Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper TÜRKĠYE'DE DIġ BORÇ-BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ: 1985-2018 DÖNEMĠ ÜZERĠNE BĠR ĠNCELEME1 *** EXTERNAL DEBT-GROWTH RELATIONSHIP IN TURKEY: A STUDY OVER THE 1985-2018 PERIOD Eser ÇAPIK Süleyman Demirel Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Ġktisat Anabilim Dalı esercapik@hotmail.com ORCID: 0000-0002-2754-023X Prof. Dr. Levent KÖSEKAHYAOĞLU Süleyman Demirel Üniversitesi Ġktisadi ve Ġdari Bilimler Fakültesi Ġktisat Bölümü leventkosekahyaoglu@sdu.edu.tr ORCĠD:0000-0002-5466-5396 Öz Gelişmekte olan ülkelerde milli tasarrufların yetersiz olmasından dolayı yabancı kaynak kullanımına talep yoğunlaşmış, bu kaynaklarla da milli gelir seviyesinin arttırılması amaçlanmıştır. Literatürde dış borçların ekonomik büyümeye etkisi konusunda farklı yaklaşımlar mevcuttur. Çalışmada ilk olarak Türkiye’nin ekonomi politikası dış borç ve büyüme kavramları çerçevesinde ele alınmış, ardından Türkiye’deki büyüme ve dış borç arasındaki ilişkisi 1985-2018 dönemi ele kullanılarak analiz edilmiştir. Dış borcun ekonomik büyüme üzerindeki etkisini incelemek amacıyla, En Küçük Kareler (EKK) yöntemiyle doğrusal regresyon analizi yapılmış ve büyüme, dış borç stoku, sermaye stoku, iş gücü ve ihracat değişkenlerinin durağanlık sınamasını yapmak amacıyla ARDL sınır testi kullanılmıştır. Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi test etmek amacıyla Johansen Eş bütünleşme Testi kullanılmış, son olarak da değişkenler arasındaki ilişkinin yönünü belirlemek için TYDL Yaklaşımına Dayalı Granger Nedensellik Analizi kullanılmıştır. Elde edilen sonuçlara göre; büyüme ve dış borç arasında anlamlı bir nedensellik ilişkisinin olmadığı görülmektedir. Ayrıca, büyüme ve dış borç stokundan iş gücüne doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisinin olduğu ve dış borç stokundan da ihracata doğru tek yönlü bir nedenselliğin olduğu tespit edilmiştir. Anahtar kelimeler: Dış borç, Büyüme, Eş bütünleşme, Nedensellik, Türkiye. Abstract Due to insufficient national savings in developing countries, the tendency to use foreign resources has increased significantly and it is aimed to increase the national income level with these resources. However, there are different approaches in the literature about the impact of external debt on economic growth. In this study, firstly Turkey's economic policy was discussed in the framework of foreign debt and growth concepts and then the relationship between growth and foreign debt in Turkey was analysed using data for the period 1985-2018. Linear regression analysis was conducted to examine the effect of external debt on economic growth by Ordinary Least Squares (OLS) method, and the causality relationship between variables representing GDP, external debt, and current balance was analysed using co-integration and Granger tests. According to the results; it is seen that there is no significant causality relationship between growth and external debt. In addition, there is a one-way causality relationship from growth and external debt stock to the labor force, and there is a one-way causality from external debt stock to exports. Keywords: External debt, Growth, Cointegration, Causality, Turkey. Bu çalıĢma, 2014 yılında tamamlanan “Türkiye'de DıĢ Borç-Büyüme ĠliĢkisi: 1979-2012 Dönemi Üzerine Bir Ġnceleme” adlı Yüksek Lisans tezinden derlenerek hazırlanmıĢtır. 1 411 GeliĢ Tarihi / Received: 25.07.2019 Kabul Tarihi / Accepted: 13.11.2019 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Paper Type: Research Paper 1. GĠRĠġ DıĢ borçlar, geçmiĢte sadece olağanüstü durumlarda baĢvurulan kaynak niteliğindeyken günümüze yaklaĢtıkça ülke ekonomilerinin sıkça baĢvurduğu bir finans kaynağı haline gelmiĢtir. DıĢ borçlanma, özellikle geliĢmekte olan ülkelerin ekonomik kalkınmalarını sağlamak amacıyla da baĢvurdukları bir finansman kaynağı olmuĢtur. DıĢ borç ile ekonomik büyüme arasındaki iliĢki karmaĢık bir yapıdadır. DıĢ borçtaki artıĢ nedeniyle büyümenin azalması durumu, ülkeler için dikkat çeker bir boyuta ulaĢmıĢtır. DıĢ borçlanma ile bir taraftan borç ve faiz ödemesi yükümlülükleri artmakta ve bu durum gelecekteki büyümeyi negatif yönde etkilemektedir. Diğer taraftan ise, dıĢ borç kanalıyla toplumun toplam tasarruf miktarı artmakta ve kalkınma için gerekli yatırımlara kaynak aktarılabilmektedir. Bu pozitif katkı dikkate alınarak, dıĢ borçlanma sadece geliĢmekte olan ülkeler için değil, geliĢmiĢ ülkeler için de önemli bir finansman kaynağı durumuna gelmiĢtir. Türkiye, geliĢmekte olan bir ülke olmanın yanı sıra, yüksek sayılabilecek bir yıllık ortalama büyüme oranına sahiptir. Ancak aynı zamanda dıĢ borç servisi açısından da en çok kaynak ayırması gereken ülkelerden biridir. 1960-1980 döneminde Türkiye ithal ikameci bir ülke durumundayken, 24 Ocak 1980 kararlarından günümüze dek ihracata dayalı büyümeye yönelik yeni bir strateji baĢlatmıĢtır. Bu strateji, Türkiye ekonomisini ihracat ve dıĢ talep kanalıyla büyümeye teĢvik etmiĢ ve dünya ekonomisine açılarak diğer geliĢmiĢ ülkelerle rekabet etmek temel amaç durumuna gelmiĢtir. Bu süreç sonunda; hızlı büyüyen, dıĢa açık ve borçlarını ödeyen bir ülke konumundaki Türkiye'ye yönelik dıĢ yatırımlar artmıĢ ve yabancı yatırımcıları Türkiye‟ye borç vermesi konusunda teĢvik etmiĢtir (Karagöl, 2012). Türkiye ekonomisinin dıĢ borçlarının ve büyüme performansının tarihsel açıdan incelenmesi, dıĢ borç-büyüme iliĢkisinin daha iyi anlaĢılması bakımından önem ifade etmektedir. Bu iliĢki sorgulamak amacıyla, bu çalıĢmada Türkiye ekonomisinde 1970-2018 dönemindeki dıĢ borç-iktisadi büyüme etkileĢimi analiz edilmiĢtir. ÇalıĢmanın birinci bölümünde, dıĢ borç ve ekonomik büyüme kavramları teorik açıdan incelenerek tarihsel perspektiften değerlendirilmiĢtir. Ġkinci bölümde dıĢ borç-büyüme iliĢkine yönelik literatür çalıĢmasına yer verilmiĢ ve son olarak üçüncü bölümde Türkiye‟deki dıĢ borç-büyüme iliĢkisi üzerine ampirik bir çalıĢma yapılarak politika önerileri geliĢtirilmiĢtir. 2. TÜRKĠYE’DE DIġ BORÇ VE EKONOMĠK BÜYÜMENĠN TARĠHSEL GELĠġĠMĠ 2.1. Türkiye’de DıĢ Borçların Tarihsel GeliĢimi DıĢ borçlanma, herhangi bir devletin veya kamu kuruluĢunun çeĢitli sebeplerle dıĢ kaynaklardan gelir sağladığı, ülkelerin ekonomik kalkınmalarına katkıda bulunmak amacıyla baĢvurdukları bir ekonomi politikasıdır. Ülkeleri dıĢ borca iten iki temel yaklaĢım vardır. Bunlardan ilki ülkelerin ekonomik kaynaklarına ilave bir kaynak temin etmek iken, ikincisi ise döviz cinsinden yeni ödeme olanakları sağlayabilmektir (Eker ve Meriç, 1999: 87). Türkiye Cumhuriyeti, ilk dıĢ borcunu Osmanlı Devletinden alınan dıĢ borç yükünün altına girmekle gerçekleĢtirmiĢtir. Türkiye‟nin 1980-2000 yılları arasındaki borçlanma sürecine bakıldığında, 1980 yıllarında dıĢa açılma hamleleriyle birlikte dıĢ borçlanma konusu hız kazanmıĢ, özellikle 1990‟lı yıllarda bu sürece bazı aktörler dâhil edilmiĢ, böylece iç ve dıĢ borçlanma yeni bir ivme kazanmıĢtır (Onur, 2010: 14). 