Araştırma Makalesi/Research Article
TÜRKİYE’DE KURUMSAL KALİTE, REEL GELİR VE
DOĞRUDAN YABANCI YATIRIMLAR İLİŞKİSİ
INSTITUTIONAL QUALITY, REAL INCOME AND
FOREIGN DIRECT INVESTMENT RELATIONSHIP IN TURKEY
Ali ACARAVCI
Prof. Dr., Mustafa Kemal Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, acaravci@mku.edu.tr
https://orcid.org/0000-0002-6662-6175
Seyfettin ARTAN
Prof. Dr., Karadeniz Teknik Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, artan@ktu.edu.tr
https://orcid.org/0000-0003-4310-550X
Sinan ERDOĞAN
Arş. Gör., Mustafa Kemal Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, sinanerdogan@mku.edu.tr
https://orcid.org/0000-0003-3491-8234
Tunay BOSTAN GÖKTÜRK
Öğr. Gör., Mustafa Kemal Üniversitesi, Yayladağı Sosyal Bilimler MYO, tbostan@mku.edu.tr
https://orcid.org/0000-0002-9231-161X
Başvuru Tarihi/Application Date: 26.03.2018
Kabul Tarihi/Acceptance Date: 25.04.2018
DOI: 10.30798/makuiibf.409819
Öz
Genel olarak ekonomi-kurumsal yapı ilişkisi, özelde ise
doğrudan yabancı yatırımlar-kurumsal yapı ilişkisi, iktisat
literatüründe en çok tartışılan alanlardan birisidir.
Doğrudan yabancı yatırımların belirleyicileri hakkında
birçok çalışma bulunmaktadır. Bu çalışma ise Türkiye
ekonomisinde kurumsal kalite, reel gelir ve doğrudan
yabancı yatırımlar arasındaki uzun dönemli ilişkileri 19902015 dönemi için gecikmesi dağıtılmış otoregresif (ARDL)
yöntemiyle araştırmaktadır. Çalışmanın sonuçları şöyle
özetlenebilir: i) Durağanlık analizi sonuçları, ARDL
eşbütünleşme testi için ön koşulu sağlamaktayken, ARDL
sınır testi sonuçları ise değişkenler arasında uzun dönemli
ilişki olduğunu göstermektedir. ii) Reel gelirde ve kurumsal
kalitede artışlar, reel doğrudan yabancı yatırım girişlerini
olumlu etkilemektedir. iii) Her bir dönemde, değişkenler
arası uzun dönem dengeden herhangi bir sapmanın yaklaşık
%84’ü düzelmektedir. Bu çalışmanın sonuçları, doğrudan
yabancı yatırımlar girişlerinde kurumsal faktörlerin de
önemli olduğunu vurgulamaktadır. Bu nedenle kurumsal
kalitenin artırılması yönünde çabalar, doğrudan yabancı
sermaye girişlerini özendirecektir.
Abstract
Generally
economy-institutional
structure
nexus,
specifically foreign direct investment (FDI)-institutional
structure nexus has been one of the most debated topic in
economic literature. There are many papers about
determinants of FDI. In this study, long-run relationships
between institutional quality, real income and foreign direct
investment examined in terms of Turkey for the period of
1990-2015 by using autoregressive distributed lag (ARDL)
method. Results are as follows: i) While stationarity analysis
results provide the preconditions for the ARDL
cointegration test, ARDL bounds test results confirm that
there is a long-run relationship between variables. ii)
Increasing in real income and institutional quality positively
affect foreign direct investment inflows. iii) Any deviation
from the long-run equilibrium between variables is
corrected about 84% for each period. The findings of this
study emphasize that institutional quality is matter for
foreign direct investment inflows as well. So, enhancing
efforts of institutional quality encourage the foreign direct
investment inflows.
Anahtar kelimeler: Doğrudan Yabancı Yatırımlar, Reel
Gelir, Kurumsal Kalite, ARDL.
Keywords: Foreign Direct Investment, Real Income,
Institutional Quality, ARDL.
* Bu çalışma Türkiye Ekonomi Kurumu tarafından düzenlenen 19. Ulusal İktisat Sempozyumunda sözlü olarak
sunulmuştur.
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
EXTENDED SUMMARY
Background: Generally economy-institutional structure nexus, specifically foreign direct investment (FDI)institutional structure nexus has been one of the most debated topic in economic literature. There are many papers about
determinants of FDI. Pioneer literature has emphasized the importance of economic structure as size of market;
population etc. while following literature has emphasized institutional factors as well. On the other hand the UNCTAD
(1998) emphasized that institutional factors are one of the important determinant of FDI. Institutions are important for
encouraging private entrepreneurship, promoting fair competition, providing reliable information about economic activities
and restricting effects of nonmarket actors on market. Turkey has an economic structure which has external dependency
on energy and capital goods. Therefore, Turkey's economy endeavors to deal with the current account deficit problem
which is long-standing. At this point, the issue of how to finance the current account deficit gains importance. FDI
becomes prominent in several options because of being more quality way of the financing of current account deficit.
Literature Review: There is a broad literature on relationship between FDI-institutional structure in economics.
On one hand, first group of papers employs panel data methods. According to their findings, improvements of
institutional quality attract FDI to those countries. Unfortunately, these papers ignore possible cross-section dependency
among countries. So, their findings are not robust. On the other hand, second group of papers employ time series
methods. There is a consensus about that; there is a significant relationship between FDI and institutional quality in long
run. This paper is different from existing literature from several aspects. First, this paper employs more broad time span in
order to examine the determinants of FDI. Secondly, this paper employs an institutional quality index (Table 2) that based
on ICRG Indicators which is offered by Acaravci and Erdogan (2017). So, this paper distinguishes from its counterparts
from those aspects.
Data and Methodology: This paper employs ARDL approach for the period of 1990-2015 in order to investigate
the both long and short run relationships between FDI, institutional quality and real income at Turkey. The linearlogarithmic model is as follows:
fdit 1 2 gdpt 3ins 1t
Where FDI is real foreign direct investment inflows per capita, GDP is real income per capita and ins is
institutional quality. FDI and GDP data have been obtained from World Bank Online Database while ins data has been
obtained from ICRG. Moreover, this paper employs ADF, ADF-WS and Lee and Strazicich (2013) unit root tests in order
to investigate the stationarity properties of series.
Result and Conclusion: This paper initially contains an analytical perspective. This perspective informs the
analyses of the evolution of laws on the establishment of the districts within the boundaries of the Metropolitan
Municipality in Istanbul after 1980’s. The results of relations between administrative border changes and legalization of
spatial transformation have come up for discussion.
Empirical results are as follows:
i) On one hand, both FDI and GDP variables are not stationary on level but stationary at their first difference
while ins variable is stationary on level according to the ADF and ADF-WS test results (Table 3). On the other hand, both
FDI and ins variables are not stationary on level but stationary at their first difference while GDP variable is stationary on
level according to the Lee and Strazicich (2013) test results (Table 4).
ii) There is a stable and long run relationships between FDI, ins and GDP according to the results of ARDL model
without structural break (Model : (FDI | GDP, ins)) (table 5-left column). ins variable has a positive and statistically
significant coefficient in both long and short run while GDP has a positive and statistically significant coefficient in long
run while has a negative and insignificant coefficient in short run. Error correction term (ect) is also significant and has a
negative coefficient (-0,83). Furthermore, the diagnostic tests confirm that the ARDL results are robust.
iii) If we include the dummy variable (d2000) in to ARDL in order to model structural breaks (Model : (FDI |
GDP, ins, d2000)) (Table 5-right column), there is also a long run and stable relationship between FDI, ins and GDP
variables. ins variable is still positive and statistically significant in both long and short run. On the contrary GDP and
dummy (d2000) variables have statistically insignificant coefficients. But this model has a lower adjusted R2 than the
ARDL model without structural break.
