Metodoloji ve Uygulama

Literatürde bütçe açığı ve cari işlemler açığı arasındaki ilişkiye odaklanan iki temel teorik yaklaşım bulunmaktadır. Bu yaklaşımlardan ilki, geleneksel Keynesyen yaklaşımdır. Geleneksel Keynesyen yaklaşıma göre bütçe açığı ile cari işlemler açığı arasında pozitif yönlü bir ilişki bulunmaktadır. İkinci yaklaşım ise bütçe açığı ve cari işlemler açığı arasında herhangi bir ilişkinin olmadığını savunan Ricardocu denklik hipotezidir (Mangır, 2012:2).

78

Türkiye‟de bu konuda yapılan çalışmalardan bazıları Ricardocu Denklik Hipotezini desteklerken bazıları Keynesyen yaklaşımla tutarlı sonuçlar elde etmişlerdir.

Bilgili ve Bilgili (1998), Türkiye, Singapur ve ABD için 1975–93 dönemini kapsayan çalışmalarında her üç ülke için Ricardocu Denklik Hipotezini destekleyen sonuçlara ulaşmışlardır.

Ricardocu Denklik hipotezini destekleyen diğer görüşler;

Evans, P.(1988) çalışması, 1985-1987 dönemine ait verileri kullanarak bütçe açıkları ile cari işlemler açıkları arasında herhangi bir ilişkinin var olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. Enders ve Lee (1990), 1947-1987 dönemi üçer aylık verileri kullanarak kamu harcamalarının cari işlemler üzerine etkilerini ortaya koymakla birlikte, değişkenler arasında doğrudan bir ilişkiyi ortaya koyamamaktadır. Dewalt ve Ulan (1990), 1954-1987 dönemine ait verileri kullanarak bütçe açığı ile cari işlemler açığı arasında anlamlı bir nedensellik ilişkisine ulaşamamıştır. Haug (1990), 1929-1985 dönemi yıllık verileri kullanarak değişkenler arasında bir nedensellik ilişkisi bulamamıştır. Kaufman ve Scharler (1999) çalışması, 1976-1998 dönemi üçer aylık verileri kullanarak bütçe açıklarının cari işlemler açıklarını etkilemediği sonucuna ulaşmışlardır. Bilgili, F. ve Bilgili, E. (1998), 1975-1993 dönemine ait verileri kullanarak bütçe açığı ile cari işlemler açığı arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi bulamamışlardır. Aksu ve Başar (2005) çalışması, 1989-2003 dönemi aylık verileri kullanarak bütçe açıkları dış ticaret açıklarını etkilerken dış ticaret açıkları bütçe açıkları üzerinde gecikmeli olarak etkili olduğu sonucuna ulaşmışlardır.

Geleneksel Keynesyen Yaklaşımı destekleyen görüşler;

Kuştepeli ve Wallece (1999)‟ın çalışmasında ise bütçe açıklarının cari açıklara yol açtığı sonucuna ulaşılmıştır. Zengin (2000) çalışması, 1987–1999 dönemi üçer aylık verileri kullanarak geleneksel Yaklaşımı desteklemektedir. Kutlar ve Şimşek (2001), 1984–2000 dönemine ait üçer aylık verileri kullanarak bütçe açıkları ve cari açıklar arasında nedensellik ilişkisinin varlığı doğrulanmıştır. Akbostancı ve Tunç‟un (2002) çalışmasında ise 1987–2001 dönemine ait veriler kullanılarak iki açık arasında bir nedensellik ilişkisi olduğunu doğrular bulgulara