1990‟dan sonraki süreçte finansal piyasalarda maddi destek bulma imkânı ve dıĢ borç ödemelerinde kolaylığın sağlanması, dıĢ borçlarımızın artarak devam ettiğinin açık göstergesidir. Böylece borcun borçla ödendiği bir döneme doğru gidilmiĢtir (Kocaoğlu, 2005: 43). 1990‟lı yıllarda artarak devam eden dıĢ borç, 1994 yılında ise azalma yönelimine girmiĢtir. Fakat 1995 yılında tekrar artıĢ trendi göstererek 76 milyon dolar seviyesine ulaĢmıĢtır. Uluslararası para piyasalarında sağlanan kredilerden dolayı, dıĢ borç yükü bu dönemde üçe katlanmıĢtır. DıĢ borç servis ödemelerinin ağırlaĢması hazineyi güç durumda bıraktığından, 1994-1996 yıllarında dıĢ borçlanmaya çok az baĢvurulmuĢtur. Harcamaların azaltılamaması ve vergi dıĢındaki gelir hedeflerine ulaĢılamaması, dıĢ borca olan ihtiyacı arttırmaya devam ettirmiĢtir. 1997‟li yıllara gelindiğinde ise destekli bütçenin denk olması gerektiğinden dolayı, reel anlamda harcamaların azaltılması ve böylece bütçe gelirlerinde iyileĢtirmeler hedeflenmiĢtir. 1996-1997 412 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper yıllarında kamu borç oranının azalması neticesinde fark edilmiĢ, bunun için de 1999 yılında IMF ile yapılan Stand By AntlaĢması dâhilinde iç borçlanmanın dıĢ borçlarla ikamesine karar verilmiĢtir. Bu sebepten dolayı, 2000 yılında dıĢ borç stoku önemli ölçüde artıĢ göstererek 118,6 milyar dolar seviyesine ulaĢmıĢtır (Ünsal, 2004: 93-106). Tablo 1. 1990 -2019 Döneminde Türkiye‟de Brüt DıĢ Borç Stoku (Milyar $). Yıllar Kamu 1 TCMB 2 Özel 3 Türkiye(Brüt) 1+2+3 (GSYH %Pay) 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 (Ç. 1)* 33.268 35.280 36.476 39.640 41.741 42.003 40.192 39.068 41.339 44.107 50.081 47.129 64.533 70.844 75.668 70.411 71.587 73.525 78.334 83.513 89.109 95.830 106.307 118.936 121.268 116.638 123.374 136.557 140.560 148.346 8.342 7.215 6.730 7. 293 9.777 12.171 12.381 11.765 12.986 11.006 14.090 24.351 22.003 24.373 21.410 15.425 15.678 15.801 14.066 13.162 11.565 9.334 7.088 5.234 2.484 1.327 1.110 1.761 5.922 5.906 10.770 11.128 15.390 23.579 17.186 21.774 26.725 33.523 42.026 48.011 54.431 42.112 43.066 48.956 64.076 84.939 120.738 160.599 188.426 172.071 191.014 200.367 229.012 268.757 282.239 282.539 285.525 317.052 298.332 299.170 52.381 53.623 58.595 70.512 68.705 75.948 79.299 84.356 96.351 103.123 118.602 113.592 129.601 144.172 161.154 170.775 208.002 249.925 280.827 268.747 291.760 305.531 342.406 392.927 405.991 400.504 410.009 455.391 444.815 453.423 26,1 26,7 27,8 29,6 38,8 33,6 32,6 33,2 34,7 40,7 43,6 56,5 54,8 45,9 40,0 34,2 38,0 36,9 36,2 41,5 37,8 36,7 39,3 41,3 43,4 46,5 47,5 53,5 56.7 60.6 Kaynak: Hazine ve Maliye Bakanlığı (2019). Türkiye ekonomisi, yüksek bir enflasyon oranı, bankacılık sektörünün iyice zayıfladığı ve ciddi bir borç yükü ile 2000‟li yıllara girmiĢtir (Erkan, vd., 2012: 317). 1989 yılının son çeyreğinden bu yana üçer aylık dönemler halinde yayınlanan Türkiye‟nin toplam dıĢ borç miktarı; kamu sektörünün, özel sektörün ve merkez bankasının borçlarının toplanması sonucu oluĢmaktadır. GeçmiĢten günümüze dek gerçekleĢen toplam dıĢ borç miktarlarına bakıldığında; 1990-2019‟un ikinci çeyreği itibariyle Türkiye‟nin toplam brüt dıĢ borçlarının yaklaĢık 52 milyar dolardan 446 milyar dolara yükseldiği görülmektedir. Fakat dıĢ borcun değerlendirilmesinde asıl üzerinde durulması gereken, dıĢ borcun GSYH‟ya oranıdır. Bu orana bakıldığında, 1990 yılında yüzde 26 düzeyinde olan dıĢ borcun GSYH‟ya oranının 2019 yılı ikinci çeyreği itibariyle yüzde 60‟ın üzerine çıktığı görülmektedir. 413 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper Tablo 1‟de görüldüğü üzere, 1990 yılı itibarıyla Türkiye‟de özel sektörün 10,7 milyar dolar civarındaki dıĢ borcu 52,3 milyar dolar düzeyindeki toplam borçların sadece % 20‟sini oluĢtururken, 2019 yılı birinci çeyreği itibarıyla özel sektör borçları 299 milyar dolara ulaĢmıĢ ve 453 milyar dolarlık toplam borç içindeki payı da yaklaĢık % 66 düzeyine kadar yükselmiĢtir. Bu sonuç, Türkiye‟nin giderek artan toplam dıĢ borç yükünün önemli bir miktarının kamu borcu artıĢından ziyade, özel sektör borçlarındaki artıĢtan kaynaklandığını göstermektedir. Yurt dıĢı faiz oranları çok daha düĢük olduğu için dıĢ borca yönelmeleri ve yurt içinde yerli para cinsinden değil, yabancı para ile dıĢ borç almaları firmaları kur riski sorunları ile karĢı karĢıya bırakmıĢtır. 2.2. Türkiye’de Ekonomik Büyümenin Tarihsel GeliĢimi Ülke ekonomisinin temel değiĢkenlerinden biri olan ekonomik büyümeye bakıldığında ise, büyüme kavramı bir ülkenin mal ve hizmet üretme kapasitesinin geliĢmesini ifade eder. Üretim kapasitesi, ekonominin sermaye birikimine, teknoloji seviyesine ve sahip olduğu kaynakların miktarına bağlıdır (Çolak, 2007: 666). Dolayısıyla büyümenin gerçekleĢmesinde, bilgi ve teknolojik beceri yetersizliği, yurtiçi tasarruflarının gerekli yatırım seviyesinin altında kalması, ödemeler dengesinde döviz gelirlerinin giderlerine oranla daha az gerçekleĢmesi, az geliĢmiĢ ülke ekonomilerinin sürekli büyüme yoluna girmesi gibi birtakım engellerle karĢılaĢılmaktadır (Tanrıkulu,1983:16). Tablo 2‟de Türkiye ekonomisinin büyüme trendine bakıldığında; 2001 krizinden bu yana iyi bir performans sergilendiği, bu büyüme performansı dikkate alındığında 2010-2016 dönemleri arasında Türkiye‟nin ortalama olarak % 6,3 büyüdüğü görülmektedir. OECD tahminlerine göre, Türkiye 20152025 döneminde % 4.9‟luk yıllık ortalama büyüme oranıyla OECD‟ye üye ülkeler arasındaki en hızlı büyüyen ekonomiler arasında yer alacaktır (Altınöz, 2018). Türkiye ekonomisi, 2008 küresel krizi döneminde yaĢanan küçülmenin ardından, 2011-2017 döneminde ciddi bir büyüme performansı sergilemiĢtir. 2018 yılından sonra ise büyüme oranı yeniden bir yavaĢlama eğilimi sergilemeye baĢlamıĢ ve 2018 yılı büyüme oranı sadece yüzde 2,8 seviyesine dek gerilemiĢtir. 2019 yılı için açıklanan ilk 2 çeyreklik veriler ise, sırasıyla yüzde 2,6 ve 1,5 oranlarında bir küçülmeyi göstermektedir. Tablo 2. 