Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi

Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi: Birbirlerini Aynı Yönde mi Etkiler? …
Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi: Birbirlerini Aynı Yönde mi
Etkiler? Türkiye Örneği
Selim KAYHAN1
Uğur ADIGÜZEL2
Ferhat Şirin SÖKMEN3
Özet
Bu çalışmanın amacı Türkiye ekonomisinde 1987 ve 2014 yılları arasında farklı şok
tiplerinde ve farklı zaman boyutlarında ticaret açıkları ile kamu harcamaları değişkenleri
arasındaki nedensellik ilişkisinin belirlenmesidir. Böylelikle Türkiye ekonomisinde ikiz
açıklar hipotezinin geçerliliğini test ederken kamu harcamalarının dış ticaret açıklarını
açıklamada daha etkili olup olmadığını test etmiş olacağız. Bunu yapmak için ise Hatemi-J
ve Roca (2014) tarafından geliştirilen asimetrik nedensellik testi ile Breitung ve Candelon
(2006) tarafından geliştirilen frekans alanı nedensellik testi kullanılmaktadır. Testlerden
elde edilen sonuçlar değişkenler arasında çift yönlü nedenselliğin olduğunu göstermektedir.
Kamu harcamalarından dış ticarete doğru nedensellik uzun dönemde ortaya çıkmakta iken
ters nedensellik daha kısa zaman periyodunda yaşanmaktadır. Asimetrik nedensellik analizi
sonuçları, diğer nedensellik analizlerinden farklı olarak kamu harcamalarındaki artışın dış
ticaret açığını düşüreceğini göstermektedir. Bu sonuç ikiz açıklar hipotezi yerine ikiz
uzaksama hipotezinin Türkiye ekonomisi için geçerli olabileceğini göstermektedir.
Anahtar Kelimeler: Asimetrik nedensellik, kamu harcamaları, dış ticaret açığı, ikiz açık
hipotezi.
JEL Kodları: H50, F32, H62
Abstract
The purpose of this study is to determine the causality between trade deficits and
government expenditures for the Turkish economy in different time horizons and in the
case of different shock types between year 1987 and 2014. By doing so we aim to
understand whether twin deficit hypothesis is valid in the Turkish economy or government
expenditures have more ability to see the movements of trade deficit. To do this, we employ
asymmetric causality test developed by Hatemi-J and Roca (2014), frequency domain
causality test developed by Breitung and Candelon (2006) and rolling windows causality
test developed by Balcılar et al.(2010) methods. Results obtained from all tests imply that
there is a bi-directional causality between variables. The causation linkage from government
expenditures to trade deficit occurs in long run while reverse causation linkage occurs in the
shorter time period. Different from other causality analyses, asymmetric causality analysis
results indicate that an increase in government expenditures reduces trade deficit contrarily
1
Öğretim Üyesi, Necmettin Erbakan Üniversitesi, İktisat Bölümü, Konya / TÜRKİYE
Öğretim Üyesi, Cumhuriyet Üniversitesi, Uluslararası Ticaret ve Lojistik Bölümü, Sivas /
TÜRKİYE
3
Öğretim Görevlisi, Şırnak Üniversitesi, Muhasebe ve Vergi Uygulamaları Bölümü, Şırnak /
TÜRKİYE
2
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
137
S.KAYHAN, U.ADIGÜZEL ve F.Ş. SÖKMEN
to existing literature. This means twin divergence hypothesis might be valid in the Turkish
economy instead of twin deficit hypothesis.
1. GİRİŞ
Dış ticaret açıkları ile ilgili geleneksel görüş dış ticaretteki açığın temelinde kamu
bütçesinin olduğunu vurgularken ikiz açık hipotezi olarak adlandırmaktadır. Bütçe
açığının dış ticaret açığı üzerindeki etkisi kamu bütçesinin bileşenleri tarafından
açıklamak mümkündür. Bunlar kamu harcamaları ve vergilerdir. Klasik görüşe göre
kamunun borçlanması yurtiçindeki fon arzının azalmasna neden olmaktadır. Bu ise
yurtdışından fon akışına neden olacaktır ki kısaca kamu harcamaları bütçe açığı
kanalı ile dış açığa neden olmaktadır (Bernheim, 1998: 2). Araştırmacılardan bir
kısmı ikiz açık hipotezini incelerken bütçe dengesi yerine kamu harcamalarını
analizlerinde kullanmış ve anlamlı sonuçlar elde etmişlerdir. Mankiw (2006),
Elwell (2008) and Kayhan et al. (2013) çalışmalarında kamu harcamaları ile dış
ticaret açıkları arasında ilişki olduğuna dair kanıtlar elde etmişlerdir.
Öte yandan diğer bir grup iktisatçı ikiz açıklar hipotezinin geçerliliği konusunda
aksini iddia etmişler ve mali politikalar ile dış ticaret açıkları arasındaki ilişkinin
ters yönlü olduğunu ikiz açık yerine ikiz ayrışmadan bahsedilebileceğini
söylemişlerdir. Bu yazarlar arasında Kim and Roubini (2008), Muller (2008) ve
Blanchard ve Perotti (2008) bulunmaktadır.
