türk ye`de bütçe açıklarının makro ekonom k sonuçları

türk ye`de bütçe açıklarının makro ekonom k sonuçları

Türkiye'de Bütçe Aç klar n n Makro Ekonomik Sonuçlar , Erciyes
Üniversitesi ktisadi ve dari Bilimler Fakültesi Dergisi, 1999, Say
15, 153 169.
TÜRK YE'DE BÜTÇE AÇIKLARININ MAKRO
EKONOM K SONUÇLARI
Yrd. Doç. Dr. Faik Bilgili
I. G R
Bütçe aç klar n n bir ülke ekonomisi içerisindeki makro etkileri hem politik hem de
akademik alanda sürekli tart lan konulardan birisidir.
Keynezyen dü ünceye göre, bütçe aç klar na yol açsa dahi, otonom harcamalardaki
art , üretimdeki art sonucu, ülke ekonomisini eksik istihdamdan tam istihdam konumuna
getirebilecektir. Klasik görü e göre, vergi gelirleri sabitken, artan kamu harcamalar üretim
seviyesinde bir art meydana getirmeden fiyatlar genel seviyesinde bir art a yol açacakt r.
Parac görü , vergi gelirleri sabitken, artan kamu harcamalar n n üretim seviyesinde bir art
meydana getirmeden faiz oranlar nda bir art a yol açaca n , bunun da "crowding-out" etkisi
ile sonuçlanaca n ileri sürmektedir. Rasyonel Beklentiler görü ü ise vergi gelirleri sabitken,
artan kamu harcamalar n n veya kamu harcamalar sabitken, artan kamu gelirlerinin, bir ok
niteli ini ta mad kça, toplam talep ve dolay s ile fiyatlar ve faiz oranlar üzerinde bir etkiye
sahip olmayaca n iddia eder.
Bölüm II' de, ilgili görü lerin bu konudaki temel varsay mlar ve sonuçlar ele
al nacakt r. Bölüm III' de, Türkiye'de faiz oranlar , fiyatlar, döviz kurlar gibi makro de i kenler
ile bütçe aç klar aras ndaki ili kinin nas l bir trend izledi i ele al nacak ve bu konuda çe itli
ekonometrik testler yap lacakt r.
Özetle bu çal mada, Türkiye'de bütçe aç lar n n makro de i kenler üzerinde bir etkiye
sahip olup olmad incelenecektir.
II. BÜTÇE AÇIKLARININ ETK LER KONUSUNDA TEOR K
YAKLA IMLAR
Teorik modellerin hükümet harcamalar ndaki art a ya da bütçe aç klar na ili kin
yakla mlar na a a daki özde liklerle ba l yorum.
Y= C + I + G + X
C= + (1-t)Y
I= - r
X= - Y- r
Y= + + + [ (1-t)- ] Y - ( n + ) r + G
Erciyes Üniversitesi . .B.F. Ekonomi Bölümü Ö retim Üyesi
153
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
Y, C, I, G, X, t ve r s ras ile belirli bir dönemde ülkenin toplam gelirini
(GSMH), özel sektör tüketimini, özel sektör yat r mlar n , kamu harcamalar n , net d ticareti,
vergi oran n ve faiz oran n belirtmektedir. , ve ilgili de i kenlerin alaca sabit de erleri
göstermektedir. Katsay lardan , marjinal tüketim e ilimini, , r'deki %1 lik bir art n I'y ne
kadar dü ürece ini, , marjinal ithalat e ilimini, , r'deki %1 lik bir art n X'i kaç birim
azaltaca n göstermektedir. 4 no'lu denklemde genel olarak artan gelirin ithalat ile pozitif
ve/fakat ihracat ile önemsiz bir korelasyona sahip olmas sebebiyle net d ticaretin parametresi,
, negatif bir de er almaktad r. GSMH'yi ifade eden denklemi r cinsinden yeniden tan mlarsak,
Yat r m=Tasarruf (IS) e risini elde etmi oluruz.
IS(r) =
( + + ) - [ [1- (1-t) + ]]Y + G
= [1/ ( + )]
(6)
6 no'lu denklemde IS e risinin IS(r) olarak gösterilmesinin sebebi, örne in G'deki
art n sonuçlar n n hem matematiksel hem de grafiksel olarak yorumlanabilmesinden
kaynaklanmaktad r. Matematiksel olarak 6 no'lu denklemde de görüldü ü gibi belirli bir
GSMH düzeyinde G'nin artmas r'yi art racakt r. Grafiksel olarak dikey eksende r ve yatay
eksende GSMH de erlerinin yer ald
IS-LM analizinde, r'deki bu art IS e risinin sa a
kaymas ile gerçekle mektedir. G'deki art n toplam talebi (D) ve dolay s ile I'y uyarmas
sonucu IS e risi sa a kaymaktad r. G'deki art ve dolay s ile IS'deki kayma sonucu GSMH'nin
ne kadar artaca 7 no'lu denklemde gösterilen çarpan katsay s na (m) ba l d r. GSMH, m çarp
G kadar artacakt r.
m = [1/ [1- (1-t) + ]]
(7)
GSMH'deki art para talebini art racak ve de i meyen para arz kar s nda artan para
talebi r'yi art racakt r. r'deki art I'y ve X'i dü ürecektir. GSMH'deki art , I ve X'deki azalma
ile ortadan kalkabilir. Böyle bir sonuç özel sektörün d lanmas (crowding-out) etkisini ifade
etmektedir. Crowding-out etkisi, G'deki art ve r'deki art n I'y ne kadar azaltaca na, yani,
katsay s na ba l d r. Denklem 8'de belirtilen IS(r) e risinin e imi (s) ne kadar küçükse, di er
parametreler sabitken, I'n n r'ye o kadar hassas oldu unu, yani, katsay s n n o kadar büyük
oldu unu gösterir.