1990 -2019 Döneminde Türkiye‟de Büyüme Göstergeleri (Milyar $). Yıl Büyüme Oranı (%) 1990 205.4 9.2 KiĢi BaĢına Milli Gelir ($) 2.794 1991 205.3 0.7 2.735 1992 215.6 5.0 2.842 1993 244.1 7.6 3.180 1994 181.2 -4.6 2.270 1995 231.3 7.8 2.897 1996 249.2 7.3 3.053 1997 259.8 7.5 3.144 1998 277.427 2.3 4.496 1999 253.382 -3.3 4.108 2000 271.546 6.6 4.316 2001 200.650 -5.9 3.119 2002 236.356 6.4 3.659 2003 314.049 5.6 4.718 2004 402.668. 9.6 6.040 GSYH (Milyar $) 414 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper 2005 499.741 9.0 7.384 2006 547.585 7.1 8.035 2007 678.635 5.0 9.711 2008 774.367 0.8 10.854 2009 646.894 -4.7 9.038 2010 772.366 8.4 10.672 2011 831.691 11.1 11.335 2012 871.122 4.7 11.707 2013 950.350 8.4 12.519 2014 934.855 5.1 12.095 2015 861.879 6.0 10.948 2016 862.746 3.2 10.820 2017 852.618 7.5 10.499 2018 789.043 2.8 9.632 2019 (Ç1)* 171.549 -2.6* 9.647* 2019 (Ç2)** 174.579 -1.5** 9.693** Kaynak: TÜĠK, Hazine ve Maliye Bakanlığı. Not: 2007 yılı öncesi rakamlarda TÜĠK tarafından açıklanmıĢ olan büyüme hızları ve dünya bankası verilerinden elde edilen kiĢi baĢına gelir kullanılmıĢtır. 2008-2019 ikinci çeyreğine kadarki dönem verileri ise Hazine ve Maliye Bakanlığı veri tabanından elde edilmiĢtir. 2019 yılı ilk yarısında yaĢanan negatif büyüme oranı çift haneli yüksek enflasyonla birlikte görüldüğü için, Türkiye ekonomisinin son dönemde bir „slumpflasyon‟ sürecine girdiğini söylemek mümkündür. 3. DIġ BORÇ-BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠNĠN TEORĠK TEMELLERĠ VE LĠTERATÜR TARAMASI 3.1. DıĢ Borç-Büyüme ĠliĢkisinin Teorik Temelleri Ülkelerin ekonomik yapılarında önemli bir etkiye sahip olan dıĢ borçlanma, 1960 yıllarından itibaren birçok iktisatçı tarafından ele alınmıĢtır. Bu konudaki ilk çalıĢma ise, Rosentein Rodan (1962) tarafından gerçekleĢtirilmiĢtir. DıĢ borçlar son yıllarda, geliĢmiĢ ülkelerden geliĢmekte olan ülkelere doğru bir sermaye geçiĢi özelliğini taĢımaktadır. Özellikle tasarruf açıklarını kapatmak, dıĢ finansmanın yetersiz olması, cari iĢlemler bilançosu açıklarının kapatılması, milli geliri arttırmak, gelir dağılımını yeniden sağlamak ve refaha ulaĢmak gibi sebeplerle geliĢmekte olan ülkeler geliĢmiĢ ülkelerden borç talebinde bulunmaktadırlar (ġeker, 2006). Borçlanma, sadece geliĢmekte olan ülkelerin değil, aynı zamanda geliĢmiĢ ülkelerin de baĢvurdukları bir finansman kaynağıdır (Akdoğan, 1993: 366). DıĢ borca yönelik ekonomi literatürünün temelleri, ekonomik büyümenin gerçekleĢmesinde devlet müdahalesinin gerekli olduğu görüĢüyle dıĢ borç teorilerine önemli katkısı olan Keynes ile atılmıĢtır. GeliĢmekte olan ülkelerin büyüme süreçlerinde birtakım eksikliklerin olduğunu dolayısıyla dıĢ borcun ekonomik büyüme noktasında ülke ekonomisine önemli katkıları olacağı görüĢünü savunmuĢtur (Kara, 2001: 96). Keynesyen görüĢte, borçlanma bir gelir olarak görülmüĢ, devletin ekonomik hayata karıĢmasının gerekliliği ve bunun yüksek oranda olması gerektiği savunulmaktadır. Keynesyen yaklaĢımdaki “dış borç” kavramı, daha sonra Harrod–Domar büyüme modelinde “dış açık” kavramı ve Chenery ve Strout‟da ise “ikili açık modeli” ile açıklanmaktadır (Yücesan, 2011: 62). Chenery ve Strout‟un ikili açık modeline göre, geliĢmekte olan ülkeler, büyüme ve kalkınma kapasitelerinin önünde engel oluĢturan iki tür önemli finansal açıkla karĢı karĢıyadır: Bu açıklardan 415 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper biri “tasarruf açığı”, diğeri ise “dış ticaret açığı” dır. Bu modele göre, geliĢmekte olan herhangi bir ülke ihracat kapasitesinin düĢüklüğünden dolayı yeteri kadar döviz geliri elde edemiyorsa, iç tasarruflarını da etkin kullanamaz. Bu durumda, söz konusu ülkeler döviz açığından dolayı tasarruflarını yatırım mallarına dönüĢtüremeyeceklerinden, var olan tasarruf kapasitelerini de gerçekleĢtirme imkânından yoksun kalabilmektedirler. Bundan dolayı, ihracatın arttırılamadığı durumlarda kaynak açığı dıĢ finansmanla kapatılmalıdır (Kazgan, 1998: 43). ÇağdaĢ büyüme teorileri içinde önemli bir yeri olan Harrod Domar modelinde, yatırımlar büyümenin ana unsuru olarak ifade edilmektedir. Harrod Domar modeline göre, büyüme hızının artması yatırım miktarının artmasına bağlıdır. Dolayısıyla yatırım katsayısının düĢük olması, büyümenin gerçekleĢmesinde önemli bir engeldir. O halde, dıĢ borç alarak mevcut tasarruflara katılmak büyüme hızının yükselmesini sağlayacaktır (Tanrıkulu, 1983: 17). 1950 yıllarında Solow‟un çalıĢmaları ile baĢlayıp sonraki süreçte bir takım yazarlar tarafından geliĢtirilen Neo Klasik modele göre ise, çıktıdaki büyüme oranını belirleyen ana faktör sermayedeki büyüme oranıdır. Sermayenin büyümesi ise tasarruflara bağlıdır (Pınar, 2006: 184). Çünkü tasarruflar artarsa sermaye miktarı da artar, ancak bir defalık tasarruf artıĢı büyümeyi etkilememektedir. Büyümeyi nüfus artıĢı ve teknolojik geliĢmeler de etkilemektedir. DıĢ borçlanma ve ekonomik büyüme arasındaki iliĢkiyi ele alan bir diğer model ise, tüketim optimizasyonu teorisinin bir uzantısı olan Zamanlar Arası Borçlanma modelidir. Bu modelde, hem Ģu andaki hem de gelecekteki gelir tüketim miktarının borçlanmaya olan duyarlılığı tespit edilmektedir. Ayrıca ülkelerin tasarruf açığını kapatmada uluslararası borçlanmanın rolü de vurgulamaktadır. Borçlanmayla birlikte ülkeler daha fazla yatırım olanaklarına sahip olacak, böylece daha fazla büyüme imkânı elde edecektir (Nissanke vd, 2001). Borçla büyüme modelinde ise, ülkenin ekonomik büyümesinde dıĢ kaynakların yarar ve maliyetlerine göre borç servis kapasitesi üzerinde durulmaktadır. DıĢ borç kullanımının ekonomik büyüme sürecini nasıl etkilediğini ortaya koyan bu model, borcun sürdürülebilirliği üzerinde yoğunlaĢmıĢtır (Yücesan, 2011: 70). Son olarak, dıĢ borç ekonomik büyüme iliĢkisini ele alan sürdürülebilir yaklaĢımda, dıĢ borçların devam edilir nitelikte olması için yurt içi tasarrufların yurt dıĢı tasarruflarına, yatırımlara ve ekonomik büyüme arasındaki iliĢkilere bağlı olması gerekmektedir. Ekonomik büyümenin dıĢ borçlar neticesinde meydana gelebilmesi için, dıĢ borçlar sonucunda gerçekleĢtirilen yatırımlar sonucunda elde edilen gelirin dıĢ borç maliyetini aĢmıĢ olması gerekmektedir (Bilginoğlu ve Aysu, 2008: 10). DıĢ borç ekonomik büyüme iliĢkisi üzerinde yapılan çalıĢmaların büyük bir bölümünün önemli bir ayağını oluĢturan borç fazlası teorisine göre ise, eğer ülkenin sahip olduğu borç yükü geri ödeyebileceğinden fazla ise, bu durum gelecekte beklenilen yerli ve yabancı yatırımların gerçekleĢmesine engel olur bu durum büyümenin olumsuz yönde etkilenmesine neden olmaktadır (Çelik ve Direkçi, 2013). 