Bu noktada Türkiye ekonomisinde yaşanan son gelişmeler Kim ve Roubini (2008)
çalışması çerçevesinde değerlendirilebilir. Zira yüksek bütçe açıklarının yaşandığı
Türkiye ekonomisinde 2002 yılından itibaren uygulanan istikrar politikaları
çerçevesinde sağlanan mali disiplin bütçe açıklarının azalmasına da neden olmuştur.
Bütçe açığının gayri safi yurtiçi hasılaya oranı 2001 yılında % 16 seviyesinde iken
2005 yılında % 1,7 oranına düşmüştür. Öte yandan dış ticaret açıklarında herhangi
bir iyileşmeden bahsetmenin mümkün olmadığı görülmektedir. Çünkü özellikle
küresel finans krizinden sonraki dönemde dış ticaret açıklarının gayri safi yurtiçi
hasılaya oranı giderek artmış ve rekor seviyelere ulaşmıştır. Türkiye İstatistik
Kurumu rakamlarına göre 2001 yılında toplam ihracat ve ithalat arasındaki fark
ithalat lehine 10 milyar Amerikan doları seviyesinde iken 2011 yılında aradaki fark
106 milyar Amerikan doları düzeyine çıkmıştır.
Mali disiplinin sağlanması ile bütçe açığındaki iyileşmeye rağmen kamu
harcamalarında herhangi bir düşüş yaşanmamış, tersine kamu harcamalarında ciddi
artış yaşanmış, bunun yanında tahsil edilen gelir miktarı da artarak kamu
harcamalarını telafi etmiştir. Aynı dönemde kamu harcamaları 46,7 milyar
Amerikan dolarından 230 milyar Amerikan doları seviyesine yükselmiştir.
138
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi: Birbirlerini Aynı Yönde mi Etkiler? …
Türkiye ekonomisinde ikiz açıklar hipotezini inceleyen çalışmalar arasında
Akbostancı and Tunç (2002), Acaravcı and Öztürk (2008), Gök and Altay (2007),
Yapraklı (2010), Günaydın (2004), Ünsal (2006), Sever and Demir (2007), Çelik
vd. (2008) ve Erdinç’e (2008) bulunmaktadır. Çalışmaların genelinde ikiz açıklar
hipotezinin geçerliliği savunulsa da ele alınan dönemin elde edilen sonuçlar
üzerinde etkili olduğunu söylemek mümkündür.
Bu açıklamalar ışığında bu çalışmanın amacı kamu harcamaları ile dış ticaret
açıkları arasındaki ilişkinin incelenmesi ve 1987 – 2014 döneminde türkiye’de bahsi
geçen hipotezlerden hangisinin geçerli olduğunu belirlemektir. Bu çalışma
kamunun harcamalar yolu ile dış ticaret açıkları üzerinde nasıl etkili olduğunu
anlamak açısından önemli bilgiler vermektedir. Diğer yandan çalışmada kullanılan
asimetrik nedensellik analizi ile değişkenler arasındaki asimetrik ilişkilerin ortaya
çıkarılması mümkün olacaktır. Ayrıca frekans alanı nedensellik analizi ile birlikte
değişkenler arasındaki ilişkinin farklı zaman boyutlarında nasıl değişkenlik
gösterdiği incelenebilecektir.
Bir sonraki bölümde kamu harcamaları ile dış ticaret açıkları arasındaki ilişkiyi
inceleyen literatüre yer verilecektir. Üçüncü bölümde ekonometrik teoriden
bahsedilecek ve devamında ampirik sonuçlara yer verilecektir. Sonuç kısmında ise
elde edilen bulgular yorumlanarak politika önerileri yapılacaktır.
2. Literatür
Konu ile ilgili ilk çalışmalarda dış ticaret dengesizlikleri bütçe açıkları aracılığı ile
açıklanmaya çalışılmıştır. Buna göre bütçede oluşacak açık dış ticaret dengesinin de
bozulmasına neden olacaktır. Darrat (1988), Bahmani-Oskooee (1989), Abell
(1990), Rosenssweig ve Tallman (1993), Vamvoukas (1997), Fidrmuc (2003),
Pattichis (2004), Saleh vd. (2005), Baharumshah ve Lau (2007) ve Bagheri et al.
(2012) ikiz açıklar hipotezini uluslararası literatürde destekleyen çalışmalar
arasındadır.
