Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve
advertisement
E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme KuruluĢlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi Eda BALIKÇIOĞLU H. Hakan YILMAZ Özet Bu çalışmanın amacı, Türkiye’de uygulanan maliye politikalarıyla kredi derecelendirme kuruluşları tarafından verilen kredi notlarının ilişkisini ve kredi derecelendirme kuruluşlarının tahmin yaparken tutarlı ve objektif olup olmadıklarını istatistiksel bir yöntemle ülke karşılaştırmalarıyla birlikte ortaya koymaktır. Bu amaçla seçilen 12 ülkenin 2000-2011 yılları arasındaki GSYİH büyüme hızları, enflasyon oranları, işsizlik düzeyleri, cari açıkları, kamu gelirleri, kamu giderleri, bütçe dengeleri, birincil dengeleri ve kamu borçlarının değişim oranları logit modeliyle değerlendirilmiştir. Çalışmanın sonucunda maliye politikası değişkenlerinin kredi notlarının belirlenmesindeki etkisinin makro parametrelerin etkisine göre daha yüksek olduğu hesaplanmış, kredi derecelendirme kuruluşlarının kredi notu verirken her zaman objektif ve tutarlı davranmadıkları da gözlenmiştir. Anahtar Kelimeler: Maliye Politikası, Mali Kurallar, Kredi Notu, Kredi Derecelendirme Kuruluşları, Logit Model Çalışma, Ankara Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Kamu Ekonomisi Anabilim Dalında 19.06.2013'de tamamlanmış olan "Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kurallı Maliye Politikasının Etkisi: 2000 Sonrası Dönem Türkiye’de Uygulanan Maliye Politikalarının Kredi Notları Üzerindeki Etkisinin Karşılaştırmalı Analizi" adlı doktora tezinden yararlanılarak hazırlanmıştır. Dr., yeda1980@hotmail.com Doç.Dr., Ankara Üniversitesi, SBF, Maliye Bölümü, h.hakan.yilmaz@politics.ankara.edu.tr Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 163 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi Factors Financially Affecting the Credit Ratings of Countries and Evaluation of Credit Rating Agencies within the Scope of Such Factors Abstract The aim of this study is to reveal the relationship between fiscal policies implemented in Turkey and the credit ratings given by credit rating agencies and whether credit rating agencies are consistent and objective with a statistical method along with comparisons among countries. Thus, figures of GDP growth, inflation rates, unemployment rates, current account deficits, public revenues, public expenditures, budget balances, primary balance and public debts were evaluated for 12 selected countries thereof between 2000-2011 through logit model. The results of the study point out that the effects of variables of fiscal policy on determination of credit rating are greater than the effects of macro-parameters and the cretid rating agencies are not always objective and consistent in their credit rating systems. Key Words: Fiscal Policy, Fiscal Rules, Credit Rating, Credit Rating Agencies, Logit Model JEL Classification Codes: G24, E62 GiriĢ Özellikle 1980’li yıllardan sonra ülke ekonomilerinin dışa açıklığı ile birlikte finansal piyasalarda da değişiklikler ortaya çıkmıştır. Ağır dış borç yükü altındaki gelişmekte olan birçok ülke borçlarını ödeyemez duruma düşmüş ve özellikle de 1982 yılında Meksika’nın borçlarını erteleme talebi sonucunda ortaya çıkan borç krizi, bu dönemde, uluslararası borç vermede ihtisaslaşan finans kuruluşlarının önemini artırmıştır. Bunun sonucu olarak devletin rolünün ne olması gerektiği, devletin finansal piyasalara nasıl müdahale etmesi gerektiği, finansal gelişmelerin ülkeleri nasıl etkilediği, finansal piyasalardaki değişimlerin krizlere etkisinin nasıl olduğu gibi sorular daha çok tartışılmaya başlamıştır. Bu tartışmalarla birlikte ülkelerin makro mali politikalarının oluşturulması ve uygulanmasında kredi notları ile kredi derecelendirme kuruluşlarının önemi artmaya başlamıştır. 1990’lı yıllarda gelişmekte olan ülkelerin karşılaştıkları ekonomik krizler, 2008 sonrasında ise ABD ve Euro bölgesinin karşılaştığı küresel nitelikteki finansal kriz ortamında, bu krizlerin nedenleri ve sonuçları ile sistemdeki temel aktörlerin özellikle yapısal sorunları algılamadaki zafiyetleri ile birlikte kredi derecelendirme kuruluşlarının hesaplama yöntemleri ve yaklaşımları da eleştirilmeye başlanmıştır. Buradan hareketle çalışmada kredi notları üzerinde maliye politikası değişkenlerinin ve ülkelerde uygulanan mali kuralların etkisini ayrıştırabilmek amacıyla logit analizi uygulanmıştır. Logit analizi kullanılmasının nedeni, ülkelerin kredi notlarında değişiklik olup olmadığını sorgulamak amacıyla bağımlı değişkenin nitel ve 0-1 aralığında ikili değişkenlerden oluşmasıdır. Çalışmada uluslararası kredi derecelendirme kuruluşlarının (Standard and Poors, Fitch ve Moody’s) 2000-2011 yılları arasında 12 ülke için (ABD, Kanada, Japonya, İngiltere, Almanya, Fransa, İtalya, İrlanda, İspanya, Portekiz, Yunanistan ve Türkiye) vermiş oldukları kredi notları değerlendirmeye alınmıştır. Bu notların oluşumunda ülkelerin büyüme, işsizlik, enflasyon, cari açık, kamu gelirleri, kamu giderleri, bütçe açığı, birincil açık 164 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ ve kamu borcunun GSYİH’ye oranlarındaki değişim oranları belirleyici olarak kullanılmıştır. Son dönem yapılan çalışmalarda makro değişkenler yerine mali değişkenlerin de kredi notları üzerinde etkisi olduğu gözlenmektedir. Çalışmanın literatüre temel katkısı, son küresel kriz öncesi ve sonrası dönemde kredi derecelendirme kuruluşlarının not değerlendirmelerinde ağırlıklı olarak makro parametrelerden ziyade maliye politikası parametrelerini dikkate aldıklarını göstermiş olmasıdır. Çalışmanın izleyen bölümlerinde ilk olarak konuyla ilgili literatür incelenmekte, logit modeli ve kullanılan veriler tanımlanmaktadır. Daha sonra ülkelerde uygulanan maliye politikalarının kredi notlarına etkisinin logit modeli çerçevesinde analizi yapılmaktadır. Analizde kredi derecelendirme kuruluşlarının verdikleri kredi notları için yıllık performans durumları, aynı yıl için uzak ve yakın tahminleri, iki yıllık tahminler ve tüm gerçekleşme ve tahminlerin biraradaki durumları olarak dört aşamada incelenmektedir. Son olarak analiz sonuçları değerlendirilmektedir. 