s = [ 1- (1-t) +
]
(8)
Ayr ca kamu harcamalar n n vergi gelirlerinden fazla olmas ile olu an bütçe
aç klar n n, (G T), finansman ihtiyac , devletin ödünç verilebilir fonlar piyasas ndan daha çok
borçlanmas na ve dolay s ile özel sektörün bu piyasadaki mevcut fon talebinin kar l ks z
kalmas na sebep olacakt r. Parac lar, böylece, crowding-out etkisi sebebiyle kamu
harcamalar n n ekonomideki olumsuzlu una i aret etmektedir. Keynezyen analizde ise
ekonomiler genellikle eksik istihdamda dengeye geldi inden, artan G'nin faizler ve finansal
piyasalar üzerinde çok az bir etkiye sahip olaca ve dolay s ile artan G ile özel sektörün
154
d lanma etkisinin olmayaca ileri sürülür. D lanma etkisi bir yana, bu analizde, artan G ile
özel sektörün hacminin artaca (crowding-in) belirtilir. Bütçe aç klar n n, D'yi ve dolay s ile
I'y uyaraca kabul edilir. Artan G ile birlikte vergi gelirlerinde ayn oranda bir art olmas
durumunda dahi toplam talep "denk bütçe çarpan " kadar artacakt r. GSMH' deki art G' deki
art a e it olacakt r.
Hangi etki daha büyüktür? "Crowding-out" mu? Yoksa "crowding-in" mi? Bu sorunun
cevab ödünç verilebilir fon arz n n sabit olup olmamas na, toplam arz (S) ve LM e rilerinin
konumlar na ba l d r. E er fonlar sabit de ilse, artan fon talebi ile birlikte fon arz da
art r labiliyorsa, faiz oranlar de i meyece inden, Keynezyen iktisad n ileri sürdü ü gibi
muhtemel bir "crowding-in"den bahsetmek daha do ru olacakt r. E er fonlar sabitse, artan fon
talebi ile birlikte fon arz de i miyorsa, faiz oranlar yükselece inden, Parac lar n ileri sürdü ü
gibi muhtemel bir "crowding-out"dan bahsetmek daha do ru olacakt r (Slavin, 1996, s: 274276).
S ve D analizi çerçevesinde, G'deki bir art n GSMH ve fiyatlar seviyesi (P)
üzerindeki nihai etkisi toplam S e risinin konumuna ba l d r. Klasik iktisada göre S'nin, P
elastikiyeti s f r olaca ndan, D'deki art n tümü, GSMH de i mezken, P'nin art na yol
açacakt r. Keynezyen analizde, S pozitif e imli oldu undan, D'deki art k smen P'nin artmas na
ve k smen de GSMH'nin artmas ile sonuçlanacakt r. A r Keynezyen analizde ise, S'nin P
elastikiyeti sonsuz oldu undan, D'deki art tamamen, P de i mezken, GSMH'deki art ile
sonuçlanacakt r ( Sachs ve Larrain, 1993, s: 366-368).
IS-LM analizinde, dikey bir LM e risi sözkonusu ise, para talebinin r elastikiyeti s f r
demektir ve bu durumda Parac lar n da iddia etti i gibi, G'deki art dolay s ile IS' deki kayma,
GSMH'de bir de i me olmaks z n, yaln zca r'de bir art a yol açacakt r. Di er bir ifade ile
Parac lar, G'deki art dolay s ile IS'deki kayman n, D'yi de i tirmemesinden dolay mali
politikalar n etkinsizli i görü ünü savunurlar. Sonuç ise tam bir "crowding-out" olacakt r.
Keynezyen analizde ise, para piyasas nda dengeyi sa layan r' nin çok dü ük oldu u bir
durumda, para tutman n f rsat maliyetinin çok dü ük olmas sebebiyle, para arz ndaki herhangi
bir art do rudan elde tutulan para miktar n n artmas na yol açacakt r. Likidite tuza n n, di er
deyi le, LM e risinin r'ye kar elastikiyetinin sonsuz oldu u bu durumda, mali politikalar n,
örne in artan G ile, D'nin ve dolay s ile IS e risinin sa a kayaca ve sonuç olarak r'de bir art
olmadan GSMH'nin artaca görü ünü savunurlar. Sonuç ise tam bir "crowding-in" olacakt r.
LM e risinin r'ye kar elastikiyetinin 0 ile
aras nda olmas durumunda ise, artan G k smen
P'nin k smen de GSMH'n n art na yol açacakt r.
Yeni Klasik ya da Rasyonel Beklentiler kuram na göre ise, T sabitken, artan G, ya da,
G sabitken azalan T, rasyonel birey ve firmalar için bir ok niteli ini ta mad müddetçe, D'de
bir de i ime yol açmayacakt r. Rasyonel bireyler, örne in, G sabitken, azalan T sonucu
kullan labilir gelirlerindeki art servetlerinde bir art olarak alg lam yacaklard r (Barro, 1987
ve 1989, s: 202-205).
