birbirine eşit
olması gerekmektedir. Bu ise testlerin gücünü düşürmekte ve böylece değişkenler arasında
eşbütünleşme ilişkisi olsa bile, bunun sahte biçimde reddedilmesine yol açmaktadır
(Westerlund, 2007:710; Nazlıoğlu:94).
Westerlund (2007) Pedroni testlerinin eksikliğini gidermek için, hata düzeltme
modeline dayalı dört panel eşbütünleşme testi geliştirmiştir. Bu testlerin ikisi grup ortalama
istatistikleri
(group
mean
diğer
statistics),
ikisi
ise
panel
istatistikleri
olarak
adlandırılmaktadır. Westerlund’nin geliştirdiği bu test, paneli oluşturan serilerin aynı
derecede ve birinci farkta I(1) durağan olduğu varsayımına dayanmaktadır(Westurlund,
2007:718).
Westerlund hata düzeltme testinde (Westerlund Error Connection Test) panel
istatistiklerin hesaplanmasında ilk olarak aşağıdaki model DEKK(DOLS) ile tahmin
edilmektedir.
𝜌𝑖
𝜌𝑖
∆𝑌𝑖𝑡 = 𝛿𝑖 𝑑𝑡 + 𝜆𝑖 𝑥𝑖𝑡−1 +
𝑎𝑖𝑗 ∆𝑌𝑖𝑡 −1 +
𝜆𝑖 ∆𝑥𝑖𝑡−𝑗 + 𝑒𝑡
𝑗 =1
𝑗 =0
𝜌𝑖
𝜌𝑖
𝑌𝑖𝑡 −1 = 𝛿𝑖 𝑑𝑡 + 𝜆𝑖 𝑥𝑖𝑡−1 +
𝑎𝑖𝑗 ∆𝑌𝑖𝑡 −1 +
𝑗 =1
𝜆𝑖 ∆𝑥𝑖𝑡−𝑗 + 𝜀𝑡
𝑗 =0
Ardından panelin tamamı için hata düzeltme katsayısı ve bunun standart hatası
hesaplanmaktadır.
𝑁
−1 𝑁
𝑇
𝑎𝑖 =
𝑌𝑖𝑡 −1
𝑖=1 𝑡 =2
𝑇
2
𝑖=1 𝑡=2
1
𝑌 ∆𝑌
𝑎𝑖 (1) 𝑖𝑡−1 𝑖𝑡
16
𝑁
−1/2
𝑇
𝑆. 𝐸 𝑎𝑖 = (𝑆𝑁 )2
𝑌𝑖𝑡−1
2
𝑖=1 𝑡=2
Son olarak, panel eşbütünleşme istatistikleri aşağıdaki gibi hesaplanmaktadır:
𝑎
𝑃𝑡 =
~𝑁(0,1)
𝑆. 𝐸(𝑎)
𝑃𝑎 = 𝑇𝑎 ~𝑁(0,1)
Yukarıda üç aşamada hesaplanan panel istatistiklerine ait boş ve alternatif hipotez şu
şekilde ifade edilmektedir:
𝐻0 : 𝑎𝑖 = 0 bütün yatay kesit birimleri için eşbütünleşme ilişkisi yoktur.
𝐻1 : 𝑎𝑖 = 𝑎 < 0 bütün yatay kesit birimleri için eşbütünleşme ilişkisi vardır.
Westerlund (2007) tarafından geliştirilen panel eşbütünleşme testi, standart normal
dağılım kritik değeri ile karşılaştırılırken yapılan varsayım paneli oluşturan yatay kesitler
arasında bağımlılık olmadığıdır. Westerlund (2007) yatay kesit bağımlılığını dikkate almak
için hesaplanan eşbütünleşme istatistiklerinin Chang (2004)’de önerilen “bootstrap” dağılım
kritik değerler ile karşılaştırılmasını önermektedir(Nazlıoğlu, 2010:96).
Tablo 10: Westerlund (2007) ECM Test Sonuçları
Test Ġstatistikleri
Bootsrapt Prob.