Mankiw (2006) and Elwell (2008) ikiz açıklar hipotezini kamu harcamaları
üzerinden değerlendirmiş ve literatür ile uyumlu sonuçlar elde etmiştir. Zira onlara
göre artan kamu harcamaları bütçe açığı oluşturup oluşturmadığına bakılmaksızın
dış ticaret açıklarına neden olmaktadır. Öte yandan Müller (2008), Blanchard ve
Perotti (2002) ve Kim ve Roubini (2008). Kamu harcamaları ile dış açıklar
arasındaki ilişkinin geleneksel açıklamalarına aykırı sonuçlar bulmuşlardır. Onlara
göre kamu harcamalarındaki artış nominal döviz kurunun artmasına ve net
ihracatın artmasına neden olacaktır. Bu durumda değişkenler arasındaki ilişki kamu
harcamalarından dış açıklara doğrudur. Fakat nedensellik aynı yönlü değil ters
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
139
S.KAYHAN, U.ADIGÜZEL ve F.Ş. SÖKMEN
yönlüdür. Kim ve Roubini
adlandırmaktadır.
(2008) bu durumu ikiz
ayrıksama olarak
3. Metodoloji
Bu çalışmada kamu harcamaları ve dış ticaret açıkları arasındaki ilişkiyi incelemek
amacı ile iki farklı nedensellik metodu kullanılmaktadır. Bunlardan birincisi
Hatemi-J ve Roca (2014) tarafından geliştirilen asimetrik nedensellik metodudur.
Bu metot ile değişkenler arasındaki nedenseliğin varlığından öte, bu nedenselliğin
farklı şok tiplerindeki davranışları incelenebilmektedir. Zira ekonomik değişkenler
arasındaki ilişki negatif ve pozitif şoklara farklı tepki verebilmektedir. Örneğin bir
değişkendeki pozitif şoka diğer değişken negatif tepki verirken şokun negatife
dönmesi durumunda tepki ortadan koybolabilmektedir.
Kullanılan ikinci metot ise Breitung ve Candelon (2006) tarafından geliştirilen
frekans alanı nedensellik analiz metodudur. Bu nedensellik analizi değişkenler
arasındaki ilişkinin zaman boyutundaki değişmelerini incelemektedir. Bilindiği
üzere ekonomik analizlerde yapılan kısa ve uzun dönem ayrımları değişkenlerin
farklı zaman frekanslarında davranışlarında farklılıklar meydana gelebileceğinden
dolayı üretilmiştir. İşte bu farklılığın ölçülmesi adına frekans alanı nedensellik testi
kullanışlı bir araçtır.
3.1. Hatemi-J ve Roca (2014) Asimetrik Nedensellik Testi
Asimetrik nedensellik testinin temelinde farklı şok tiplerinin varlığında nedensellik
ilişkilerinin değişkenlik gösterip göstermediğinin tespit edilmesidir. Bu süreç şu
şekilde gelişmektedir.
P1t P2t
ve
eşbütünleşik iki değişken olmak üzere (Hatemi J, Roca, 2014; 7)
t
P P
   P   1i
1t 1t 1 1t 1,0
i 1
(1)
ve
t
P P
   P    2i
2t
2t 1 2t
2,0
i 1
(2)
t t=1,2,…,T, iken P1,0 ve P2,0 sabit terimler, 1i ,  2i
iid (0,  2 ) şeklindedir.
Her bir değişkendeki pozitif ve negatif değişmeler sırasıyla    max( , 0) ,
1i
140
1i
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi: Birbirlerini Aynı Yönde mi Etkiler? …
   max( , 0) ,    min( , 0) ve    min( , 0) olacaktır. Sonuçlar
2i
2i
1i
1i
2i
ise şu şekilde tahmin edilmektedir 
1i
t
t
i 1
i 1
2i
      ve        . Böylece,
1i 1i
2i
2i
2i
P1t  P1t 1  1t  P1,0   1i   1i
t
t
i 1
i 1
(3)
P2t  P2t 1   2t  P2,0    2i    2i
(4)
t
Her bir değişkendeki pozitif ve negatif şokların toplamı ise sırası ile P1t   1t ,
i 1
t
t
t
i 1
i 1
P1t   1t , P2t    2t ve P2t    2t şeklindedir (Hatemi J ve Roca, 2014:
i 1


1t

2t
8). Pt  ( P , P ) vektörü pozitif şoklar arasındaki nedensellik ilişkisini test
etmekte kullanılmaktadır. k gecikmeli bir VAR (L) modelinde vektör aşağıdaki
gösterildiği gibi tanımlanmaktadır.
Pt   v  A1Pt 1  A2 Pt 2  ...  AL Pt k  ut
(5)
Yukarıdaki denklemde, v 2 x 1 boyutlu sabit değişkenlerin vektörüdür. ut 2x1
boyutlu pozitif şoklar meydana geldiğinde ortaya çıkan hata terimleri vektörüdür.
Ar 2x2 parametre matristir ve r=1,2, …, k şeklindedir (Hatemi J, 2002: 451).
Optimal gecikme uzunluğu Hatemi-J (2003, 2008) tarafından geliştirilen test
istatistikleri tarafından tanımlanmaktadır.