79

rastlanmıştır. Ata ve Yücel (2003) 1975–2002 dönemine ait yıllık verileri kullanarak bütçe açıkları ile cari işlem açıkları arasında uzun dönemli bir ilişki bulmuşlardır. Utkulu (2003) 1950-2000 dönemi test sonuçlarına göre iki açığın arasındaki teorik bağın ampirik olarak da kanıtlanmaktadır. Günaydın (2004), ikiz açıklar hipotezini 1987- 2003 dönemini esas alarak Türkiye için test etmiştir ve bütçe açıkları ve cari açıklar arasında bir nedensellik ilişkisinin varlığını doğrular sonuçlara ulaşmıştır. Arıcan (2005) 1988-2003 yılları arasında yıllık verilerle yaptığı Regresyon- Lagrange yöntemi bulguları Ricardocu denklik hipotezini desteklemektedir. Aksu ve Başar (2005) ise 1989-2003 aralığını test etmiş ve elde ettiği sonuçlara göre, ikiz açıklar hipotezinin Türkiye için geçerli olmadığını belirtmişlerdir. Barışık ve Kesikoğlu (2006) 1987-2003 yıllarına ait çeyrek verilerle yaptıkları çalışmada VAR- iki yönlü nedensellik ilişkisi tespit etmişlerdir. Timur (2006), ikiz açık teorisini 1985–2003 dönemi için test etmiş ve geleneksel yaklaşımı destekler nitelikte sonuçlara ulaşmıştır. Ünsal (2006) 1980–2004 dönemi verilerini kullanarak elde ettikleri sonuçlara göre iki değişken arasında kısa ve uzun dönemde bir ilişkisi olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Yaldız (2006) 1994-2005 dönemini örnek alarak yaptığı analizde ikiz açıklar hipotezi geçerli olduğunu belirtmektedir. Şimşek vd. (2007) 1987-2006 yılları arası çeyrek dönem verileri ile yaptığı çalışma sonuçları (Ç) İkiz açık hipotezini desteklemiştir. Acaravcı ve Öztürk (2008) Türkiye için 1987- 2005 çeyrek verilerle yaptığı sınır testi-ARDL sonuçları uzun dönemde ikiz açık hipotezinin geçerli olduğunu belirtmektedir. Yine Çelik vd. (2008) ve Erdinç (2008) ikiz açık hipotezini destekleyen sonuçlara ulaşmıştır. Son olarak, Yapraklı (2010) 2001-2009 aylık verilerle Altıntaş ve Taban (2010) 1974-2007 dönemi yıllık verilerle yaptıkları çalışmalar İkiz açık hipotezini desteklemektedir.

80 3.1.1. Birim Kök Testi

Ekonometrik modeller, iktisat teorisi tarafından öngörülen denge ilişkileri üzerine kurulmuştur. Değişkenler arasında ekonometrik olarak anlamlı ilişkiler elde edilebilmesi için analizi yapılan serilerin durağan seriler olması gerekmektedir. İktisadi değişkenler, belirli dönemlerde maruz kaldıkları şoklarla ilişkilidirler. Bu şoklar değişkenler üzerindeki etkileri birkaç dönem içerisinde yok olan geçici şoklar olabileceği gibi etkileri uzunca bir süre devam eden kalıcı şoklar da olabilir. Kullanılan seriler bu şokların karakterlerine göre trend veya mevsimsel dalgalanma özellikleri gösterebilmektedirler. Trend ve mevsimsel dalgalanma gösteren seriler durağan değildirler (Yurdakul, 2000:2)

Zaman serilerinin durağan olması seriler arasında sahte regresyon sorunun ortaya çıkmasına neden olacaktır. Birçok ekonometrik analizde ele alınan iki serinin de güçlü genel eğilimler (trend) taşıması nedeniyle değişkenler arasında anlamlı bir ilişki olmasa dahi yüksek bir R2 bulunmaktadır. Gözlenen yüksek R2 iki değişken arasındaki gerçek ilişkiden ziyade bu eğilimden kaynaklanmaktadır. Bu nedenle regresyonun gerçek bir ilişkiyi mi yoksa sahte bir ilişkiyi mi ifade ettiği, zaman serilerinin durağan olup olmamasıyla yakından ilgilidir (Gujarati, 1995: 709).

Zaman serisi kullanılan analizlerde, direkt olarak modelin çözümüne geçilmesi doğru değildir. Çünkü makroekonomik zaman serileri genellikle durağan değildir. Öncelikle, modelde kullanılan zaman serilerinin durağan olup olmadığının sınanması gerekmektedir. Bir zaman serisi, ortalamasıyla varyansı zaman içinde değişmiyor ve iki dönem arasındaki ortak varyansı, bu ortak varyansın hesaplandığı döneme değil de, yalnızca iki dönem arasındaki uzaklığa bağlı ise, durağandır (Gujarati,1995:713).