3.2. DıĢ Borç-Büyüme ĠliĢkisi Üzerine Literatür Taraması Son 20 yıldır birçok çalıĢmada dıĢ borç ve ekonomik büyüme arasındaki iliĢki incelenmiĢtir. Çoğu çalıĢma dıĢ borcun, borçlu ülkelerin ekonomik büyümesini olumsuz yönde etkilediğini göstermiĢtir. Birçok incelemede, güncel veriler kullanılarak bu konu üzerinde daha fazla araĢtırma yapılması gerekli görülmüĢtür. Tablo 3‟de, Türkiye‟nin yanı sıra farklı ülke ve ülke grupları için dıĢ borçekonomik büyüme iliĢkisi üzerine yapılan ampirik çalıĢmaların bir özeti yer almaktadır. Tablo 3. Literatür Taraması Dönem Ülke Yöntem Warner, (1992) 1982-1989 13 az geliĢmiĢ ülke EKKY Kriz döneminde dıĢ borcun yatırımları azaltmadığı sonucuna ulaĢmıĢtır. Afxentiou, (1993) 1971-1988 20 orta gelirli, geliĢmekte olan ülke Granger nedensellik analizi Yabancı kaynakların verimlik için dıĢ borcun büyüme hızını azaltıcı bir etki yarattığı sonucuna ulaĢmıĢtır. Yazar 416 Bulgular Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper Chowdhury (2001). 1982-1999 35 Ağır Borçlu Yoksul Ülkeler ve 25 orta gelirli ülke Panel veri analizi Yabancı borçlanmadan kaynaklanan ekonomik bozulmanın söz konusu ülke grubu için sınırsız olduğu gösterilmektedir. Çok düĢük veya orta derecede borçluluktan muzdarip diğer düĢük ve orta gelirli ülkelerin de uzun vadeli ekonomik büyüme üzerinde benzer bir olumsuz etki yaĢadığı gösterilmiĢtir. Rockerbie, (1994) 1965-1990 13 az geliĢmiĢ ülke EKKY 1982 borç krizinin kamu yatırımlarının azalıĢı üzerinde anlamlı bir etki yarattığını göstermiĢtir. 1950-1992 Türkiye Granger nedensellik Testi Toplam dıĢ borcun ekonomik büyüme üzerinde olumsuz bir etkisi olduğu bulunmuĢtur. 1956-1996 Türkiye Var Analizi, Granger nedensellik Testi Borç servisi ile ekonomik büyüme arasında tek yönlü nedensellik olduğu ve borç servisinin uzun dönemde ekonomik büyüme üzerinde olumsuz etkisinin olduğu gösterilmiĢtir. DıĢ borcun ekonomik büyümeye olumsuz bir etkisi olduğu saptanmıĢtır. Ulusoy Küçükkale (1996). ve Karagöl, (2005). Pattillo (2002). vd., 1969-1998 93 geliĢmekte olan ülke Panel Data ġimĢek Kadılar, (2010). ve 1960-2004 Türkiye EĢ bütünleĢme, nedensellik Testleri Presbiter (2012). 1990–2007 GeliĢmekte olan ülkeler Panel veri GenelleĢtirilmiĢ Yöntemi Bilginoğlu ve Aysu, (2008). 1968-2005 Türkiye EKKY Türkiye'deki dıĢ borçların ekonomik büyüme üzerinde negatif bir etkisinin olduğu tespit edilmiĢtir. Çöğürcü ve Çoban, (2011). 1980-2009 Türkiye Johansen eĢ bütünleĢme testi ve EKKY Hem dıĢ borçların hem de nüfus artıĢ hızının ekonomik büyüme üzerinde negatif bir etkisi olduğu sonucuna ulaĢmıĢlardır. Ogunmuyiwa (2002). 1970-2007 Nijerya Dickey Fuller (ADF) testi, Granger nedensellik testi, Johansen eĢ bütünleĢme testi ve Vektör Hata Düzeltme Yöntemi (VECM). ÇalıĢmada dıĢ borç ile ekonomik büyüme arasında nedensellik olmadığı, çünkü Nijerya'da borç ve büyüme arasındaki nedenselliğin zayıf ve önemsiz olduğu ortaya koyulmuĢtur. Karagöl(2012) 1971-1986 Türkiye Johansen ve Juselious maksimum olasılık eĢbütünleĢme tekniği ve Granger nedensellik analizi Borç hizmetinden GSMH'ya kadar tek yönlü olumsuz nedensel iliĢki bulunmuĢtur. Jalles (2011). 1970-2005 72 GeliĢmekte olan ülke Panel (GMM) GenelleĢtirilmiĢ Momentler Yöntemi Granger nedensellik testi Yolsuzluk kontrolünün geliĢmekte olan ülkelerin büyüme performansını etkilediğini ortaya koyulmuĢtur. Elde edilen sonuçlarda, düĢük yolsuzluk seviyesindeki ülkelerde, lineer olmayan bir borç özelliği ile modellenmiĢ borcun büyüme üzerindeki olumlu ve olumsuz etkilerinin önemli olduğunu gösterilmektedir. Safdari Mehrizi (2011). 1974-2007 Ġran (VAR) vektör otoregressif modeli DıĢ borcun GSYĠH ve özel yatırım üzerinde olumsuz bir etkisi olduğu ve kamu yatırımının özel yatırım ile pozitif bir iliĢkisi olduğu gösterilmiĢtir. ve 417 Granger Türkiye‟de uzun dönemde ihracat artıĢı ve beĢeri sermaye birikimi, uzun dönemli büyümeyi desteklerken, GSYĠH‟deki artıĢın beĢeri sermaye birikimini beslediğini saptanmıĢtır. analizi Momentler Kamu borcunun GSYĠH'nın yüzde 90'ına ulaĢana kadar çıktı büyümesi üzerinde olumsuz bir etkisi olduğunu göstermektedir. Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper Ajayi ve Oke (2012). 1983-1990 Nijerya OLS regresyon analizi DıĢ borç yükünün ulus geliri ve ulusun sermaye geliri üzerinde olumsuz etkisi olduğu gösterilmiĢtir. Cunningham (1993). 1971-1987 On altı çok az geliĢmekte olan ülke OLS regresyon analizi Ağır borçlu geliĢmekte olan ülkelerde borç yükünün artması ile ekonomik büyümenin arasında önemli bir negatif iliĢkinin olduğu ortaya koyulmuĢtur. Clements vd., (2003). 1970–1999 55 düĢük gelirli ülke GMM GenelleĢtirilmiĢ Momentler Yöntemi DıĢ borçların kamu yatırımlarını etkilemesi sonucu ekonomik büyüme üzerinde dolaylı bir negatif etkiye sahip olduğu tespit edilmiĢtir. 4. VERĠ, MODEL VE YÖNTEM Genel olarak dıĢ borç ile ekonomik büyüme arasındaki iliĢkinin yönü tam olarak ifade edilememektedir. Ġncelenen literatür taramasından görüldüğü üzere, dıĢ borç ekonomik büyüme iliĢkisinden elde edilen ampirik sonuçlar ülke ve ülke guruplarına göre önemli farklılık göstermektedir. Bu çalıĢmada Türkiye‟nin 1985–2018 yılları arasında dıĢ borç ekonomik büyüme iliĢkisi ortaya konulmaya çalıĢılmıĢ, dolayısıyla elde edilen bulgular Türkiye ekonomisi özelinde değerlendirilmelidir. Genellikle tek ülke verilerinin, dünya çapında belli ülke veya bölgelere ait çalıĢmalardan daha güvenilir sonuçlar verdiği düĢünülmektedir. Bu yüzden tek bir ülke için zaman serisi analizi yapmak daha uygun görülmüĢtür (Sezgin, 1997). Analizde kullanılan değiĢkenlerde ele alınması gereken yıl aralığında yetersiz veri olmasından dolayı, çalıĢmada zaman aralığı olarak 19902018 dönemi incelenmiĢtir. Kullanılan değiĢkenlere ait veriler, Dünya Bankası (2019) ve Dünya Kalkınma Göstergeleri veri tabanından temin edilmiĢtir. Analizde temel alınan model Karagöl (2012) çalıĢmasından yola çıkılarak oluĢturulmuĢ, ancak söz konusu çalıĢmadan farklı olarak GSMH yerine, satın alma gücü paritesine göre hesaplanmıĢ kiĢi baĢına gelir ve beĢeri sermaye yerine ihracat değiĢkenleri ele alınmıĢtır. ÇalıĢmada, Türkiye‟nin dıĢ borç stoku ile büyüme arasındaki iliĢkiye odaklanılmıĢ ve standart düzeydeki bir üretim fonksiyonu modeli kullanılmıĢtır. Logaritması alınmıĢ değiĢkenlerin analizde kullanılacağı doğrusal denklemimiz Ģöyledir: (1) Burada doğal logaritmayı, zamanı göstermekte ‟lar tahmin edilecek katsayıları temsil ederken ise rassal hata terimidir. Bağımlı değiĢken olarak hesaplanan satın alma gücü paritesine göre hesaplanmıĢ kiĢi baĢına gelir „büyüme oranını (Y) oluştururken, bağımsız değiĢken olarak ise kamu ve özel sektör borçları