Rasyonel bireyler ilgili de i ken hakk nda gelecekteki (t+i dönemi) beklentilerini
olu turduklar an (t dönemi), o de i ken hakk ndaki o ana kadar (t, t-i) mevcut olan tüm bigileri
ve t+i'e ait ekonomi politikalar n yönlendiren ekonomik modeller hakk ndaki bilgileri
kullan rlar. Dolay s ile bireyler, t döneminde, G sabitken azalan T sonucu olu an bütçe
aç klar n n hükümet taraf ndan bugün borçlanma yolu ile ya da t+i'de artan T ile kapat lmaya
çal laca
beklentisini olu tururlar. Bu durumda bireyler t+i'de ortaya ç kacak olan
kullan labilir gelirlerindeki azal telafi edebilmek için bugün kullan labilir gelirlerindeki art
155
tüketimlerini art rmak için kullanmak yerine tasarruf edeceklerdir. Böylece bütçe aç na denk
kamu tasarruflar ndaki dü ü ü, bireylerin artan tasarruflar dengeleyecek ve sonuçta I, C, S ve
D de i kenleri ayn kalacakt r. Böylece Rasyonel Beklentiler kuram na göre, bütçe aç klar n n
kapat lmas konusunda hükümetin politik kayg larla T'yi art rmak yerine borçlanma politikas n
tercih etmesi nihai sonucu de i tirmeyecektir. Her iki durumda da tüketicilerin tüketim
e ilimleri de i meyece i için, hükümetler ekonomik modellerinde borçlanma ve T'yi birer
alternatif de i ken olarak istihdam etmemelidir (Bilgili, 1997).
Rasyonel beklentiler, bu varsay mlar n
alt nda, geleneksel teoriyi ele tirerek, ISLM modeli çerçevesinde ileri sürülen, bütçe aç
ile d ticaret aç
aras ndaki pozitif
korelasyonun oldu u iddias na da kar ç karlar. Geleneksel IS-LM analizi çerçevesinde, bütçe
aç klar n n ve dolay s ile artan toplam talep ile sa a kayan IS e risinin faiz oranlar n
yükseltece ini, bu sonucun da ülke paras n n de erini art rarak d ticaret aç n n olu aca n
ileri sürülür. Oysa, Rasyonel Beklentiler kuram na göre, yukar da aç kland
gibi, bütçe
aç klar ndaki de i meler sonucu toplam talep de i miyece inden, d ticarette de aç k
olu mayacakt r (Bilgili ve Bilgili , 1998).
T ve borçlanman n birer alternatif politika arac olarak etkinsizli ini parasal geni leme
ve borçlanma politikalar için de ileri sürebilir miyiz? Di er bir deyi le, bütçe aç klar n n
parasal geni leme ile ya da borçlanma ile finanse edilmesinin makro ekonomik uzant lar ayn
m d r? Sargent ve Wallace'a (1994) göre, t döneminde borçlanma politikas n n, parasal
geni leme politikas na oranla, t+1'de P'yi daha çok art raca n savunmaktad rlar. Borçlanma
politikas , t+1'de hem ana para ödemeleri hem de faiz ödemelerini gerekli k ld ndan,
hükümetin t+1'deki borç stokunu daha da art racakt r. Bu ise ya t+2'de gerekli olan parasal
geni lemenin hacmini daha da art racak ya da yeni borçlanma politikas n gerekli k lacakt r.
Parasal geni leme tercih edildi inde Pt+2 Pt+1 olacakt r. Borçlanma politikas tercih edildi inde
ise t+3'de borç stoku daha da artaca ndan yeni ödünç al nabilir fonlar temin edilemedi i
taktirde parasal geni lemeye ihtiyaç duyulacak ve Pt+3 Pt+2 olacakt r. Hükümetlerin T'yi
art ramad klar n ya da art rmak istemediklerini ve reel r oran n n ekonominin büyüme
oran ndan büyük olmas durumunda sürekli borçlan lamayaca göz önüne al nd nda, bir
dönem mutlaka, örne in t+n döneminde, parasal geni leme politikas tercih edilecek ve sonuç
olarak Pt+n Pt+n-1 Pt+n-2, .., Pt olacakt r. E er hükümet t döneminde parasal geni lemeyi
tercih etseydi, ceteris paribus, n döneminde fiyatlar genel seviyesi Pt+n yerine Pt seviyesinde
olu acakt . Böyle bir ç karsamaya Sargent ve Wallace (1994) "Baz ho olmayan Monetarist
aritmetik" demi lerdir. Buradaki "ho olmayan" terimi, yukar daki analizde enflasyon
oran ndaki art n sebebinin parasal geni lemeden çok borçlanma oldu u görü ünden
kaynaklanmaktad r. Böyle bir önerme ise enflasyon oran ndaki art n kayna n parasal
geni leme olarak gösteren Parac lar için "istenen" bir sonuç de ildir.
Yukar daki analizlerden bütçe aç klar n n etkileri konusunda farkl görü ler oldu u ve
sadece Keynezyen ktisad n bütçe aç klar n n pozitif etkilerine i aret etti ini görmü
olmaktay z. Bütçe aç klar n n etkileri konusunda çe itli ekonomiler için yap lan çal malar
farkl sonuçlar do urmaktad r. Burada konu ile ilgili literatür taramas na girilmeden, bir sonraki
bölümde bütçe aç klar n n Türkiye ekonomisi için etkileri ele al nacak ve bu konuda çe itli
ekonometrik analizler yap lacakt r.
