Panel Data With - Marmara Üniversitesi

Marmara Üniversitesi
İ.İ.B.F. Dergisi
YIL 2008, CİLT XXV, SAYI 2
OECD ÜLKELERİNDE BÜTÇE AÇIKLARI VE DIŞ TİCARET
AÇIKLARI ARASINDAKİ İLİŞKİ: PANEL VERİ İLE
NEDENSELLİK ANALİZİ
Prof.Dr.Selahattin GÜRİŞ
Dr.Metehan YILGÖR
Özet
Bu çalışmada 29 OECD ülkesinden 1990–2005 yılları için toplanan panel verileri
kullanılarak, bütçe açıkları ve dış ticaret açıkları arasındaki nedensellik ilişkilerini
incelemektedir. Bu amaçla Granger’in nedensellik tanımına dayanan Holtz Eaken-Newey
ve Rosen testi kullanılmıştır. İlk olarak tüm ülkeleri ve yılları kapsayan panel veri tabanı
kullanılarak LLC, IPS ve Maddala ve Wu tarafından geliştirilen birim kök testleri
kullanılmış, daha sonra Pedroni ve Kao eş bütünleme testleri kullanılarak bütçe açıkları ve
dış ticaret açıkları arasındaki eş bütünleme ilişkisi incelenmiştir. Son olarak bütçe açıkları
ve dış ticaret açıkları arasındaki nedensellik ilişkisi Holtz Eaken-Newey ve Rosen testi
kullanılarak incelenmiştir. Panel veri tabanı kullanılarak yapılan analizde 29 OECD
ülkesinin verilerinin I(1) seviyesinde durağan olduğu, bütçe açıkları ve dış ticaret açıkları
arasında eş bütünleme ilişkisi olduğu görülmüştür. Holtz Eaken-Newey Rosen nedensellik
testi sonucunda dış ticaret açıklarından bütçe açıklarına doğru tek yönlü bir nedensellik
ilişkisi tespit edilmiştir.
Anahtar kelimeler: Dış Ticaret Açıkları, Bütçe Açıkları, Birim kök testi, Eş
Bütünleme Testi, Nedensellik Testi

Marmara Üniversitesi, İİBF, Ekonometri A.B.D , [email protected]
Balıkesir Üniversitesi,Gönen MYO, [email protected]

773
Prof. Dr. Selahattin GÜRİŞ*Dr Metehan YILGÖR
THE CAUSALITY RELATION BETWEEN THE BUDGET DEFICIT
AND FOREIGN TRADE DEFICIT OECD COUNTRIES: PANEL
DATA WITH CAUSALITY ANALYZED
Absract
In this article, the causality relationship between the budget deficit and foreign
trade deficit of 29 OECD countries is analyzed according to their panel data between 1990
and 2005. For this purpose, Holtez Eaken- Newey and Rosen Test, which is based the
causality definition of Granger, is used. At first hand, the panel data base, which contains
all the countries and years, is used and with this data base stagnant tests of LLC, IPS and
Maddala ve Wu are used. Then, by using Pedroni ve Kao cointegration tests the
cointegration relationship between budget deficit and foreign trade deficit is analyzed.
Finally, the causality relationship between budget deficit and foreign trade deficit is
analyzed by using Holtz Eaken-Newey Rosen Test.
In the analysis that is done by using panel data base, it is observed that the data of
29 OECD countries is stationary and there is a cointegration relation between their budget
deficit and foreign trade deficit. As a result of Holtz Eaken-Newey Rosen Test, it is
determined that there is a one way causality relation from current account deficit to budget
deficit.
Key Words: Foreign Trade Deficit, Budget Deficit, Unit Root Test, Cointegration
Test, Causality Test
I.Giriş
Ekonomi literatüründe çok sayıda araştırmacı, bütçe açıkları ile dış ticaret açıkları
arasındaki ilişkiyi analiz etmişlerdir. Fakat ilişkinin varlığı ve nedensellik yönü konusunda
bir ortak görüşe varıldığı söylenemez. Bütçe ve dış ticaret hesabının eş zamanlı açık
vermesi olgusu “ikiz açık” kavramı ile ifade edilmektedir. İkiz açığın oluşma sürecini
açıklayan iki farklı görüş bulunmaktadır. Bunlar birincisi “Ricardian Denkliği Hipotezi”
diğeri ise “Geleneksel Keynesyen Hipotez” dir.
