Finansal Serbestleşme Sürecinin Türkiye Ekonomisine Etkilerinin Analizi

3.1. Literatür Taraması

Finansal serbestleşme Türkiye ekonomisi üzerin-de özellikle makroekonomik üzerin-değişkenler bazında etkili olmaktadır. 1980 yılından itibaren Türkiye gibi gelişmekte olan ülkeleri hedef alan çalışmalar yapılmaktadır. Yapılan bu çalışmalar ampirik ana-lizlerle desteklenmekte ve ortaya atılan görüşler söz konusu değişkenlerle kanıtlanmaktadır. 1980 yılının getirdiği politika değişiklikleri, yerli ve ya-bancı makalelerin yazılması ile birlikte

gelişmek-te olan ülkelerin gelişmek-temel ilgi alanlarından birini de 57 finansal serbestleşme konusu yapmaktadır. Yapı-lan teori çalışmaları veya ampirik analizler, finan-sal serbestleşmeyle birlikte söz konusu ülkenin bu durumdan nasıl etkilendiğini ve ekonomi göster-geleri açısından ülkeye avantaj veya dezavantajla-rının neler olduğunu göstermeye yönelik olmakta-dır. Finansal serbestleşme konusu, iktisadi görüş-lere göre farklı yorumlanmaktadır. Bu yüzden gö-rüşler arasındaki fark birçok çalışma ile ispatlan-maya çalışılmıştır. Literatürde finansal serbestleş-menin etkilerinin incelendiği çalışmalar ve ulaşı-lan sonuçlar şu şekilde özetlenebilir.

Kar ve Pentecost (2000), yaptıkları çalışmada 1963-1995 döneminde M2Y/GSMH, Özel Sek-tör Kredileri/ GSMH, Banka Mevduat Yükümlü-lükler/GSMH, Özel Sektör Krediler/GSMH, Özel Sektör Kredileri/Toplam Yerel Krediler, Toplam Yerel Krediler/GSMH ile Kişi Başına Milli Gelir-deki Değişim değişkenlerini kullanmışlardır. Ça-lışma sonucunda finansal gelişme ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin yönü seçilmiş olan fi-nansal gelişme göstergesine bağlı olarak değişe-bilmektedir. Ancak ekonomik büyüme finansal ge-lişmişliğin daha güçlü nedeni olmaktadır.

Ünalmış 2002 yılında yapmış olduğu çalışmada 1970-2001 arasında geçen dönemde M2Y, Banka Mevduat Yükümlülükler, Toplam Yerel Kredilerin GSMH ya oranı ve Özel Sektör Kredileri/ Toplam Yerel Krediler ile Kişi Başına Milli Gelirdeki De-ğişimi analize dahil etmiştir. Yapılan çalışmada fi-nansal gelişmeden ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik olduğu gözlemlenmiştir.

Onur 2005 yılında yaptığı çalışmasında 1980-2002 döneminde M2, İthalat+İhracat, Sermaye akımla-rı Toplamı ve Kamu Harcamalaakımla-rı ile GSMH değiş-kenlerini analize almış ve yapılan analizde Gran-ger nedensellik sonucuna göre GSMH 1 ve 2 yıl gecikmeli olarak finansal kalkınmanın nedeni ol-duğunu saptanmıştır.

Aslan ve Küçükaksoy 2006 yılında yaptıkları ça-lışmada, 1970-2004 arasındaki dönemde Özel Sektör Kredi Hacmi Büyüklüğü ve Reel GSYİH değişkenlerini alarak bir analiz yapmışlar ve ana-liz sonucunda finansal gelişmenin ekonomik bü-yümenin nedeni olduğu sonucuna ulaşmışlardır.

Gürbüz 2006 yılında yaptığı çalışmada 1990-2005 döneminde çeyrek dönem verileriyle analiz yap-mıştır. Çalışmada Net Kısa Vadeli Sermaye Girişi, Özel Kesim Tüketim Talebi, Özel Kesim Yatırım Talebi, Reel Gayri Safi Yurtiçi Hasıla, Bankala-rarası Gecelik Reel Faiz Oranı, Reel Döviz Kuru, Enflasyon Oranı, Net İhracat kalemleri değişken olarak belirlenmiştir. Yapılan analizde 3 ayrı VAR modeli tahmin edilmiştir. Kısa vadeli sermaye gi-rişlerinin ekonomide tüketim ve yatırım kararları-nı olumlu çıkışların ise olumsuz etkilediği yönün-dedir. Ani sermaye çıkışlarının tüketim ve yatırım ortamını olumsuz etkileyerek GSYİH da daralma-ya yol açtığı görülmüştür.