156
III. BÜTÇE AÇIKLARININ TÜRK YE EKONOM S NDEK ETK LER
III-1. MAKRO DE
KENLER ARASINDAK L K
Tablo 1, 1.sütunda ve ekil 1'de bütçe aç klar n n GSHM'ya yüzdesi (BÜTÇE)
verilmektedir. 1970-1974, 1975-1979, 1980-1984, 1985-1989, 1990-1994 ve 1995-1997
dönemlerine s ras yla 1., 2., 3., 4., 5. ve 6. dönem dersek, BÜTÇE'nin ald ortalama de erler
dönemler itibar ile s ras ile, 0.74, 2.17, 2.56, 2,98, 4.64 ve 6.57 dir. Tablo 1, 2.sütunda ve ekil
2'de tüketici fiyatlar endeksindeki % de i me (TÜFE) verilmektedir. TÜFE'nin dönemler
itibar ile alm oldu u ortalama de erler s ras ile, 14.58, 33.63, 50.24, 51.08, 73.76 ve 84.60
t r. Tablo 1, 3.sütunda ve ekil 3'de tasarruf mevduat faiz oran (FA Z) gösterilmektedir.
FA Z'in dönemler itibar ile alm oldu u ortalama de erler s ras ile, 8.60, 11.80, 41.60, 60.74,
75.33 ve 94.10 dur. Tablo 1, 4.sütunda ve ekil 4'de dolar cinsinden döviz kurundaki %
de i me (DÖV Z1) verilmektedir. DÖV Z1'in dönemler itibar ile alm oldu u ortalama
de erler s ras ile, 5.92, 23.68, 59.10, 42.87, 75.59 ve 70.81 dir. Tablo de erleri ve ilgili
ekillere göre, baz dönemler gözard edildi inde, BÜTÇE'deki y llar itibar ile art e ilimi
di er de i kenlerde de görülmektedir.
Büyüklükler farkl de erlere sahip oldu undan daha iyi kar la t rabilmek amac ile, 1.
dönemden 2. döneme, 2. dönemdem 3. döneme, 3. dönemden 4. döneme, 4. dönemden 5.
döneme ve 5. dönemden 6. döneme % de i im oranlar incelenebilir. BÜTÇE'deki de i im
oranlar , 193.24, 17.97, 16.41, 55.70 ve 41.59 dur. TÜFE'deki de i im oranlar , 130.66, 49.39,
1.67, 44.40 ve 14.70 dir. FA Z'deki de i im oranlar , 37.21, 252.54, 46.01, 24.02 ve 24.92 dir.
DÖV Z1'deki de i im oranlar ise, 300.00, 149.58, -27.46, 76.32 ve -6.32 dir. De i im
oranlar na bak ld nda, BÜTÇE'deki de i im oranlar ndaki art lar n di er de i kenlerdeki
de i im oranlar ndaki art lar taraf ndan takip edildi i, ancak oranlar aras nda, baz dönemler
itibar ile, fazla bir paralellik olmad
gözlenmektedir. Örne in BÜTÇE, 1.dönemden
2.döneme % 193.24 artarken, FA Z ayn dönemde % 37.21 oran nda art göstermi ve
BÜTÇE, 2.dönemden 3.döneme % 17.97 oran nda artarken FA Z ayn dönemde % 252.54
oran nda artm t r. 3. dönemden 4. döneme BÜTÇE %16.41 artarken, TÜFE, FA Z ve DÖV Z1
ayn dönemlerde s ras ile %1.67, %46.01 ve %-27.46 l k bir de i im göstermi tir. 4.
dönemden 5. döneme BÜTÇE %55.70 lik bir art gösterirken, TÜFE, FA Z ve DÖV Z1 ayn
dönemlerde s ras ile %44.40, %24.02 ve %76.32 oran nda artm t r.
III-2. EKONOMETR K TEST
Bu çal mada yap lan teorik tart malara paralel olarak esasen bütçenin, üç de i ken,
faiz oranlar , fiyatlar genel seviyesi ve döviz kurlar üzerindeki etkileri ele al nm t r. Ancak
ili kili olduklar için di er de i kenlere de yer verilmi tir.
Analizde kullan lan seriler 19701997 ve 1993:1-1998:7 olmak üzere iki ayr dönem için ele al nm t r. 1970 ve 1997 dönemi
için analize, III-1. de ele al nan de i kenlere ek olarak, iç borçlar n GSMH'ya oran (BORÇG),
reel bütçe aç (RBÜTÇE), özel yat r mlar n GSMH'ya oran (YATG) ve Mark üzerinden
döviz kurundaki % de i me de (DÖV Z2) birer de i ken olarak dahil edilmi tir.
1993:1-1998:7 dönemi için incelenen de i kenler; RBÜTÇE, TÜFE, DÖV Z1,
DÖV Z2, FA ZA (vadesiz mevduat faizleri), FA ZB (1 ayl k mevduat faizleri), FA ZC (1
157
y ll k mevduat faizleri) dir. ç borçlar, özel yat r mlar ve GSMH ayl k bazda temin edilemedi i
için, BORÇG, YATG ve BÜTÇE bu dönem için incelenememi tir. kinci bir dönem olarak
1993:1-1998:7 döneminin ele al nmas n n sebebi, hem 5 y ll k gibi daha dar bir dönemin ele
al narak sonuçlar n n 28 y ll k gibi daha geni bir dönemin sonuçlar ile kar la t r lmas , hem
de ekonometrik test için 1993:1-1998:8 dönemindeki gözlem say s n n daha arzu edilir bir
seviyede olmas d r. De i kenler ile ilgili veriler DPT (1997, 1998) ve T.C.Maliye
Bakanl 'ndan (1998) temin edilmi tir.