Bir serinin uzun dönemde sahip olduğu özellik, bir önceki dönemde değişkenin aldığı değerinin bu dönemi ne şekilde etkilediğinin belirlenmesiyle ortaya çıkartılabilmektedir. Bu nedenle, serinin nasıl bir süreçten geldiğini anlamak için, serinin her dönemde aldığı değerin daha önceki dönemdeki değerleriyle regresyonunun bulunması gerekir. Bunun için değişik yöntemler geliştirilmiş

81

olmakla beraber, ekonometride birim kök analizi olarak bilinen yöntemle, serilerin durağan olup olmadıkları belirlenebilmektedir (Tarı,2008:393).

Bir zaman serisinde birim kökün varlığını araştıran ve literatürde en çok kabul edilen ilk test Dickey-Fuller (1979, 1981) (DF) testidir (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2005: 304). Dickey-Fuller testi hata teriminin ortalamasının sıfır, varyansının sabit ve bağımsız özdeş dağıldığını varsaymaktadır

Birim kök testi sonucunda düzeyde durağan olmayan serilerle çalışıldığında sahte regresyon sorununun ortaya çıkmasından kaçınmak amacıyla regresyon analizinde serilerin durağan hale geldikleri düzeyde kullanılmaları önceleri sıklıkla başvurulan bir yöntemdi. Ancak durağan hale getirmek için farklarının alınması, özgün düzeylerince belirlenen uzun dönem ilişkisinin yitirilmesine neden olabilmektedir (Gujarati,1995).

Hata terimleri arasında oto korelasyon olması durumunda genişletilmiş Dickey Fuller (ADF) Testi kullanılır. Amaç, gecikmeli değerlerin kullanılması ile otokorelasyonun ortadan kaldırılmasıdır (Ersan ve Günay, 2009).

Dickey Fuller yöntemindeki en önemli varsayımlardan birisi hata terimlerinin birbirinden bağımsız ve özdeş dağıldığıdır. ADF testi hata terimlerindeki otokorelasyon sorununu çözmek için bağımlı değişkenin gecikmeli farklarını ekleyerek DF testi üzerinde bir düzeltme işlemi yapar. Philips-Perron testinde ise hata terimlerindeki otokorelasyonu dikkate almak için gecikmeli farkları eklemeksizin olmayan yöntemler kullanılır. Uygulamada hata terimleri korelasyonlu ise ADF testi kullanılabilmektedir.

3.1.2. Johansen EĢ BütünleĢme Testi

Johansen eş bütünleşme analizinde, tüm değişkenlerin dışsal olarak kabul edildikleri VAR (vector auto regression) modelinden yola çıkılmakta ve değişkenler arasında kaç tane eş bütünleşik vektör olduğu test edilmektedir (Johansen,1998:237). VAR modeli seçilen bütün değişkenleri birlikte ele alır ve bir sistem bütünlüğü içinde inceler. Kesin bir biçimde içsel, dışsal değişken ayırımı yoktur. Ekonometrik modelin şekillendirilmesi aşamasında belirli bir modelin oluşumuna etki eden katı bir iktisadi teorinin varlığı kabul edilmez. İktisadi teorinin öne sürdüğü

82

kısıtlamaların, varsayımların, model tanımını bozmasına izin verilmez. Değişkenler arası ilişkiler konusunda ön kısıt konulmaz (Özgen ve Güloğlu,2004:95). VAR modelleri öncelikle makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkilerin incelenmesinde ve rassal şokların değişkenler sistemine olan dinamik etkisinin incelenmesinde kullanılır (Enders,2004:247).

VAR modeli kurulduktan sonra değişkenler arasında kaç tane eşbütünleşik vektör olduğu Johansen eşbütünleşme analizi ile araştırılabilir. Johansen eşbütünleşme analizi maksimum olabilirlik yöntemine dayanan bir testtir (Enders,2004:362).