ˆ )  k 2T 1 (m2 InT  2mIn( InT ))
HJC  In( 
f
(6)
ˆ her bir k uzunluğundaki gecikme uzunluğunda hata terimleri kovaryans

f
matrisini göstermektedir. m VAR modelindeki eşitlik sayısını göstermektedir ve T
örneklem sayısıdır (Hatemi-J ve Roca, 2014: 9). Boş hipotez Ar matrisinin k.
sütun ve j. satırının sıfıra eşit olması şeklinde tanımlanmaktadır. Detaylı wald
istatistiği için Lütkepohl (2005) incelenebilir. Eğer test istatistikleri kritik
değerlerden büyük ise, nedenselliğin olmadığını söyleyen boş hipotez
reddedilmektedir.
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
141
S.KAYHAN, U.ADIGÜZEL ve F.Ş. SÖKMEN
3.2. Frekans Alanı Nedensellik Analizi
Geleneksel nedensellik analizleri değişkenler arasındaki ilişkiyi incelerken sadece
bir test istatistiği üretmektedir. Frekans alanı nedensellik metodu ise her zaman
boyutu için farklı test istatistikleri üretmektedir. Bu durum geleneksel nedensellik
analizlerinin zamanın her boyutunda aynı nedensellik ilişkisi geçerlidir anlayışının
tersinedir. Bundan dolayı frekans alanı nedensellik analizi geleneksel nedensellik
analizi anlayışının aksine farklı frekanslardaki nedensellik dinamiklerinin
incelenmesine olanak sağlamaktadır (Ciner, 2011). Bu özelliği sayesinde frekans
alanı nedensellik yaklaşımı ticaret açıkları ile kamu harcamaları arasındaki ilişkinin
geçici (kısa dönemli) ve kalıcı (uzun dönemli) özelliklerinin keşfedilmesi mümkün
görünmektedir.
Frekans alanı testi için Geweke (1982) ve Hosoya (1991) tarafından geliştirilen iki
boyutlu zaman serisi verktörü zt  [ xt , yt ] kullanılmaktadır ve
zt
aşağıdaki gibi
bir VAR modelidir.
( L) zt   t
(7)
Burada ( L)  I  1L  ...   p L ve
p
Farklı frekanslardaki
bulunmaktadır;
Granger
Lk zt  zt 1 şeklinde tanımlanmaktadır.
nedensellik
analizleri
ise
aşağıdaki
 2 f x ( ) 
 |  12 (ei ) |2 
M y  x ( )  log 

log
1 
 i 2 
 i 2 
 |  11 (e ) | 
 |  11 (e ) | 
Eğer
| 12 (ei ) |2  0 ise y
 frekansında x’in nedenseli değildir. Eğer
gibi
(8)
zt ’nin
bileşenleri I(1) ve eşbütünleşik ise otoregresif polynomial ( L) birim kök
taşımaktadır. Kökler birim çemberin dışında kalmaktadır. 10 numaralı denklemin
her iki tarafından da
zt 1
çıkartırsak:
zt  (1  I ) zt 1  2 zt 2  ...   p zt  p   t  ( L) zt 1   t
( L)  1  I  2 L  ...   p Lp
Burada
(9)
(Breitung ve Candelon, 2006).
Geweke (1982) ve Hosoya (1991) spectral yoğunluğun dağılımına bağlı olarak
frekans bazında nedensellik ölçütü oluşturmuşlardır. Breitung ve Candelon (2006)
ise
t
Burada
142
beyaz gürültünün

E ( t )  0
ve
E ( t ,  t)  
olduğunu varsaymaktadır.
pozitif tanımlıdır. G Cholesky dağımınının alt üçgen matrisi olduğunu
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi: Birbirlerini Aynı Yönde mi Etkiler? …
varsayarsak, GG  1 ise
ise
 ( L)  ( L)1
ve

E (
t t)  I
ve t
 ( L)   ( L)G 1
 G t
gibidir. Eğer sistem durağan
ifadelerini MA şeklinde gösterecek
olursak;
  ( L) 12 ( L)   1t   11 ( L)  12 ( L)  1t 
zt   ( L) t   11
   
 
 21 ( L) 22 ( L)    2t   21 ( L)  22 ( L)  2t 
xt
Bu gösterimi
f x ( ) 
Breitung
spectral yoğunluğunun gösterimi için kullanmak mümkündür;
1
{|  11 (ei ) |2  |  12 (ei ) |2 }
2
ve
(10)
Candelon
(2006)
(11)
M yx ( )  0 if | 12 (ei ) |2  0
ifadesinin
nedensellik etkisini incelemiştir. Boş hipotez VAR katsayılarındaki doğrusal
kısıtlamalara eşittir.