𝒈𝝉
Grup Ortalaması
-5.051
0.000
𝒈𝒂
Grup Ortalaması
1.018
0.084
𝒑𝝉
Panel
-4.818
0.000
𝒑𝒂
Panel
-1.597
0.045
Tablo 10’da belirtilen sonuçlara göre, paneli oluşturan yatay kesit birimleri arasında
eşbütünleşik ilişki yoktur sıfır hipotezi reddedilir.6 Buna göre, paneli oluşturan bütün yatay
kesit birimleri arasında eşbütünleşik ilişkinin varlığı kanıtlanmaktadır.
6
Sonuçlarda yer alan sayısal veriler yorumlanırken, panel istatistiklerinin bootstrap değerleri dikkate alınmalıdır.
17
Panel eşbütünleşme testleri sonucu elde edilen sonuçlar, panel nedensellik analizinde
hangi tahminleme yönteminin kullanılması gerektiğini belirlemektedir. Panel nedensellik
yazınına yön veren 4 farklı nedensellik testinden bahsetmek mümkündür:
1-
Panel VECM (2008)
2-
Coining ve Pedroni (2008)
3-
Dumitrescu ve Hurlin (2012)
4-
Emirmahmutoğlu ve Köse (2011)
Paneli oluşturan serilerdeki eşbütünleşik ilişkinin olup olmaması kullanılacak olan
nedensellik testini değiştirmektedir. Panel nedensellik testlerinin tümü yatay kesit
bağımsızlığı varsayımı altında tahmin yapmaktadır. Yalnızca Dumitrescu ve Hurlin (2012)
testi ile hem yatay kesit bağımlığı hem de yatay kesit bağımsızlığı durumunda tahmin
yapılabilmekte ve etkin sonuçlara ulaşılmaktadır(Dumitrescu ve Hurlin, 2012:1).
Dumitrescu ve Hurlin(2012) testi heterojen paneller için Garanger nedensellik testi ile
benzerlik göstermektedir.
Bu test, Garanger nedensellik testi kapsamında yatay kesit
birimleri için hesaplanan bireysel Wald testlerinin ortalamasını ifade etmektedir(Dumitrescu
ve Hurlin, 2012:1). Bu test, hem heterojenliği hem de yatay kesit bağımlılığını dikkate
almaktadır. Dumitrescu ve Hurlin testinin diğer bir özelliği ise hem eşbütünleşik ilişkinin
varlığında hem de olmadığı durumda çalışmasıdır.
Dumitrescu ve Hurlin(2012) panel nedensellik testinde 3 farklı istatistik değeri
hesaplanmaktadır(Dumitrescu ve Hurlin, 2012:4-5). Bunlar;
𝐻𝑛𝑐
𝑊𝑁,𝑇
𝐻𝑛𝑐
𝑍𝑁,𝑇
=
𝑍𝑁𝐻𝑛𝑐 =
1
=
𝑁
𝑁
𝑊𝑖 ,𝑇
𝑖=1
𝑁
𝑊 𝐻𝑛𝑐 − 𝐾
2𝐾 𝑁,𝑇
𝐻𝑛𝑐
𝑁 𝑊𝑁,𝑇
− 𝑁 −1
𝑁 −1
𝑑
𝑁,𝑇→∞
𝑁
𝑖=1 𝐸 (𝑊𝑖 ,𝑇 )
𝑁
𝑖=1 𝑉𝑎𝑟(𝑊𝑖,𝑇 )
𝑁(0,1)
𝑑
𝑁,𝑇→∞
𝑁(0,1)
18
Hesaplanan panel istatistiklerine ait boş hipotez ve alternatif hipotez aşağıdaki şekilde
ifade edilmektedir(Dumitrescu ve Hurlin, 2012:4).
𝐻0 : 𝛽𝑖 = 0 ∀𝑖 = 1,2, … , 𝑁
𝐻𝑖 : 𝛽𝑖 = 0 ∀𝑖 = 1,2, … , 𝑁1
𝛽𝑖 ≠ 0 ∀𝑖 = 𝑁1 + 1, 𝑁1 + 2, … , 𝑁
Sıfır hipotezi reddedildiğinde, bu durum değişkenler arasında nedensellik ilişkisinin
varlığını ifade etmektedir.