Analizde önce serilere ait birim kök testleri yap ld . Kritik de erler Enders'dan (1995:
s:419) al nm t r. Tablo 2 ve 3, birim kök test sonuçlar n göstermektedir. Tablo de erlerine
bak ld nda, BORCG, YATG, FAIZA ve FAIZC serilerinin kendi seviyelerinde dura an
olmad klar , di er de i kenlerin ise kendi seviyelerinde dura an olduklar , I(0), görülmektedir.
FAIZA, FAIZC, BORCG ve YATG'nin birinci dereceden farklar al nd nda, s ras ile -7.73, 6.30, -6.44 ve -4.56 de erleri ile dura an olduklar , I(1), anla lmaktad r. Birim kök analizinde
sadece FA ZB için ADF testi, di er de i kenlerde ise hata terimleri Q testi sonuçlar na göre
white-noise ç kt için DF testi uygulanm t r. Tablo 4'de, Johansen (1988) metodu ile yap lan
koentegrasyon testi sonuçlar verilmektedir. Tabloda BORCG ile YATG'nin koentegrasyon
ili kisine sahip oldu u görülmektedir. 1970 ve 1997 dönemi ele al nd nda, Tablo 5'den Tablo
9'a, En Küçük Kareler yöntemine göre yap lan regresyonlarda, BÜTÇE ve RBÜTÇE'nin FA Z
ve TÜFE üzerinde istatistiksel olarak anlaml bir etkiye sahip olmad
ancak BÜTÇE'nin
DÖV Z1 üzerinde anlaml oldu u görülmü tür. Analizlerde, BORCG ve YATG, I(1) ve di er
de i kenler I(0) olduklar için ayn denklemlerde beraber kullan lamam t r. Ancak Tablo 5'de
gösterildi i gibi, YATG'nin ba ml ve BORCG'nin ba ms z oldu u denklemde, BORCG'nin
katsay s n n anlaml ç kt görülmektedir.
Tablo 10'dan Tablo 13'e bak ld nda, 1993:1-1998:7 dönemi için yap lan analizlerde
RBÜTÇE'nin FA ZB, TÜFE, DÖV Z1 ve DÖV Z2 üzerinde istatistiksel olarak anlaml bir
etkiye sahip olmad anla lmaktad r. Bunun üzerine dinamik bir analizle, de i kenler aras nda
bir sebep-sonuç ili kisinin olup olmad n görmek ya da bir de i kenin di er bir de i kenin
tahmininde kullan l p kullan lam yaca n görmek için Granger Nedensellik testi uygulanm t r.
AIC ve SBC kriterlerine göre, y ll k seri için gecikme say lar 3 olarak bulunmu tur. 3 y ll k bir
zaman diliminin dinamikleri yakalayabilmesi aç s ndan yeterli oldu u dü üncesi ile yap lan
testlerde 3 gecikme say s en dü ük AIC ve SBC'ye sahiptir. Ayl k zaman serisi için ise
gecikme say lar 12 olarak bulunmu tur. Burada esasen üzerinde durulan nokta BÜTÇE'den
di er de i kenlere do ru bir nedensellik ili kisinin olup olmad d r. 1970-1997 datas
kullan larak yap lan testlerde, 0.05 seviyesinde, BÜTÇE'nin FA Z ve TÜFE de i kenlerindeki
de i melerin bir sebebi oldu u ya da bir ba ka ifade ile bu de i kenlerin gelecek de erlerinin
tahmin edildi i modellerde aç klay c bir de i ken oldu u anla lmaktad r. BÜTÇE yerine
RBÜTÇE'nin kullan ld ikinci bir testte ise, RBÜTÇE'nin sadece TÜFE'nin bir nedeni oldu u
0.05 seviyesinde kabul edilmektedir. Sonuçlar Tablo 14' de verilmektedir. 1993:1-1998:7
dönemini kapsayan datan n kullan ld
Granger testinde ise, RBÜTÇE'nin FA Z, TÜFE,
DÖV Z1 ve DÖV Z2 üzerinde istatistiksel olarak bir etkiye sahip olmad ve bu de i kenlerin
gelecek de erlerinin tahmin edildi i modellerde, 0.05 seviyesinde, aç klay c bir de i ken
olam yaca hipotezi reddedilememektedir. Sonuçlar Tablo 15'de gösterilmektedir.