Overall results indicate that improvements on institutional structure attract more FDI at Turkish economy in both
models. Despite the fact that there is a controversial results about effect of GDP on FDI, increasing of market extension
will contribute the attracting more FDI to Turkish economy.
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
133
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
GİRİŞ
Doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının belirleyicilerinin neler olduğu ve bu faktörlerin doğrudan
yabancı sermaye yatırımlarını hangi yönde etkilediği konusunda bir genel uzlaşı olmamakla beraber, öncü
literatür daha çok ekonomik faktörler üzerinde durmuştur. Bu bağlamda nüfus ve milli gelirin büyüklüğü
ile ölçülen pazar büyüklüğü, doğrudan yabancı sermayeyi belirleyen temel faktörler olarak öne çıkmaktadır.
Öte yandan iç ve dış ekonomik gelişmelerin de bir ekonomiye doğrudan yabancı sermaye girişlerini önemli
ölçüde etkilediği ifade edilmektedir. Gelişmekte olan ülkelere sermaye girişinin ekonomik nedenleri, itici ve
çekici faktörler olmak üzere iki başlıkta açıklanmaktadır. Yani doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının
yapılabilmesi için kaynak ülkenin bazı itici faktörlere, ev sahibi ülkenin de bazı çekici faktörlere sahip
olması gerekmektedir. İtici faktörler; uluslararası konjonktürde yaşanan değişmelerden oluşurken, çekici
faktörler; ülke ekonomisinde yaşanan değişimlerden meydana gelmektedir. Bundan dolayı itici faktörleri,
kâr maksimizasyonu, gelişmiş ülkelerdeki düşük faiz oranları ve maliyetin düşürülmesi, ticaret yapılan
ülkelerdeki tarife kotalardan kaçınma, yeni piyasalar yaratılması, rekabetçi gücün arttırılması ya da
korunması, yatırımlarda çeşitlendirme ve üretim esnekliğinden faydalanma isteği oluşturmaktadır. Ev sahibi
ülke açısından belirleyici çekici faktörler ise, Birleşmiş Milletler Ticaret ve Kalkınma Konferansı Dünya
Yatırım Raporuna (UNCTAD, 1998: 91) göre ekonomik faktörler, yatırım ortamına ait faktörler ve politik
faktörler olarak üç grupta incelenmiştir. Bu rapor, iktisadi faktörlerin yanı sıra kurumsal faktörlerin de
doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını etkilediğini vurgulamaktadır. Bir ülkedeki piyasa büyüklüğü, fiyat
istikrarı, döviz kuru, yatırım teşvikleri ve altyapı gibi ekonomik faktörler yatırım açısından önemlidir
(Candemir, 2009: 668). Bu bağlamda çekici faktörler, gelişmekte olan ülkelerin finansal liberalizasyona
gitmeleri, makroekonomik dengelerinde iyileşme sağlamaları ve yabancı sermayeyi teşvik edici bir takım
yasal düzenlemelere gidilmesi gibi unsurlardan oluşur (Kar ve Tatlısöz, 2008: 9).
Kurumların ekonomik yaşam üzerindeki etkisi, kurumsal iktisadın yükselişiyle beraber iktisat
literatürüne girmiş, 1970’li yıllardan itibaren kurumların ölçümüne ilişkin geliştirilen yaklaşımlar ile
ülkelerin iktisadi büyüme veya durgunluk süreçlerinin açıklanmasında birçok çalışmanın esin kaynağı
olmuştur (Olson, 1996: 6-7; Easterly, 2001: 41). Günümüzde kurumların iktisadi ilişkiler konusunda
belirleyici faktörlerden biri olduğu hususunda genel bir uzlaşı olmakla beraber, iktisadi yaşamı hangi
kanallardan etkilediği konusunda ise tartışmalar devam etmektedir. Bu açıdan kurumsal yapı-doğrudan
yabancı sermaye yatırımları ilişkisi öne çıkan çalışma alanlarından biri olmuştur..
Genel olarak değerlendirilirse kurumların; bireysel girişimin ve adil rekabetin önünü açması,
ekonomik aktivitelere dair sağlıklı bilgilere ulaşılmasına ve beşeri sermaye artışına katkı yapması (Dawson,
1998: 603-604), piyasaların etkin çalışması, belirsizliğin azaltılması, piyasa üzerinde piyasa dışı aktörlerin
etkisinin sınırlandırılması gibi kanallarla yatırım ortamını iyileştirerek doğrudan yabancı sermaye yatırımları
açısından çekici unsur teşkil ettiği söylenebilir (Bengoa ve Sanchez-Robles, 2003: 530-537). Ayrıca Busse
ve Hefeker (2005: 3)’e göre, hükümet istikrarı, iç çatışma ve etnik gerginliklerin olmaması, temel
demokratik haklar, yasa ve düzenin sağlanması gibi kurumsal faktörler de doğrudan yabancı sermaye
yatırımlarının önemli kurumsal belirleyicileri arasında yer almaktadır.
Literatürdeki bulgulardan hareketle zayıf kurumsal yapının ülkeye giren doğrudan yabancı sermaye
yatırımlarını başlıca üç kanaldan azalttığını ifade etmek mümkündür. Birincisi, zayıf kurumsal yapı vergi
gibi hareket etmekte ve maliyetleri arttırarak ülkeye giren doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını
azaltmaktadır. İkincisi, zayıf kurumsal yapı doğrudan yabancı sermaye yatırımları dâhil ekonomideki tüm
yatırımlara ilişkin belirsizlikleri arttırarak doğrudan yabancı sermaye girişlerini azaltmaktadır (Daude ve
Stein, 2007: 318). Son olarak, zayıf kurumlar doğrudan yabancı sermaye girişlerinin oynaklığının artmasına
neden olarak gerek doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını gerekse ekonomik büyümeyi olumsuz olarak
etkilemektedir (Buchanan vd., 2012: 82).
Türkiye ekonomisi, enerji ve sermaye malı ithalatçısı bir ülke olması, tasarrufların iç yatırımları
karşılayamaması gibi nedenlerle cari açık veren, aynı zamanda da yüksek büyüme oranları hedefleyen bir
134
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
ekonomidir. Bu nedenle Türkiye ekonomisi uzun yıllardır devam eden cari açık sorunu ile mücadele
etmekte ve ekonomi yönetimlerince oluşturulan yapısal reform paketlerinin önemli bir ayağını cari açığın
azaltılması oluşturmaktadır. Yüksek büyüme hedefini yakalayabilmek için tasarruf açığına rağmen yatırım
harcamaları, cari açığa katlanılarak dış tasarruflar ile finanse edilmektedir. Bu noktada cari açığın nasıl
finanse edileceği konusu önem kazanmış ve borçlanma, portföy yatırımları gibi alternatif finansman
biçimlerine göre daha kaliteli bir finansman biçimi olan doğrudan yabancı sermaye yatırımları öne
çıkmıştır. Doğrudan yabancı yatırımlar, kendi içinde istihdam yaratma, teknolojik bilgi transferi, sermaye
birikimi, ürün çeşitliliği ve beşeri sermaye artışı, iç ve dış pazarda rekabeti teşvik gibi potansiyeller
barındırmaktadır. Bu bağlamda Türkiye ekonomisinde büyümenin sürdürülebilir kılınması ve cari açığın
finansmanı hususunda doğrudan yabancı sermaye yatırımları önem kazanmaktadır (Keskingöz ve Karataş,
2016: 599).
Türkiye ekonomisinde doğrudan yabancı sermaye yatırımları, 1990’lı yıllarda 1 milyar ABD
Dolarının altında iken, 2000’lı yılların ortalarında 20 milyar ABD Dolarını aşmış ve 2008 yılından sonra
düşme eğilimine girerek 2011 ve 2015 yılları hariç olmak üzere ortalama olarak 12 milyar ABD Doları
seviyesinde gerçekleşmiştir (Dünya Bankası Dünya Gelişme Göstergeleri, 2017). Bu rakamlar, Türkiye
ekonomisinde 2005-2008 yılları arasında doğrudan yabancı sermaye yatırımlarında ciddi artışlar yaşandığını,
ancak bu artış trendinin 2008 yılından sonra istikrarlı bir şekilde sürdürülemediğini ortaya koymaktadır.