Tablo 11: Dumitrescu ve Hurlin (2012) Testi Sonuçları
BoĢ Hipotez
C.A,
G'nin
Granger
C.A'nın
Granger
değildir
Ġstatistik Değerleri
Prob.
Whnc
2.404965
0.022129
Zhnc
2.221445
0.033832
Ztild
1.519683
0.025725
Whnc
1.657303
0.101037
nedeni
değildir
G,
Test
nedeni
Zhnc
Ztild
1.033928
0.611528
0.232469
0.330906
Tablo 11’de yer alan sonuçlar değerlendirildiğinde, ele alınan ampirik modelde
nedensellik ilişkisinin yönünün C.A değişkeninden G değişkenine doğru olduğu
görülmektedir.
Ampirik çalışmadan elde edilen bulgular ışığında, analize konu olan “BRICT”
ülkelerinde cari dengeden ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik ilişkisinin olduğunu
söylemek mümkündür.
19
SONUÇ ve DEĞERLENDĠRME
Günümüzde, birçok ülkenin karşılaştığı cari açık sorunu finansallaşmanın bir ürünü
olarak karşımıza çıkmaktadır. 1990’lı yılların sonundan, uluslararası finansal krize kadar olan
dönemde birçok ülkede artan cari açıklar gözlemlenmektedir. Özellikle gelişmekte olan
ülkelerde, cari açık bir yandan ulusal ekonomilerin kırılganlığını arttırırken diğer yandan
ekonomik büyümenin en önemli kaynaklarından biri haline gelmektedir.
BRICT ülkelerinin genel makro ekonomik yapısı incelendiğinde Çin dışındaki ülkelerde
cari açığın finansmanın önemli bir bölümünün, spekülatif nitelikli, borç arttırıcı unsurlar
içeren kaynaklarla sağlandığı görülmektedir. Spekülatif olduğu kadar dış şoklardan etkilenme
derecesi yüksek, yabancı spekülatörlerin kısa dönemli heveslerine bağlı olan bu kaynak
aktarımı, kavramsal olarak içerdiği istikrarsızlık nedeniyle, uzun dönemde ekonomik
büyümeyi olumsuz yönde etkilemektedir.
Cari açık bir ülke ekonomisinin ürettiğinden fazla tüketmesine, yurt içi tasarruf
düzeyinden fazla yatırım yapılmasına olanak tanımaktadır. Dış kaynak transferi ile ekonomik
büyüme gerçekleştirilmekte ya da arttırılabilmektedir. Özellikle açığın finansmanı problemsiz
bir şekilde sürdürüldüğünde “cari açık” kavramı zararsız ve iyi bir olgu olarak kabul
edilmektedir. Fakat cari işlemler açığının kronik hale gelmesi, ekonomiyi dışa bağımlı hale
getirmektedir. Ekonomi dış açık vermeden büyüyemez hale geldiğinde, ekonomik yapı
tamamen radikal düzenlemelere ihtiyaç duymaktadır. Dış kaynak aktarımını denetleyen
kurumların ısrarcı olduğu politika uygulamaları, ülke ekonomisinin bağımsız iktisat politikası
belirleme yeteneğini giderek ortadan kaldırmaktadır. Dış kaynak akımı kesintiye uğradığında
ise bu akımlara bağımlı halde büyüme gerçekleştiren ülkelerin ekonomik büyümeleri
durmaktadır. Bu baskı ile cari açığın finansmanını sağlayan uluslar üstü kurumlar ya da
merkez ekonomileri, açık veren ülkenin ekonomik ve politik koşullarını kendi istekleri
doğrultusunda şekillendirme fırsatına sahip olmaktadırlar. BRICT ülkeleri kapsamında Çin ve
Rusya dışındaki diğer ülkeler sıkça cari açık sorunu ile karşı karşıya kalmaktadırlar. Özellikle
Türkiye kronikleşen cari açık sorunu nedeniyle, gün geçtikçe kırılganlığı artan bir ekonomik
yapı sergilemektedir.