toplamından oluĢan „toplam dış borç stoku (D), iĢ gücü(L), sermaye (K) ve son değiĢken olarak da ihracat (X) ele alınmıĢtır. DeğiĢkenlere iliĢkin kısaltmalar Tablo 4‟te verilmiĢtir. Tablo 4. Kullanılan DeğiĢkenler DeğiĢkenler Kısaltma Satın alma Gücü Paritesine Göre KiĢi BaĢına DüĢen GSMH Sermaye Stoku ĠĢ Gücü DıĢ Borç Stoku Ġhracat Kaynak Dünya Bankası Dünya Bankası Dünya Bankası Dünya Bankası Dünya Bankası **Sermaye stoku değiĢkeni yerine vekil değiĢken olarak 2010 yılı baz sabit dolar kuru alınarak hesaplanan Brüt sermaye oluĢumu değiĢkeni kullanılmıĢtır. Zaman serileri ile çalıĢılan bir veri seti mevcut ise, ilk olarak durağanlık testlerinin uygulanması gerekmektedir. Bir zaman serisinin durağanlığı zaman içinde belirli bir değere yaklaĢmasını ifade eder 418 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2010: 229). Zaman serilerinde durağan olmayan seriler ile çalıĢıldığında, sahte regresyon problemi ortaya çıkabilmektedir (Granger ve Newbold, 1974:111). Böyle bir durumda değiĢkenler arasında iliĢki olmasa dahi, varmıĢ gibi bir sonucun ortaya çıkmasına neden olmaktadır. Bu durum katsayıların yanlıĢ yorumlanmasına yol açar. Durağan olmayan seriler birim kök içerirler ve serilerin durağanlığını test etmek için birim kök testleri kullanılır. ÇalıĢmada ilk olarak EKKY (En Küçük Kareler Yöntemi) ile ADF birim kök testi kullanılarak değiĢkenlerin durağanlığı test edilmiĢ, sonrasında ise seriler arasında eĢ bütünleĢme iliĢkisi var ise vektör hata düzeltme modeline dayalı Toda-Yamamoto nedensellik testi uygulanmıĢtır. Böylece ele alınan bağımlı ve bağımsız değiĢkenler arasında uzun dönemli bir nedensellik iliĢkisi olup olmadığı ve nedenselliğin yönü incelenmiĢtir. EĢ bütünleĢme analizini kullanılarak dıĢ borçlanma ve büyüme düzeyinin tahmininde uzun dönemli ve güncel veriler kullanılmıĢtır. 4.1. Regresyon analizleri Tablo 5. Regresyon Analizi Sonuçları DeğiĢkenler lnL lnK lnD lnX C Bağımlı değiĢken: LPPP Yöntem: En Küçük Kareler Yöntemi Katsayılar Std. Hata t- Ġstatistik değeri 1.584631 0.197050 0.017217 0.129566 -26.14608 0.103328 0.039960 0.042667 0.061952 1.356314 15.33594 4.931208 0.403514 2.091412 -19.27731 Prob (Olasılık değeri) 0.0000 0.0000 0.6901 0.0473 0.0000 Tablo 5‟e göre regresyon denklemimizi aĢağıdaki gibi oluĢturabiliriz: (2) Denklem (2) „ye göre, büyüme ile toplam dıĢ borç stoku arasında istatistiksel olarak anlamsız fakat iktisadi olarak pozitif yönlü bir iliĢki vardır. Denklemimizden elde edeceğimiz bir diğer sonuç ise; iĢ gücünde meydana gelen bir birimlik değiĢim büyümeyi 1.584631 birim arttırırken, sermaye stokundaki bir birimlik değiĢim büyümeyi 0.197050 birim artırmaktadır. Son olarak, ihracatta meydana gelen bir birimlik değiĢim ise büyümeyi yine aynı yönde 0.129566 birim arttırmaktadır. 4.2. ARDL (Autoregressive Distibuted Lag) Sınır Testi Genellikle literatürde en sık kullanılan eĢbütünleĢme testleri, hata terimine dayalı iki aĢamalı EngleGranger (1987) yöntemi ile sistem yaklaĢımına dayalı Johansen (1988) ve Johansen ve Jesulius (1990) yöntemidir. Johansen (1988) gibi eĢ bütünleĢme testlerinde değiĢkenlerin aynı dereceden bütünleĢik olmasını gerekmektedir. Ancak, uygulamada önemli engel taĢıyan bu kısıt Peseran vd. (2001) tarafından önerilen ve değiĢkenler arasındaki iliĢkinin farklı dereceden de bütünleĢik olmasına imkân sağlayan ARDL yaklaĢımı ile giderilmiĢtir. Modelde kullanılacak değiĢkenlerin düzeyde veya birinci farkta durağan olmasının sınır testini uygulamaya engel olmaması, ARDL testinin önemli bir avantajı niteliğindedir. Aynı zamanda istatistiksel olarak da daha anlamlı sonuçlar vermesi diğer bir avantajlı yönünü oluĢturmaktadır. Sınır testi, değiĢkenler arasında uzun dönemli bir iliĢkinin var olup olmadığını ortaya koymaktadır. Serinin durağanlık durumları, Augmented Dickey-Fuller (ADF) (Dickey ve diğerleri, 1981, Phillips-Perron (PP) (Phillips vd., 1988) ve Kwiatkowski, Phillips, Schmidt, Shin (KPSS) birim kök testleri kullanılarak incelenmiĢ ve sonuçlar Tablo 6‟da verilmiĢtir. 419 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper DeğiĢkenler Düzey Birinci fark Tablo 6. Birim Kök Test Sonuçları ADF Test istatistiği 5.383475 1.257068 4.014076 4.203432 3.810224 -5.280250 -6.277812 -6.172451 -3.399817 -2.886011 lnG lnK lnL lnD lnx lnG lnK lnL lnD lnX PP Test istatistiği Olasılık değeri 1.0000 0.9430 0.9999 0.9999 0.9999 0.0002 0.0000 0.0001 0.0015 0.0056 5.523430 1.257068 3.673082 4.623149 3.810224 -2.897565 -6.211472 -3.516886 -3.323520 -2.848545 Olasılık değeri 1.0000 0.9430 0.9998 1.0000 0.9999 0.0054 0.0000 0.0011 0.0018 0.0061 Tablo 6 incelendiğinde; ADF ve PP testleri düzey değerleri 0,05 olasılık değerinden büyük olduğu için, Ho hipotezi reddedilemez ve bu durumda seride birim kök sorununun olduğuna ve serinin durağan olmadığına karar verilir. Serinin birinci farkı alınarak test sonuçları değerlendirildiğinde; ADP ve PP testlerinde olasılık değeri 0,05 olasılık değerinden küçük olması Ho hipotezinin reddedileceğini, seride birim kök sorunun bulunmadığını ve serinin durağan olduğunu gösterir. Serilerde durağanlık koĢulu sağlanıp sağlanmadığını test etmede kullanılan bir diğer birim kök testi ise, Kwiatkowski, Phillips, Schmidt, Shin (KPSS) testidir. Ancak KPSS testinde kurulan hipotezler, ADF ve PP testinden farklı olarak her değiĢken için ayrı ayrı incelenmiĢtir. Tablo 7. KPSS Birim Kök Testi Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin Test Ġstatistiği lnG Lm Stat (Düzey) 0.677910 0.739000 0.463000 0.347000 %1 %5 %10 Asymptotic Kritik Değerler LM Stat(Düzey) Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin Test Đstatistiği lnK Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin Test Đstatistiği lnL Asymptotic Kritik Değerler LM Stat(Düzey) 0.637835 0.739000 0.463000 0.347000 %1 %5 %10 Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin Test Đstatistiği lnD 0.095425 0.216000 0.146000 0.119000 %1 %5 %10 Asymptotic Kritik Değerler %1 %5 %10 Asymptotic Kritik Değerler 420 LM Stat (1.Fark) 0.085420 0.216000 0.146000 0.119000 LM Stat (1.Fark) 0.110988 0.216000 0.146000 0.119000 LM Stat(Düzey) 0.140852 0.216000 0.146000 0.119000 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin Test Đstatistiği lnX Asymptotic Kritik Değerler LM Stat(Düzey) 0.670218 0.739000 0.463000 0.347000 %1 %5 %10 LM Stat (1.Fark) 0.070529 0.216000 0.146000 0.119000 Tablo 7‟ye göre; LM test istatistiği lnG, lnL ve lnX değiĢkenleri için düzey değerlerinde %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerinde KPSS testi kritik değerlerinden mutlak olarak büyük olduğu için, Ho hipotezi reddedilir. Böylece serinin durağan olmadığına ve birim kök içerdiğine karar verilir. Serinin birinci farkı alınarak seri durağan hale getirilmiĢ birim kök sorunu ortadan kalkmıĢtır. LM test istatistiği lnD ve lnK değiĢkenleri için %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerinde KPSS testi kritik değerlerinden mutlak olarak küçük olduğundan, Ho hipotezi reddedilemez ve serinin durağan olduğuna ve dolayısıyla birim kök içermediğine karar verilir. 