158
TABLO 1: DE
Y llar
1970
1971
1972
1973
1974
Ortalama
1975
1976
1977
1978
1979
Ortalama
1980
1981
1982
1983
1984
Ortalama
1985
1986
1987
1988
1989
Ortalama
1990
1991
1992
1993
1994
Ortalama
1995
1996
1997
Ortalama
KENLER N 1970-1997 DÖNEM DE ERLER
BÜTÇE
-0.10
2.41
0.11
0.55
0.73
0.74
0.72
1.15
4.33
1.52
3.13
2.17
3.13
1.55
1.48
2.25
4.42
2.56
2.26
2.76
3.48
3.09
3.33
2.98
3.01
5.28
4.30
6.70
3.91
4.64
4.03
8.27
7.42
6.57
TÜFE
8.13
16.50
13.68
15.96
18.63
14.58
19.77
16.39
27.95
47.21
56.81
33.63
115.60
33.91
21.91
31.39
48.40
50.24
44.95
34.62
38.85
73.70
63.27
51.08
60.30
63.79
72.32
66.10
106.30
73.76
93.60
80.40
79.80
84.60
FA Z
9.00
9.00
9.00
7.00
9.00
8.60
9.00
9.00
9.00
12.00
20.00
11.80
33.00
35.00
50.00
45.00
45.00
41.60
55.00
48.00
58.00
83.90
58.80
60.74
59.40
72.70
74.20
74.80
95.56
75.33
92.32
93.77
96.22
94.10
159
DÖV Z1
32.10
-6.54
0.00
-1.86
5.92
4.15
10.83
12.42
35.00
56.00
23.68
102.48
45.00
45.99
39.20
62.86
59.10
42.07
29.14
27.83
66.04
49.27
42.87
22.96
59.91
65.17
59.51
170.38
75.59
53.87
77.52
81.03
70.81
EK L 1: 1970-1997 Bütçe Aç klar n n GSMH'ye Oran
10,00
8,00
6,00
4,00
2,00
0,00
-2,00
EK L 2: 1970-1997 % TÜFE
140
120
100
80
60
40
20
0
160
EK L 3: 1970-1997 Tasarruf Mevduat
Faiz Oran
120,00
100,00
80,00
60,00
40,00
20,00
0,00
EK L 4: 1970-1997 Dolar Cinsinden Döviz Kurundaki %
De i meler
200,00
150,00
100,00
50,00
0,00
-50,00
TABLO 2: DF TEST DATA : 1970-1997
tau*
lag
Q test**
0
3.25
BORCG
-2.54
BÜTÇE
-5.42
0
2.18
RBÜTÇE
-3.75
0
3.93
0
6.09
YATG
-1.23
FA Z
-3.82
0
13.14
TÜFE
-5.92
0
5.55
DÖV Z1
-4.73
0
5.44
161
DÖV Z2
-4.06
0
4.41
* DF testi için kritik de erler (sabit + trend)
0.01 0.05
0.10
-4.38 -3.60 -3.24
** 2(9),0.05 = 16.91
TABLO 3: DF TEST DATA: 1993:1-1998:7
tau*
lag
Q test**
RBÜTÇE
-7.90
0
24.99
0
18.87
FA ZA
-2.08
FA ZB
-4.03
1
24.27
0
28.04
FA ZC
-1.85
TÜFE
-6.89
0
28.33
DÖV Z1
-6.00
0
5.47
DÖV Z2
-5.78
0
7.29
* DF testi için kritik de erler (sabit + trend)
0.01 0.05
0.10
-4.15 -3.50 -3.18
**
2
(20),0.05 = 31.41
TABLO 4: KOENTEGRASYON TEST (YATG-BORCG)
eigenvalue
0.572
0.059
trace
17.29
1.61
0.05 kritik de er
15.41
3.76
DATA : 1970-1997
TABLO 5:
C
YATG(-1)
BORCG
Ba ml de i ken : YATG
katsay
std.hata
2.380885
1.715041
0.762716
0.134511
0.411699
0.194774
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
0.806568
0.786207
1.389460
t-istatisti i
1.388238
5.670301
2.113728
Akaike info criterion
162
p-de eri
0.1811
0.0000
0.0480
0.783954
Sum squared resid
36.68138
Schwarz criterion
0.932733
Log likelihood
-36.84014
F-statistic
39.61285
Durbin-Watson stat 1.813068
Prob(F-statistic)
0.000000
TABLO 6:
C
FA Z(-1)
BÜTÇE
TÜFE
Ba ml de i ken : FA Z
katsay
std.hata
t-istatisti i
-0.471996
3.835318
-0.123066
0.839151
0.096495
8.696282
0.163143
1.441508
0.113175
0.201576
0.088298
2.282898
p-de eri
0.9032
0.0000
0.9109
0.0325
R-squared
0.918346
Adjusted R-squared
0.907211
S.E. of regression
9.254150
Akaike info criterion
4.590782
Sum squared resid
1884.065
Schwarz criterion
4.784336
Log likelihood
-92.57257
F-statistic
82.47644
Durbin-Watson stat 2.489751
Prob(F-statistic)
0.000000
TABLO 7:
C
TÜFE(-1)
BÜTÇE
FA Z
Ba ml de i ken : TÜFE
katsay
std.hata
10.87619
8.094430
0.262927
0.188149
2.797549
2.941700
0.396999
0.216098
t-istatisti i
1.343664
1.397442
0.950997
1.837121
p-de eri
0.1928
0.1762
0.3519
0.0797
R-squared
0.592378
Adjusted R-squared
0.536793
S.E. of regression
19.73899
Akaike info criterion
6.105830
Sum squared resid
8571.811
Schwarz criterion
6.299383
Log likelihood
-112.2682
F-statistic
10.65717
Durbin-Watson stat 1.875867
Prob(F-statistic)
0.000158
TABLO 8:
C
DÖV Z1(-1)
BÜTÇE
TÜFE
FA Z
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Ba ml de i ken : DÖV Z1
katsay
std.hata
t-istatisti i
-0.289628
12.04535
-0.024045
-0.121913
0.287905
-0.423450
11.16542
4.327687
2.579998
0.270817
0.401169
0.675070
0.121962
0.316031
0.385918
0.515653
0.423397
28.44767
16994.67
Akaike info criterion