Bu çalışmanın temel amacı, kurumsal kalite, reel gelir ve doğrudan yabancı sermaye yatırımları
arasındaki ilişkileri 1990-2015 dönemi için araştırmaktır. Elde edilecek bulguların, doğrudan yabancı
sermaye yatırımlarının ülkeye girişlerinde kurumsal faktörlerin rolü konusunda politika uygulayıcılarına yol
gösterici olması beklenmektedir. Çalışmanın birinci bölümünde literatür özetine yer verilecektir. İkinci
bölümde, ekonometrik analizde kullanılan model ve örneklem açıklanacak; üçüncü bölümde, ekonometrik
sonuçlar özetlenecektir. Sonuç bölümünde ise çalışmanın genel bir değerlendirilmesi yapılacaktır.
1. LİTERATÜR
Özellikle Washington Uzlaşısını izleyen dönemde, kurumların doğrudan yabancı sermaye yatırımları
üzerindeki etkisi araştırmacıların dikkatini çeken araştırma alanı olmuş ve ilgili alanda önemli bir literatür
oluşmuştur. Literatürdeki mevcut çalışmalar incelendiğinde, çalışmaların önemli bir kısmının çok ülkeli
analizler yapmaya imkân tanıyan panel veri analiz yöntemini kullandığı göze çarpmaktadır. Ancak panel
veri analizini kullanarak yapılan çalışmaların büyük bir kısmında, panel veri analiz yönteminde sıkça
karşılaşılan ve dikkate alınmadığı takdirde sapmalı tahmin sonuçlarına yol açabilen yatay kesit bağımlılık
olgusu göz ardı edilmiştir. Dolayısıyla bu çalışmalardan elde edilen sonuçlar güvenilir değildir (Chudik ve
Pesaran, 2013).
Panel veri analiz yöntemini kullanan çalışmalardan biri olan Busse ve Hefeker (2005), 1984-2003
dönemi için 83 ülkede kurumsal yapı-doğrudan yabancı sermaye yatırımları ilişkisini sabit etkiler modeli ve
genelleştirilmiş momentler yöntemi (GMM) ile araştırmışlardır. Elde edilen bulgulara göre, kurumsal yapı
doğrudan yabancı sermaye girişlerinin önemli belirleyicilerinden biridir. Bu sonuç, farklı ekonometrik
yöntemlerin kullanılması durumunda da değişmemektedir. Bir diğer çalışmada Fukumi ve Nishijima
(2010), 1983-2000 dönemi için 19 Latin Amerika ve Karayip ülkesinde kurumsal yapı-doğrudan yabancı
sermaye yatırımları ilişkisini rassal etkiler ve iki aşamalı en küçük kareler modellerini kullanarak
araştırmışlardır. Yapılan analiz sonuçlarına göre, kurumsal kalitedeki iyileşmeler doğrudan yabancı sermaye
girişlerini olumlu etkilemektedir. Daude ve Stein (2007) 1982-2002 döneminde 34 kaynak ve 152 ev sahibi
ülkede kurumsal yapı-doğrudan yabancı sermaye yatırımları ilişkisini çekim modeli (gravity model)
yaklaşımı ile analiz etmişlerdir. Yazarlar, kurumsal yapıdaki iyileşmelerin, doğrudan yabancı sermaye
yatırımları için çekici bir unsur olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Buchanan vd. (2012) 1996-2006 dönemi
için 164 ülkede kurumsal yapı-doğrudan yabancı sermaye yatırımları ilişkisini havuzlanmış en küçük
kareler, sabit etkiler, rassal etkiler ve enstrümantal değişken tahmini yöntemlerini kullanarak
araştırmışlardır. Elde edilen analiz sonuçları, Busse ve Hefeker (2005) ve Fukumi ve Nishijima (2010)’nın
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
135
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
bulguları ile paralellik göstermektedir. Ayrıca havuzlanmış en küçük kareler ve enstrümantal değişken
tahmini yöntemi sonuçları da kurumsal yapıdaki iyileşmelerin doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını
pozitif etkilediğini teyit etmektedir. Echeverri vd. (2014) 2004-2009 dönemi için 87 ülkede kurumsal yapıdoğrudan yabancı sermaye yatırımları ilişkisini rassal etkiler yöntemiyle test etmişlerdir. Yazarlar, Fukumi
ve Nishijima (2010) ve Buchanan vd. (2012) ile benzer sonuçlara ulaşmıştır. Öte yandan, 1990-2012
döneminde OECD ülkelerinde kurumsal yapı-doğrudan yabancı sermaye yatırımları ilişkisini sabit etkiler
modeli kullanarak analiz eden Artan ve Hayaloğlu (2015), Busse ve Hefeker (2005) ve Buchanan vd. (2012)
ile benzer sonuçlara ulaşmışlardır. Busse ve Hefeker (2005) ile benzer sonuçlara ulaşan bir diğer çalışmada
Asamoah vd. (2016), 1996-2011 dönemi için Sahraaltı Afrika Ülkelerinde kurumsal yapı-doğrudan yabancı
sermaye yatırımları ilişkisini GMM ile araştırmışlardır.
Diğer taraftan literatürde, kurumsal faktörlerin doğrudan yabancı sermaye yatırımları üzerindeki
etkilerini bireysel ülke örnekleri için test eden ve zaman serisi analiz yöntemini kullanan çalışmalara da
rastlamak mümkündür. Zaman serisi analiz yöntemini kullanarak kurumsal faktörlerin doğrudan yabancı
sermaye yatırımları üzerindeki etkilerini analiz eden çalışmalardan Karim vd. (2012), 1984-2009 dönemi
için Malezya’da kurumsal yapı-doğrudan yabancı sermaye yatırımları ilişkisini ARDL yöntemiyle
araştırmışlardır. Yazarlar, Malezya’da kurumsal yapıda iyileşmelerin uzun dönemde doğrudan yabancı
sermaye yatırımlarını olumlu etkilediği sonucuna ulaşmışlardır. Diğer taraftan kısa dönemde bazı kurumsal
değişkenlerin doğrudan yabancı sermaye yatırımları üzerindeki etkisinin ise istatistiksel olarak anlamsız
olduğunu tespit etmişlerdir. Esew ve Yaroson (2014) 1980-2011 dönemi için Nijerya’da kurumsal yapıdoğrudan yabancı sermaye yatırımları ilişkisini vektör hata düzeltme modeli ile test etmişlerdir. Elde edilen
bulgular, Nijerya’da kurumsal yapıdaki iyileşmelerin doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını olumlu
etkilediğini ortaya koymaktadır. Nijerya ekonomisi için yapılan bir diğer çalışmada Akpo ve Hassan (2015),
Esew ve Yaroson (2014)’un bulgularından farklı olarak kurumsal yapıdaki iyileşmelerin doğrudan yabancı
sermaye yatırımlarını uzun dönemde olumlu etkilediğini tespit ederken, kısa dönemde istatistiksel olarak
anlamlı bir ilişki tespit edememişlerdir.