Johansen‟in en yüksek olabilirlik yaklaşımı, VAR modeliyle kurulan eş bütünleşme matrisinin elementleri arasında r adet eş bütünleşik ilişki olduğunu öne süren sıfır hipotezinin test edilmesini sağlar. Değişkenler arasında eş bütünleşik ilişki yoksa r=0 olacaktır. Bu nedenle, eş bütünleşme testi, katsayı matrisinin sıfırdan anlamlı derecede farklı, eigen değerlerinin (öz değer) olup olmadığını test eder. Bu yaklaşım aynı zamanda sıfır ile n arasında (

0r

n

olduğunu da test edilebilir (Masatçı,2004;115).

3.1.3.Uygulama

Aşağıda Tablo8‟de ADF testinin sonuçları sunulmaktadır. Tablo 8. ADF Test Sonuçları

ADF Test Sonuçları

Düzey Seri İlk Farklar

CA -1.48 ΔCA _-5.54**

83

CA ve BA serisi için ADF kritik değerleri %5=-2.96 %1=-3.66

CA ve BA serileri için ADF kritik değerleri %5=-2.96 %1=-3.67

* %5 anlamlılık düzeyi ** %1 anlamlılık düzeyi Tablo (8) incelendiğinde ;

 Tablonun sol tarafı için, hesaplanan t değerleri mutlak değer olarak, Dickey ve Fuller tablo kritik değerinden küçük olduğu, yani serilerin birim köke sahip olup durağan olmadığı,

 Tablonun sağ tarafından ise, serilerinin birinci farkları için hesaplanan kritik değerlerin DF tablo kritik değerlerinden mutlak değer olarak büyük olduğu yani serilerin birinci farklarının durağan oldukları gözlenmektedir.

Yani ADF testi sonuçlarına göre CA ve BA serilerinin düzey halde durağan olmadığı, birinci farkları alındığında ise durağanlaştığı görülmektedir. CA ve BA serileri, I(1) olarak (birinci dereceden bütünleşik) adlandırılmaktadır.

Seriler birinci mertebeden durağan, yani I(1) çıktıkları için eşbütünleşme analizine geçilmiştir. Burada cari açık (CA) ve bütçe açığı (BA) arasında uzun dönemli ilişkinin varlığı Johansen Metodu ile sınanacaktır. Bunun için öncelikle “vektör otoregresif (VAR)” model tahmin edilecektir.

VAR modeli tahmin etmek için en önemli konulardan biri, VAR modeli kurulurken gecikme sayısının kaç olacağıdır. Gecikme uzunluğunu belirlemek için AIC (Akaike Bilgi Kriteri), SBC (Schwarz Bilgi Kriteri), FPE (Final Prediction Error) gibi kriterlerden faydalanılabilir. Tablo 9‟da VAR modelinde çeşitli kriterlere göre, kriterleri minimum yapan gecikme değerlerini vermektedir. Yıllık verilerle çalışılırken gecikme, genellikle, en fazla iki olarak alınmaktadır (Asteriou ve Agiomirgianakis, 2001: 486).

Tahmin dönemimiz olan 1980-2011 yılları arasında yaşanan ekonomik krizler Türkiye‟de zaman serilerinde kullanılan makroekonomik değişkenlerin dağılımını

84

etkilemiştir. Bu yüzden bu serilerin direk kullanılması bağımlı değişkenin açıklanmasında yeterli olmayacak kriz dönemlerini gölge değişken olarak analize dahil etmek gerekecektir. Gölge değişkenler sayısallaştırılamayan ama bağımlı değişkenin davranışını etkileyebilen değişkenleri regresyon modeline katma aracıdır (Gujarati 1999 s.497). Bu nedenle 1994, 1999 ,2001 ve 2008 yıllarının 1 diğer yılların 0 olduğu kriz gölge değişkeni oluşturulmuş ve modele dahil edilmiştir. Bu nedenle, VAR modelini tahmin ederken oluşturulan kriz gölge değişkeni modele dışsal olarak eklenmiştir.