Schwarz criterion
163
p-de eri
0.9810
0.6763
0.0175
0.5070
0.7034
6.867174
7.109116
Log likelihood
-121.1657
F-statistic
Durbin-Watson stat 1.906249
Prob(F-statistic)
TABLO 9:
C
DÖV Z2(-1)
BÜTÇE
FA Z
TÜFE
5.589344
0.003172
Ba ml de i ken : DÖV Z2
katsay
std.hata
t-istatisti i
26.30268
41.51312
0.633599
0.032636
0.400628
0.081463
10.46248
7.043954
1.485314
0.048518
1.376168
0.035256
-0.144616
1.071600
-0.134953
p-de eri
0.5406
0.9367
0.1683
0.9726
0.8953
R-squared
0.254893
Adjusted R-squared
0.043150
S.E. of regression
35.45663
Akaike info criterion
7.397822
Sum squared resid
12571.73
Schwarz criterion
7.633839
Log likelihood
-71.76774
F-statistic
0.855224
Durbin-Watson stat 2.018194
Prob(F-statistic)
0.522363
DATA 1993:1-1998:7
TABLO 10:
C
FA ZB(-1)
RBÜTÇE
TÜFE
Ba ml de i ken : FA ZB
katsay
Std.hata
t-istatisti i
11.53457
6.184860
1.864969
0.806122
0.078721
10.24030
-4.89E-06
0.002755
-0.001776
0.405972
0.326157
1.244713
p-de eri
0.0670
0.0000
0.9986
0.2180
R-squared
0.633955
Adjusted R-squared
0.615953
S.E. of regression
8.841996
Akaike info criterion
4.418589
Sum squared resid
4769.034
Schwarz criterion
4.552397
Log likelihood
-231.8351
F-statistic
35.21544
Durbin-Watson stat 1.647537
Prob(F-statistic)
0.000000
TABLO 11:
C
TÜFE(-1)
RBÜTÇE
FA ZB
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Ba ml de i ken : TÜFE
katsay
std.hata
6.379373
2.182238
0.188026
0.134423
0.000526
0.001097
-0.030628
0.032333
0.036072
0.011334
3.480680
739.0230
-171.2366
t-istatisti i
2.923316
1.398765
0.479144
-0.947282
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
164
p-de eri
0.0049
0.1669
0.6335
0.3472
2.554019
2.687827
0.760911
Durbin-Watson stat 2.009491
TABLO 12:
Prob(F-statistic)
0.520373
Ba ml de i ken : DÖV Z1
katsay
std.hata
t-istatisti i
0.167572
3.476097
0.048207
0.070185
0.099947
0.702226
0.002317
0.001527
1.517144
1.427779
0.192644
7.411501
-0.047191
0.046937
-1.005417
C
DÖV Z1(-1)
RBÜTÇE
TÜFE
FA ZB
p-de eri
0.9617
0.4853
0.1345
0.0000
0.3187
R-squared
0.555579
Adjusted R-squared
0.525951
S.E. of regression
4.901459
Akaike info criterion
3.252869
Sum squared resid
1441.458
Schwarz criterion
3.420130
Log likelihood
-192.9493
F-statistic
18.75176
Durbin-Watson stat 1.711698
Prob(F-statistic)
0.000000
TABLO 13:
Ba ml de i ken : DÖV Z2
katsay
std.hata
t-istatisti i
-2.153065
3.438143
-0.626229
0.073458
0.099829
0.735833
0.001444
0.001498
0.963535
1.499101
0.192167
7.801048
-0.018472
0.046491
-0.397324
C
DÖV Z2(-1)
RBÜTÇE
TÜFE
FA ZB
p-de eri
0.5335
0.4647
0.3391
0.0000
0.6925
R-squared
0.581575
Adjusted R-squared
0.553680
S.E. of regression
4.787396
Akaike info criterion
3.205777
Sum squared resid
1375.149
Schwarz criterion
3.373037
Log likelihood
-191.4187
F-statistic
20.84870
Durbin-Watson stat 1.613923
Prob(F-statistic)
0.000000
TABLO 14: GRANGER NEDENSELL K TEST I
H0: LK DE
KENDEN K NC S NE NEDENSELL K L K S YOKTUR
Gözlem F- statisti i P-de eri
BÜTÇE FA Z
FA Z BÜTÇE
24
3.44689
1.08149
0.04020
0.38347
TÜFE
FA Z
FA Z TÜFE
24
1.82973
0.93084
0.18001
0.44727
DÖV Z1 FA Z
FA Z DÖV Z1
24
5.33531
0.57839
0.00895
0.63710
165
DÖV Z2 FA Z
FA Z DÖV Z2
13
2.51352
0.40481
0.15521
0.75521
TÜFE
BÜTÇE
BÜTÇE TÜFE
24
0.03408
8.32507
0.99125
0.00126
DÖV Z1 BÜTÇE
BÜTÇE DÖV Z1
24
0.63002
1.87782
0.60558
0.17165
DÖV Z2 BÜTÇE
BÜTÇE DÖV Z2
13
0.97200
2.08717
0.46535
0.20338
DÖV Z1 TÜFE
TÜFE
DÖV Z1
24
9.69824
0.76020
0.00058
0.53178
DÖV Z2 TÜFE
TÜFE
DÖV Z2
13
5.01929
0.42623
0.04484
0.74151
FA Z RBÜTÇE
RBÜTÇE FA Z
23
1.59942
1.23503
0.22878
0.32965
TÜFE RBÜTÇE
RBÜTÇE TÜFE
23
0.29567
5.23956
0.82797
0.01038
DÖV Z1 RBÜTÇE
RBÜTÇE DÖV Z1
23
0.39346
1.92138
0.75940
0.16683
DÖV Z2 RBÜTÇE
RBÜTÇE DÖV Z2
12
3.60118
2.54100
0.10082
0.17006
F(3,17), 0.05 = 3.20
F(3,12), 0.05 = 3.49
YATG
BORÇG
BORÇG YATG
18
0.27850
0.37148
0.83979
0.77522
F(3,6), 0.05 = 4.53
F(3,5), 0.05 = 5.41
TABLO 15: GRANGER NEDENSELL K TEST II
H0: LK DE