22
 ( L)  ( L)1G1 ve  12 ( L)   g 12 ( L)
ifadesinin alt diagonal elemanı
| ( L) |
g 22
iken G 1
ve ( L) ifadesinin belirleyicisi | ( L) |
şeklindedir.
| 12 (ei ) |
p
p
k 1
k 1
12,k cos(k )  12,k sin(k )i  0
İse  frekansında y x’in nedenseli değildir.
elemanını ifade etmektedir. Bu yüzden
p

k 1
12, k
p

k 1
12, k
(12)
12,k , k ifadesinin
(1,2) no’lu
| 12 (ei ) | 0 için,
cos(k )  0
(13)
sin(k )  0
(14)
Breitung ve Condelon (2006)
 j  11, j ve  j  12, j
için 12 ve 13 numaralı
denklemlere doğrusal kısıtlamalar uygulamışlardır. doğrusal
equation for
Then the VAR
xt için VAR denklemi aşağıdaki gibi yazılabilir:
xt  1xt 1  ...   p xt  p  1 yt 1  ...   p yt  p  1t
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
(15)
143
S.KAYHAN, U.ADIGÜZEL ve F.Ş. SÖKMEN
Boş hipotez
M yx ( )  0   [1 ,...,  p ] doğrusal kısıtına eşittir,
H0 : R()  0
(16)
ve
cos( ) cos(2 ) ... cos(p ) 
R( )  

sin( ) sin(2 ) ... sin(p ) 
(17)
4. Uygulama Sonuçları
Bu çalışmada dış ticaret açıklarındaki reel değişmeleri ölçmek amacı ile nominal dış
ticaret açığının gayrisafi yurtiçi hasılaya oranı (TD) ve kamu harcamalarındaki reel
hareketleri görmek amacı ile de kamu harcamalarının gayrisafi yurtiçi hasılaya oranı
(GE) kullanılmaktadır. Dış ticaret açığını ölçmek amacı ile mal ihracatı ile ithalatı
arasındaki fark kullanılmaktadır. Kamu harcamalarını ise merkezi yönetim
harcamaları ile ölçlümektedir. Böylece literatürde kullanılan en geniş tanımlı kamu
harcaması verileri kullanılmaktadır. Analizde kullanılan veriler 1987 – 2014 yıllarını
kapsamaktadır. Zira ihracata dayalı büyüme modeli 1980 yılından sonra
benimsense de ilgili verilerin 1987 yılında yayımlanmaya başlaması incelenen
dönemin kısalmasına neden olmaktadır. Çalışmada çeyreklik veri kullanılmaktadır.
Tablo 1: Değişkenlerin Tanımlayıcı İstatistikleri
Ort.
Kurtosis Jarque-Bera
11.531
GE
0.121
0.154
0.070
0.019
-0.750
3.510
(0.003)
0.397
TD
-0.059
0.005
-0.119
0.025
0.100
2.784
(0.819)
Not: Parantez içindeki değerler olasılık değerlerini vermektedir. Tanımlayıcı istatistiklere göre
TD’deki dalgalanma GE’ye göre daha fazladır. Aynı zamanda Yanlılık analiz sonuçları GE’nin sola
TD’nin ise saga yatık olduğunu göstermektedir. Kurtosis katsayısı GE’nin dik, TD’nin ise basic bir
dağılıma sahip olduğunu göstermektedir. Jarque – Bera (JB) testi ise GE’nin normal dağılmazken,
TD’nin normal dağıldığını göstermektedir.
144
Maximum
Minimum Standart Hata Skewness
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi: Birbirlerini Aynı Yönde mi Etkiler? …
Tablo 2: ADF (1981) ve PP (1988) Doğrusal Birim Kök Testleri
Seviye
ADF
PP
-3.382 (0)
[0.013]**
-2.268 (1)
[0.183]
-3.385 (0)
[0.015]**
-3.467 (0)
[0.048]**
-3.318 (6)
[0.016]**
-2.595 (15)
[0.096]***
-3.860 (6)
[0.017]**
-3.371 (0)
[0.060]***
Değişkenler
GE
Sabit
TD
GE
Sabit+Trend
TD
Birinci Fark
-10.129 (0)
-13.048 (18)
[0.000]*
[0.000]*
Sabit
-13.498 (0)
-14.098 (13)
TD
[0.000]*
[0.000]*
-10.083 (0)
-12.908 (18)
GE
[0.000]*
[0.000]*
Sabit+Trend
-13.464 (0)
-14.101 (14)
TD
[0.000]*
[0.000]*
Not: *,** ve *** %1. %5 ve %10 seviyelerinde anlamlılığı göstermektedir. Parantez içerisindeki değerler
olasılık değerlerini göstermektedir.
GE
Durağanlığın elde edilmesi için y
t
‘ye ait serilerin tahmin edilen istatistiki
değerleri MacKinnon (1996) tablo değerlerinden büyük olması gerekmektedir.
Dickey Fuller (1981) ve Phıllıps Perron (1988) birim kök test sonuçlarına göre
değişkenler düzeyde durağandır. Bu sonuçlar ışığında VAR modelinde
değişkenlerin düzey değerleri kullanılmaktadır.