Geleneksel keynesyen hipotezine göre esnek döviz kurunun uygulandığı bir
ekonomide, toplanan vergilerin bütçe açığını kapatmaması durumunda, ülkenin toplam
tasarruflarında bir azalma meydana gelecektir. Bu durum ülkenin yerel faiz oranlarının
artmasına daha sonra ise dünya faiz ortalamasının üzerine çıkmasına neden olacaktır.
Ülkeye yüksek miktarda yabancı sermaye girişi olacak ve ülke parasının değerlenmesine
yol açacaktır. Ülkede ihracat pahalılaşırken ithalat ucuzlayacaktır. Bunun sonucu olarak ise
net ihracat azalacak ve bu azalma cari işlemler hesabında açığa neden olacaktır 1. Ricardian
denklik hipotezinin varsayımı ise ülkenin vergi oranlarının düşük tutulması durumunda
1
Richerd T Froyen, “Macro Economics Theories and Policies, Sixth Edition”, Prentice Hall Inc
New Gersey p:396,(1999).
774
geçerlidir. Bütçenin açık vermesinin cari işlemler hesabı üzerinde etkisi söz konusu
değildir. Çünkü ülke vatandaşları ileriki dönemlerde vergi oranlarının yükseleceğini tahmin
ederek tasarrufa yönelecektir. Böylece indirimden dolayı meydana gelen bütçe açıkları aynı
miktarda özel tasarrufları artıracağı için toplam tasarruflarda dolayısıyla faiz oranlarında
hiçbir değişiklik olmamaktadır. Diğer bir deyişle bütçe açığı ile cari işlem açığı veya dış
ticaret açığı arasında bir ilişki söz konusu değildir 2.
Literatürde çok sayıda araştırmacı, bütçe açıkları ile cari işlem açığı arasındaki
ilişkiyi analiz etmişler ve, ilişkinin varlığı ve nedensellik yönü üzerinde hala bir görüş
birliği oluşmamıştır. Son yıllarda yapılan çalışmaları üç grup altında inceleyecek olursak;
Birinci grup çalışmalarda, Miller ve Russek, Evans,Dewald ve Wan, Enders ve
Lee, Hayh, Winnes ve Evans ve Hegan, Kim yaptıkları çalışmalarda Ricardian denkliği
hipotezini destekler sonuçta buluşmuşlardır. Bu bağlamda, bütçe açığı ile cari işlemler açığı
arasında bir ilişki söz konusu değildir.
Buna karşı ikinci grup çalışmalarda Abell, Andersen, Ziets, Roubini, ve Feldstein,
Pemberton, Rosensweing ve Tallman, Bahmani–Oskooee, Dibağlu, Vamvouskas ve
Vyshnyak Keynesyen öngörüyü destekler sonuçlar elde etmişlerdir. Yani bütçe açığı ve cari
işlem açığı arasında bir ilişki mevcuttur ve bütçe açığı, cari işlemler açığının nedenidir.
Üçüncü grupta yer alan Alkswani, Anoruo ve Remchander çalışmalarında hem
Keynesyen hem de Ricardian görüşleri reddederek, cari işlem açıklarından bütçe açıklarına
doğru bir nedensellik ilişkisi bulmuşlardır. Diğerlerinden farklı bir sonuca ulaşmış
olmalarının nedeni olarak, seçtikleri ülke gruplarının ekonomik karakterlerinin
diğerlerinden farklı olmasından kaynaklandığını iddia etmişlerdir3.
Sonuç olarak, ekonomi literatüründe çok sayıda araştırmacı, farklı model ve
yöntemler kullanarak bütçe açığı ile cari işlemler arasındaki ilişkiyi analiz etmişler ancak
ilişkinin varlığı ve nedensellik yönü konusunda güçlü bir fikir birliğine ulaşamamışlardır.
II. Bütçe Açıkları Ve Cari İşlem Açıkları Arasındaki İlişki
Bütçe açıkları ile dış ticaret açıkları arasında uzun dönemli bir ilişki var mıdır? Bu
problemin yapısı, onu eş bütünleme ve durağan olmayan veri analizi için uygun
kılmaktadır. Bu problemin özünü oluşturan teori Keynes’in açık makroekonomi
modelleridir;
S Y C G  S p  Sg
Burada, milli tasarruf, milli gelirden tüketim ve kamu harcamalarının
çıkarılmasıyla (özel ve kamu harcamalarının) bulunur.