Tablo 9. Var Modeli Ġçin Uygun Gecikme Sayısının Belirlenmesi

Gecikme LogL LR FPE AIC SC HQ

0 -153.5501 NA 109.3224 10.37001 10.46342 10.39989

1 -123.4575 54.16668* 19.22259* 8.630499* 8.910738* 8.720150* 2 -122.3728 1.807847 23.46184 8.824852 9.291918 8.974270

Tablo 9 incelendiğinde her üç bilgi kriterine göre de gecikme uzunluğu bir olarak belirlenmiştir. Bu sebeple VAR modeli kurulurken modelin gecikme uzunluğu 1 olarak alınmıştır.

Gecikme uzunluğu belirlenip VAR modeli tahmin edildikten sonra tahmin edilen VAR modelinde kaç tane eş bütünleşik vektör olduğu Johansen‟in en yüksek olabilirlik oranı testi ile belirlenmiştir. Johansen eş bütünleşme testinin sonuçları Tablo‟da yer almaktadır.

Tablo 10. Johansen EĢbütünleĢme Testi

Ko-Entegrasyon Sırası

İz istatistiği Max İstatistik

5 % 5%

85 r≤=1

4.266002 12.51 4.26 19.38

Johansen eş bütünleşme analizinde trace (iz) ve maksimum eigen value istatistiği olmak üzere iki istatistik vardır.

Trace istatistiği için temel hipotez r=0 yani eş bütünleşik vektör olmadığı şeklinde alternatif hipotez ise r≤1 yani en az bir eş bütünleşik vektör olması şeklinde kurulur. Hesaplanan değer, Johansen (1988) tarafından hesaplanan tablo kritik değerinden %5 anlamlılık düzeyinde büyük olduğu için temel hipotez reddedilir. İkinci aşamada ise temel hipotez r≤1 şeklinde kurulurken alternatif hipotez r≤2 şeklinde kurulur. Hesaplanan değer kritik değerden küçük olduğu için temel hipotez kabul edilir. Yani bir tane eşbütünleşik vektör vardır.

Maksimum Eigen istatistiği için ise temel hipotez r=0 yani eş bütünleşik vektör olmadığı şeklinde alternatif hipotez ise r=1 yani tek eş bütünleşik vektör olması şeklinde kurulur. Hesaplanan değer, kritik değerden %5 anlamlılık düzeyinde büyük olduğu için temel hipotez reddedilir. İkinci aşamada ise temel hipotez r=1 şeklinde kurulurken alternatif hipotez r=2 şeklinde kurulur. Hesaplanan değer kritik değerden küçük olduğu için temel hipotez kabul edilir. Yani Maksimum Eigen istatistiği ile de bir tane eşbütünleşik vektör bulunmuştur.

Tablo10‟dan görülebileceği gibi trace istatistiğine göre seriler arasında eş bütünleşik vektör yoktur. Bu durumda cari açık ve bütçe yükü serileri eş bütünleşiktir değildir denir. Bu durumda seriler arasında uzun dönemde geçerli bir ilişki yoktur. Eş bütünleşme denklemi ise (3.7) numaralı denklemde gösterilmektedir.

t t t

t BA T

86

(3.7) numaralı denklemden görüldüğü gibi bütçe açığındaki her yüzde birlik artış cari açığı 0.279 arttırmaktadır.

Değişkenler arasında eş bütünleşme ilişkisi incelendikten sonra etki tepki analizi ile uygulama tamamlanmıştır.

3.1.4. Etki Tepki ( Impulse Response) Analizi

Bütçe açığı ve cari açık arasında eş bütünleşme ilişkisi incelendikten sonra aralarındaki dinamik ilişki etki tepki analizi ile araştırılmıştır. Etki-tepki fonksiyonları, rassal hata terimlerinden birindeki bir standart sapmalık şokun, içsel değişkenlerin şimdiki ve gelecekteki değerlerine olan etkisini yansıtmaktadır.

VAR analizinde, incelenen değişkenler arasındaki dinamik etkileşimi belirlemede, simetrik ilişkileri tespit etmede, etki-tepki fonksiyonlarının büyük payı vardır. Eş bütünleşme analiziyle bir makroekonomik büyüklüğün üzerinde etkili bulunan değişkenin politika aracı olarak kullanılabilir olup olmadığı etki-tepki fonksiyonları ile belirlenmektedir.