Hatemi-J ve Roca (2014) asimetrik nedensellik analizi sonuçlarına göre iki
değişken arasında çift yönlü nedensellik bulunmaktadır. Dış ticaret açığından kamu
harcamalarına doğru nedensellik hem pozitif hem de negatif şoklarda geçerlidir. Bu
dış ticaret açığındaki hem artış hem de azalış kamu harcamalarını artıracak ya da
azaltacaktır. Bu sonuçlar hem istatistiki hem de iktsadi olarak anlamlı olsa da
istatistiki anlamlılık seviyesi düşüktür. Bir diğer bulgu ise dış ticaret açıklarındaki
negatif şokun kamu harcamalarını artıracağına yöneliktir. Bu sonuç diğer
sonuçların aksine istatistiki olarak daha anlamlıdır. Bu sonucu hükümetin dış
ticaret açığındaki bir düşüşü ticari faaliyetlerde bir yavaşlama olarak algılayarak
kamu harcamaları artırması şeklinde yorumlamak mümkündür. Zira Türkiye
ekonomisinde üretimin ithalata bağımlı olduğu düşünüldüğünde dış ticaretteki
azalma ekonomindeki bir daralmaya işaret edebilir. Bu durumda politika yapıcıları
Keynesyen mali politikalar uygulayabilir. Diğer yandan kamu harcamalarından dış
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
145
S.KAYHAN, U.ADIGÜZEL ve F.Ş. SÖKMEN
ticaret açıklarına doğru olan nedensellik sadece kamu harcamalarında yaşanan
pozitif bir şok durumunda geçerlidir.
Tablo 3: Hatemi J-Roca (2014) Asimetrik Nedensellik Analiz Sonuçları
Nedenselliğin Yönü
(TD)+≠> (GE)+
(TD)+≠> (GE)(TD)-≠> (GE)(TD)-≠> (GE)+
(GE)+≠>(TD)+
(GE)+≠>(TD)(GE)-≠>(TD)(GE)-≠>(TD)+
MWALD
4.538
(0.033)**
0.699
(0.403)
3.190
(0.074)***
10.017
(0.002)*
4.088
(0.043)**
4.846
(0.028)**
2.143
(0.143)
0.458
(0.499)
1% Bootstrap
Kritik değeri
5% Bootstrap
Kritik değeri
10% Bootstrap
Kritik değeri
9.348
5.639
3.917***
10.016
5.456
3.749
11.984
7.260
5.342
11.162
7.160**
5.696***
10.326
5.796
4.056*
12.612
8.070
5.732
10.310
5.903
3.933
9.683
5.544
3.707
Note: ≠> nedenselliğin olmadığı boş hipotezi göstermektedir. Parantez içerisindeki değer asimptotik
olasılık değerlerini göstermektedir. *,** ve *** sırasıyla %1, %5 ve %10 anlamlılık seviyelerini
göstermektedir. Bootstrap sayısı 10.000 ‘dir.
Bu durumda kamu harcamalarındaki bir artış dış ticaret açığını artıracak iken bir
düşüş dış ticaret açıklarını etkilememektedir. Analizden elde edilen bir diğer ilginç
sonuç ise kamu harcamalarındaki bir artışın dış ticaret açıklarını azaltacağı yönünde
bulgulara rastlanmasıdır. Bu sonuç Müller (2008), Kim ve Roubini (2007) ve
Blanchard ve Perotti (2002) çalışmalarında elde edilen bulgular ile benzeşmektedir.
Tablo 4: Frekans Alanı Nedensellik Analizi Sonuçları
Uzun Dönem
Orta Dönem
Kısa Dönem
i
0.01
0.05
1.00
2.0
TD≠> GE
3.050
2.923
0.718 3.431* 0.324
GE≠> TD
1.820
1.822
0.773 0.087 0.212 5.730*
1.50
2.50
1.369
Not: F tablo değeri (2.T-2p) bağımsızlık derecesi ile yaklaşık 3.082’dir.
Frekans alanı nedensellik analizlerine göre asimetrik nedensellik analizi sonuçlarına
benzer şekilde değişkenler arasında çift yönlü nedenselliğin olduğu yönünde
kanıtlar sunmaktadır. Dış ticaret açıklarından kamu harcamalarına doğru olan
146
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi: Birbirlerini Aynı Yönde mi Etkiler? …
nedensellik orta vadede geçerli iken kamu harcamalarından dış ticaret açıklarına
doğru olan nedensellik uzun dönemde ortaya çıkmaktadır.