4.3. EĢ BütünleĢme Analizi EĢ bütünleĢme testi, uzun dönem serilerinde fark almaktan kaynaklanan bilgi kaybını ve çözümsüzlüğünü önleyen bir analizdir. EĢ bütünleĢme analizine geçmeden önce, serilerin aynı dereceden durağan oldukları tespit edilip sonrasında uygun gecikme uzunluğunun bulunması gerekmektedir. EĢ bütünleĢme testinin ilk aĢamasında aynı mertebeden durağan olan seriler için uygun gecikme sayısı bulunur. Uygun gecikme sayısının belirlenmesi için öncelikle VAR modeli kurulur. Akaike ve Schwarz bilgi kriterleriyle gecikme sayısına karar verilir. Ele aldığımız değiĢkenlerin tamamının birinci farkların alınması sonucunda durağanlıkları sağlanmıĢ, aralarındaki uzun dönemli iliĢkiyi incelemek için bu test yapılmıĢ ve Tablo 8‟de görüldüğü üzere uygun gecikme uzunluğu “1” olarak tespit edilmiĢtir. Tablo 8. EĢ BütünleĢme Ġçin Uygun Gecikme Uzunluğunun Belirlenmesi lag LR FPE AIC SC HQ 0 NA 6.88e-09 -4.605435 -4.363493 -4.535765 1 2 3 206.4207* 28.55751 18.25230 1.62e-12* 2.10e-12 4.84e-12 -13.00340* -12.98415 -12.88631 -11.55175* -10.32279 -9.015239 -12.58537* -12.21778 -11.77158 Not: LR: Olabilirlik Oranı, FPE: Son Tahmin Hatası AIC: Akaike Bilgi Kriteri SC: Schwarz Bayesci Bilgi Kriteri HQ: Hannan-Quinn Bilgi Kriteri. * ĠĢareti, ilgili kriterin uygun bulduğu gecikme uzunluğunu ifade etmektedir. Tablo 8‟de mevcut bilgi kriterlerinin hepsinde gecikme uzunluğu “bir” olarak görülmektedir. Söz konusu gecikme uzunluğunun, hata teriminin tüm varsayımlarını sağlaması gerekmektedir. Ardından VAR(1) analizi yapılmıĢ, karakteristik polinom kökleri, otokorelasyon ve değiĢen varyansın istikrar koĢullarını sağlayıp sağlamadığı test edilmiĢtir. Tablo 9. Karakteristik Polinom Kökleri Kök Modulus 0.982818 - 0.054570i 0.984332 0.982818 + 0.054570i 0.984332 0.624520 0.624520 0.295213 - 0.320503i 0.435744 0.295213 + 0.320503i 0.435744 421 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper Tablo 9‟da görüldüğü gibi, ters köklerin hepsi birden küçüktür. Bu nedenle VAR(1) modelinin istikrarlı olduğu tespit edilmiĢtir. Ayrıca ġekil 1‟de bir gecikmeli modelin karakteristik ters kökleri gösterilmektedir. Bütün ters kökler birim çember içerisinde kalmaktadır ve bu durumda istikrar koĢulu sağlanmıĢtır. ġekil 1: Karakteristik Polinom Kökleri Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 4.3.1. Otokolerasyon ve Değişen Varyans Test Sonuçları Serilerde Otokorelasyon sorununun varlığını sınamak için Breusch-Godfrey Testi kullanılmıĢtır. Tablo 11‟de verilen olasılık değerlerinin 0.05‟ten büyük olduğu görülmektedir. H0: otokorelasyon yoktur. H1: otokorelasyon vardır. Bu durumda, “H0: Otokorelasyon yoktur” hipotezinden hareketle, modelde üç gecikmeye kadar otokorelasyon problemine rastlanmamıĢtır. %5 anlam düzeyinde hipotez kabul edilmiĢ, dolayısıyla analizimizde otokorelasyonun olmadığı sonucuna ulaĢılmaktadır. Tablo 10. VAR Otokolerasyon LM Test Sonuçları Lag 1 2 3 LM test istatistiği 17.42121 16.59024 15.82745 Olasılık değeri 0.8660 0.8961 0.9199 VAR DeğiĢen varyans sorunu Ki*kare 4.026004 Olasılık değeri 0.4025 Ġstikrar koĢulunu sağlamanın son aĢaması olan değiĢen varyans sorununun tespiti yapılmıĢtır DeğiĢen varyansın varlığını sınamak için ise Breusch-Pagan-Godfrey Testi kullanılmıĢtır. H0: DeğiĢen varyans yoktur. H1: DeğiĢen varyans vardır. DeğiĢen varyans testinin sonuçları Tablo 10‟da verilmiĢtir. %5 anlam düzeyinde hipotez kabul edilmiĢ, dolayısıyla analizimizde değiĢen varyans sorununun olmadığı sonucuna ulaĢılmıĢtır. 4.4. Johansen EĢ bütünleĢme Testi Ġkiden fazla değiĢken varsa birden fazla uzun dönem denge iliĢkisi ortaya çıkabilir. Bu durumda Johansen eĢbütünleĢme testi kullanılır. Bu test özdeğer ve öz vektörlere bağlı olarak hesaplanır. EĢ bütünleĢme vektörüne ait veriler Tablo 11‟de gösterilmiĢtir. Vektör sayılarının tahmini, Ġz (Trace) Ġstatistiği ve Maksimum Özdeğer (Max Eigenvalue) Ġstatistiği yardımıyla yapılmaktadır (Uysal, 2009: 173). Uzun dönem denkleminin iki ayrı yorumu bulunmaktadır. Bazı çalıĢmalar sadece 422 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper katsayıların iĢaretini (Juselius,1999) yorumlarken, bazı çalıĢmalar ise denklemden elde edilen katsayıları (Tarı ve Yıldırım, 2009:103) yorumlamaktadır. r(π) =0* r (π )≤ 1 r (π )≤2 r (π )≤ 3 r (π )≤4 r(π) =0* r (π )≤ 1 r (π )≤2 r (π )≤3 r (π )≤4 Ġz (Trace)Testi 83.46023 43.06134 20.18900 5.313313 0.058645 Max Öz değer 40.39890 22.87234 14.87568 5.254668 0.058645 Tablo 11. Johansen EĢ bütünleĢme Testi Sonuçları Kritik Değer (%5) 69.81889 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466 Kritik Değer 33.87687 27.58434 21.13162 14.26460 3.841466 Olasılık 0.0028 0.1311 0.4101 0.7747 0.8086 Olasılık 0.0072 0.1790 0.2977 0.7094 0.8086 r(π) = 0 ise eĢ bütünleĢme yoktur. r(π) = 1 ise 1 tane eĢ bütünleĢme iliĢkisi vardır. r(π) = 2 ise 2 tane eĢ bütünleĢme iliĢkisi vardır. Ġz istatistiği ve Maksimum öz değer istatistiğine göre eĢ bütünleĢik vektör sayısı bire eĢittir. Yani uzun dönemde bir tane eĢ bütünleĢme iliĢkisi vardır. 4.5. TYDL YaklaĢımına Dayalı Granger Nedensellik Analizi Zaman serileri analizlerinde genellikle Engle ve Granger (1987) tarafından geliĢtirilen Engle- Granger düzeltme modeli (ECM) ve Johansen ve Juselius (1990) tarafından geliĢtirilen vektör hata düzeltme modeli (VECM), eĢbütünleĢme sorununu incelemek için sık kullanılan analizlerdendir. Fakat Rambaldi ve Doran (1996)‟a göre; VECM modeli birim kök ve eĢbütünleĢme testlerini gerektirmekte bu durum nedensellik sonuçlarının yanıltıcı olmasına neden olabilmektedir. Yanıltıcı sonuçların ortaya çıkmasını engellemek amacıyla Yamada ve Toda (1998), küçük örneklerde üç farklı nedensellik modelini incelemiĢtir. Bu üç nedensellik arasında, Toda ve Yamamoto (1995) ve Dolado ve Lutkepohl (1996) tarafından geliĢtirilen TYDL nedensellik yaklaĢımının en uygun olduğu sonucuna varmıĢtır. ÇalıĢmada değiĢkenler arasındaki nedensellik iliĢkisi TYDL nedensellik tarzına uygun olarak araĢtırılmıĢtır. TYDL metodu iki adımdan oluĢmaktadır. Ġlk adımda sistemdeki değiĢkenlerin maksimum gecikmelerinin