Çalışma sonucunda elde edilen bulgular değerlendirildiğinde cari açık ile büyüme
arasında eşbütünleşme olduğu, diğer bir ifade ile cari açık ile büyümenin uzun dönemde
birlikte hareket ettikleri sonucuna ulaşılmıştır. Bu bulgu neticesinde yapılan nedensellik
testleri sonuçları ise nedenselliğin cari açıktan büyümeye doğru olduğu ortaya konmuştur. Bu
bağlamda Brezilya, Hindistan ve Türkiye’de cari açığın nasıl finanse edildiği önem
20
kazanmaktadır. Cari açığın büyüme üzerinde olumlu etkilerinin olabilmesi sürdürülebilir
olmasına da bağlı olmaktadır. Kısa vadeli sermaye hareketlerine bağımlı cari açığın
sürdürülemez olduğu bilinmektedir.
Cari açığın ülkeler üzerinde kırılganlık etkisi bulunmakta ve kriz öncü göstergeleri
arasında yer almaktadır. Bundan dolayı da BRICT ülkeleri için cari açığın(fazlanın) hangi
etmenlerden kaynaklandığının incelenmesi gerekmektedir. Türkiye’deki cari açığın nedenleri
ithal girdi bağımlılığı ve enerji olmaktadır. Bununla birlikte cari açığın finansmanı ise
doğrudan yabancı yatırımlar yerine kısa vadeli sermaye girişleri ile sağlanmaktadır. Bu durum
da Türkiye ekonomisi için çok ciddi bir kırılganlık kaynağı olmakta ve negatif şoklar
karşısında tehlike arz etmektedir. Bu nedenle Türkiye’nin iktisadi olarak büyüyebilmesi için
cari açığını sürdürülebilir seviyelere indirmesi ve tasarruf oranlarını artırması gerekmektedir.
Cari açığı bulunan Brezilya’nın da Türkiye gibi yatırımlarını artırması için tasarruflarını
artırması gerekmektedir. Hindistan’ın ise iki önemli sorunu bu noktada öne çıkmaktadır;
enflasyon ve uluslararası yatırımcıların güvensizliği. Enflasyon ve Hindistan rupeesi’nin
değer kaybı ithal malları daha pahalı hale getirmekte ve bundan dolayı da yerel malların
fiyatlarında artış meydana gelmesine neden olmaktadır. Bundan dolayı Hindistan’ın enflasyon
sorunu ile ilgili ciddi önlemler alması gerekmektedir. Bununla birlikte Hindistan’ın altyapısını
ve eğitim imkânlarını da iyileştirmesi gerekmektedir.
21
KAYNAKÇA
Arellano, Manuel, (2003), Panel Data Econometrics Advanced Texts in Econometrics, Great
Britain: Oxford University Press.
Azarello,
Samantha
ve
Blu
Putnam(2012),
CME
Group,
http://www.cmegroup.com/education/files/ed133-market-insights-bric-2012-8-1.pdf de Mello, L., P.
C. Padoan and L. Rousová (2011), “The Growth Effects of Current Account Reversals: The
Role of Macroeconomic Policies”, OECD Economics Department Working Papers, No. 871.
Baltagi, Badi, H., (2005). Econometric Analysis of Panel Data, England: John Wiley & Sons
Ltd.
Cameron, Colin, A. ve Trivedi, Pravin, K. (2005), Supplement to Microeconometrics:
Methods and Applications, New York, Cambridge University Press.
Choi, In, (2002), “Combination Unit Root Tests for Cross-Sectionally Correlated
Panels”,Mimeo, Hong Kong University of Science and Technology.
Edwards, Sebastian, (2002), “Does the Current Account Matter?”, Preventing Currency Crises
in Emerging Markets içinde Sebastian Edwards and Jeffrey A. Frankel, (editors), The
University of Chicago Press.
Edwards, Sebastian, (2004), “Financial Openness: Sudden Stops and Current Account
Reversals”, NBER Working Paper No 10277.
Erbaykal, Erman, (2007), “Türkiye’de Ekonomik Büyüme ve Döviz Kuru Cari Açık Üzerinde
Etkili midir? Bir Nedensellik Analizi” ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cilt 3, Sayı 6: 82.
Güloğlu, Bülent ve İspir, Serdar (2009), “Yeni Gelişmeler Işığında Türkiye’de Satın Alma
Gücü Paritesi Önsavının Panel Birim Kök Sınaması”, Pamukkale Üniversitesi İ.İ.B.F.İktisat
Bölümü Yayınları.