SONUÇ
Ekonomi literatüründe önemli bir tartışma konusu olan ikiz açıklar hipotezi dış
ticaret açıklarının en önemli sebebi olarak bütçe açıklarını göstermektedir. Bu genel
kanının aksine Türkiye ekonomisinde bütçe açıklarındaki azalmaya rağmen yüksek
dış ticaret açığı ile mücadele etmektedir. Bu durum dış ticaret açığının farklı bir
nedeni olup olmadığı sorusuna akla getirmiştir. Dahası bütçe açıklarındaki
azalmaya raşmen artış gösteren kamu harcamalarının dış ticaret açıklarına neden
olup olmadığı sorusu sorulur hale gelmiştir. Bu bağlamda çalışmada kamu
harcamaları ile dış ticaret açıkları arasındaki ilişki farklı şok tiplerinde ve farklı
frekans aralıklarında incelenmektedir.
Gerek asimetrik nedensellik analizi gerekse frekans alanı nedensellik analizi
sonuçları değişkenler arasında çift yönlü bir nedensellik ilişkisinin olduğu yönünde
kanıtlar sunmaktadır. Bu sonuç Darrat (1988) sonuçları ile örtüşmektedir. Farklı
olarak frekans alanı nedensellik yaklaşımı sonuçları dış ticaret açıklarından kamu
harcamalarına doğru olan nedenselliğin orta vadede, tersi nedenselliğin ise uzun
vadede gerçekleştiğini göstermektedir.
Asimetrik nedensellik analizi bulguları da çift yönlü nedenselliği desteklemektedir.
Analiz sonuçlarına göre her iki değişkendeki pozitif değişim diğer değişkende
pozitif etkiye neden omaktadır. Fakat dış ticaret açığındaki negatif sonuç kamu
harcamalarını artırmaktadır. Bu sonuç özel sektördeki bir yavaşlamanın kamu
kesimi tarafından telafi edildiği şeklinde yorumlanabilir. Diğer yandan kamu
harcamalarındaki bir artış dış ticaret açığı üzerinde negatif etkide bulunmaktadır.
Bu da Müller (2008) ve Blanchard ve Perotti (2002) tarafından önerilen ikiz
ayrışma hipotezinin geçerli olduğu yönünde kanıt sayılabilir. Tüm bu açıklamalar
ışığında Türkiye’de kamu harcamaları – dış ticaret açığı ilişkisinin simetrik hareket
etmediği görülmektedir.
Çalışma sonunda kamu harcamalarının dış ticaret açıklarını açıklamakta daha
kullanışlı bir çalışma olduğu, kamu harcamalarının ekonomiyi canlandırmak
konusunda etkili bir araç olduğunu söylemek mümkündür. Zira kamu
harcamalarındaki artış son dönemde Türkiye’de politika yapıcılarının Keynesyen
politikalar daha sık kullanıldığını göstermektedr. Diğer yandan elde edilen bulgular
ikiz ayrışma hipotezinin geçerliliği konusunda bazı ipuçları vermektedir.
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
147
S.KAYHAN, U.ADIGÜZEL ve F.Ş. SÖKMEN
KAYNAKLAR
Abell, J. D., 1990. Twin deficits during the 1980s: An empirical investigation.
Journal of Macroeconomics, 12(1), pp.81-96.
Acaravci, A., Ozturk, I., 2008. Twin deficits phenomenon: Empirical evidence
from the ARDL bound test approach for Turkey. Bulletin of Statistics and
Economics, 2, pp.57-64.
Akbostanci, E., Tunc, G.I., 2002. Turkish twin deficits: An error correction model
of trade balance. Economic Research Center (ERC) Working Papers in
Economic, no. 6.
Bahmani-Oskooee, M., Payesteh, S., 1994. Do budget deficits cause capital
inflows? Evidence from the United States. The Quarterly Review of
Economics and Finance, 34(1), pp.63-74.
Bagheri, F., Piraee, K., Keshtkaran, S., 2012. Testing for twin deficits and
Ricardian equivalence hypotheses: Evidence from Iran. Journal of Social
and Development Sciences, 3(3), pp.77-84.
Baharumshah, A. Z., Lau, E., 2007. Dynamics of fiscal and current account
deficits in Thailand: An empirical investigation. Journal of Economic
Studies, 34(5-6), pp. 454-75.
Balcılar, M., Özdemir, Z.A., Arslantürk, Y., 2010. Economic growth and energy
consumption causal nexusa viewed through a bootstrap rolling window.
Energy Economics, 32, pp.1398-1410
Bernheim, B. D., 1988. Budget deficits and the balance of trade. in Summers (ed.),
Tax Policy and the Economy, MIT Press, pp. 1-32.
Blanchard, O., Perotti, R., 2002. An empirical characterization of the dynamic
effects of changes in government spending and taxes on output. Quarterly
Journal of Economics, 117(4), pp.1329-1368.
Breitung, J., Bertrand C., 2006. Testing for short and long-run causality: A
frequency domain approach. Journal of Econometrics, 132(2), pp. 363-378.
Celik, S., Deniz, P., Eken, S., 2008. Eşbütünleşme analizi ile altı gelişmekte olan
ülke için ikiz açıklar hipotezi. II. Ulusal İktisat Kongresi 20-22 Şubat,
İzmir.