belirlenmesi gerekmekte, ikinci adım olarak ise gecikme belirlendikten sonra, VAR modelinin tanısal test kontrolleri olan otokorelasyon, değiĢen varyans sorunları test edilmektedir. Gerekli adımlar gerçekleĢtirildikten sonra, TYDL nedensellik yaklaĢımına geçilmiĢtir. Toda-Yamamoto nedensellik testi, değiĢkenler arasındaki nedensellik iliĢkisinin yönünün istatistiksel olarak belirlenmesinde kullanılır. H0 hipotezini istatistiksel olarak ret etmek mümkünse, bu durumda olasılık değeri 0,05 olan H1 hipotezi kabul edilir ve sözü geçen değiĢkenler arasında anlamlı bir nedensellik iliĢkisi olduğunu ifade eder. Tablo 12. Toda-Yamamoto Nedensellik Test Sonuçları Bağımlı değiĢken lnG lnL lnK Bağımsız değiĢken lnL lnK lnD lnX lnG lnK lnD lnX lnG lnL lnD Chi-sq Prob ĠliĢkinin yönü 7.591167 1.363180 2.815343 3.743676 10.11301 6.470682 14.36327 5.974783 0.271313 4.796218 2.292268 0.0553 0.7142 0.4210 0.2905 0.0176 0.0908 0.0025 0.1128 0.9653 0.1873 0.5140 ĠliĢki yok ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. lnG → lnL ĠliĢki yok. lnD → lnL. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. 423 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi lnD lnX Paper Type: Research Paper lnX lnG lnL lnK lnX lnG lnL lnK lnD 1.851596 5.515382 5.033340 6.208473 1.533376 0.496421 7.256129 0.677511 11.28014 0.6038 0.1377 0.1694 0.1019 0.6746 0.9197 0.0642 0.8785 0.0103 ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. ĠliĢki yok. lnD → lnX Not: % 5 anlam düzeyinde; olasılık (Prob) değeri 0.05‟ten küçükse (büyükse), H0 hipotezi ret edilerek (kabul edilerek) ilgili değiĢkenler arasında nedensellik iliĢkisi olduğu (olmadığı) sonucuna ulaĢılmıĢtır. Tablo 12‟de görüldüğü üzere; %5 anlam düzeyinde dıĢ borç (lnD) ve büyüme (lnG) arasında anlamlı bir nedensellik iliĢkisinin olmadığı, ancak büyümeden (lnG) iĢ gücüne (lnL) doğru tek yönlü bir nedensellik iliĢkisinin olduğu görülmektedir. Ayrıca dıĢ borç stokundan (lnD) iĢ gücüne (lnL) ve ihracata (lnX) doğru tek yönlü bir nedensellik durumu söz konusudur. 5. SONUÇ Cumhuriyetin kuruluĢundan 1980‟li yıllara kadar Türkiye çok ciddi ekonomik sıkıntılarla karĢılaĢmıĢtır. 1980‟li yıllardan itibaren Türkiye rekabet gücünü arttıracak politikalara uyum sağlama çabası içine girmiĢ, bununla birlikte yüksek ihracat rakamlarına da ulaĢmıĢtır. Ayrıca bu süreç içinde Türkiye sık sık krizlerle karĢılaĢmıĢ ve bu durumu aĢmak amacıyla farklı dönemlerde farklı önlemleri kapsayan istikrar politikaları uygulamasına rağmen yeterli olmamıĢtır. 1998–2000 arasındaki dönemde dıĢ borç stokunda artıĢ görülmüĢtür. Bu dönemde dünyada yaĢanan ekonomik kriz ihracat imkânlarının azalmasına neden olmuĢ, dolayısıyla da ekonomide büyümenin gerçekleĢmesi için dıĢ borçlanmaya baĢvurulmuĢtur. 2000–2001 kriz döneminde de yine dıĢ borç servisi artıĢını devam ettirmiĢtir. Bu çalıĢmada, 1985‟den günümüze kadar gelen dönemde Türkiye‟de dıĢ borç büyüme iliĢkisi ele alınarak, büyüme üzerinde etkili olan değiĢkenler ve etki derecelerinin belirlenmesi amaçlanmıĢtır. Bu amaca yönelik olarak, Türkiye ekonomisine ait 1990-2018 yılları arasındaki yıllık veriler kullanılarak En Küçük Kareler Yöntemi (EKKY) ile dıĢ borcun ekonomik büyüme üzerindeki etkisi incelenmiĢtir. ÇalıĢmanın ampirik bölümünde, doğrusal regresyon analizi yapılarak dönemler arası değiĢen ekonomik politikaların, dıĢ borç büyüme değiĢkenleri arasındaki iliĢkinin yönünde bir değiĢim meydana getirip getirmediği test edilmiĢtir. Yapılan Regresyon analizi sonucunda büyüme ile toplam dıĢ borç stoku arasında istatistiksel olarak anlamsız fakat iktisadi olarak pozitif yönlü bir iliĢki vardır. ĠĢgücü, sermaye stoku ve ihracat ile büyüme arasında ise istatistiksel olarak anlamlı ve pozitif yönlü bir iliĢkinin olduğu anlaĢılmıĢtır. DıĢ borçlar büyümeyi doğrudan etkileyebildiği gibi emek ve sermayeyi de dolaylı olarak etkileyebilmektedir. Bu amaçla çalıĢmanın ampirik kısmında kurulan büyüme modeli değiĢkenler arasında uzun dönemli bir iliĢkinin olup olmadığını tespit etmek amacıyla esbütünlesme analizine tabi tutulmuĢtur. Son olarak ekonomik büyüme ve dıĢ borç değiĢkenleri arasındaki iliĢkinin etkileĢim yönünü tespit edebilmek için Toda-Yamamoto Granger nedensellik testi uygulanmıĢtır. Elde edilen sonuçlara göre, dıĢ borç ile büyüme arasında herhangi bir nedenselliğin olmadığı büyüme ve dıĢ bor stokundan iĢ gücüne doğru tek yönlü bir nedensellik iliĢkisinin olduğu, ayrıca dıĢ borç stokundan da ihracata doğru da tek yönlü bir nedensellik durumunun olduğu görülmüĢtür. ÇalıĢmanın ortaya koyduğu politika önerileri Ģu Ģekilde sıralanabilir. Öncelikle dıĢ borç ile büyüme arasında anlamlı bir nedensellik iliĢkisinin olmaması, Türkiye için geçici bir süre dıĢ borç alınarak büyüme hızının artırılmasına yönelik politikaların etkin olmayacağını vurgulamaktadır. Ayrıca dıĢ borç stokundan iĢgücüne ve ihracata doğru tek yönlü bir nedensellik iliĢkisinin varlığı ise, dıĢ tasarruflarla elde edilecek yenilik ve iĢgücü verimlilik artıĢlarının, rekabet gücü ve ihracat artıĢı ile sonuçlanmasının mümkün olduğunu göstermektedir. 424 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper KAYNAKÇA AKDOĞAN, A. (1993). Kamu Maliyesi, Gazi Büro Kitabevi, Ankara. ALTINÖZ, U. (2018). “Türkiye Ekonomisinde Büyüme Performansı.”, Birlik Vakfı, Ġstanbul. AFXENTIOU, P.C. (1993). “GNP growth and foreign indebtedness in middle-income developing countries.”, International Economic Journal, 7(3), 81-92. AJAYĠ, L. B., & OKE, M. O. (2012). “Effect of external debt on economic growth and development of Nigeria”, International Journal of Business and Social Science, 3(12), 297-304. AYSU, Y. (2011). “1980 sonrası Türkiye'nin dıĢ borç sorunu ve ekonomik büyüme üzerindeki etkisi.”, Master Tezi, Adnan Menderes Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü. BĠLGĠNOĞLU, M ve AYSU, A. (2008). “DıĢ Borçların Ekonomik Büyüme Üzerindeki Etkisi: Türkiye Örneği.”, Erciyes Üniversitesi Ġktisadi ve Ġdari Bilimler Fakültesi Dergisi, (31), 1-23. ÇELĠK, S., & BAġKONUġ D. T. (2013). “Türkiye'de 2001 Krizi Öncesi Ve Sonrası Dönemler Ġçin DıĢ Borç Ekonomik Büyüme ĠliĢkisi (1991-2010)”, Electronic Turkish Studies, 8(3). ÇOLAK, Ö. F. (2007). Ġktisada GiriĢ, Gazi Kitapevi, Ankara, Eylül. ÇÖĞÜRCÜ, Ġ. ve ÇOBAN, O. (2011). “DıĢ Borç Ekonomik Büyüme ĠliĢkisi: Türkiye Örneği (19802009)”, Karamanoğlu Mehmetbey Üniversitesi Sosyal ve Ekonomik AraĢtırmalar Dergisi, 133-149. CHOWDHURY, A. (2001). “External debt and growth in developing countries: a sensitivity and causal analysis”, WIDER-Discussion Papers. CLEMENTS, B., Bhattacharya, R. and