Kurumsal yapının doğrudan yabancı sermaye üzerindeki etkilerini analiz eden çalışmalar, incelenen
dönem, kullandıkları yöntem, kullanılan kurumsal gösterge ve ulaşılan sonuçlar itibariyle özet olarak Tablo
1’de de sunulmuştur. Kurumsal yapının göstergesi olarak farklı faktörlerin kullanıldığı çalışmalar toplu
olarak incelendiğinde, genel olarak kurumsal faktörlerin (yolsuzluk hariç) doğrudan yabancı sermaye
yatırımları üzerinde pozitif bir etkiye sahip olduğu görülmektedir. Bu bağlamda kurumsal yapıda
iyileşmelerin, bir diğer ifadeyle kapsayıcı kurumların kalitesinde görülen artışların, doğrudan yabancı
sermaye yatırımları için çekici bir unsur olduğu konusunda güçlü bir uzlaşının olduğu söylenebilir. Ayrıca
yolsuzluk gibi dışlayıcı kurumların doğrudan yabancı sermaye yatırımları üzerindeki olumsuz etkisi ise
dikkat çekicidir. Dolayısıyla güçlü kurumsal yapı, doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını teşvik etmekte,
doğrudan yabancı sermaye girişlerinde dalgalanmaları azaltarak belirsizliği azaltmaktadır. Ayrıca zaman
serisi yöntemi kullanan çalışmalarda, uzun dönemde doğrudan yabancı sermaye yatırımları üzerinde anlamlı
etkiye sahip olan bazı kurumsal yapı değişkenlerinin kısa dönemde anlamsız olduğu görülmektedir. Bu
durum ise literatürde var olan, kurumsal yapıda iyileşmelerin tedrici biçimde gerçekleştiği ve etkisinin ise
uzun dönemde ortaya çıktığı görüşünü destekler niteliktedir.
Konu ile ilgili Türkiye ekonomisi için literatür taramasında, sadece Özşahin’in (2016) çalışmasına
rastlanmıştır. Bu çalışmada, politik risk alt bileşenleri ile hazırlanan kurumsal kalite endeksi kullanılmış;
1998-2014 dönemi için Türkiye’de kurumsal yapı-doğrudan yabancı sermaye yatırımları ilişkisi ARDL
yöntemiyle araştırılmıştır. Çalışmanın genel sonucuna göre, daha kaliteli kurumsal yapı ve düşük ekonomik
risk düzeyinin ülkeye gelen doğrudan yabancı yatırım hacmi üzerinde pozitif yönlü etkiye sahiptir; yüksek
kurumsal kalite düzeyinin ülkeye gelen doğrudan yabancı yatırımların oynaklığı üzerindeki azaltıcı etkisi
bulunmaktadır.
136
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
Bu çalışmada ise Türkiye ekonomisinde doğrudan yabancı yatırımlar ve kurumsal kalite arasındaki
ilişki, 1990-2015 dönemi için yıllık veriler kullanılarak araştırılacaktır. Özşahin’in (2016) çalışmasına benzer
şekilde, politik risk alt bileşenleri kullanılarak Türkiye ekonomisi için kapsayıcı bir kurumsal kalite endeksi
oluşturulmuş; ancak Özşahin’in (2016) çalışmasına farklı olarak daha büyük örneklem dönemi
kullanılmıştır. Bu özellikleri ile çalışma, literatürdeki diğer çalışmalardan farklılaşmakta ve bu alanda gelişen
literatüre katkı yapma amacı taşımaktadır.
Tablo 1. Literatür Özeti
Örneklem
(Dönem)
Busse ve
1984-2003
Hefeker (2005)
‘83 Ülke’
1982-2002
Daude ve Stein
‘34 Kaynak Ülke ve
(2007)
152 Ev sahibi ülke’
Fukumi ve
1983-2000
Nishijima,
‘19 Latin Amerika ve
(2010)
Karayip ülkesi’
Buchanan vd.
1996-2006
(2012)
‘164 ülke’
Karim vd.
1984-2009
(2012)
‘Malezya’
Yazar(lar)
Echeverri vd.
(2014)
2004-2009
‘87 ülke’
Esew ve Yaroson
(2014)
1980-2011
‘Nijerya’
Akpo ve Hassan
(2015)
1980-2012
‘Nijerya’
Artan ve
1990-2012
Hayaloğlu (2015) ‘29 OECD Ülkesi’
Özşahin
(2016)
Asamoah vd.
(2016)
1998-2014
‘Türkiye’
1996-2011
Sahra Altı Afrika
Ülkeleri
Kurumsal Gösterge
Yöntem
Sonuç
Hükümet istikrarı, Hukuk ve düzen, Demokrasi,
Bürokratik kalite
Kamulaştırma riski, Hükümetin istikrarı,
Demokratik hesap verilebilirlik, Hukuk ve düzen,
Yolsuzluk
Hukuk ve düzen, Hükümet etkinliği,
Yolsuzluk,
Panel Veri
Analizi
Pozitif
Etki
Çekim
Modeli
Pozitif
Etki
Hesap verilebilirlik, Hükümetin istikrarı, Mevzuat
kalitesi, Hukuk ve düzen, Yolsuzluk kontrolleri
Hükümetin istikrarı, Yatırım profili, Yolsuzluk,
Hukuk ve düzen, Bürokratik kalite
Hesap verilebilirlik, Hükümet istikrarı, Politik
İstikrar ve suç oranının azalması, Hükümet
etkinliği, Mevzuat kalitesi, Hukuk ve düzen,
Yolsuzluk kontrolleri, Küresel Yönetişim
Göstergeleri (WGI)
Politik İstikrar ve suç oranının azalması, Küresel
Yönetişim Göstergeleri (WGI)
Panel Veri
Analizi
ARDL
Modeli
Negatif
Pozitif
Etki
Pozitif
Etki
Panel Veri
Analizi
Pozitif
Etki
Hata
Düzeltme
Modeli
Pozitif
Etki
Panel Veri
Analizi
Politik düzenlemeler,
ARDL
Yolsuzluk, Hukuk ve düzen, Yoksulluk,
Modeli
Güvensizlik
Hükümet istikrarı, Sosyoekonomik durum, Yatırım
profili, İç karışıklık, Dış karışıklık, Yolsuzluk,
Panel Veri
Askeriyenin politikaya etkisi, Dinsel gerilimler,
Analizi
Kanun ve düzen, Etnik gerilimler, Demokratik
hesap verilebilirlik, Bürokratik kalite
Kurumsal kalite endeksi ve ekonomik risk düzeyi
ARDL
Modeli
Dinamik
Küresel Yönetişim Göstergeleri (WGI)
Panel Veri
Analizi
Pozitif
Pozitif
Negatif
Pozitif
Etki
Pozitif
Etki
Pozitif
Etki
2. MODEL VE ÖRNEKLEM
Türkiye ekonomisinde reel doğrudan yabancı yatırımlar, reel gelir ve kurumsal kalite arasındaki ilişki,
1990-2015 dönemi için yıllık veriler kullanılarak araştırılmıştır. Modelde ekonomik ve kurumsal değişmeleri
temsilen iki açıklayıcı değişken kullanılmıştır. Çalışmada kullanılan logaritmik doğrusal denklem ise
aşağıdaki gibidir:
fdit 1 2 gdpt 3ins 1t
(1)
Burada FDI, reel net doğrudan yabancı sermaye girişleri; GDP, yurtiçi piyasa hacmini temsil eden
reel GSYH ve ins ise kurumsal kalitedir. Reel GSYH (baz yılı 2009), net doğrudan yabancı sermaye girişleri
(GSYH’nın %) ve GSYH deflatörü (baz yılı 2009) verileri, Dünya Bankası Dünya Gelişme Göstergeleri
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
137
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
veri tabanından alınmıştır. Reel net doğrudan yabancı sermaye girişi (FDI) değişkeni, GSYH’nın % olarak
verilen değerlerin Reel GSYH değeri ile çarpılmasıyla elde edilmiştir. Çalışmada kurumsal yapıyı temsilen
kullanılan kurumsal kalite endeksi, Acaravcı ve Erdoğan (2017) tarafından önerilen yaklaşımla
hazırlanmıştır. Bu yaklaşımda, uluslararası ülke risk rehberinde (ICRG) yer alan yedi politik risk bileşeni,
kurumsal yapıda önem seviyesine göre yeniden ağırlıklandırılmaktadır. ICRG alt bileşenlerinin yeniden
ağırlıklandırılmasına ait bilgiler, aşağıda Tablo 2’de sunulmuştur.