Tükel 2007 yılında yaptığı çalışmada 1992-2006 dönemindeki çeyrek verileri kullanmıştır. Ça-lışmada dış ticaret verileri, finansal açıklık ve GSMH değişkenleri analize dahil edilmiştir. Yapı-lan analizde büyüme oranı ile finansal açıklık ara-sında negatif, ticari açıklıkla pozitif yönlü ve çok kuvvetli bir ilişki bulunmuştur. Türkiye’de finan-sal açıklık büyümeyi olumsuz yönde etkilerken, ti-cari açıklık olumlu yönde etkilemektedir.

Ege vd., 2008 yılında yaptıkları çalışmada 1987-2007 dönemini ele almışlardır. Yapılan analizde ekonomik büyümenin finansal gelişmişliğin nede-ni olduğu ARDL yöntemi ile kanıtlanmıştır.

Umutlu vd., 2009 yılında yaptıkları çalışmada fi-nansal serbestleşme ile toplam oynaklık arasında ters yönlü bir ilişkinin olduğu sonucuna ulaşmış-lardır.

Koyuncu vd., 2010 yılında yaptıkları çalışmada 1990-2010 dönemi çeyrek dönemi verilerini çalış-mada kullanmışlardır. Yapılan analizde değişken-lerin istikrarlı olduğu ve doğrudan yabancı yatı-rımların büyümeyi pozitif yönde etkilediğini ka-nıtlamıştır.

Özşahin 2011 yılında yaptığı çalışmada 1989-2010 dönemi çeyrek verilerini kullanmıştır. Yapı-lan analizde kulYapı-lanıYapı-lan üç farklı finansal liberali-zasyon göstergesinin de ekonomik büyüme oran-ları üzerinde olumlu sonuçoran-ları yol açtığı görül-müştür.

Berkman 2011 yılında yaptığı çalışmada 1987-2011 dönemi aylık verilerini kullanmıştır. Yapılan

58 analizde finansal serbestleşmeden ekonomik bü-yümeye doğru tek yönlü bir nedenselliğin varlığı-nı ortaya koymuştur.

Söylemez ve Yılmaz 2012 yıllarında yaptıkları ça-lışmada 1992-2012 dönemi verilerini kullanmış-lardır. Yapılan analizde sermaye akımlarından bü-yümeye doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi-nin olduğu gözlemlenmiştir. Sermaye girişlerin-deki şoklardan fazlaca bir geçişkenlik olması ne-deniyle Türkiye’de sürdürülebilir yüksek büyüme ve kişi başına gelir hedeflerine ulaşabilmesi açı-sından yurt dışı sermaye akımlarına bağımlılığın azaltılması gerektiğine ulaşılmıştır.

Doğan 2014 yılında yaptığı çalışmada 1984-2010 dönemi verilerini kullanmıştır. Yapılan analizde iki ayrı uygulamada da doğrudan yabancı yatırım-ların ülkenin ekonomik büyüme hızına olumlu bir yansımasının olmadığı görülmektedir.

3.2. Veri Seti ve Araştırma Yöntemi

Finansal serbestleşmenin Türkiye’nin ekonomisi üzerindeki etkilerini, özellikle büyüme oranı üze-rindeki etkisini belirleyebilmek için ekonometrik bir model oluşturulmuştur. Çalışmada TCMB’nin elektronik veri dağıtma sisteminden (EVDS) alı-nan veriler kullanılmıştır. Çeyrek verilerle yapı-lan analizde, serbestleşmenin etkilerinin daha net olarak ortaya çıktığı, 1992Q1-2014Q4 dönemleri arasındaki veriler kullanılarak çalışma yapılmıştır.