1. Literatür Ġncelemesi, Yöntem ve Veri Kredi notlarını belirleyen faktörlerle ilgili literatür incelendiğinde Cantor ve Packer (1996), Afonso (2002) çalışmalarında kişi başına düşen gelirin, GSYİH büyümesinin, enflasyonun, dış borcun, ekonomik gelişmişlik düzeyinin ve ülkenin temerrüd geçmişinin ülke riskini ya da kredi notunu etkileyen temel faktörler olduğunu savunmaktadır. Ferri, Liu ve Stiglitz (1999) çalışmalarında, kriz dönemlerinde kredi notlarının değiştiği sonucuna ulaşmışlardır. Gür (2000) çalışmasında, ülke notu verilirken politik risk değişkenlerinin dikkate alınmadığını ve bu durumun da ölçümlerin sağlıksız olmasına neden olduğunu ortaya koymaktadır. Canuto, Santos ve Porto (2004) çalışmalarında, yüksek kredi notunun belirleyicileri olarak yüksek düzeyde kişi başına düşen gelir, düşük seviyede dış borç/cari açık, yüksek reel büyüme oranı, düşük enflasyon ve yerel yönetimlerin toplam borcunun düşük miktarda olması gerektiği sonucuna ulaşmışlardır. Mulder ve Perrelli (2001) ve Mora (2006) çalışmalarında krizlerin ülkelerin kredi notlarında önemli değişikliklere neden olduğunu, bu yüzden kısa süreli borçların kredi notlarını etkilediğini belirtmektedir. Bissoondoyal-Bheenick ve diğ. (2005)’nin çalışmasında ise kredi notunu belirleyen temel faktörlerin kişi başına düşen gelir, teknolojik gelişme ve enflasyon olduğu ifade edilmektedir. Mellios ve Paget-Blanc (2006) çalışmalarında, kredi notlarının belirlenmesinde kişi başına düşen gelir, milli gelir, reel döviz kuru değişimleri, enflasyon oranı ve temerrüd geçmişinin önemli olduğu ve ülkedeki yolsuzluğunda da belirleyici rol oynadığını ifade etmektedir. Halim, Nurazira ve Ainulashikin (2008) çalışmalarında kredi notunu etkileyen faktörlerin borçların sürdürülebilirliği olduğunu savunmaktadır. Iyengar (2010) çalışmasında, kredi notunun belirleyicileri olarak kişi başına düşen gelir, dış borç, iç borç ve ekonomik kalkınmışlık düzeyini göstermektedir. Kalaycı, Demir ve Gök (2010) çalışmalarında, kredi notunun belirleyicileri olarak Tüketici Fiyatları, Yurt İçi Tasarruflar/GSYİH, Dış Faiz Servisi ve Genel Yönetim Faiz Dışı Bütçe Dengesi/GSYİH değişkenlerini göstermektedir. Ayrıca analiz sonucunda Türkiye’nin ekonomik göstergeler bakımından daha iyi kredi notlarını hak ettiğini, sosyal ve politik faktörlerden dolayı notunun daha düşük kaldığını belirtmektedir. Afonso, Gomes ve Rother (2011) çalışmalarında, kredi notunun belirleyicisi olarak kısa dönemde kişi başına düşen GSYİH, büyüme hızı, kamu borcu ve bütçe Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 165 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi dengesini gösterirken uzun dönemde güçlü bir devlet, dış borç, yabancı rezervler ve ülkenin temerrüd geçmişini göstermektedir. Gültekin-Karakaş, Hisarcıklılar ve Öztürk (2011)’ün çalışmalarında, ülke notları verilirken yüksek gelirli ve düşük gelirli ülke ayrımı yapılmaktadır. Yüksek gelirli ülkelerde not verilirken daha çok makroekonomik faktörlere dikkat edilirken, düşük gelirli ülkelerde politik ve sosyal faktörler daha çok ön plana çıkmaktadır, sonucuna ulaşmışlardır. Şahinöz ve Gönenç (2011) çalışmalarında, kredi notlarını yükseltmek isteyen gelişmekte olan ülkelerin büyümelerini artırmaları, politik istikrarı sağlamaları ve borçlarını azaltmaları gerektiğini, ayrıca kurumsal kalite ve para politikasının da kredi notu üzerinde oldukça etkili olduğunu vurgulamaktadır. Emara (2012) çalışmasında, finansal yapıyı güçlendirmenin ve enflasyonu düşürmenin kredi notunun temel belirleyicileri olduğunu savunmaktadır. Çalışmada en önemli üç kredi derecelendirme kuruluşu olan Standard and Poor’s (S&P), Fitch ve Moody’s tarafından verilen kredi notları incelenmektedir. Bu kuruluşlar ABD Sermaye Piyasası Komisyonuna göre ulusal kabul görmüş derecelendirme kurumu (NRSRO) olarak tanımlanmaktadır. Bu kuruluşlar ülkeleri derecelendirirken ülkelerin ekonomik, sosyal ve politik faktörlerini göz önünde bulundurmaktadır. Literatür incelendiğinde kredi derecelendirme kuruluşlarının derecelendirme yaparken daha çok makro parametrelere ağırlık verdiği gözlenmekte iken çalışmada mali parametrelerin daha ağırlıklı olduğu gözlenmiştir. Çalışmayı diğer çalışmalardan farklılaştıran ve literatüre katkı yapan tarafı bu noktadadır. Bu çalışmada logit modeli, uluslararası kredi derecelendirme kuruluşlarının ülkeler için verdikleri notlarda değişiklik yapıp yapmama kriterlerine yönelik bir model oluşturmak amacıyla kullanılmıştır. Buradan hareketle kredi derecelendirme kuruluşlarının notlarında ülkelerin hangi ekonomik ve mali göstergelerinin etkili olduğu ve bu etki doğrultusunda daha önce yapmış oldukları not değerlendirmelerinde tutarlı olup olmadıkları sorgulanmaktadır. Bu uygulamada uluslararası kredi derecelendirme kuruluşlarının (S&P, Fitch ve Moody’s) 2000-2011 yılları arasında 12 ülke için (ABD, Kanada, Japonya, İngiltere, Almanya, Fransa, İtalya, İrlanda, İspanya, Portekiz, Yunanistan ve Türkiye) vermiş olduğu kredi notları değerlendirmeye alınmıştır. Bu notların oluşumunda ülkeler için sayısal olarak elde edilebilen büyüme, işsizlik, enflasyon, cari açık, kamu gelirleri, kamu giderleri, bütçe açığı, birincil açık ve kamu borcunun GSYİH’ye oranlarındaki değişim ele alınmıştır. Çalışmada her bir derecelendirme kuruluşu birbirinden bağımsız olarak değerlendirilmiştir. Veriler, ilgili yıllar için IMF World Economic Outlook Database ve IMF Article IV ülke raporlarından derlenerek hazırlanmıştır. Çalışmada kullanılan logit model, bir olayın gerçekleşme olasılığının gerçekleşmeme olasılığına oranının logaritmasını, açıklayıcı değişkenlerle birlikte doğrusal olarak açıklayan modeldir (Allison, 2000: 15). Logit modele ilişkin varsayımlar kısaca şöyledir: i) P arttıkça logit (P) de artar. ii) P, 0-1 arasında değerler alırken logit (P) tüm gerçel değerleri alır. iii) Eğer P < 0,5 ise logit (P) < 0 ve eğer P > 0,5 ise logit (P) > 0’dır. Bu varsayımlar doğrultusunda modelin kısıtı 0 ve 1 aralığında değişen bağımlı değişkenler ve bu değişkenlerin “değişiklik yok” ve “değişiklik var” olarak nitel değişkenler olmasıdır. 166 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ Logit modelinin tahmin edilebilmesi için tekrar eden ya da etmeyen gözlemlerin ayrıştırılması gerekmektedir. Bu durumda yöntem olarak en çok olabilirlik yöntemi kullanılmaktadır. Bu yöntem genelde analize bağımsız değişken ilave edildiğinde modelin hatasını gösterir. Log olabilirlik değeri 0-1 aralığında değerler almaktadır. Bu oran, bağımlı değişkenin bağımsız değişkenler tarafından tahmin edilme olasılığını göstermektedir. Bu nedenle bağımlı değişkendeki açıklanamayan varyansın anlamlılığı -2 LogL istatistiği ile gösterilir. Lojistik regresyon analizindeki -2 LogL istatistiği, regresyon analizindeki hata kareleri toplamına benzemektedir. Yani olabilirlik oranı 1 ise -2 LogL istatistiği sıfıra eşit olmaktadır. Sonuç olarak daha küçük -2 LogL istatistiği her zaman daha iyi bir modeli göstermektedir (Almendros ve diğ., 2011: 5). Çalışmada, model -2 log likelihood yöntemiyle tahmin edilmektedir. Nagelkerke R2 değeri ise modelin gücünü göstermek amacıyla kullanılmaktadır. Model uygulanırken anlamlılık testi Wald değerine bakılarak karar verilmektedir. Wald değerine bakarak anlamsız olduğuna karar verilen değişkenler modelden çıkartıldıktan sonra geriye kalan değişkenlerden model oluşturulup tekrar genel modelin istatistik değerine bakılır. Böylece değişkenleri kesin olarak modelden çıkartmak konusunda kesin karar verilebilir.1 Logit modelde modelin uygunluğunun değerlendirilmesinde aşağıdaki iki değere bakılmaktadır (Almendros ve diğ., 2011: 5).2 1) Cox ve Snell R2 2) Nagelkerke R2 Çalışmada bağımlı değişkenlerimiz nitel değişken olduğu ve 0-1 aralığında ikili değişkenlerden oluşan bir olasılık durumu söz konusu olduğu için (S&P, Fitch ve Moody’s’in kredi notunda değişiklik yapıp yapmama olasılığı) logit model kullanılmıştır. Çalışmada kullanılan model, YS&P,M,F = β0 + β1X11,2,3 + β2X21,2,3 + β3X31,2,3 + ... + β9X91,2,3 şeklinde ele alınmaktadır. Model SPSS programıyla uygulanmaktadır. Tablo 1’e göre bağımlı değişkenler kredi derecelendirme kuruluşlarının verdikleri notlarda değişiklik yapıp yapmadıkları, bağımsız değişkenler ise ülkelerin ekonomik göstergelerindeki gerçekleşmeler ve tahminler arasındaki değişim oranlarıdır. Burada üç yöntem bulunmaktadır: a)İleriye Doğru Seçim [Forward Stepwise (Wald)]: Bu yöntemde modelin uygunluğuna göre değişkenler eklenmektedir. b)Geriye Doğru Seçim [Backward Stepwise (Wald)]: Bu yöntemde modelin uygunluğuna göre değişkenler çıkarılmaktadır. c)Adım Adım Seçim [Enter]: Bu yöntemde ise modeldeki tüm değişkenler kullanılmaktadır. 