Tablo 2. Kurumsal Yapı Göstergesi Özet Endeks Puanlandırması
Politik Risk Bileşenleri
Hukuk ve Düzen
Demokratik Hesap Verilebilirlik
Hükümet İstikrarı
Ordunun Siyasete Müdahalesi
Sosyoekonomik Durum
Bürokratik Kalite
Yolsuzluk
TOPLAM
ICRG Puanı
6
6
12
6
12
4
6
52
Yeni Puan
20
20
16
14
12
10
8
100
Çalışmada kullanılan 1 no’lu logaritmik doğrusal denklemin elde edilmesi için değişkenlerin doğal
logaritması alınmıştır. Böylece modelin katsayıları, reel net doğrudan yabancı sermaye girişlerinin, reel gelir
ve kurumsal kalite esneklik değerlerine dönüşmüştür. Grafik 1’de çalışmada kullanılan modelde yer alan
değişkenlerinin zaman serisi grafikleri yer almaktadır. Reel net doğrudan yabancı sermaye girişi ve
kurumsal kalite endeksi zaman serileri, reel GSYH’ya göre daha yüksek dalgalanmalar göstermektedir.
Net Reel FDI
Reel GSYH
29
Kurumsal Kalite Endeksi
28.2
4.4
28.0
27.8
28
4.2
27.6
4.0
27.4
27
27.2
3.8
27.0
26
1990
1995
2000
2005
2010
2015
26.8
1990
1995
2000
2005
2010
2015
3.6
1990
1995
2000
2005
2010
2015
Grafik 1. Model Değişkenlerinin Zaman Serisi Grafikleri
2.1. Durağanlık Analizi
Modeldeki değişkenlerin durağanlık özelliklerinin tespiti için ilk olarak, Dickey-Fuller (1981)
tarafından geliştirilmiş Genişletilmiş Dickey-Fuller (ADF) Birim Kök Testi ile Park ve Fuller (1995)
tarafından geliştirilmiş Ağırlıklandırılmış Simetrik Dickey-Fuller (ADF-WS) Birim Kök Testi kullanılmıştır.
Ancak Perron (1989), serilerde yapısal değişmeler olduğunda yapısal değişmeyi dikkate almayan
geleneksel birim kök testlerinin, değişkenin durağan olmadığı biçiminde kurulan hipotezleri red edememe
yönünde eğilimli olduğunu ve dolayısıyla bu testlerden elde edilen sonuçların güvenilir olmadığını
göstermiştir (Perron, 1989: 1361). Bu nedenle, çalışmanın durağanlık analizinde yapısal kırılmayı dikkate
alan birim kök testi de kullanılmıştır. Çalışmada, gözlem sayısının az olmasından dolayı, Türkiye
ekonomisinde olası tek yapısal kırılmayı dikkate alan Lee ve Strazicich (2013) tarafından geliştirilen
Lagrange Çarpanı (LM) birim kök testine başvurulmuştur. Lee ve Strazicich (2013) birim kök testinde,
kırılma tarihi bilinmediği kabul edilerek, kırılma dönemi içsel olarak belirlenmektedir. Bu test, veri üretme
sürecini aşağıdaki (2) no’lu regresyon modeli ile açıklamaktadır (Lee ve Strazicich, 2013: 2485):
138
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
yt Zt X t
Xt X t 1 4t
(2)
Burada Zt dışsal değişkenleri içeren vektördür. Lee ve Strazicich (2013), yapısal değişme için Perron
(1989)’ın yaklaşımını kullanarak iki ayrı modelden yararlanmaktadır. Model A, düzeyde tek kırılmayı ifade
etmektedir. Bu durumda Zt değişkeni, vektörü ile tanımlanmaktadır. Burada Dt kukla değişkenidir; için
1, diğer durumlarda 0 değerini almaktadır. ise kırılma dönemidir. Model C, hem düzeyde ve hem de
eğimde tek kırılmayı ifade eder. Bu durumda Zt değişkeni, vektörü ile tanımlanmaktadır. DTt kukla
değişkeni, için , diğer durumlarda 0 değerini almaktadır. Birim kök test istatistiği, aşağıdaki (3) no’lu
regresyon modelinden elde edilmektedir:
yt Zt S%
t 1 ut
(3)
%
%
S%
t yt - x - Zt , t 2,...T . Bu yöntemde yokluk hipotezi, 0 “Değişken birim
köke sahiptir” ve alternatif hipotez ise 0 “Değişken birim köke sahip değildir” biçiminde
Burada
tanımlanmaktadır. Bu yöntemde, Zivot ve Andrews (1992), Perron (1997) ve Vogelsang ve Perron (1998)
çalışmalarından farklı olarak, yokluk hipotezinin reddedilmesi, yapısal kırılma olmayan birim kökün reddi
anlamına gelmektedir.
2.2. Eşbütünleşme Analizi
Değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkilerin araştırılmasında, son yıllarda yaygın olarak kullanılan,
Pesaran ve Shin (1999) ve Pesaran vd., (2001) tarafından geliştirilen ARDL sınır testi yaklaşımı seçilmiştir.
ARDL sınır testi yaklaşımı, Engle ve Granger (1987), Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) gibi
diğer eşbütünleşme testlerine göre bazı üstünlüklere sahiptir. Bu üstünlükler, kısaca şu şekilde sıralanabilir
(Ozturk ve Acaravci, 2013: 263-64): i) Değişkenlerin durağanlık derecelerinin farklı olması durumunda bile
ARDL yöntemi ile eşbütünleşme ilişkisi araştırılabilmektedir. Ancak serilerin I(2) olması durumunda bu
test kullanılamaz. ii) Bu test kullanılan örneklemin küçük ya da bazı açıklayıcı değişkenlerin içsel olması
durumunda bile etkin bir tahmincidir. iii) Modele dâhil edilen değişkenler için farklı gecikme
kullanılabilmektedir. iv) İndirgenmiş denklem kullanılarak, modelin kısa ve uzun dönem katsayıları tahmin
edilebilmektedir
ARDL sınır testi yaklaşımında (1) no’lu denklemde yer alan değişkenler arasındaki eşbütünleşme
ilişkisi aşağıdaki (4) no’lu denklem aracılığıyla belirlenmektedir:
p
q
m
i 1
i 0
i 0
fdit 1 2i fdit i 3i gdpt i 4i inst i
1 fdit 1 2 gdpt 1 3inst 1 2t
(4)
ARDL sınır testi yaklaşımı, değişkenlerin katsayıları hakkında hazırlanan yokluk hipotezinin (
H0 : n 0
H : 0
) alternatif hipoteze ( 1 n
, n=1,2,3.) karşı, F-testi veya Wald-testi aracılığıyla
sınanmasına dayanmaktadır. Bu sınamaya yönelik çeşitli anlamlılık seviyeleri için alt ve üst sınır değerleri
kullanılmaktadır. Hesaplanan test istatistiği, kritik üst sınır değerinden büyükse; incelenen değişkenler
arasında eşbütünleşme ilişkisi olmadığını ifade eden yokluk hipotezi reddedilmektedir. Hesaplanan test
istatistiği, kritik alt sınır değerinden küçükse; bu defa da incelenen değişkenler arasında eşbütünleşme
ilişkisi olmadığını ifade eden yokluk hipotezi reddedilememektedir (Ozturk ve Acaravci, 2013: 264).