S p  S g  I  CA
2
Michael Parkin, “Economics” Fifth Edition, Addison-Wesley Pubirshing company, United States
p:848,(2000).
3
Ahmet Ata Yılmaz ve Fatih Yücel, “Bütçe Açığı–Cari işlemler Açığı Arasındaki İlişki Türkiye
Örneği”, 1992-2003, Çukurova İİBF İktisat Bölümü ,s.76.
775
Prof. Dr. Selahattin GÜRİŞ*Dr Metehan YILGÖR
Açık bir ekonomide toplam tasarruflar yurtiçi yatırım ve cari hesaba eşit olarak
düşünülebilir ki burada cari hesap dış ticaret dengesini (ihracat-ithalat) ifade eder4.
S p  I  CA  G  T  ,e göre
Krugman ve Obstfeld bu tanımlamayı bir ülkenin özel tasarrufları üç şekilde
olabilir5. Bunlar;
1) yurt içi sermaye yatırımı
2) yabancılardan sermaye ve varlık transferi
3) hükümetin net borçlanması (G-T) (Hükümet harcamaları – vergiler)
Y  C  S  G  EX  IM 
Y= ulusal geliri, C= özel tüketim, S= ekonomideki reel yatırım harcaması, G=
hükümet harcaması ve EX-IM de ihracat ve ithalat arasındaki farkı göstermektedir.
Cari işlem dengesi:
CA  EX  IM  Net
Denkleminden oluşmaktadır. Burada cari işlem dengesi, ihracat ile ithalat arasında
oluşan farka net gelir, gider ve transfer akımını gösteren “Net” düzeyinin ilave edilmesi
sonucu tespit edilmiştir. Genelde bu tutar yeteri kadar büyük düzeyde olmadığı için çoğu
hesaplamalarda göz ardı edilmektedir.
Açık ekonomide ulusal tasarruf (S), milli gelirin gerek özel kesim tarafından
gerekse kamu tarafından tüketilmeyen kısmına eşit olup
S  Y  C  G  CA
Burada
Y C G  I
olduğundan ulusal tasarruf,
S, özel kesim tasarrufları S
tüketilmeyen kısmını yansıtmaktadır.
p
S  I  CA
, vergi sonrası gelirin yani harcanabilir gelirin
S p  Y T C
Sg
ise kamunun elde ettiği vergi gelirleri ile gerçekleştirdiği harcama arasındaki
farktan oluşmakta ve
Sg T G
4
Suzanne McCoskey-Kao Chihwa, “Comparing Panel Data Cointegration Tests with an
Application to the Twin Deficts Problem”, 1999,p:17
5
P.R. Krugman-M. Obstfold, International Economics Theory and Policy Addition Wesley
Langman Inc, Reading,1997, p.307–315
776
Bu tanımlamadan sonra ulusal tasarrufu tekrar yazarsak
S  Y  C  G  CA  Y  T  C   T  C   S p  S g
S  S P  S g  I  CA
S P  I  CA  S g  I  CA  T  G   I  CA  G  T 


CA  S P  I P  G  T 
Yada CA  BD  SD şeklinde ifade edilebilir.
Burada CA, Cari işlem dengesini, BD kamu kesimi dengesini, SD ise özel
tasarruflar ile özel yatırımlar arasındaki farkı ifade eden tasarruf açıklarını göstermektedir6.
Bu ilişki üzerine Granger nedensellik testi Miller ve Russek 7 ,Tallman ve
Rosensweig 8 tarafından yapılmıştır. Her iki grupta bütçe açığının dış ticaret açığına neden
olduğuna ancak tersinin tam doğru olmadığına dair kanıtlar bulmuşlardır.
Bu çalışmada biz şu ülkelerin panelini oluşturacağız Türkiye, Avusturya, Belçika,
Kanada, Finlandiya, Çekoslovakya, Fransa, Almanya, Yunanistan, İzlanda, İrlanda, İtalya,
Japonya, Kore, Luxemburg, Zelanda, Hollanda, Norveç, Polonya, Portekiz, Slovenya,
İspanya, İsveç, İsviçre, İngiltere, ABD. OECD factbook 2006: Economic, Environmental
and Social Statistics (OECD 2006) dan faydalınarak 1990 ve 2005 yılları arasında şu
değişkenler kullanılacaktır.