2 1)Cox ve Snell R2: Olabilirlik esasına göre çoklu R2 istatistiğine benzemektedir. İstatistiğin maksimum değerinin genelde 1’den küçük olması bu istatistiğin yorumunu güçleştirmektedir. 2)Nagelkerke R2: Cox ve Snell R2 istatistiğinin 0-1 aralığında değerler almasını sağlamak amacıyla geliştirilmiştir. Model için değişken seçiminde bu değere göre karar verilmektedir. 1 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 167 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi Tablo 1: DeğiĢken Tanımları DeğiĢkenler Tanımlar Bağımlı DeğiĢkenler YS&P S&P Kredi Notu, değişiklik yok=0, değişiklik var=1 YF Fitch Kredi Notu, değişiklik yok=0, değişiklik var=1 YM Moody’s Kredi Notu, değişiklik yok=0, değişiklik var=1 Bağımsız DeğiĢkenler* X11,2,3 Büyüme değişim oranı X21,2,3 İşsizlik değişim oranı X31,2,3 Enflasyon değişim oranı X41,2,3 Cari Açık/GSYİH değişim oranı X51,2,3 Kamu Gelirleri/GSYİH değişim oranı X61,2,3 Kamu Giderleri/GSYİH değişim oranı X71,2,3 Birincil Açık/GSYİH değişim oranı X81,2,3 Bütçe Açığı/GSYİH değişim oranı X91,2,3 Kamu Borcu/GSYİH** değişim oranı Not: *: Bağımsız değişkenler üç başlık altında (1:yıllık performans, 2:aynı yılın uzak ve yakın tahminleri, 3:iki yıllık tahmin durumu) değişim oranları hesaplanarak elde edilmiştir. **ABD, Japonya, Kanada, Türkiye ve İngiltere için Toplam Kamu Borcu/GSYİH, İrlanda, Fransa, Yunanistan, İtalya, İspanya ve Almanya için Net Kamu Borcu/GSYİH, Portekiz için ise Maastricht Kriterlerine göre kamu borcu verileri elde edilebilmiştir. Verilerde, 2000-2011 yılları arasında ülkelerin ekonomik göstergelerinin gerçekleşme, yakın tahmin ve uzak tahminleri kullanılmaktadır. Buna göre gerçekleşme; herhangi bir “t” yılında her bir ekonomik göstergenin bir önceki yıl (t-1) için hesaplanan değeridir. Yakın tahmin, herhangi bir “t” yılında her bir ekonomik göstergenin ele alınan yıl (t) için yılsonu itibarıyla olması tahmin edilerek hesaplanan değeridir. Uzak tahmin ise herhangi bir “t” yılında her bir ekonomik göstergenin ele alınan yıldan bir sonraki yılsonu (t+1) itibarıyla olması tahmin edilerek projeksiyonu yapılan değerdir. Herhangi bir “t” yılına ait kredi notu ilgili yılsonu itibarıyla en son açıklanan nottur. “t” yılına ait kredi notuna etki eden değişim oranları hesaplanan ekonomik göstergelerin (EGi) bir sonucu olarak ortaya çıkmaktadır. Bu doğrultuda değişim oranları önce aşağıda anlatılan üç senaryo altında hesaplanarak daha sonra tüm tahmin ve gerçekleşmelerin (senaryo 1, senaryo 2 ve senaryo 3) birlikte ele alınmasıyla analiz edilmiştir. A. Yıllık performans değişim oranı (Xi1): Bu analiz için ekonomik göstergelerin bir önceki yılın gerçekleşmesi ile içinde bulunulan yıla ait tahminleri arasındaki değişim oranları alınmaktadır. Tahminin gerçekleşmeye göre değişim oranı: Xi1 = (EGi[t] / EGi[t-1])-1 (1) Örneğin, 2001 yılı için performans oranı hesaplanırken ekonomik ve mali göstergelerin 2000 yılı gerçekleşme değerleri ile 2001 yılının öngörülen değerleri ele alınmıştır. B. Aynı yılın uzak ve yakın tahmin değişim oranı (Xi2): Her bir ekonomik göstergenin yakın tahminleriyle uzak tahminlerinin değişim oranları alınmaktadır. Yakın tahminin uzak tahmine göre değişim oranı: 168 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ Xi2 = (EGi.[t] / EGi.[t+1])-1 (2) Örneğin, 2002 yılı için değişim oranı hesaplanırken 2000 yılında yapılan 2002 yılı tahminiyle 2001 yılında yapılan 2002 yılı tahmini ele alınmıştır. C. İki yıllık tahmin durumuna göre değişim oranı (Xi3): Önceki iki yılın gerçekleşme ortalamaları ile takip eden iki yılın tahmin ortalamalarının değişim oranları alınmaktadır. Son iki yıllık gerçekleşme ortalamasının yakın ve uzak tahmin ortalamasına göre değişim oranı: Xi3 = ((EGi.[t-1] + EGi .[t-2])/2 / (EGi.[t] + EGi [t+1])/2)-1 (3) Örneğin, 2002 yılı için değişim oranı hesaplanırken 2001 ve 2000 yılı gerçekleşme ortalamaları ile 2002 ve 2003 yılları tahmin ortalamaları ele alınmıştır. Çalışmada bağımsız değişkenlerin bağımlı değişkenler üzerindeki göreli etkilerini gösterebilmek amacıyla marjinal etkiler hesaplanmıştır. Her bir bağımsız değişkene ilişkin marjinal etkiler bağımlı değişkenlerin örneklem ortalamalarından yararlanılarak elde edilmiştir.3 Bu durum aşağıdaki denklemde gösterilmektedir: (OrtP)*(1-OrtP)*(β) = Marjinal Etki (4) 2. Ülkelerde Uygulanan Maliye Politikalarının Kredi Notlarına Etkisinin Logit Modeli Çerçevesinde Analizi Çalışmada büyüme, işsizlik, enflasyon, cari açık, kamu gelirleri, kamu giderleri, bütçe açığı, birincil açık ve toplam kamu borcunun GSYİH’ye oranlarının tahmin ve gerçekleşme boyutlarıyla birlikte dört farklı aşamada kredi notlarına etkisini araştırmaya yönelik analiz yapılmaktadır. Tablo 2: Bağımlı DeğiĢkenlerin Ortalamaları Ortalama S&P 0,21 Fitch 0,17 Moody’s 0,18 Tablo 2’de bağımlı değişkenlerin ortalamaları gösterilmektedir. Logit modelde 0 ve 1 aralığında değerler alan bağımlı değişkenlerin ortalamaları kredi notunun değişme olasılığını gösterebilmek amacıyla SPSS programıyla hesaplanmıştır. Bağımlı değişkenlerin ortalamalarına göre S&P tarafından kredi notlarında daha çok değişiklik yapıldığı, daha sonra bunu Moody’s ve Fitch’in izlediği görülmektedir. 2.1. Yıllık Performansa Göre Kredi Notlarının Tahmini Yıllık performansı belirlemek için analizlerde o yılın tahmini ile bir önceki yılın değişim oranları analize dahil edilmektedir. Model -2 log likelihood yöntemiyle tahmin edilmektedir. Nagelkerke R karelere göre modelin enter (giriş) yöntemiyle uygulanması uygun görülmüştür. Analiz sonuçları aşağıda Tablolar halinde incelenmektedir: Bu durum aşağıdaki denklemde gösterilmektedir: (OrtP)*(1-OrtP)*(β) = Marjinal Etki 3 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 (4) 169 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi Tablo 3: Modele Ait Hesaplanan Sınıflama Sonuçları Fitch Moody’s Gerçek Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik yok var yok var yok var 101 16 105 4 105 3 S&P Tahmin Değişiklik yok Değişiklik var Doğru sınıflandırma Toplam doğru sınıflandırma 3 97,1 12 42,9 85,6 15 96,3 8 34,8 13 97,2 85,6 11 45,8 87,9 Logistik regresyon modeline göre kredi notunda, Değişiklik yok => 0, Değişiklik var => 1 varsayımı altında model S&P için gerçek değerleri %85,6 oranında doğru tahmin