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
139
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
ARDL sınır testi yaklaşımına göre değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki varsa, denklemin hata
düzeltme terimi (ect) ve modelin hata düzeltme dinamiği, sırayla (5) no’lu ve (6) no’lu denklemlerdeki gibi
tahmin edilebilir. ect’in katsayısı negatif işaretlidir ve bu katsayının büyüklüğü, uzun dönemli dengeden bir
sapma olduğunda, her bir dönemde uzun dönemli dengeye ne ölçüde geri dönüş yapacağını
göstermektedir.
ectt fdit 1 2 gdpt 3inst
(5)
n
r
s
i 1
i 0
i 0
fdit 1 2i fdit -i 3i gdpt -i 4iinst -i ectt -1 3t
(6)
3. AMPİRİK SONUÇLAR
Çalışmada durağanlık analizi literatüründe yaygın olarak kullanılan ADF birim kök testine
başvurulmuştur. Veri setinin zaman boyutunun küçük olması nedeniyle, küçük örneklemlerde diğer
geleneksel birim kök testlerine göre daha güçlü ve güvenilir sonuçlar veren ADF-WS testi de kullanılmıştır
(Acaravci ve Ozturk, 2010: 5414). Tablo 3’de her iki birim kök testleri sonuçları yer almaktadır. Bu
sonuçlara göre, reel net doğrudan yabancı sermaye girişi (FDI) ve reel gsyh (GDP) değişkenleri düzeyde
durağan değildir, 1.sıra farkları ise durağandır; son olarak, kurumsal kalite endeksi (ins) değişkeni ise
düzeyde durağandır.
Tablo 3. Geleneksel Birim Kök Testi Sonuçları
Değişkenler
FDI
GDP
ins
ADF Birim Kök Testi
Düzey
1.Fark
-2,73 (0, c+t) [-3,60]
-5.27 (0, c) [-2,99]
-2,03 (0, c+t) [-3,60]
-4.94 (0, c) [-2,99]
-3,28 (1, c) [-2,99]
ADF-WS Birim Kök Testi
Düzey
1.Fark
-2,73 (0, c+t) [-3,53]
-5,23 (0, c) [-2,56]
-1,98 (0, c+t) [-3,48]
-4,67 (0, c) [-2,56]
-2,77 (1, c) [-2,53]
Açıklamalar: Parantez içerindeki değerler, birim kök testlerinde kullanılan gecikme sayıları ve birim kök modelleridi
(“c+t, trend ve sabiti içerir”; “c, sadece sabiti içerir”). En uygun gecikme sayısı seçiminde, Schwarz-Bayesian Bilgi
Kriteri (SBC) kullanılmıştır. Köşeli parantez içerisindeki değerler ise her test değerine için 20000 denemeden oluşan
simülasyonlarla elde edilen ait % 5’lik kritik değerlerdir.
Tablo 4’te Lee ve Strazicich birim kök testi sonuçları yer almaktadır. Bu sonuçlara göre, gsyh
değişkeni tek yapısal kırılma altında durağandır; FDI ve ins değişkenleri ise tek yapısal kırılma altında fark
durağandır. Tüm bu sonuçlar, ilgili değişkenlerin durağanlık derecelerinin ARDL eşbütünleşme testi için
uygun olduğunu göstermektedir.
Tablo 4. Lee ve Strazicich (2013) Birim Kök Testi Sonuçları
Değişkenler
Model A Düzey
Model C Düzey
Model A 1. Fark
Model C 1. Fark
FDI
-3,52 (1) [2000; -3,57] -4,11 (1) [2000; -4,50]
-6,06 (2) [2007; -3,57]
-5,94 (2) [1999; -4,50]
GDP
-3,27 (2) [2010; -3,57] -5,57 (2) [1999; -4,50]
ins
-3,09 (1) [1994; -3,57] -3,36 (1) [1999; -4,50]
-4,30 (0) [1996; -3,57]
-5,29 (0) [1997; -4,45]
Not: Birim kök testlerinde kullanılan modeller: “Model A”, sabitte tek kırılma; “Model C”, sabitte ve eğimde tek
kırılma şeklindedir. Birim kök modelinde kullanılan gecikme sayıları, parantez içerisindedir. En uygun gecikme sayısı
seçiminde, SBC kullanılmıştır. Kırılma dönemleri ve % 5’lik anlamlılık düzeyine ait kiritik değerler ise köşeli
içerisindedir. Kritik değerler, Lee ve Strazicich’in (2013:2488) çalışmasından alınmıştır. Model C için kritik değerler
ise kırılma noktasının konumuna ( ) göre belirlenmiştir. (
olduğu yıl ve
140
TB / T
olarak hesaplanır. Burada
TB
kırılmanın
T , zaman boyutudur.)
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
Lee ve Strazicich Lagrange Çarpanı birim kök testi sonuçlarına göre, 2000 yılında reel net doğrudan
yabancı sermaye girişleri serisinin hem eğim ve trendinde bir kırılma söz konusudur. Daha güvenilir
bulgular elde edebilmek için bu kırılmayı temsilen d2000 isimli bir gölge (kukla) değişken eklenerek ikinci
bir ARDL sınır testi modeli de tahmin edilmiştir.
Kukla değişkenli ve kukla değişkensiz ARDL sınır testi modelleri için un uygun gecikme sayıları,
Schwarz bilgi kriteri (SBC) kullanılarak ARDL(2,1,0) olarak bulunmuş ve elde edilen sonuçlar Tablo 5’de
sunulmuştur. Tahmin edilen model sonuçları karşılaştırıldığında, ARDL sınır testi modeline kukla değişken
eklendiğinde, belirlilik katsayısının (R2) 0,8872’den 0,8905’e yükseldiği, ancak düzeltilmiş belirlilik katsayısı,
0,8559’dan 0,8519’a düştüğü görülmektedir.
Grafik 2’de tahmin edilen model katsayılarının ilgili dönem içerisinde istikrarlı olup olmadığını
belirlemek amacıyla Brown vd. (1975) tarafından önerilen cusum (cumulative sum) ve cusum kareleri
(cumulative sum of squares) testlerinin grafikleri sunulmuştur. Cusum ve cusum kareleri testlerinin
grafiklerine göre, incelenen dönemde Türkiye ekonomisinde yaşanan gelişmelerin kukla değişkensiz ARDL
sınır testi modeli (FDI | GDP, ins) katsayılarında zamana bağlı değişmelere yol açmadığını görülmektedir.
Tüm bu sonuçlar, ARDL modeline kukla değişken eklenmesine ihtiyaç olmadığını vurgulamaktadır.
Tablo 5’deki kukla değişkensiz ARDL sınır testi modelinin (FDI | GDP, ins) tahmin sonuçlarının
değerlendirilmesi, aşağıda özetle sıralanmıştır:
i. Eşbütünleşme sınır testi için hesaplanan F testi istatistiğinin değeri 8,31 olarak hesaplanmıştır. Bu
sonuç Türkiye ekonomisinde reel net doğrudan yabancı sermaye girişleri, reel GSYH ve kurumsal kalite
değişkenleri arasında 1990-2015 dönemi için istikrarlı bir uzun dönem ilişkisi bulunduğunu göstermektedir.
ii. Tahmin edilen ARDL sınır testi modeline uygulanan tanı testleri sonuçlarına göre, modelde
otokorelasyon, değişen varyans ve hata terimlerinin normal dağılmaması sorunlarının olmadığı ve
tanımlama hatası yapılmadığı görülmektedir.
iii. Uzun dönemde reel GSYH’deki artışların reel net doğrudan yabancı sermaye girişleri üzerine
etkisi pozitiftir (3,407) ve bu etki istatistiksel olarak anlamlıdır. Bu sonuca göre, Türkiye iç piyasa hacminin
büyümesinin reel doğrudan yabancı sermaye girişlerini teşvik ettiği söylenebilir. Diğer taraftan kısa
dönemde reel GSYH’deki artışların reel net doğrudan yabancı sermaye girişleri üzerine etkisinin negatif
olduğu (-1,338) ancak bu etkinin istatistiksel olarak anlamlı olmadığı görülmektedir.
iv. Türkiye’de kurumsal kalitede iyileşmeleri, reel net doğrudan yabancı sermaye girişlerini hem uzun
dönemde (2,622) hem de kısa dönemde (2,444) olumlu etkilemektedir. Bu etkileri gösteren katsayılar
istatistiksel olarak anlamlıdır.
v. Hata düzeltme teriminin (ect) katsayısı, yaklaşık olarak -0,84 olarak tahmin edilmiştir. Buna göre,
uzun dönemli dengeden bir sapma olduğunda yaklaşık 2 yıl içinde yeniden uzun dönemli dengeye geri
dönüş olacaktır.