Net borç/GSYİH: BORC
Dış Ticaret Açığı:ACIK
III. Panel Birim Kök Testi
Değişkenlerin durağanlığı Levin ve Lin ve Chu(LLC) 9, Im ve Pesaron ve Shin
(IPS) ve Maddala ve Wu11 tarafından geliştirilen durağanlık testleri ile elde edilmiştir.
Birinci kuşak durağanlık testlerinden olan bu testlerden LLC testi seride genel birim kök
sürecini, IPS testi ise alternatif hipotezinde serilerden bazılarının durağan olup olmadığını
araştırmaktadır. Fisher-ADF testi istatistikleri ADF lerin olasılık değerlerinden hesaplanan
10
6
Suzanne McCoskey-Chihwa Kao,Comparing Panel Data Cointegration Tests with an
Application to the Twin Deficts Problem,1999,p:17
7
S. Miller-F. Russek, Are the twin deficts reallyrelated?Contemporary Policy Issues,7,1989,p.91115
8
E.W. Tallman.-J.A.Rosenweig, “Investigating U.S. Goverment and Trade Deficts” Federal
Reserve Bank of Atlanta Economic Review,76(3),1991,p.1-11
9
A.Levin-C - F.Lin - C-S. J Chu,., “Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite-Sample
Properties”, Journal of Econometrics, 108, (2002) ,p. 1-24.
10
K,S IM - M.H. Pesaran- Y.Shin, Testing For Unit Root İn Heterogenous Panels, University Of
Cambridge”, Department Of Applied Economics 1,1997
11
G. S. Maddala- S. Wu , “A Comparative Study of Unit Root Tests with Panel Data and A New
Simple Test,” Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 61,1999,p. 631–52.
777
Prof. Dr. Selahattin GÜRİŞ*Dr Metehan YILGÖR
Maddala ve Wu istatistiğidir. Fisher PP testi ise zaman serilerinde PP testinin olasılık
değerlerini alarak hesaplandığı Maddala ve Wu testidir.
Tablo-1 : BORC değişkeni için LLC durağanlık testi
BORC
D (BORC)
LLC
Sabitli
-15,429 a
-12,81 a
Sabitli ve trendli
-7,94 a
-10,08 a
Sabitsiz
-15,75 a
-17,14 a
a,b,c, sırasıyla serilerin %1, %5, ve %10 da anlamlı
Tablo-2 : BORC değişkeni için IPS durağanlık testi
IPS
Sabitli
-5,36 a
-9,89 a
BORC
D (BORC)
Sabitli ve trendli
-4,23 a
-4,39 a
a,b,c, sırasıyla serilerin %1, %5, ve %10 da anlamlı
Tablo-3 :BORC değişkeni için ADF Fisher durağanlık testi
Sabitli
BORC
D (BORC)
-112,95 a
-206,85 a
ADF FİSHER
Sabitli ve
trendli
-120,15 a
-137,58 a
Sabitsiz
-130,1 a
-344,155 a
a,b,c, sırasıyla serilerin %1, %5, ve %10 da anlamlı
Tablo-4 : BORC değişkeni için PP Fisher durağanlık testi
PP FİSHER
Sabitli
BORC
D (BORC)
-96,54 a
-231,66 a
Sabitli ve
trendli
-110,91 a
-195,712 a
a,b,c, sırasıyla serilerin %1, %5, ve %10 da anlamlı
778
Sabitsiz
-113,61 a
-364,7 a
Tablo-5 : ACIK değişkeni için LLC durağanlık testi
LLC
Sabitli
ACIK
D (ACIK)
0,55
-17,55 a
Sabitli ve
trendli
-5,65 a
-15,42 a
Sabitsiz
1,20
-15,83 a
a, b,c, sırasıyla %1, %5, ve %10 da anlamlı
Tablo-6 : ACIK değişkeni için IPS durağanlık testi
IPS
Sabitli
ACIK
D (ACIK)
0,77
-12,83 a
Sabitli ve
trendli
-1,20 a
-8,45 a
a, b,c, sırasıyla %1, %5, ve %10 da anlamlı
Tablo-7: ACIK değişkeni için ADF Fisher durağanlık testi
ADF FİSHER
Sabitli
ACIK
D (ACIK)
67,07
264,41 a
Sabitli ve
trendli
80,89 b
-211,93 a
Sabitsiz
75,97 c
-350,12 a
a, b,c, sırasıyla %1, %5, ve %10 da anlamlı
Tablo-8 : ACIK değişkeni için PP Fisher durağanlık testi
ACIK
D (ACIK)
PP FİSHER
Sabitli
Sabitli ve
trendli
59,32
62,82
285,09 a
282,09 a
Sabitsiz
80,18 b
383,08 a
a, b,c, sırasıyla %1, %5, ve %10 da anlamlı
Durağanlık testlerinden elde edilen sonuçlara göre ACIK değişkeni LLC testinde
sadece sabitli ve trendli modelde %1 anlamlılık düzeyinde, D (ACIK) değişkeni de sabitli,
sabitli ve trendli, sabitsiz modelde %1 anlamlılık düzeyinde durağan olduğu tespit
edilmiştir.