Ciner, C., 2011. Eurocurrency interest rate linkages: A frequency domain analysis.
International Review of Economics and Finance, 20, pp.498-505.
Darrat, A.F., 1988. Have large budget deficits caused rising trade deficits?
Southern Economic Journal, 54, pp. 879–87.
Dickey, D.A., Fuller, W.A., 1981. Distribution of the estimators for autoregressive
time series with a unit root. Econometrica, 49, pp. 1057-1072.
148
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
Kamu Harcamaları – Dış Ticaret Açığı İlişkisi: Birbirlerini Aynı Yönde mi Etkiler? …
Elwell, C.K., 2008. The U.S. trade deficit: Causes, consequences and cures. CRS
Report for Congress, Congressional Research Service.
Erdinc, Z., 2008. İkiz açıklar hipotezinin Türkiye’de 1950-2005 yılları arasında
eşbütünleşme analizi ve Granger nedensellik testi ile incelenmesi. Anadolu
Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 8(1), pp.209-222.
Fidrmuc, J., 2003. The Feldstein-Horioka puzzle and twin deficits in selected
countries. Economics of Planning, 36, pp.135-152.
Geweke, J., 1982. Measurement of linear dependence and feedback between
multiple time series. Journal of the American Statistical Association, 77,
pp. 304-313.
Hatemi-J A., 2003. A new method to choose optimal lag order in stable and
unstable VAR models. Applied Economic Letters, 10(3), pp. 135–137.
Hatemi-J A., 2008. Forecasting properties of a new method to choose optimal lag
order in stable and unstable VAR models. Applied Economic Letter,
15(4), pp. 239–243.
Hatemi-J A., 2012. Asymmetric causality test with an application. Empirical
Economics, 43, pp. 447-456.
Hatemi-J A, Roca, E., 2014. BRICs and PIGS in the presence of uncle sam and
big brothers: Who drive who? Evidence based on asymmetric causality
tests. Griffith Business School Discussion Papers Finance, ISSSN:18368123.
Hosoya, Y., ‘1991. The decomposition and measurement of the interdependence
between second-order stationary process, Probability Theory and Related
Fields, 88, pp.429-444.
Kayhan, S., Bayat, T., Yuzbasi, B., 2013. Government expenditures and trade
deficits in Turkey: Time domain and frequency domain analyses.
Economic Modelling, 35, pp. 153 – 158.
Kim, S., Roubini, N., 2008. Twin deficit or twin divergence? Fiscal policy, current
account and real exchange rate in the U.S. Journal of International
Economics, 74 (2), pp. 362 – 383.
Koutris, A., Heracleous, M.S., Spanos, A., 2008. Testing for nonstationarity using
maximumentropy resampling: amisspecification testing perspective.
Econometric Reviews, 27, pp.363–384.
Lütkepohl, H., 2005. New introduction to multiple time series analysis. Berlin,
Springer, 2005.
Mankiw, N.G., 2006. Reflections on the trade deficit and fiscal policy. Journal of
Policy Modeling, 28, pp. 679-682.
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
149
S.KAYHAN, U.ADIGÜZEL ve F.Ş. SÖKMEN
Müller, G.J., 2008. Understanding the dynamic effects of government spending on
foreign trade. Journal of International Money and Finance, 27, pp. 345371.
Pattichis, C., 2004. Budget and trade deficits in Lebanon. Applied Economic
Letters, 11, pp. 105-108.
Phillips, P.C.B., Perron, P., 1988. Testing for a unit root in time series regression.
Biometrica, 75 (2), pp. 335-346.
Saleh, A.S., Nair, M., Agalewatte, T., 2005. The twin deficits problem in Sri
Lanka: An econometric analysis. South Asia Economic Journal, 6 (2), pp.
221-239.
Sever, E., Demir, M., 2007. Türkiye’de bütçe açığı ile cari açık arasındaki ilişkilerin
VAR analizi ile incelenmesi. Eskişehir Osmangazi Üniversitesi İİBF
Dergisi, 2(1), pp.47-63.
Shukur, G., Mantalos, P., 2000. A simple investigation of the Granger-causality
test in integrated-cointegrated VAR systems. Journal of Applied Statistics,
27, pp. 1021–1031.
Unsal, H. 2006. Kamu açıkları ile ödemeler bilançosu açıkları arasındaki etkileşim:
1980 sonrası Türkiye örneği. Basılmamış Doktora Tezi Gazi Üniversitesi
S.B.E., Ankara.
Vamvoukas, G. A., 1997. Have large budget deficits caused increasing trade
deficits? Evidence from a developing country. Atlantic Economic Journal,
25, pp.80-90.
Yaprakli, S., 2010. Türkiye’de esnek döviz kuru rejimi altında dış açıkların
belirleyicileri: Sınır testi yaklaşımı. Ankara Üniversitesi SBF Dergisi, 65(4),
pp.141-163.
150
ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016