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
141
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
Tablo 5. ARDL(2,1,0) Sınır Testi Sonuçları
Değişkenler
GDP
ins
d2000
sabit
Model : (FDI | GDP, ins)
Model : (FDI | GDP, ins, d2000)
Uzun Dönem Katsayılar
3,407 [0,000]
2,622 [0,002]
Uzun Dönem Katsayılar
2,137 [0,248]
2,632 [0,002]
0,056 [0,482]
-51,361 [0,307]
Hata Düzeltme Modeli Katsayıları
0,362 [0,048]
-1,967 [0,352]
2,511 [0,003]
0,053 [0,487]
-0,954 [0,000]
8,180 [4,461 ve 5,911]
0,8905
0,8519
-85,946 [0,000]
Hata Düzeltme Modeli Katsayıları
0,345 [0,076]
-1,338 [0,475]
2,444 [0,003]
FDI(-1)
GDP
ins
d2000
ect(-1)
-0,836 [0,000]
F
8,281 [4,452 ve 5,846]
R2
0,8872
Düzeltilmiş R2
0,8559
Tanı Testleri
LM(1)
0,143 [0,232]
3,077 [0,079]
HET(1)
0,521 [0,819]
0,281 [0,596]
JB(2)
1,695 [0,429]
0,867 [0,648]
RS(1)
0,975 [0,323]
0,575 [0,448]
Açıklamalar: En uygun gecikmeli modelin seçiminde, SBC kullanılmıştır. ect, uzun dönemli ilişkiden elde
edilen hata düzeltme terimidir. F, eşbütünleşme için hesaplanmış ARDL sınır test istatistiğidir. Bu test için %5
alt sınır ve % 5 üst sınır eğerler, F testi değerinin yanında köşeli parantez içerisinde verilmiştir. Bu değerler,
Kripfganz and Schneider (2018)’ın Stata yazılım modülünden elde edilmiştir. LM ve HET, sırayla seri
korelasyon ve değişen varyans için hesaplanan Lagrange çarpanı test istatistiği; JB, hata terimlerinin normal
dağılımı için hesaplanan test istatistiği ve RS, Ramsey-Reset test istatistiğidir. Bu istatistikler χ2 dağılım olup
serbestlik derecesi, ilgili test simgesinden sonra parantez içerisinde yer almaktadır. Test istatistikleri için pdeğerleri köşeli parantez içerisinde verilmiştir.
15
1.6
10
1.2
5
0.8
0
0.4
-5
0.0
-10
-15
-0.4
1998
2000
2002
2004
2006
CUSUM
2008
2010
2012
2014
1998
2000
2002
2004
5% Significance
2006
2008
CUSUM of Squares
2010
2012
2014
5% Significance
Model : (FDI | GDP, ins)
12
1.6
8
1.2
4
0.8
0
0.4
-4
0.0
-8
-12
-0.4
2000
2002
2004
2006
CUSUM
2008
2010
2012
2014
2000
2002
2004
5% Significance
2006
CUSUM of Squares
2008
2010
2012
2014
5% Significance
Model : (FDI | GDP, ins, d2000)
Grafik 2. Cusum ve Cusum Kareleri
142
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
SONUÇ
İktisat literatüründe kurumların iktisadi yaşam üzerindeki etkisi uzunca bir süredir teorik düzeyde,
son yıllarda ise uygulama alanında yaşanan ilerlemeler ile beraber ampirik düzeyde tartışılmaktadır.
Kurumların iktisadi yaşam üzerindeki etkisi ve bu etkinin hangi kanallardan ortaya çıktığı hususu
güncelliğini koruyan bir çalışma alanı olarak öne çıkmaktadır. Son yıllarda yapılan çalışmalar, kurumsal
faktörlerin de reel net doğrudan yabancı sermaye girişlerini etkilemede önemli olduğunu ortaya
koymaktadır.
Bu çalışmada, Türkiye ekonomisinde kurumsal kalite ve reel gelirin doğrudan yabancı sermaye
yatırımları üzerine etkileri, gecikmesi dağıtılmış otoregresif (ARDL) eşbütünleşme sınır testi yöntemiyle
araştırılmıştır. Analiz sonuçlarına göre, Türkiye ekonomisinde reel doğrudan yabancı sermaye girişleri, reel
GSYH ve kurumsal kalite değişkenleri arasında 1990-2015 dönemi için uzun dönem ilişki bulunmaktadır.
Kurumsal kalitede iyileşmeler, reel doğrudan yabancı girişlerini hem kısa hem de uzun dönemde olumlu
etkilemektedir. Uzun dönemli bulgular Karim vd. (2012), Akpo ve Hassan (2015) ve Özşahin’in (2016)
ulaşmış olduğu sonuçları destekler niteliktedir. Diğer taraftan kısa dönemli bulgular ise Karim vd. (2012),
Akpo ve Hassan’ın (2015) bulgularından farklı iken Esew ve Yaroson’un (2014) bulgularını destekler
niteliktedir. Buna göre Türkiye’ye reel net doğrudan yabancı sermaye girişlerinin, hem kısa hem de uzun
dönemde kurumsal kalitedeki iyileşmelere duyarlı olduğu söylenebilir. Ayrıca Reel GSYH’deki artışlar da
doğrudan yabancı sermaye girişlerini teşvik etmektedir. Modelin uzun dönem dengesinden bir sapma
olduğunda, yaklaşık 2 yıl içinde dengeden sapmalar ortadan kalkmakta ve uzun dönemli dengeye geri
dönüş olmaktadır.
Reel GSYH’daki iyileşmeler ise yabancı doğrudan sermaye yatırımlarını pozitif etkilemektedir. Bu
bağlamda Türkiye’de yabancı doğrudan sermaye yatırım kararlarının verilmesinde, piyasa büyüklüğü ve
derinliğinin de belirleyici bir etken olduğu söylenebilir. Rekabetin teşvik edilmesi, işlem maliyetlerinin
minimize edilmesi, piyasaya dair bilgilerin sağlıklı bir şekilde piyasa aktörlerine ulaşımının sağlanması,
piyasa dışı aktörlerin piyasa üzerindeki etkilerinin sınırlandırılması gibi politikalar ile piyasanın
genişlemesinin ve derinleşmesinin teşvik edilmesi, yabancı doğrudan sermaye yatırımları girişlerini teşvik
edici unsurlar olabilecektir. Doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının gittiği ülkede finansal sermayeye
ulaşımı kolaylaştırdığı, teknolojik gelişmeyi teşvik ettiği, beşeri sermaye oluşumuna katkı sağladığı,
ekonomik belirsizlikleri azalttığı ve istihdamı arttırdığı şeklindeki etkileri dikkate alındığında, Türkiye’de
doğrudan yabancı sermaye yatırımlarından daha fazla pay alabilmek için kurumsal kaliteyi arttırıcı
tedbirlerin alınması önem arz etmektedir. Kurumsal kalite düzeyindeki artış, sadece ülkeye gelen doğrudan
yabancı sermaye yatırımlarını arttırmakla kalmayacak aynı zamanda yayılma etkisiyle ekonominin
tamamında iyileşmelere yol açacağından, Türkiye’de sürdürülebilir ekonomik büyümenin sağlanmasında
önemli rol üstelenebilecektir.
Kurumların ölçümü konusundaki literatür her geçen gün gelişmektedir. Bu alanda özellikle parasal
kurumların ölçülmesine dair geliştirilen endeksler sınırlıdır. Ayrıca yapılan çok ülkeli çalışmalar, serilerde ve
modelde muhtemel bulunabilecek yatay kesit bağımlılık özelliklerini dikkate almamıştır. Dolayısıyla
ilerleyen yıllarda çalışmaların parasal kurumları da kapsayacak şekilde geliştirilmesi ve çok ülkeli
çalışmalarda yatay kesit bağımlılık özelliklerinin de araştırılması, gelişmekte olan literatüre önemli katkı
yapacaktır.