KENDEN K NC S NE NEDENSELL K L K S YOKTUR
Gözlem F- statisti i P-de eri
RBÜTÇE
FA ZB
FA ZB RBÜTÇE
55
0.49804
0.42424
0.89943
0.94126
TÜFE
FA ZB
54
3.93365
0.93552
0.00125
0.52682
FA ZB
TÜFE
166
DÖV Z1 FA ZB
FA ZB DÖV Z1
55
14.0937
1.15496
3.4E-09
0.35687
DÖV Z2 FA ZB
FA ZB DÖV Z2
55
19.4068
1.16263
6.4E-11
0.35174
TÜFE
RBÜTÇE
RBÜTÇE TÜFE
54
0.32941
0.37288
0.97704
0.96295
DÖV Z1 RBÜTÇE
RBÜTÇE DÖV Z1
55
0.28556
0.22833
0.98735
0.99525
DÖV Z2 RBÜTÇE
RBÜTÇE DÖV Z2
55
0.28444
0.13602
0.98756
0.99961
DÖV Z1 TÜFE
TÜFE
DÖV Z1
54
1.28946
1.01346
0.27659
0.46224
DÖV Z2 TÜFE
TÜFE
DÖV Z2
54
1.67995
1.38076
0.12390
0.23053
F(12,30), 0.05 = 2.09
SONUÇ
Bu çal mada bütçe aç klar n n faiz oranlar , döviz kurlar ve fiyatlar genel seviyesi
üzerinde bir etkisinin olup olmad incelendi. Konu önce teorik olarak ele al nd ve daha sonra
çe itli ekonometrik testler uygulanarak, bütçe aç klar n n ilgili de i kenler üzerinde istatistiksel
olarak anlaml bir etkisinin olup olmad ara t r ld .
Regresyon analizlerinin sonuçlar na göre, 1970-1997 dönemi için, bütçe aç klar n n
sadece dolar cinsinden döviz kuru üzerinde etkili oldu u, 1993:1-1998:7 dönemi için ise bütçe
aç klar n n hiç bir de i ken üzerinde istatistiksel olarak anlaml bir katsay ya sahip olmad
ortaya ç kt . Yap lan Granger Nedensellik testlerinde ise iki farkl dönem için farkl sonuçlar
elde edildi. 1970-1997 dönemi için GSMH' n n bir oran olarak bütçe aç klar ndan, tasarruf
mevduat faiz oranlar na ve fiyatlar seviyesine do ru bir nedensellik ili kisi bulundu. Ayn
nedensellik ili kisi reel bütçe aç klar ve fiyatlar seviyesi aras nda da görüldü. 1993:1-1998:7
dönemi ele al nd nda ise, bütçe aç klar n n di er de i kenler üzerinde bir nedensellik etkisinin
167
olmad , di er bir deyi le, bütçe aç klar n n bu de i kenlerin tahmininde kullan lam yaca
sonucu elde edildi.
Çal man n bu sonucu, en az ndan, bütçe aç klar n n, faizler, fiyatlar genel seviyesi ve
döviz kurlar üzerinde bir etkisinin oldu u konusundaki yayg n görü üzerine bir üphe
getirmektedir. Farkl dönem ya da farkl gözlem say lar na ba l olarak ortaya ç kan farkl
sonuçlar, ba ka ülkelere ait data ile ve/veya daha farkl ekonometrik metodlar ile yeniden
de erlendirilebilir.
KAYNAKÇA
Bilgili, Faik, Testing The Ricardian Equivalence Theorem in The Framework of
The Permanent Income Hypothesis (Bas lm doktora tezi) UMI, A Bell &
Howell Information Company (No: 9732895), MI, USA, 1997.
Bilgili, Faik ve Emine Bilgili, "Bütçe Aç n n Cari lemler Üzerindeki Etkileri: Teori
ve Uygulama", ktisat, letme ve Finans, Y l 13, 146. say n n eki, May s
1998, 4-16.
Barro, Robert J., "The Neoclassical Approach to Fiscal Policy," ç. Barro J. Robert.
(ed.), Modern Business Cycle Theory, Harvard University Press,
Cambridge, 1989,178-235.
Barro, Robert J. "Government Spending, Interest Rates, Prices, And Budget Deficits In
The United Kingdom," Journal of Political Economy, October 1987, Vol.
20, No: 2, 221-247.
DPT,
Ekonomik ve Sosyal Göstergeler, 1950-1998, Aral k, 1997.
DPT, Temel Ekonomik Göstergeler, A ustos, 1998.
Enders, Walter, Applied Econometric Time Series, John Wiley & Sons, Inc., New
York, 1995.
Johansen, SØren. "Statistical Analysis of Cointegration Vectors," Journal of
Economic Dynamics and Control, 1988, No:12, 231-54.
Sach, Jeffrey, ve Felipe B. Larrain, Macroeconomics, In The Global Economy,
Prentice Hall, Inc., New Jersey, 1993.
Sargent, Thomas ve Neil Wallace, "Some Unpleasant Monetarist Arithmetic," ç.
Preston J.Miller (ed.), The Rational Expections Revolution, The MIT
Press, Cambridge, 1994, 103-130.
168
Slavin, Stephen, Macroeconomics, Fourth edition, Irwin, Chicago, 1996.
T.C. Maliye Bakanl
, 1997 Maliye Bakanl
169
Y ll k Raporu, 1998.
This document was created with Win2PDF available at http://www.win2pdf.com.
The unregistered version of Win2PDF is for evaluation or non-commercial use only.
This page will not be added after purchasing Win2PDF.