Modelde bağımlı değişken olarak Türkiye’nin bü-yüme oranı, bağımsız değişken olarak ise sermaye girişi değişkeni kullanılmıştır. Sermaye girişi veri-si oluşturulurken, finansal serbestleşmeden sonra ülkeye gelen Doğrudan Yabancı Yatırım ve Port-föy Yatırımları toplamı alınmıştır. Büyüme oranını bulmak için kullanılan sabit fiyatlarla GSYİH ve-rileri kullanılmıştır. Sermaye girişi verisi, milyon dolar cinsinden cari fiyatlarla GSYİH’ya bölüne-rek sermaye girişinin GSYİH içindeki payı bulun-muştur. Analize başlarken serilerde mevsimsel kiler bulunmadığı için, herhangi bir mevsimsel et-kiden arındırılma işlemi uygulanmamıştır. Çalış-mada yürütülen ekonometrik yöntem zaman seri-si analizine dayanmaktadır. Zaman seriseri-si analiz-lerinde en önemli koşullardan birisi serilerin

du-rağan olmasıdır. Çünkü dudu-rağan olmayan zaman serileri ile oluşturulan modeller iktisadi anlamda gerçekçi ve sağlıklı sonuçlar vermemektedir. Ana-lizde g=growth (Büyüme) (%), sg=sermaye girişi/

GSYİH (%) olarak kısaltılmıştır.

3.3. Birim Kök Testleri

Durağanlığın sınanması için uygulanabilecek yön-temler; serinin zaman yolu grafiğini çizip incele-mek veya birim kök testlerini yapmaktır. Durağan bir zaman serisinin sabit bir uzun dönem ortala-ması ve zaman içinde değişim göstermeyen sonlu bir varyansı bulunmaktadır. Durağan olmayan bir serinin ise uzun dönem ortalaması olmadığı gibi varyansı da zamana dayanır. Bu durumda en kü-çük kareler yöntemi, t-testi ve f-testi gibi yöntem-lerin uygulanması anlamsız hale gelir (Cicioğlu, 2009:187).

Analizde iki farklı birim kök testi uygulanarak, se-rilerde birim kökün olup olmadığı araştırılmıştır.

3.3.1. Augmented Dickey Fuller Testi (ADF) Çalışmada kullanılan büyüme oranı ve sermaye gi-rişi veri setlerinin E-wievs programında durağanlı-ğı sınanmıştır. Serilerde mevsimsel etki görülme-diğinden mevsimsel etkilerden arındırılma işlemi gerçekleştirilmemiştir. Büyüme oranı ve sermaye girişinin düzey değerlerinde durağan olmadıkları tespit edilmiştir. Bu yüzden birinci dereceden fark-ları alınarak, birinci dereceden entegre olmuş se-riler oluşturulmuştur. 1992Q1 den 2014Q4 e ka-dar olan dönemdeki veriler kullanılmıştır. Seriler-de negatif Seriler-değerler bulunduğu için serilerin loga-ritması alınmamıştır. Durağanlığın sınanmasında en kolay yöntem serilerin, E-views’de grafikleri-nin çizilmesidir. Çizilen grafikler artan veya aza-lan bir trende sahip ise, serilerin durağan olmadık-ları sonucuna ulaşılır. Serilerin grafiklerinde trend yoksa ve grafiğe hayali yatay bir çizgi çekildiğin-de, eğer bütün dalgaları kesiyorsa, söz konusu se-rilerin durağan olduğunu söylenebilir.

Analizde kullanılan verilerin zaman serisi grafik-leri aşağıdaki gibidir;

Grafik 1. Büyüme Oranı Grafiği 59

Grafik 2. Sermaye Girişi Grafiği

Bağımlı değişken olan büyüme oranının birinci dereceden farkı alınarak elde edilen bu grafikte, değerlerin belli bir doğru etrafında dalgalandıkla-rı görülmektedir. Böylece birinci dereceden enteg-re olan büyüme oranı değişkeninin durağan oldu-ğu ortaya çıkmaktadır.

Bağımsız değişken olan sermaye girişinin birinci dereceden farkı alınarak oluşturulmuş 2 numaralı grafik, sermaye girişi değişkeninin durağan oldu-ğunu göstermektedir.

Veri setlerine uygulanan ADF birim kök testi so-nuçları aşağıdaki Tablo 1’de gösterilmiştir.

Tablo1’de verilen g: Büyüme oranı, ∆g: Büyüme oranının birinci dereceden farkı, SG: Sermaye gi-rişi, ∆SG: Sermaye girişinin birinci dereceden far-kını göstermektedir. Köşeli parantez içindeki de-ğerler Akaike Bilgi Ölçütü kullanılarak belirlen-miş gecikme sayısını ifade etmektedir. 1992Q1-2014Q4 çeyrek verilerle çalışıldığı için analizi ya-parken maximum gecikme uzunluğu (maxlag) 5 olarak alınmıştır. Tablodan da görüldüğü gibi iki değişkenin de düzey değerlerindeki ADF test is-tatistik değerleri %1 ve %5 kritik değerlerinden

mutlak değer olarak küçük çıkmıştır. Bu yüzden serilerin düzey değerlerinde birim kökün varlığı tespit edilmiştir. Yani serilerin düzey değerlerin-de durağan olmadığı görülmektedir. Birinci değerlerin- dere-ceden farkları alınan iki serinin ADF test istatistik değerinin mutlak değerce %1 ve %5 kritik değer-lerinden büyük olduğu ve serinin durağan hale gel-diği görülmektedir.