Standard VAR modelinden etki-tepki katsayılarını elde etmede en çok kullanılan yöntemlerden birisi, hataların Cholesky ayrıştırması kullanılarak dikeyleştirilmesi ve elde edilen varyans-kovaryans matrisinin çapraz (diyagonal) hale getirilmesidir (Türkay,2009:73).

Etki tepki analizinde uygulamalı çalışmalarda Monte Carlo ve Bootstrap yöntemleri sıkça kullanılmaya başlanmıştır. Bu çalışmada etki-tepki fonksiyonlarının standart hatalarının hesaplanmasında Monte Carlo tekniği kullanılmaktadır.

Önceki bölümde oluşturulan VAR modelinden hareketle etki-tepki fonksiyonları oluşturulup grafik 10‟da gösterilmiştir.

87

Grafik 10: Bütçe açığındaki Bir Standart Hatalık ġok KarĢısında Cari Açığın Gösterdiği Tepki

Grafik 10‟da bütçe açığına verilen bir standart sapmalık şokun, bütçe açığı üzerinde pozitif etkide bulunduğu gözlenmektedir. Bütçe açığına verilen bir standart sapma şok cari açık üzerinde dört yıl pozitif etkide bulunmakta daha sonraki dönemlerde ise bu pozitif etki giderek azalmaktadır. Bu sonuç beklentilerle ve eş bütünleşme denklemiyle örtüşmektedir.

-2 -1 0 1 2 3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of CA to CA -2 -1 0 1 2 3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of CA to BA -4 -3 -2 -1 0 1 2 3 4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of BA to CA -4 -3 -2 -1 0 1 2 3 4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of BA to BA Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.

88 SONUÇ

Birçok ülkede olduğu gibi bizim ülkemizde de önemli bir makroekonomik problem olan bütçe açıklarının diğer makro ekonomik değişkenler üzerine etkileri özellikle son yıllarda oldukça tartışılan konulardan biri olmuştur. Ülke ekonomilerinin iç dengesinin sağlanması yönünde büyük öneme sahip bütçe açıkları ile dış dengenin sağlanması açısından büyük öneme sahip cari açıkların oluşumunda birçok unsur etkilidir.

Ülkemizde 1980‟lerde tercih ettiği küreselleşme politikasıyla beraber bütçe açığıyla beraber cari açık sorunsalı baş göstermiştir. Doktrinde bazı iktisatçılar tarafından bütçe açıkları ile cari işlemler açığı arasında bir ilişkinin mevcudiyetini kabul edilmese de, Türkiye üzerinde yapılan bazı ekonometrik çalışmada böyle bir ilişkinin olduğu yönünde tespitler de ortaya çıkmaktadır.

Bu çalışmada, Türkiye de 1980-2011 yılları arası bütçe açıklarının cari açık üzerindeki etkisinin değerlendirilmesi ve bütçe açıkları ile cari açık arasındaki ilişkinin ekonomik etkileri araştırılmıştır. Bu çalışmayı yaparken Birim Kök Testi ve Johansen Eş Bütünleşme Testi gibi bazı ekonometrik yöntemlerden yararlanılmıştır.

Bütçe açığı ve cari açık değişkenleri arasındaki etkileşimin yönünün bilinmesi, bu etkileşim dahilinde diğer makroekonomik değişkenleri nasıl etkilediğinin saptanması açısından önemli bir yere sahiptir.

Türkiye 1980 ve 2011 yılları arasında ciddi bütçe ve cari işlemler açığı vermiştir. Bütçe açığı veren ülkelerde açıkların hangi finansman aracı ile karşılayacağı o ülkenin içinde bulunduğu politik ve ekonomik şartlara bağlı olarak belirlenmektedir. Ülkemizde ise, bütçe açıkların temini için ağırlıklı olarak borçlanma yoluna gidilmektedir. Ancak borçlanma seçeneğinin tercih edilmesi, beraberinde bütçe üzerinde bir yük oluşturan faiz ödemelerini gündeme getirmektedir. Diğer bir seçenekse kayıt dışı ekonomiyi kayıt altına alarak bu alanda oluşan vergiler ile vergi gelirlerini artırarak bütçe açıklarını kapatmaktır. Cari açık ise dış alem giderlerinin dış alem gelirlerinin aşması sonucu meydana gelmektedir. Cari açık veren ülkelerin izlediği yol bu açıkları kısa yada uzun vadeli yabancı sermaye girişleriyle kapatmaktır. Türkiye‟de kısa vadeli yabancı sermaye girişi, cari