etmektedir, “değişiklik yok” tahminlerini %97,1 oranında doğru tahmin etmektedir. Fitch için gerçek değerleri tahmin etme gücü %85,6’dır. “Değişiklik yok” tahminlerinde %96,3 oranında güce sahiptir. Moody’s için ise gerçek değerleri tahmin etme gücü %87,9’dur. “Değişiklik yok” tahminlerinde ise model %97,2 oranında tahmin edebilme gücüne sahiptir. Model “değişiklik var” tahminlerinde ise “değişiklik yok” tahminleri kadar güçlü sonuçlar vermemektedir. Bu sonuçlar sırasıyla S&P için %42,9, Fitch için %34,8 ve Moody’s için %45,8’dir. Tablo 4: Ekonomik Göstergelerin Yıllık Performanslarına Göre Lojistik Regresyon Sonuçları S&P Fitch Moody’s 170 B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) Büyüme X11 ,011 ,009 1,399 1 ,237 1,011 -,026 ,059 ,192 1 ,662 ,975 -,029 ,048 ,367 1 ,544 ,971 İşsizlik X21 3,807 1,838 4,288 1 ,038 44,999 4,237 1,742 5,912 1 ,015 69,168 3,950 1,881 4,409 1 ,036 51,943 Enflasyon X31 -,390 ,300 1,684 1 ,194 ,677 -,035 ,164 ,047 1 ,829 ,965 -,600 ,372 2,602 1 ,107 ,549 Cari açık X41 ,001 ,002 ,117 1 ,732 1,001 ,000 ,001 ,042 1 ,838 1,000 ,0002 ,001 ,023 1 ,880 1,000 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ S&P Fitch Moody’s B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) Kamu Kamu gelirleri giderleri X51 X61 11,164 -18,870 5,833 6,087 3,663 9,612 1 1 ,056 ,002 70536,590 ,000 11,979 -18,411 5,637 5,828 4,516 9,979 1 1 ,034 ,002 159355,123 ,000 10,773 -16,130 5,499 5,198 3,838 9,631 1 1 ,050 ,002 47722,475 ,000 Bütçe açığı X71 ,328 ,203 2,615 1 ,106 1,388 -,009 ,005 3,535 1 ,060 ,991 ,045 ,025 3,155 1 ,076 1,046 Birincil açık Kamu borcu X81 X91 -,098 5,553 ,091 2,344 1,168 5,611 1 1 ,280 ,018 ,907 257,933 -,042 3,952 ,096 1,715 ,189 5,308 1 1 ,664 ,021 ,959 52,042 ,043 9,213 ,092 3,158 ,223 8,510 1 1 ,637 ,004 1,044 10030,440 Sabit -1,959 ,322 36,925 1 ,000 ,141 -2,163 ,337 41,248 1 ,000 ,115 -2,321 ,374 38,452 1 ,000 ,098 Sabit terim ve bağımsız değişkenlerin anlamlılığını test eden Wald Ki-Kare istatistiğidir. 0,95 olasılık düzeyinde; H0: Değişkenler anlamsızdır. H1: Değişkenler anlamlıdır. YS&P = (0,011*X11) + (3,807*X21) + (-0,39*X31) + (0,001*X41) + (11,164*X51) + (-18,87*X61) + (0,328*X71) + (-0,098*X81) + (5,553*X91) + (-1,959) YFitch = (-0,026*X11) + (4,237*X21) + (-0,035*X31) + (0*X41) + (11,979*X51) + (-18,411*X61) + (-0,009*X71) + (-0,042*X81) + (3,952*X91) + (-2,163) YMoody’s = (-0,029*X11) + (3,95*X21) + (-0,6*X31) + (0,0002*X41) + (10,773*X51) + (-16,13*X61) + (0,045*X71) + (0,043*X81) + (9,213*X91) + (-2,321) Bağımsız değişkenlerin önem dereceleri Wald test istatistikleri ile değerlendirildiğinde; ülke notlarının değişmesinde anlamlı olarak etki eden değişkenlerin S&P için işsizlik, kamu giderleri, kamu borcu, Fitch için işsizlik, kamu gelirleri, kamu giderleri, kamu borcu, Moody’s için işsizlik, kamu giderleri ve kamu borcu değişkenlerinin yüzde değişim oranlarıdır. Bu doğrultuda Tablo 5’de istatistiksel olarak anlamlı kabul edilen değişkenlerin marjinal etkilerine göre S&P, Fitch ve Moody’s’in kredi notunu değiştirme olasılığı gösterilmektedir. Modele göre işsizliğin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış S&P’nin kredi notunun değişme olasılığını 0,6316 birim artırmaktadır. Kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış S&P’nin kredi notunun değişme olasılığını 3,1305 birim azaltmakta, kamu borcunun GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış ise S&P’nin kredi notunun değişme olasılığını 0,9212 birim artırmaktadır. Fitch için işsizliğin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış kredi notunun değişme olasılığını 0,5978 birim artırmakta, kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış kredi notunun değişme olasılığını 1,6902 birim artırmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış kredi Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 171 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi notunun değişme olasılığını 2,5978 birim azaltmakta, kamu borcunun GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış ise kredi notunun değişme olasılığını 0,5576 birim artırmaktadır. Moody’s’in ise kredi notunun değişme olasılığını işsizliğin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış 0,5830 birim artırmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış 2,3808 birim azaltmakta ve kamu borcunun GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış 1,3598 birim artırmaktadır. Tablo 5: Lojistik Regresyona Göre Anlamlı Çıkan Sonuçların Olasılıkları Derecelendirme KuruluĢları S&P Fitch Moody’s Ekonomik Göstergeler B Marjinal Etki İşsizlik 3,807 0,6316 Kamu Giderleri -18,870 -3,1305 Kamu Borcu 5,553 0,9212 İşsizlik 4,237 0,5978 Kamu Gelirleri 11,979 1,6902 Kamu Giderleri -18,411 -2,5978 Kamu Borcu 3,952 0,5576 İşsizlik 3,950 0,5830 Kamu Giderleri -16,130 -2,3808 Kamu Borcu 9,213 1,3598 Şekil 1 genel olarak logit analizin 0-1 aralığındaki tahminleriyle gerçekleşmeleri arasındaki durumu göstermektedir. 0-0,5 aralığında “değişiklik yok” durumu geçerli olurken 0,5-1 aralığında “değişiklik var” durumu geçerli olmaktadır. Şekil 1’de modelin, Fitch için yıllık performansa göre kredi notlarında değişiklik yapıp yapmadığı gösterilmektedir. Bu analizde istatiksel sonuçları en güçlü çıkan Fitch’in şekli izleyen sayfada yer almaktadır. Fitch için 2011 yılında İrlanda’nın, 2010 yılında Yunanistan’ın, 2008 yılında İrlanda’nın notunun düşürülmesi ve 2011 yılında Türkiye’nin notunun artırılması beklenmektedir. Diğer taraftan modele göre Yunanistan’ın 2003, Türkiye’nin 2004 ve 2005, İspanya’nın 2003, İtalya’nın 2002, 2006 ve 2011 yıllarında notlarının değiştiği ancak değişmemesi gerektiği ortaya çıkmaktadır. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan işsizlik/GSYİH, kamu gelirleri/GSYİH, kamu giderleri/GSYİH ve kamu borcu/GSYİH değişkenleridir. S&P için 2001 yılında Japonya’nın notunun düşürülmesi gerekirken gecikmeli olarak düşürüldüğü, 2002 yılında da Türkiye’de not artışı yapılması gerekirken yapılmadığı gözlenmektedir. Modele göre Japonya’nın Türkiye’ye göre değişiklik yapma olasılığı daha güçlüdür. Ayrıca modele göre 2009 yılında da Türkiye’nin notunun artması gerekirken artmadığı gözlenmektedir. Diğer taraftan modele göre Yunanistan’ın 2003, ABD’nin 2011, İtalya’nın 2004, İspanya’nın ise 2004 ve 2009 yıllarında not değişikliği yaptığı ancak yapmaması gerektiği gösterilmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan işsizlik/GSYİH, kamu giderleri/GSYİH ve kamu borcu/GSYİH değişkenleridir. 