3.3.2. Philips Peron Testi (Pp)

Dickey-Fuller Testi hata terimlerinin istatistiki olarak bağımsız olduklarını ve sabit varyansa sa-hip olduklarını varsaymaktadır. Bu yöntem kulla-nılırken hata terimleri arasında korelasyon olma-dığına ve sabit varyansa sahip olduklarına emin olmak gerekmektedir. Phillips ve Perron (1988) Dickey-Fuller’ın hata terimleri ile ilgili olan bu varsayımını genişletmişlerdir.

Analizde kullanılan büyüme oranı ve sermaye gi-rişi değişkenlerine bir diğer birim kök testi olan PP testi uygulanmıştır. Her iki serinin de düzey değer-lerine ve birinci farklarına ilişkin sonuçlar rapor edilmiştir.

60 Büyüme ve sermaye girişi değişkenlerine uygula-nan PP testinin sonuçları aşağıdaki Tablo 2’de gös-terilmiştir;

PP testinin sonuçlarına bakıldığında büyüme oranı (G) ve sermaye girişi (SG) serilerinin düzey değer-lerinde durağan olmadıkları görülmektedir. PP test istatistik değerleri, düzeyde her iki serideki kritik değerlerden küçük çıkmıştır. G ve SG serileri dü-zey değerlerinde durağan olmadıkları için serilerin birinci dereceden farkları alınmıştır. Birinci dere-ceden entegre olan serilerde çıkan PP test istatistik değerleri, baz alınan kritik değerlerden büyük çı-karak durağanlaşmıştır. Köşeli parantez içinde ya-zılı olan değerler, PP testi için Newey-West ölçü-sü kullanılarak tespit edilmiş bant genişliğini gös-termektedir. Aynı zamanda ∆ sembolü serilerin bi-rinci dereceden farklarının alındığını ifade etmek-tedir. Ayrıca hem düzeyde hem de farkı alınmış se-rilerde hangi test biçiminin kullanılacağına serile-rin grafikleserile-rine bakılarak karar verilmiştir. Böyle-ce iki serinin de düzey değerlerinde sabit terim-li ve trendterim-li regresyon denklemi, birinci farkların-da ise sabit terimli ve trendin olmadığı regresyon denklemleri kullanılmıştır. Tablodan çıkarılacak genel sonuç, her iki serinin de ADF testinde ol-duğu gibi düzey değerlerinde durağan olamadıkla-rı fakat birinci dereceden farklaolamadıkla-rı alındığında seri-lerin durağan oldukları, yani birim köke sahip ol-madıklarıdır.

3.4. Nedensellik Analizi

Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin yö-nünü belirleyebilmek için Granger (1969) neden-sellik testi uygulanmıştır. Granger nedenneden-sellik tes-ti yapılabilmesi için aşağıdaki denklemlerden ya-rarlanılmaktadır.

Denklem (1):

Denklem (2):

Denklem (1) X’in bugünkü değeri üzerinde, X’in geçmiş değerlerinin yanında Y’nin geçmiş değer-lerinin de anlamlı bir etkisinin olup olmadığını araştırmaktadır. Eğer anlamlı bir etki söz konusu ise Y X’in bir Granger nedenselidir sonucuna ula-şılmaktadır. Yani Y’den X’e doğru bir nedensellik ilişkisi vardır.

Denklem (1) de β_i’lerin grup halinde sıfıra eşit

olup olmadığına bakılır. βi ler sıfırdan anlamlı dü-zeyde farklı ise Y→X bir nedensellik vardır. δ_i’ler sıfırdan anlamlı düzeyde farklı ise X→Y bir ne-densellik vardır. Eğer her ikisi de varsa; bu değiş-kenler arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi var-dır. Eğer ikisi de yoksa; bu değişkenler arasında bir nedensellik ilişkisi yoktur.