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
143
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
KAYNAKLAR
ACARAVCI, A., ERDOĞAN, S. (2017), The Relationship between Institutional Structure and Economic Growth:
A Comparative Analysis for Selected Countries, International Journal of Economics and Financial Issues,
7(6), 141-146.
ACARAVCI, A., OZTURK, I. (2010), On the Relationship between Energy Consumption, CO2 Emissions and
Economic Growth in Europe, Energy, 35(12), 5412-5420.
AKPO, E.S., HASSAN, S. (2015), Institutional Quality Matter: An Empirical Investigation of Foreign Direct
Investment in Nigeria, E-Journal of the Social Science Researches, 3:60-73
ARTAN, S., HAYALOĞLU, P. (2015), Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımlarının Kurumsal Belirleyicileri: OECD
Ülkeleri Örneği, Ege Akademik Bakış, 15(4): 551-564.
ASAMOAH, M.E., ADJASIB, C.K.D., ALHASSAN, A.L. (2016), Macroeconomic Uncertainty, Foreign Direct
Investment and Institutional Quality: Evidence from Sub-Saharan Africa, Economic Systems, 40: 612–621
BENGOA, M., SANCHEZ-ROBLES, B. (2003), Foreign Direct Investment, Economic Freedom and Growth: New
Evidence from Latin America, European Journal of Political Economy, 19: 529-545.
BROWN, R.L., DURBIN, J., EVANS, J.M. (1975), Techniques for Testing the Consistency of Regression Relations
over Time, Journal of the Royal Statistical Society, 37, 149-192.
BUCHANAN, B., VU LE, Q., RISHI, M. (2012), Foreign Direct Investment and Institutional Quality: Some
Empirical Evidence, International Review of Financial Analysis, 21: 81-89.
BUSSE, M., HEFEKER, C. (2005), Political Risk, Institutions and Foreign Direct Investment, Hamburgisches WeltWirtschafts-Archiv (HWWA), Hamburg Institute of International Economics, Discussion Paper: 1-24.
CANDEMİR, A. (2009), Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımlarını Etkileyen Faktörler, Ege Akademik Bakış, 9(2):
659-675.
CHUDIK, A., PESARAN, H. (2013), Large Panel Data Models with Cross-Sectional Dependence: A Survey. CESifo
Working
Paper
Series
No.
4371.
13
Nisan
2018
tarihinde
http://www.dallasfed.org/assets/documents/institute/wpapers/2013/0153.pdf adresinden alındı.
DAUDE, C., STEIN, E. (2007), The Quality of Institutions and Foreign Direct Investment, Economics and Politics,
19(3): 317-344.
DAWSON, J.W. (1998), Institutions, Investments and Growth: New Cross-Country and Panel Data Evidence,
Economic Inquiry, 36: 603-619.
DICKEY, D.A., FULLER, W.A. (1981), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root,
Econometrica, 49:1057–1072.
DÜNYA BANKASI (2017), Dünya Gelişme Göstergeleri (Word Development Indicators) Veri Tabanı. 10. Eylül
2017 tarihinde http://databank.worldbank.org/data/home.aspx adresinden alındı.
EASTERLY, W. (2001), The Elusive Quest for Growth: Economists’ Adventures and Misadventures in the Tropics.
Cambridge: MIT Press.
ECHEVERRI, H.H., HAAR, J., BRETON, J.B.E. (2014), Foreign Direct Investment, Institutional Quality,
Economic Freedom and Entrepreneurship in Emerging Markets, Journal of Business Research, 67: 19211932.
ENGLE, R.F., GRANGER, C.W.J. (1987), Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation, and
Testing, Econometrica: Journal of the Econometric Society, 251-276.
ESEW, N.G., YAROSON, E. (2014), Institutional Quality and Foreign Direct Investment (FDI) In Nigeria: A
Prognosis, IOSR Journal of Humanities And Social Science, 19(6): 37-45
FUKUMI, A., NISHIJIMA, S. (2010), Institutional Quality and Foreign Direct Investment in Latin America and the
Caribbean, Applied Economics, 42(14): 1857-1864
144
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
ACARAVCI, ARTAN, ERDOĞAN ve BOSTAN GÖKTÜRK – Türkiye’de Kurumsal Kalite …
JOHANSEN, S. (1988), Statistical Analysis of Cointegration Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control,
12(2-3): 231-254.
JOHANSEN, S., JUSELIUS, K. (1990), Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration—with
Applications to the Demand for Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52(2): 169-210.
KAR, M., TATLISOZ, F. (2008), Türkiye’de Doğrudan Yabancı Sermaye Hareketlerini Belirleyen Faktörlerin
Ekonometrik Analizi, KMU İİBF Dergisi, 14: 1-23
KARIM, Z., ZAIDI, M.A.S., ISMAIL, M.A., KARIM, B.A. (2012), The Quality of Institutions and Foreign Direct
Investment (FDI) in Malaysia, Asian Journal of Accounting and Governance, 3: 61-69.
KESKINGOZ, H., KARATAŞ, A.R. (2016), Yabancı Sermaye Yatırımları ile Cari işlemler Açığı İlişkisi ve Cari
İşlemler Açığı için Politika Önerileri. İnsan ve Toplum Bilimleri Araştırmaları Dergisi, 5(3): 597-610.
KRIPFGANZ, S., SCHNEIDER, D. (2018), Response Surface Regressions for Critical Value Bounds and
Approximate p-values in Equilibrium Correction Models. Manuscript, University of Exeter and Max Planck
Institute for Demographic Research.
http://www.kripfganz.de/research/Kripfganz_Schneider_ec.html.
LEE, J., STRAZICICH, M.C. (2013), Minimum LM Unit Root Test with One Structural Break, Economics Bulletin,
33(4): 2483-2492.
OLSON, M. (1996), Big Bills Left on the Sidewalk: Why Some Nations are Rich and Others Poor, Journal of
Economic Perspectives, 10: 3-24.
OZTURK, I., ACARAVCI, A. (2013), The Long-Run and Causal Analysis of Energy, Growth, Openness and
Financial Development on Carbon Emissions in Turkey, Energy Economics, 36(1): 262-267.
ÖZŞAHİN Ş. (2016), Kurumsal Kalite Doğrudan Yabancı Yatırımlar İçin Ne Kadar Önemli? Türkiye Üzerine
Ekonometrik Bir Analiz, Journal of Yaşar University, 11(44): 251-262.
PARK, H.J., FULLER, W.A. (1995), Alternative Estimators and Unit Root Tests for the Autoregressive Process,
Journal Time Series Analysis, 16: 415–429.
PERRON, P. (1989), The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root Hypothesis Econometrica, 57(6):
1361-1401.
PERRON, P. (1997), Further Evidence on Breaking Trend Functions in Macroeconomic Variables, Journal of
Econometrics, 80(2): 355-385.
PESARAN, M.H., SHIN, Y., SMITH, R.J. (2001), Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level
Relationships, Journal of Applied Econometrics, 16: 289–326.
ULUSLARARASI ÜLKE RİSK REHBERİ (2017) International Country Risk Guide (ICRG) Political Risk Services.
UNCTAD (1998), World Investment Report 1998-Trends and Determinants-, United Nations: New York and
Cenova.
VOGELSANG, T.J., PERRON, P. (1998), Additonal Tests for a Unit Root Allowing for a Break in the Trend
Function at an Unknown Time, International Economic Review, 39(4): 1073-1100.
ZIVOT, E., ANDREWS, D.W.K. (1992), Further Evidence on the Great Crash, the Oil-Price Shock, and the UnitRoot Hypothesis, Journal of Business & Economic Statistics, 10(3): 251-270.
Mehmet Akif Ersoy Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi
Yıl: 2018, Cilt: 5, Sayı: 2, ss: 132-145.
145