22
Güloğlu, Bülent ve İvrendi, Mehmet, (2010), “Output Fluctuations: Transitory or Permanent?
the case of Latin America”, Applied Economics Letters, sayı:17, s. 381-386.
Hepaktan, Erdem ve Serkan Çınar, (2012), “OECD Ülkelerinde Büyüme-Cari İşlemler
Dengesi İlişkisi: Panel Veri Analizi”, Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, Cilt: 12,
Sayı: 1, s. 43-58.
International Monetary Fund (IMF),
http://www.imf.org/external/pubs/ft/survey/so/2009/rea072209a.htm.
Kandil, Magda ve Greene, Joshua, (2002), “The Impact of Cyclical Factors on the U.S.
Balance of Payments”, IMF Working Paper, No.45.
Kee, Chun Hooi, Sue Chien Wong ve Siok Kun Sek, (2011), “An Empirical Study On The
Convergence of Current Account In Emerging East-Asian Countries”, 2011 International
Conference on Sociality and Economics Development, IPEDR Cilt 10, s. 308-312.
Milesi-Ferretti, Maria Gian ve Assaf Razin, (1996), “Current Account Sustainability”,
Princeton Studies in International Finance, No:81, s. 1-78.
Moon, Hyungsik, Roger ve Benoit Perron, (2004), “Testing for a Unit Root in Panels with
Dynamic Factors”, Journal of Econometrics, Sayı:122, s. 81-126.
Nazlıoğlu, Şaban, (2010), Makro İktisat Politikalarının Tarım Sektörü Üzerindeki Etkisi:
Gelişmiş ve Gelişmekte Olan Ülkeler İçin Bir Karşılaştırma, Yayımlanmamış Doktora Tezi,
Erciyes Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü.
Pesaran, Hasem, M., (2004), “General Diagnostic Tests for Cross Section Dependence in
Panels”, Working Paper No:0435, University of Cambridge.
Pesaran, Hashem, M., (2007), “A Simple Panel Unit Root Test in the Presence of Cross
Section Dependence”, Journal of Applied Econometrics, Sayı:22/2, s. 265-312.
23
Pesaran, Hasem, M., ve Takashi, Yamagata, (2008), “Testing slope homogeneity in large
panels”, Journal of Econometrics, sayı:142, s. 50–93.
Phillips, Peter, C.B., Donggyu Sul, (2003), “Dynamic Panel Estimation and Homogeneity
Testing Under Cross Section Dependence”, Econometrics Journal, Sayı:6/1, s. 217-259.
Prasad, Eswar S., Raghuram G. Rajan ve Arvind Subramanian, (2007), “Foreign Capital and
Economic Growth”, Brookings Papers on Economic Activity, Cilt 2007, Sayı 1, s. 153-209.
Purushothaman, Roopa ve Wilson, Dominic, (2003), “Dreaming with BRICs: The Path to
2050”,
http://www.goldmansachs.com/china/ideas/brics/brics-dream-2050-pdf.pdf,
Global
Economics Paper, N.99, October
Telatar, Osman Murat ve Harun Terzi, (2009), “Türkiye’de Ekonomik Büyüme ve Cari
İşlemler Dengesi İlişkisi”, Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 23,
Sayı: 2.
Togan, Sübidey ve Hakan Berument, (2011), “Cari İşlemler Dengesi, Sermaye Hareketleri ve
Krediler”, Bankacılar Dergisi, Sayı 78.
Uygur, Ercan, (2012), “Türkiye’de Cari Açık Tartışması”, Türkiye Ekonomi Kurumu
Tartışma Metni, 2012/25.
Westerlund, Joakim, (2007), “Testing for Error Correction in Panel Data”, Oxford Bulletin of
Economics and Statistics, Sayı: 69/6, s. 709-748.
Yılmaz, Ömer ve Merter Akıncı, (2011), “İktisadi Büyüme ile Cari İşlemler Bilançosu
Arasındaki İlişki: Türkiye Örneği”, Atatürk Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi, 15
(2), s. 363-377.
24