Gecikme uzunluğunu belirlemek için durağanlığı daha önce belirlenmiş olan g ve SG değişkenle-ri ile yapılan analizde gecikme uzunluğu dört (4) olarak alınmıştır. Sonuçlar Tablo 3’ de gösterilmiş-tir.

Tablo 3’den de görüldüğü gibi büyümeden serma-ye girişine olan nedensellik araştırmasında olası-lık değeri 0.05 den büyük çıkmıştır. Sermaye giri-şinden ekonomik büyümeye doğru olan nedensel-lik araştırmasında ise olasılık değeri, 0.05 den kü-çük çıkmıştır. Böylece sermaye girişinden ekono-mik büyümeye doğru bir nedensellik ilişkisinin ol-duğu görülmektedir.

3.5. Eşbütünleşme Analizi

Model aşağıdaki gibi tahmin edilmiştir.

Gt=α0+α1SGt+ut G_t=3.06+0.45SG_t+u_t (0.20) (0.76) [2.28] [4.02]

Parantez içerisindeki değerler değişkenlerin stan-dart hatasını, köşeli parantez içerisindeki değerler ise ait oldukları değişkenlerin t- istatistik değerle-rini göstermektedir. Denklemden görüldüğü gibi serilerin ham haliyle yapılan regresyon analizinde, sermaye girişindeki bir birimlik bir artış, ekono-mik büyümeyi %0.45 oranında arttırmaktadır. Mo-del için Engle-Granger eşbütünleşme testi sonuç-ları Tablo 4’de verilmiştir.

Tablo 4’de yer alan olasılık değeri 0.01 den küçük olduğu için seriler arasında %1 anlamlılık düze-yine göre eşbütünleşme vardır. Olasılık değerinin 0.05 den küçük çıkması seriler arasında eşbütün-leşmenin olduğunu desteklemektedir.

3.5.1. Uzun Dönem Analizi 61

Uzun dönem analizi serilerin düzey değerleri ile yapılmaktadır. Model DOLS (Dynamic Ordinary Least Square-Dinamik En Küçük Kareler) ile tah-min edilmiş ve elde edilen sonuçlar Tablo 5’de gösterilmiştir. Ayrıca Türkiye ekonomisinde ya-şanan krizler kukla değişken olarak modele dâhil edilmiştir.

Tahmin edilen model şöyledir;

G_t = 4.55 + 0.95SG_t - 1.52K₁₉₉₄ - 0.80K₂₀₀₁ - 2.82K₂₀₀₈ + ut

K₁₉₉₄ kuklası 1994 yılı 1, diğer yıllar 0 değeri ve-rilerek oluşturulmuştur. Benzer şekilde 2001 ve 2008 yıllarında da ilgili yıl değerleri 1, diğer yıl-lar 0 değeri verilerek oluşturulmuştur. Modelde görüldüğü gibi kullanılan kriz kukla değişkenle-ri regresyon denkleminde sahip olduğu katsayıları ile kriz dönemlerinde büyümenin negatif etkilen-diği gözlemlenmiştir. Analiz sonuçlarına göre ser-maye girişlerindeki %1’lik bir artış, ekonomik bü-yümeyi %0.95 oranında arttırmaktadır. Bu değer istatistiksel olarak anlamlıdır. Ayrıca beklentilere uygun olarak yaşanan ekonomik krizler ekonomik büyümeyi olumsuz yönde etkilemiştir.

3.5.2. Kısa Dönem Analizi

Kısa dönem analiz, farkı alınarak durağanlaştırıl-mış seriler ve uzun dönem analizinden (kukla de-ğişkenlerin de kullanıldığı) elde edilen hata terimi serisinin bir dönem gecikmelisinin

(ECT_t-1) kullanılmasıyla gerçekleştirilmiştir.

Tahmin edilen model aşağıdaki gibidir;

∆G_t=-0.04 + 0.18∆SG_t - 0.29ECT_t-1 + ut Modelin sonuçları Tablo 6’ da gösterilmiştir.

Tablo 6’daki sonuçlara göre modelin hata düzelt-me düzelt-mekanizması çalışmaktadır. Uzun dönemde birlikte hareket eden seriler arasında, kısa dönem-de meydan gelen sapmalar ortadan kalkmakta ve seriler tekrar uzun dönem denge değerine yakınsa-maktadır. Bu durum yapılan uzun dönem analizi-nin güvenilir olduğuna bir kanıt oluşturmaktadır.