89

açığı kapatmada kullanılan etkin yöntemlerden biridir. Ancak, bu yönteminde en büyük riski spekülatif nitelikli olanlardır. Bu nitelikteki sermaye girişleri cari açığı önemli ölçüde etkilemektedir. Türkiye ekonomisinde özellikle 2001 yılı sonrası cari açık, tasarruflarından çok sermaye hareketlerinin ağırlıklı olduğu özel tasarruflarla finanse edilmektedir.

Bütçe açığı ve cari işlemler açığı sorununun çözümü ülkemiz açısından son derece önemlidir. Bütçe açığının çözümü için atılan adımlar son yıllarda olumlu sonuçlar verse de cari işlemler açığı hala büyük bir sorun olarak karşımıza çıkmaktadır. Son yıllarda bütçe açığının kapatılmasında en önemli faktör hükümetin uyguladığı mali disiplin anlayışıdır ve bunun devam etmesi gerekmektedir. Ancak cari açık ise gün geçtikçe artmaktadır bunun en büyük nedeni ise ithalata dayalı ihracat anlayışıdır. Cari işlemler hesabının en önemli ve etkili kalemlerinden olan İhracat rakamlarımızda artış olsa da yoğun ara malı ithalatı cari işlemler açığının kapanmasına izin vermemektedir. Geçmişte uzmanlaştığımız sektörlerde bile şuan ara malı ithal eder olmamız gelecek açısından endişeleri artırmakta ve ekonomimizi iler ki dönemlerde içinden çıkılmaz bir hale getirmesi muhtemeldir. Dışa bağımlı olduğumuz ürünleri ithal ettiğimiz ülkelerle bire birde cari açık vermemiz ekonomik hayatın gerekliliği olarak görülmektedir. Ancak bu ürünler dışında bire birde cari açık verdiğimiz Çin gibi ülkeler den ithal edilen ürünler bu sorunun en önemli nedenidir. Cari açığın çözümü için atılması gereken adım kısa vade de doğru kur ayarlaması uzun vade de ise tekstil tarım gibi ihracatımızın büyük payını oluşturan sektörler uygun politikalarla desteklenmesi yatmaktadır.

Türkiye için 1980-2011 döneminde bütçe açığı cari açık ilişkisi eşbütünleşme modeli ile incelenmiştir. İlk olarak serilerin durağanlıkları ADF testi ile incelenmiş her iki değişkende birinci mertebeden durağan yani I(1) çıkmıştır.

Bunun üzerine seriler arasında eşbütünleşme ilişkisi incelenmiş ve seriler arasında uzun dönemli ilişki bulunamamıştır. Eşbütünleşme denklemine göre ise bütçe açığının cari açığı pozitif etkilediği bulunmuştur. Sonuç olarak, elde edilen sonuçlar, Ricardo‟nun denklik teorisini desteklemektedir.

90 KAYNAKÇA

Akbulut, Esin Y.(1990). 1980 Sonrası Kamu Kesimine Yaklaşımda Değişiklikler ve 1990 Bütçesi, İ.Ü.İktisat Fakültesi Maliye Araştırma Merkezi Konferansları, (33.Seri), İstanbul.

Akçay,O. Cevdet ve C. Emre Alper ve Süleyman Özmucur.(2004). “ Budget Deficit, Inflation and Debt Sustainability: Evidence From Turkey (1970-2000)”, Bogazici University. http://www.econ.boun.edu.tr/papers/pdf/wp-01-12.pdf (06.02.2012)

Akçay, Cevdet O. ve Alper Emre ve Özmucur Süleyman. (2012).“ Budget Deficit, Inflation and Debt Sustainability: Evidence From Turkey (1970-2000)”, Bogazici