Nguyen, T. Q. (2003). “External Debt, Public Investment and Growth in Low- Income Countries”, IMF Working Paper, No. WP/03/249, ss. 1–25. CUNNINGHAM, R. T. (1993). “The effects of debt burden on economic growth in heavily indebted developing nations”, Journal of economic development, 18(1), 115-126. DICKEY, DAVID A. AND A. FULLER WAYNE (1981). “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root”, Econometrica 49 (4): 1057- 1072. DOLADO, J. & LUTKEPOHL, H. S. (1996). “Making wald tests for cointegrated var systems, Econometric Reviews”, 15(4), 369-386. EKER, A. ve MERĠÇ, M. (2000). “Devlet borçları(kamu kredisi).”, Anadolu Matbaacılık, Ġzmir. ERKAN, Ç., TUTAR, E., TUTAR, F. ve EREN, M.V. (2012). “Türkiye'nin DıĢ Borçlarının Analizi (1980-2012).”, içinde International Conference on Eurasian Economies, (312-318). GRANGER, C. W ve NEWBOLD, P. (1974). “Spurious regressions in econometrics, Journal of Econometrics.”, 2(2), 111-120. ENGLE, R. F., & GRANGER, C. W. (1987). “Co-integration and error correction: representation, estimation, and testing”, Econometrica: journal of the Econometric Society, 251-276. JALLES, J. T. (2011). “The impact of democracy and corruption on the debt-growth relationship in developing countries”, Journal of Economic Development, 36(4), 41. JUSELIUS, K. (1999). “Models and Relations in Economics and Econometrics.”, Journal of Economic Methodology, Cil 6, ss. 259-290. 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, 169-210. KARA, M. (2001). “Türkiye'nin Ekonomik Büyüme Sürecinde DıĢ Borç Çıkmazı.”, Süleyman Demirel Üniversitesi Ġktisadi ve Ġdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 6(1). KARAGÖL, E. (2005). “Türkiye‟nin DıĢ Borçları Özel Yatırımları Uzun Dönemde Olumsuz Yönde Etkiliyor Mu?”, Ġktisat ĠĢletme ve Finans, 20(228), 125-130. 425 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper KARAGÖL, E. (2012). “The causality analysis of external debt service and GNP: The case of Turkey”, Central Bank Review, 2(1), 39-64. KAZGAN, G. (1998). Ekonomide DıĢa Açık Büyüme, Altın Kitaplar Yayınevi, Ġstanbul. KOCAOĞLU, F. (2005). “1990 Sonrası Türkiye‟de DıĢ Borç Sorunu, DıĢ Borçların Sürdürebilirliği ve DıĢ Borç Yönetimi.”, EskiĢehir Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü, Yüksek Lisans Tezi. KWIATKOWSKI, D., PHILLIPS, P. C., SCHMIDT, P., & SHIN, Y. (1992). “Testing the null hypothesis of stationarity against the alternative of a unit root: How sure are we that economic time series have a unit root?”, Journal of econometrics, 54(1-3), 159-178. NISSANKE, M. ve FERRARINI, B. (2004). “Debt dynamics and contingency financing: theoretical reappraisal of the HIPC Initiative.”, In Debt relief for poor countries (pp. 24-58). Palgrave Macmillan, London. OGUNMUYIWA, M. S. (2011). “Does external debt promote economic growth in Nigeria”, Current Research Journal of Economic Theory, 3(1), 29-35. ONUR, C. (2010). “Türkiye'de dıĢ borçların ekonomik büyümeye etkilerinin analizi.”, Doktora Tezi, DEÜ, Sosyal Bilimleri Enstitüsü. PATTILLO, C., POIRSON, H. ve RICCI, L. (2002). “External Debt and Growth'Finance and Development.”, A Quarterly Magazine of the IMF, 39(2). PHILLIPS, P. C., & PERRON, P. (1988). “Testing for a unit root in time series regression”. Biometrika, 75(2), 335-346. PINAR, A.(2006). Maliye politika Teori ve Uygulama, Naturel Yayınları, Ankara, Ekim. RAMBALDI, A. N., & DORAN, H. E. (1996). “Testing for granger non-casuality in cointegrated systems made easy”, Department of Econometrics, University of New England. ROCKERBIE, D. W. (1994). “Did the debt crisis cause the investment crisis? Further evidence.”, Applied Economics, 26(7), 731-738. PRESBITERO, A. F. (2012). “Total public debt and growth in developing countries”, The European Journal of Development Research, 24(4), 606-626. SAFDARI, M., & MEHRIZI, M. A. (2011). “External debt and economic growth in Iran”, Journal of Economics and International Finance, 3(5), 322-327. SAKAL, M. (2003). “Türkiye'de mali disiplin sorunu: kamu sürdürülebilirliği:(1988-2000 dönem analizi).”, Gazi Kitabevi. açıkları ve borçlanmanın SEVÜKTEKĠN, M ve NARGELEÇEKENLER, M. (2010). “Ekonometrik Zaman Serileri Analizi.”, Nobel Yayın Dağıtım, Ankara. SEZGĠN, S. (1997). “Country Survey X: Defense Spending in Turkey”, Defense and Peace Economics, 8, 381-409. ġEKER, M. (2006). “DıĢ Borçlanmaya Teorik Bir BakıĢ ve DıĢ Borçların Ekonomik Etkileri.”, Sosyoekonomi, 3(3). ġĠMġEK, M. ve KADILAR, C. (2010). “Türkiye‟de beĢeri sermaye, ihracat ve ekonomik büyüme arasındaki iliĢkinin nedensellik analizi.”, CÜ Ġktisadi ve Ġdari Bilimler Dergisi, 11(1), 115140. TANRIKULU, K.(1983). Türkiye‟de Ekonomik Büyüme ve DıĢ Borç ĠliĢkisinin Değerlendirilmesi. Ġktisadi Planlama BaĢkanlığı Uzun Vadeli Planlar Dairesi Uzmanlık Tezi, Ankara. TARI, R ve YILDIRIM, D. Ç.(2009). “Döviz Kuru Belirsizliğinin Ġhracata Etkisi: Türkiye Ġçin Bir Uygulama.”, Celal Bayar Üniversitesi, Ġktisadi ve Ġdari Bilimler Fakültesi Yönetim ve Ekonomi, Cilt 16, Sayı 2, ss. 95-105. 426 Akademik AraĢtırmalar ve ÇalıĢmalar Dergisi Yıl: 2019, 11(21): 411-427 Journal of Academic Researches and Studies Year: 2019, 11(21): 411-427 Makale Türü: AraĢtırma Makalesi Paper Type: Research Paper TODA, H. Y., & YAMAMOTO, T. (1995). “Statistical inference in vector autoregressions with possibly integrated processes”, Journal of econometrics, 66(1-2), 225-250. ULUSOY, A. ve KÜÇÜKKALE, Y. (1996). “Türkiye‟de DıĢ Borçların Ġktisadi Büyüme ve Enflasyon Üzerine Etkisi.”, Ekonomik YaklaĢım Dergisi, 7(21), 13-25. UYSAL D. vd. (2009). “DıĢ Borçlanma ve Ekonomik Büyüme ĠliĢkisi: Türkiye Örneği (1965–2007)”, Atatürk Üniversitesi Ġktisadi ve Ġdari Bilimler Dergisi, Cilt: 23, Sayı: 4. ÜNSAL, H. (2004). “Kamu Finansman Aracı Olarak DıĢ Borçlanma ve 1994 Sonrası Türkiye Uygulaması.”, Ġktisat ĠĢletme ve Finans, 19(219), 93-106. WARNER, A. M. (1992). “Did the debt crisis cause the investment crisis?.” The Quarterly Journal of Economics, 107(4), 1161-1186. YÜCESAN, M. (2011). Türkiye‟nin DıĢ Borçlarının Analizi ve Ekonomik Büyüme Üzerine Etkisi. Celal Bayar Üniversitesi Sosyal Bilimler Üniversitesi, YayımlanmamıĢ Yüksek Lisans Tezi, Manisa. DÜNYA BANKASI, 14.06.2019. Data Bank, https://databank.worldbank.org/home.aspx, EriĢim tarihi: HAZINE VE MALIYE BAKANLIĞI, https://www.hmb.gov.tr/kamu-finansmani-istatistikleri, EriĢim Tarihi:18.06.2019 (IMF), https://www.imf.org/en/publications/weo, EriĢim tarihi: 14.06.2019 TÜĠK Data, http://tuik.gov.tr/PreTablo.do?alt_id=1014, EriĢim tarihi: 14.06.2019. 427