172 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ Moody’s için ise yıllık performanslara göre Türkiye’nin 2002, 2009 ve 2011 yıllarında notunun artırılması gerekirken artırılmadığı gözlenmektedir. Ayrıca modele göre Türkiye’nin 2004 ve 2005 yıllarında, Yunanistan’ın 2003 yılında ve İtalya’nın 2002 yılında notlarında değişiklik yapılmasına rağmen yapılmaması gerektiği görülmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan işsizlik/GSYİH, kamu giderleri/GSYİH ve kamu borcu/GSYİH değişkenleridir. ġekil 1: Fitch Ġçin Model Tahmin ve GerçekleĢmeleri (Yıllık Performansa Göre) Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 173 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi 2.2. Aynı Yılın Uzak ve Yakın Tahmin Durumuna Göre Kredi Notları Tahmini Aynı yılın uzak ve yakın tahminlerine göre kredi notlarını tahmin etmek için aynı yılın yakın tahmini ile uzak tahminlerinin değişim oranları analize dahil edilmektedir. Analiz sonuçları aşağıda tablolar halinde incelenmektedir. Tablo 6: Modele Ait Hesaplanan Sınıflama Sonuçları Fitch Moody’s Gerçek Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik yok var yok var yok var 92 25 97 15 96 20 S&P Tahmin Değişiklik yok Değişiklik var Doğru sınıflandırma Toplam doğru sınıflandırma 1 98,9 2 7,4 3 97,0 78,3 5 25,0 2 98,0 85,0 2 9,1 81,7 Logistik regresyon modeline göre: Değişiklik yok => 0, Değişiklik var => 1 varsayımı altında model S&P için gerçek değerleri %78,3 oranında, “değişiklik yok” tahminlerini %98,9 oranında, “değişiklik var” tahminlerini ise %7,4 oranında doğru tahmin etmektedir. Fitch için gerçek değerleri tahmin etme gücü %85’dir. “Değişiklik yok” tahminlerinde %97 oranında tahmin gücüne sahiptir. “Değişiklik var” tahminlerinde ise %25 oranında tahmin gücüne sahiptir. Moody’s için ise gerçek değerleri tahmin etme gücü %81,7’dir. “Değişiklik yok” tahminlerinde model %98 oranında tahmin etme gücüne sahiptir, “değişiklik var” tahminlerinde ise %9,1 oranında doğru tahmin yürütmektedir. Model “değişiklik var” tahminlerinde ise “değişiklik yok” tahminleri kadar güçlü sonuçlar vermemektedir. Tablo 7: Ekonomik Göstergelerin Aynı Yıl Ġçin Tahminlerine Göre Lojistik Regresyon Sonuçları S&P Fitch 174 B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) Büyüme X12 ,009 ,132 ,005 1 ,944 1,009 -,444 ,293 2,302 1 ,129 ,642 İşsizlik X22 -,522 1,172 ,198 1 ,656 ,593 -,353 1,349 ,068 1 ,794 ,703 Enflasyon X32 -,167 ,199 ,710 1 ,400 ,846 ,039 ,132 ,085 1 ,770 1,039 Cari Açık X42 ,054 ,080 ,446 1 ,504 1,055 ,111 ,093 1,422 1 ,233 1,117 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ Büyüme İşsizlik Enflasyon Cari Açık X12 X22 X32 X42 B ,0004 ,140 -,199 ,092 S.E. ,148 ,929 ,215 ,087 Wald ,000 ,023 ,853 1,118 Moody’s df 1 1 1 1 Sig. ,998 ,881 ,356 ,290 Exp(B) 1,000 1,150 ,820 1,096 Kamu Bütçe Birincil Kamu Kamu Gelirleri Giderleri Açığı Açık Borcu X52 X62 X72 X82 X92 Sabit B 4,759 -4,036 ,127 ,012 2,795 -1,312 S.E. 3,446 3,472 ,081 ,009 1,774 ,244 Wald 1,907 1,351 2,496 1,748 2,483 28,978 S&P df 1 1 1 1 1 1 Sig. ,167 ,245 ,114 ,186 ,115 ,000 Exp(B) 116,667 ,018 1,136 1,012 16,367 ,269 B 17,639 -22,379 ,086 ,010 4,718 -1,867 S.E. 6,873 7,247 ,089 ,008 2,426 ,324 Wald 6,587 9,536 ,935 1,728 3,783 33,155 Fitch df 1 1 1 1 1 1 Sig. ,010 ,002 ,334 ,189 ,052 ,000 Exp(B) 45779404,340 ,000 1,090 1,010 111,951 ,155 B 9,377 -9,920 ,086 ,013 4,571 -1,629 S.E. 4,285 4,513 ,063 ,010 1,967 ,277 Wald 4,790 4,832 1,876 1,863 5,399 34,689 Moody’s df 1 1 1 1 1 1 Sig. ,029 ,028 ,171 ,172 ,020 ,000 Exp(B) 11817,755 ,000 1,089 1,013 96,666 ,196 Sabit terim ve bağımsız değişkenlerin anlamlılığını test eden Wald Ki-Kare istatistiğidir. 0,95 olasılık düzeyinde; H0: Değişkenler anlamsızdır. H1: Değişkenler anlamlıdır. YS&P = (0,009*X12) + (-0,522*X22) + (-0,167*X32) + (0,054*X42) + (4,759*X52) + (-4,036*X62) + (0,127*X72) + (0,012*X82) + (2,795*X92) + (-1,312) YFitch = (-0,444*X12) + (-0,353*X22) + (0,039*X32) + (0,111*X42) + (17,639*X52) + (-22,379*X62) + (0,086*X72) + (0,01*X82) + (4,718*X92) + (-1,867) YMoody’s= (0,0004*X12) + (0,14*X22) + (-0,199*X32) + (0,092*X42) + (9,377*X52) + (-9,92*X62) + (0,086*X72) + (0,013*X82) + (4,571*X92) + (-1,629) Bağımsız değişkenlerin önem dereceleri Wald test istatistikleri ile değerlendirildiğinde ülke notlarının değişmesinde anlamlı olarak etki eden değişkenlerin Fitch için kamu gelirleri ve kamu giderleri, Moody’s için kamu gelirleri, kamu giderleri ve kamu borcu değişkenlerinin yüzde değişim oranlarıdır. Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 175 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi Tablo 8: Lojistik Regresyona Göre Anlamlı Çıkan Sonuçların Olasılıkları Derecelendirme KuruluĢları Fitch Moody’s Ekonomik Göstergeler Kamu Gelirleri Kamu Giderleri Kamu Gelirleri Kamu Giderleri Kamu Borcu B 17,639 -22,379 9,377 -9,920 4,571 Marjinal Etki 2,4888 -3,1577 1,3840 -1,4642 0,6747 Bu doğrultuda Tablo 8’de istatistiksel olarak anlamlı kabul edilen değişkenlerin marjinal etkilerine göre Fitch ve Moody’s’in kredi notunu değiştirme olasılığı gösterilmektedir. Analize göre kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 2,4888 birim artırmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış ise 3,1577 birim azaltmaktadır. Moody’s’in ise kredi notunun değişme olasılığını kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış 1,3840 birim artırmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış 1,4642 birim azaltmakta ve kamu borcunun GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış ise 0,6747 birim artırmaktadır. Şekil 2’de Moody’s için modelin aynı yıl için yapılan uzak ve yakın tahminlere göre kredi notlarında değişiklik yapılıp yapılmadığı gösterilmektedir. Sonuçlar incelendiğinde en etkin Moody’s olduğu için Şekil olarak Moody’s gösterilmektedir. S&P için 2009 yılında Kanada’nın notunun düşürülmesi gerekirken herhangi bir değişiklik yapılmadığı gözlenmektedir. Diğer taraftan modelde İspanya’nın 2009 yılında notunda değişiklik yapılmışken yapılmaması gerektiği gösterilmektedir. Ancak model S&P için anlamlı göstergeler çıkarmamaktadır. Fitch için modele göre 2006 yılında İspanya’nın notunun yükseltilmesi beklenmektedir. Ancak zaten İspanya’nın notu AAA olduğu için bir değişiklik yapılamamıştır. 2003 ve 2004 yıllarında ise Portekiz’in notunun düşürülmesi gerekirken herhangi bir değişiklik yapılmadığı gözlenmektedir. Diğer taraftan Yunanistan’ın ve Türkiye’nin 2003 yılında notlarında değişiklik yapıldığı halde modele göre yapılmaması gerektiği gösterilmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan kamu gelirleri/GSYİH ve kamu giderleri/GSYİH değişkenleridir. Moody’s için ise Kanada’nın 2009 yılında, Japonya’nın ise 2006 yılında notunun düşürülmesi gerekirken herhangi bir değişiklik yapılmadığı gözlenmektedir. Diğer taraftan Japonya’nın 2009 yılında notunda değişiklik yapılmışken yapılmaması gerektiği gösterilmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan kamu gelirleri/GSYİH, kamu giderleri/GSYİH ve kamu borcu/GSYİH değişkenleridir. 176 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ ġekil 2: Moody’s Ġçin Model Tahmin ve GerçekleĢmeleri (Uzak ve Yakın Tahminlere Göre) 2.3. Ġki Yıllık Tahminlere Göre Kredi Notları Tahmini İki yıllık tahminlere göre kredi notlarını tahmin etmek için önceki iki yılın gerçekleşme ortalamaları ile takip eden iki yılın tahmin ortalamalarının değişim oranları analize dahil edilmektedir. Analiz sonuçları aşağıda tablolar halinde incelenmektedir. Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 177 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi Tablo 9: Modele Ait Hesaplanan Sınıflama Sonuçları Fitch Moody’s Gerçek Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik yok var yok var yok var 91 16 98 15 94 12 S&P Tahmin Değişiklik yok Değişiklik var Doğru sınıflandırma Toplam doğru sınıflandırma 2 11 2 5 4 10 97,8 40,7 98,0 25,0 95,9 45,5 85,0 85,8 86,7 Lojistik regresyon modeline göre; Değişiklik yok => 0, Değişiklik var => 1 varsayımı altında model S&P için gerçek değerleri %85,0 oranında doğru tahmin etmektedir, “değişiklik yok” tahminlerini %97,8 oranında doğru tahmin etmektedir. Fitch için gerçek değerleri tahmin etme gücü %85,8’dir. “Değişiklik yok” tahminlerinde %98 oranında güce sahiptir. Moody’s için ise gerçek değerleri tahmin etme gücü %86,7’dir. “Değişiklik yok” tahminlerinde ise model % 95,9 oranında tahmin gücüne sahiptir. Model “değişiklik var” tahminlerinde ise sırasıyla S&P için %40,7, Fitch için %25 ve Moody’s için %45,5 oranında tahmin yapmaktadır. Tablo 10: Ekonomik Göstergelerin Ġki Yıllık Tahminlerine Göre Lojistik Regresyon Sonuçları S&P Fitch Moody’s 178 B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) Büyüme X13 -,105 ,093 1,295 1 ,255 ,900 -,072 ,092 ,623 1 ,430 ,930 -,042 ,092 ,212 1 ,645 ,958 İşsizlik X23 -1,510 1,943 ,605 1 ,437 ,221 -2,688 2,212 1,477 1 ,224 ,068 -4,200 2,276 3,404 1 ,065 ,015 Enflasyon X33 -,030 ,123 ,060 1 ,807 ,970 ,096 ,190 ,255 1 ,614 1,101 -,324 ,221 2,156 1 ,142 ,723 Cari Açık X43 ,152 ,141 1,153 1 ,283 1,164 ,253 ,131 3,751 1 ,053 1,288 ,135 ,154 ,767 1 ,381 1,144 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ S&P Fitch Moody’s B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) B S.E. Wald df Sig. Exp(B) Kamu Gelirleri Kamu Giderleri X53 X63 -8,622 13,277 4,432 4,293 3,784 9,563 1 1 ,052 ,002 ,000 583384,444 -9,687 13,322 4,794 4,672 4,083 8,131 1 1 ,043 ,004 ,000 610562,984 -9,118 14,030 4,612 4,526 3,909 9,610 1 1 ,048 ,002 ,000 1238649,981 Bütçe Açığı X73 -,161 ,248 ,420 1 ,517 ,851 -,385 ,325 1,402 1 ,236 ,681 -,056 ,195 ,083 1 ,773 ,945 Birincil Açık X83 -,022 ,033 ,443 1 ,506 ,978 ,030 ,034 ,800 1 ,371 1,031 -,012 ,031 ,160 1 ,689 ,988 Kamu Borcu X93 -5,229 2,302 5,161 1 ,023 ,005 -1,139 2,311 ,243 1 ,622 ,320 -3,312 2,416 1,879 1 ,170 ,036 Sabit -1,740 ,315 30,593 1 ,000 ,175 -1,959 ,328 35,556 1 ,000 ,141 -2,019 ,351 33,160 1 ,000 ,133 Sabit terim ve bağımsız değişkenlerin anlamlılığını test eden Wald Ki-Kare istatistiğidir. H0: Değişkenler anlamsızdır. H1: Değişkenler anlamlıdır. YS&P = (-0,105*X13) + (-1,51*X23) + (-0,03*X33) + (0,152*X43) + (-8,622*X53) + (13,277*X63)+ (-0,161*X73)+ (-0,022*X83)+ (-5,229*X93)+ (-1,74) YFitch = (-0,072*X13) + (-2,688*X23) + (0,096*X33) + (0,253*X43) + (-9,687*X53) + (13,322*X63) + (-0,385*X73) + (0,03*X83) + (-1,139*X93) + (-1,959) YMoody’s = (-0,042*X13) + (-4,2*X23) + (-0,324*X33) + (0,135*X43) + (-9,118*X53) + (14,03*X63) + (-0,056*X73) + (-0,012*X83) + (-3,312*X93) + (-2,019) Bağımsız değişkenlerin önem dereceleri Wald test istatistikleri ile değerlendirildiğinde; ülke notlarının değişmesinde anlamlı olarak etki eden değişkenlerin S&P için kamu giderleri, kamu borcu; Fitch için kamu gelirleri, kamu giderleri; Moody’s için kamu gelirleri, kamu giderleri değişkenlerinin yüzde değişim oranlarıdır. Tablo 11: Lojistik Regresyona Göre Anlamlı Çıkan Sonuçların Olasılıkları Derecelendirme KuruluĢları S&P Fitch Moody’s Ekonomik Göstergeler Kamu Giderleri Kamu Borcu Kamu Gelirleri Kamu Giderleri Kamu Gelirleri Kamu Giderleri Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 B 13,277 -5,229 -9,687 13,322 -9,118 14,030 Marjinal Etki 2,2027 -0,8675 -1,3668 1,8797 -1,3458 2,0708 179 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi Bu doğrultuda Tablo 11’de istatistiksel olarak anlamlı kabul edilen değişkenlerin marjinal etkilerine göre S&P, Fitch ve Moody’s’in kredi notunu değiştirme olasılığı gösterilmektedir. Analize göre kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birim artış S&P’nin kredi notunun değişme olasılığını 2,2027 birim artırmakta, kamu borcunun GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış ise S&P’nin kredi notunun değişme olasılığını 0,8675 birim azaltmaktadır. Kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 1,3668 birim azaltmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 1,8797 birim artırmaktadır. Moody’s’in ise kredi notunun değişme olasılığını, kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış 1,3458 birim azaltmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış 2,0708 birim artırmaktadır. Şekil 3’de Fitch için modelin iki yıllık tahminlere göre kredi notlarında değişiklik yapılıp yapılmadığı gösterilmektedir. Sonuçlar incelendiğinde en etkin Fitch olduğu için Şekil olarak Fitch gösterilmektedir. S&P için 2002 ve 2009 yılında Türkiye’de not artışı yapılması gerekirken yapılmadığı gözlenmektedir. Diğer taraftan Türkiye’nin 2003 yılında, İspanya’nın ise 2004 yılında yapılan not değişikliklerine gerek olmadığı gösterilmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan kamu giderleri/GSYİH ve kamu borcu/GSYİH değişkenleridir. Moody’s için ise Türkiye’nin 2002, 2009 ve 2011 yıllarında notunun artırılması gerekirken artırılmadığı ve İrlanda’nın 2008 yılında notunun düşürülmesi gerekirken düşürülmediği gözlenmektedir. Diğer taraftan Türkiye’nin 2004, İtalya’nın 2002, Yunanistan’ın 2003 yıllarında not değişikliği yapıldığı halde not değişikliğine gerek olmadığı gösterilmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan kamu gelirleri/GSYİH ve kamu giderleri/GSYİH değişkenleridir. Fitch için 2003 ve 2011 yılında İrlanda’nın notunun düşürülmesi gerekirken değişiklik yapılmadığı gözlenmektedir. Ayrıca Türkiye’nin 2004 ve 2007 yıllarında notlarında değişiklik yapıldığı halde yapılmaması gerektiği gözlenmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan kamu gelirleri/GSYİH ve kamu giderleri/GSYİH değişkenleridir. 180 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ ġekil 3: Fitch Ġçin Model Tahmin ve GerçekleĢmeleri (Ġki yıllık tahminlere göre) Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 181 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi 2.4. Tüm Tahmin ve GerçekleĢmelerin Kredi Notlarına Etkisi Önceki analizlerde her bir bölümde tüm bağımsız değişkenlerin dahil edilmesi ile elde edilen modeller incelenmektedir. Bu aşamada ise modele dahil edilen değişkenler kriterlere uymayanların teker teker çıkartılmasıyla en uygun model elde edilmiştir. Bunun için geriye doğru adımsal çıkarma yöntemiyle değişkenler seçilmiştir. Tablo 12: Modele Ait Hesaplanan Sınıflama Sonuçları Fitch Moody’s Gerçek Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik Değişiklik yok var yok var yok var 92 14 98 11 95 12 S&P Tahmin Değişiklik yok Değişiklik var Doğru sınıflandırma Toplam doğru sınıflandırma 1 13 2 9 3 10 98,9 48,1 98,0 45,0 96,9 45,5 87,5 89,2 87,5 Lojistik regresyon modeline göre; Değişiklik yok => 0, Değişiklik var => 1 varsayımı altında model S&P için gerçek değerleri %87,5 oranında doğru tahmin etmektedir, “değişiklik yok” tahminlerini %98,9, “değişiklik var” tahminlerini %48,1 oranında doğru tahmin etmektedir. Fitch için gerçek değerleri tahmin etme gücü %89,2’dir. “Değişiklik yok” tahminlerinde %98 oranında, “değişiklik var” tahminlerinde ise %45 oranında tahmin gücüne sahiptir. Moody’s için ise gerçek değerleri tahmin etme gücü %87,5’dir. “Değişiklik yok” tahminlerinde model %96,9 oranında, “değişiklik var” tahminlerinde ise %45,5 oranında tahmin edebilme gücüne sahiptir. Tablo 13: Ekonomik Göstergelerin Tüm Tahmin ve GerçekleĢmelerine Göre Lojistik Regresyon Sonuçları 1 S&P Bütçe İşsizlik Giderleri Açığı X21 X61 X81 2 3 Kamu Kamu Kamu Borcu Giderleri Gelirleri X91 X62 X53 Sabit -1,974 B 3,623 -26,118 ,394 11,165 9,459 -12,709 S.E. 1,985 7,072 ,222 3,754 4,335 5,142 ,357 Wald 3,330 13,638 3,164 8,846 4,761 6,110 30,586 df Sig. Exp (B) 182 Kamu 1 1 1 1 1 1 1 ,068 ,000 ,075 ,003 ,029 ,013 ,000 37,458 ,000 1,483 70639,384 12819,041 ,000 ,139 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ Fitch X61 X71 X91 Bütçe Açığı Kamu X52 Giderleri Kamu X12 Gelirleri Büyüme Kamu Borcu Birincil Açık Kamu X51 2 Giderleri Kamu Gelirleri 1 X62 X82 B 45,937 -31,641 -,216 6,196 -,648 25,903 -27,450 S.E. 15,539 11,870 ,117 2,587 ,332 8,549 8,441 ,103 Wald 8,739 7,106 3,433 5,736 3,801 9,182 10,577 3,306 df Sig. Exp(B) 1 1 1 1 1 1 1 1 ,003 ,008 ,064 ,017 ,051 ,002 ,001 ,069 89,1E14 ,000 ,806 490,91 3 ,523 17,8E10 ,000 1,207 Birincil açık Kamu gelirleri Kamu giderleri X53 Fitch ,188 X63 Sabit X73 B 37,882 -24,719 ,145 S.E. 13,963 11,222 ,063 ,510 Wald 7,361 4,852 5,282 29,865 df 1 1 1 1 ,007 ,028 ,022 ,000 28,3E14 ,000 1,156 ,062 Sig. Exp(B) -2,784 1 2 3 Bütçe Açığı Kamu Borcu Kamu Gelirleri İşsizlik Enflasyon Kamu Giderleri X61 B Moody’s X81 -12,936 X91 X52 X23 X33 ,066 4,092 12,220 -6,473 Sabit -,867 -2,087 ,483 ,369 S.E. 3,893 ,025 2,476 4,529 2,291 Wald 11,040 6,736 2,732 7,281 7,985 1 1 1 1 1 1 1 df 3,226 32,021 Sig. ,001 ,009 ,098 ,007 ,005 ,072 ,000 Exp(B) ,000 1,068 59,864 202898,425 ,002 ,420 ,124 Sabit terim ve bağımsız değişkenlerin anlamlılığını test eden Wald Ki-Kare istatistiğidir. H0: Değişkenler anlamsızdır. H1: Değişkenler anlamlıdır. YS&P = (3,623*X21) + (-26,118*X61) + (0,394*X81) + (11,165*X91) + (9,459*X62) (-12,709*X53) + (-1,974) YFitch = (45,937*X51) + (-31,641*X61) + (-0,216*X71) + (6,196*X91) + (-0,648*X12) (25,903*X52) + (-27,45*X62) + (0,188*X82) + (37,882*X53) + (-24,719*X63) (0,145*X73)+ (-2,784) YMoody’s = (-12,936*X61) + (0,066*X81) + (4,092*X91) + (12,22*X52) + (-6,473*X23) (-0,867*X33) + (-2,087) + + + + Bağımsız değişkenlerin önem dereceleri Wald test istatistikleri ile değerlendirildiğinde; ülke notlarının değişmesinde anlamlı olarak etki eden Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 183 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi değişkenler, S&P için yıllık performanslara göre kamu giderleri ve kamu borcu, aynı yıl için yapılan tahminlere göre kamu giderleri, iki yıllık tahminlere göre ise kamu gelirleri değişkenleri, Fitch için yıllık performanslara göre kamu gelirleri, kamu giderleri ve kamu borcu, aynı yıl için için yapılan tahminlere göre kamu gelirleri ve kamu giderleri, iki yıllık tahminlere göre ise kamu gelirleri, kamu giderleri ve birincil açık değişkenleri, Moody’s için yıllık performanslara göre kamu giderleri ve bütçe açığı, aynı yıl için yapılan tahminlere göre kamu gelirleri ve iki yıllık tahminlere göre ise işsizlik değişkenlerinin yüzde değişim oranlarıdır. Tablo 14: Lojistik Regresyona Göre Anlamlı Çıkan Sonuçların Olasılıkları Derecelendirme KuruluĢları Değerlendirmeler Ekonomik Göstergeler B Marjinal Etki Yıllık Performans Kamu Giderleri Kamu Borcu Kamu Giderleri Kamu Gelirleri Kamu Gelirleri Kamu Giderleri Kamu Borcu Kamu Gelirleri Kamu Giderleri Kamu Gelirleri Kamu Giderleri Birincil Açık Kamu Giderleri Bütçe Açığı Kamu Gelirleri İşsizlik -26,118 11,165 9,459 -12,709 45,937 -31,641 6,196 25,903 -27,450 37,882 -24,719 0,145 -12,936 0,066 12,220 -6,473 -4,3329 1,8523 1,5692 -2,1084 6,4817 -4,4645 0,8743 3,6549 -3,8732 5,3452 -3,4878 0,0205 -1,9094 0,0097 1,8037 -0,9554 S&P Aynı Yıl Tahminler İki Yıllık Tahminler Yıllık Performans Fitch Aynı Yıl Tahminler İki Yıllık Tahminler Yıllık Performans Moody’s Aynı Yıl Tahminler İki Yıllık Tahminler Bu doğrultuda Tablo 14’de istatistiksel olarak anlamlı kabul edilen değişkenlerin marjinal etkilerine göre S&P, Fitch ve Moody’s’in kredi notunu değiştirme olasılığı gösterilmektedir. Analize göre S&P’nin yıllık performansa göre verdikleri kredi notlarında, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birim azalış, kredi notunun değişme olasılığını 4,3329 birim azaltmakta, kamu borcunun GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış ise S&P’nin kredi notunun değişme olasılığını 1,8523 birim artırmaktadır. Aynı yıl için yapılan tahminlerde kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış, kredi notunun değişme olasılığını 1,5692 birim artırmaktadır. İki yıllık tahminlerde ise kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış S&P’nin kredi notunun değişme olasılığını 2,1084 birim azaltmaktadır. Fitch için yıllık performansa göre kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 6,4817 birim artırmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 4,4645 birim azaltmakta, kamu borcunun GSYİH’ye oranındaki bir birim artış ise kredi notunun değişme olasılığını 0,8743 birim artırmaktadır. Aynı yıl için yapılan 184 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ tahminlerde, kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 3,6549 birim artırmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 3,8732 birim azaltmaktadır. İki yıllık tahminlerde ise kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 5,3452 birim artırmakta, kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 3,4878 birim azaltmakta, birincil açığın GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış ise Fitch’in kredi notunun değişme olasılığını 0,0205 birim artırmaktadır. Moody’s’in ise kredi notunun değişme olasılığını yıllık performansa göre kamu giderlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış 1,9094 birim azaltmakta, bütçe açığının GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış 0,0097 birim artırmaktadır. Aynı yıl için yapılan tahminlerde, kamu gelirlerinin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik artış Moody’s’in kredi notunun değişme olasılığını 1,8037 birim artırmaktadır. İki yıllık tahminlerde ise işsizliğin GSYİH’ye oranındaki bir birimlik azalış Moody’s’in kredi notunun değişme olasılığını 0,9554 birim azaltmaktadır. Şekil 4’de S&P için modelin yıllık performans, aynı yıl tahminler ve iki yıllık tahminlere göre kredi notlarında değişiklik yapılması ya da yapılmaması gerektiği gösterilmektedir. Sonuçlar incelendiğinde en etkin S&P olduğu için Şekil olarak S&P’nin şekli gösterilmektedir. Bu doğrultuda S&P için 2002 yılında Türkiye’de not artışı yapılması gerekirken yapılmadığı gözlenmektedir. Ayrıca, 2008 yılında İngiltere’nin notunun düşürülme ihtimali düşük olsa da gözlenmektedir. Diğer taraftan Türkiye’nin 2004 yılı notunda değişiklik yapıldığı halde yapılmaması gerektiği gösterilmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan kamu giderleri/GSYİH ve kamu borcu/GSYİH değişkenleridir. Fitch için 2003 ve 2011 yılında İrlanda’nın notunun düşürülmesi gerekirken değişiklik yapılmadığı gözlenmektedir. Ayrıca, Yunanistan ve İspanya’nın 2003 yılında notlarında değişiklik yapıldığı halde yapılmaması gerektiği gösterilmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan kamu gelirleri/GSYİH, kamu giderleri/GSYİH, birincil açık/GSYİH ve kamu borcu/GSYİH değişkenleridir. Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 185 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi ġekil 4: S&P Ġçin Model Tahmin ve GerçekleĢmeleri (Tüm tahmin ve gerçekleĢmelere göre) 186 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 E. BALIKÇIOĞLU, H.H. YILMAZ Moody’s için ise Türkiye’nin 2002 ve 2011 yıllarında notunun artırılması gerekirken artırılmadığı ve Portekiz’in 2005 yılında notunun düşürülmesi gerekirken yeterince düşürülmediği gözlenmektedir. Diğer taraftan Moody’s tarafından Yunanistan’ın 2003, İtalya’nın 2002 ve Türkiye’nin 2004 yıllarında not değişikliği yapıldığı halde yapılmaması gerektiği gösterilmektedir. Burada değişiklik olup olmamasına karar veren değişken model için anlamlı çıkan ve yüksek Wald değerine sahip olan işsizlik/GSYİH, kamu gelirleri/GSYİH, kamu giderleri/GSYİH ve bütçe açığı/GSYİH değişkenleridir. Sonuç ve Değerlendirme Yaşanan son dönem küresel kriz kredi derecelendirme kuruluşları açısından bir tür itibar kaybı niteliğinde sonuçlar ortaya koysa da özellikle krizle mücadeleye yönelik politikaların varlığı ve uluslararası kuruluşların yaklaşımı önümüzdeki dönemde kredi derecelendirme kuruluşlarının ülkelerin maliye politikaları üzerinde etkili olmaya devam edeceğini göstermektedir. Bu yüzden ülkelerin kredi notunu belirleyen faktörlerin belirleyiciliğinde kredi derecelendirme kuruluşlarının davranışlarını izleme anlamında özellikle ekonomik kriz öncesi ve sonrası dönemlerde uyguladıkları modellerin incelenmesi ve yaşanan sonuçlara göre değerlendirilmesi bugün daha da önemli hale gelmiştir. Çalışmada kredi derecelendirme kuruluşlarının kredi notu verirken kullandıkları derecelendirme kriterlerinin neler olduğunu, maliye politikası araçlarının kredi notu üzerinde herhangi bir etkisi olup olmadığını ve yaptıkları tahminlerin tutarlı olup olmadığını sorgulamak amacıyla logit modeli uygulanmıştır. Çalışmanın sonucunda kredi notları üzerinde maliye politikası değişkenlerinden özellikle kamu geliri, kamu gideri ve borçlanmanın gerek ülkelerin gerçekleşmiş verileri gerekse projeksiyonları üzerinde etkili olduğu gözlenmiştir. Ancak modelde ekonominin yapısalları içinde bulunan büyüme, enflasyon ve cari işlemler açığı gibi değişkenlerin kredi notları üzerindeki etkisi beklendiği şekilde gözlenmemiş sadece işsizliğin sınırlı bir şekilde etkili olduğu gözlenmiştir. Literatür incelendiğinde de geçmiş yıllarda makro parametrelerin daha etkili olduğu ancak son dönemlerde mali parametrelerin makro parametrelerden daha çok etkili olduğu gözlenmektedir. Modele göre ABD, İngiltere ve Almanya gibi gelişmiş ülkelerin kredi notlarında değişiklik yapılması gereken dönemlerde değişiklik yapılmadığı, daha düşük gelişmişlik düzeyine sahip olan Türkiye, Yunanistan, Portekiz ve İrlanda gibi ülkelerin ise kredi notlarında bazı yıllarda beklenen değişikliklerin olmadığı görülmüştür. Ayrıca modelin tahminine göre kredi derecelendirme kuruluşlarının not değişikliklerinde gecikmeli hareket ettiği, bazı durumlarda objektif olmadığı gözlenmiştir. Sonuç olarak kredi notları üzerinde makro parametrelerin etkisinin daha sınırlı görünmesi kredi derecelendirme kuruluşlarının kredi notlarını belirlerken kullandıkları modellerin bütünsel bir nitelik taşımadığını ağırlıklı olarak hükümetlerin politik kararlıklarının işareti olan maliye politikası üzerinden bir değerlendirme yapıldığını söyleyebiliriz. Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013 187 Ülkelerin Finansal Açıdan Kredi Notlarını Etkileyen Faktörler ve Kredi Derecelendirme Kuruluşlarının Bu Faktörler Çerçevesinde Değerlendirilmesi Kaynakça Afonso, A. (2002), “Understanding The Determinants of Government Debt Ratings: Evidence forhe the Two Leading Agencies”, Department of Economics and Research Center on the Portuguese Economy (CISEP), Lisbon. Afonso, A., Gomes, P. ve Rother, P. (2011), “Short and Long Run Determinants of Sovereign Debt Credit Ratings”, International Journal of Finance and Economics, 16, 1-15. Allison, P.D. (2000), Logistic Regression Using The SAS System, 2. Edition, Cary: SAS Institude. Almendros, S.D., Benitez-Parejo, N. ve Gonzalez-Ramirez, A.R. (2011), “Logistic Regression Models”, Allergol Immunopathol (Madr), 39(5), 295-305. Bissoondoyal-Bheenick, E., Brooks, R. ve Y.N. Yip, A. (2005) “Determinants of Sovereign Ratings: A Comparison of Case-Based Reasoning and Ordered Probit Approaches”, Working Paper, Department of Econometrics and Business Statistics. Cantor, R. ve Packer, F. (1996), “Determinants and Impact of Sovereign Credit Ratings”, Economic Policy Review, Federal Reserve Bank of New York, November, 37-53. Canuto, O., Santos, P.F.P. ve Porto, P.C. (2004), “Macroeconomics and Sovereign Risk Ratings”, www.worldbank.org Emara, N. (2012), Inflation Volatility, Financial Institutions, and Sovereign Debt Rating, Journal of Development and Economic Policies, 14(1), 1-44. Ferri G., Liu, L.G. ve Stiglitz, J.E. (1999), “The Procyclical Role of Rating Agencies: Evidence from the East Asian Crisis”, Economic Notes, 28(3), 335355. Halim, A.A., Nurazira, M.D.S. ve Ainulashikin, M. (2008), “Sovereign Credit Ratings and Macroeconomic Variables: An Empirical Analysis on Dynamic Linkagesin Malaysia Using Bound Test Approach”, The Icfai University Journal of Applied Economics, VII(6), 29-39. Gültekin-Karakaş, D., Hisarcıklılar, M. ve Öztürk, H., (2011), “Sovereign Risk Ratings: Biased Toward Developed Countries?”, Emerging Markets Finance & Trade, 47(2), 69–87. Gür, T. (2000), “Ülke Riskinin Belirlenmesinde Yöntemler”, H.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 18(2): 119-139. Iyengar, S. (2010), “Are Sovereign Credit Ratings Objective and Transparent?”, The IUP Journal of Financial Economics, Vol. VIII, No.3. Mellios, C. ve Paget-Blanc, E., (2006), “Which Factors Determine Sovereign Credit Ratings?”, The European Journal of Finance, Volume 12, Issue 4, pp.361-377. Mora, N. (2006), “Sovereign Credit Ratings: Guilty Beyond Reasonable Doubt”, Journal of Banking & Finance, 30, 2041-2062. Mulder, C. ve Perrelli, R.A. (2001), “Foreign Currency Credit Ratings for Emerging Market Economics, IMF Working Paper, No. 01/ 191. Şahinöz, S. ve Gönenç, R. (2011), “Determinants of Credit Ratings, Sovereign Bond Spreads and Real Interest Rates In Emerging Markets”, İktisat İşletme ve Finans, 26(305), 9-35. 188 Maliye Dergisi Sayı 165 Temmuz-Aralık 2013