779
Prof. Dr. Selahattin GÜRİŞ*Dr Metehan YILGÖR
ACIK değişkeni IPS testinde sadece sabitli ve trendli modelde %1 anlamlılık
düzeyinde, D(ACIK) değişkeni de sabitli, sabitli ve trendli modelde %1 anlamlılık
düzeyinde durağan olduğu tespit edilmiştir.
ACIK değişkeni ADF Fisher testinde sabitli ve trendli modelde %5, sabitsiz
modelde %10 anlamlılık düzeyinde D(ACIK) değişkeni sabitli modelde %1, sabitli ve
trendli modelde %1 düzeyinde durağan olduğu tespit edilmiştir.
ACIK değişkeni PP-Fisher testinde sadece sabitsiz modelde %1 anlamlılık
düzeyinde, D (ACIK) değişkeni sabitli, sabitli ve trendli, sabitsiz modelde %1 anlamlılık
düzeyinde durağan olduğu tespit edilmiştir.
Durağanlık testlerinden elde edilen sonuçlara göre BORC değişkeni LLC testinde
sabitli modelde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitli ve trendli modelde %1 anlamlılık
düzeyinde, sabitsiz modelde %1 anlamlılık düzeyinde, D (BORC) değişkeni de sabitli
modelde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitli ve trendli modelde %1 anlamlılık düzeyinde,
sabitsiz modelde %1 anlamlılık düzeyinde durağan olduğu tespit edilmiştir.
BORC değişkeni IPS testinde sabitli modelde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitli ve
trendli modelde %1 anlamlılık düzeyinde, D(BORC) değişkeni sabitli modelde %1
anlamlılık düzeyinde, sabitli ve trendli modelde %1 anlamlılık düzeyinde durağan olduğu
tespit edilmiştir.
BORC değişkeni ADF-Fisher testinde sabitli modelde %1 anlamlılık düzeyinde,
sabitli ve trendli modelde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitsiz modelde % 1 anlamlılık
düzeyinde, D (BORC) değişkeni sabitli modelde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitli ve trendli
modelde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitsiz modelde %1 anlamlılık düzeyinde durağan
olduğu tespit edilmiştir.
BORC değişkeni PP-Fisher testinde sabitli modelde %1 anlamlılık düzeyinde,
sabitli ve trendli modelinde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitsiz modelde %1 anlamlılık
düzeyinde, D(BORC) değişkeni sabitli modelde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitli ve trendli
modelde %1 anlamlılık düzeyinde, sabitsiz modelde %1 anlamlılık düzeyinde durağan
olduğu tespit edilmiştir.
IV. Eş Bütünleme Testi
Test istatistikleri
Z 0.05  1,96 den büyük olduğu için “Ho: Seriler arasında eş
bütünleme yoktur” hipotezi reddileceği için alternatif hipotez kabul edilecek ve %5 de
anlamlı olacaktır12.
12
P. Pedroni, Critical Values for Cointegration Tests İn Heterogenous Panels With Multiple
Regressors, Oxford Bulletin of Economics And Statistics, Special Issue, 1999.
780
Tablo 9: Pedroni Eş Bütünleme Testleri
Trensiz
Panel V
İstatistiği
Panel RHO
İstatistiği
Panel PP
İstatistiği
Panel ADF
İstatistiği
3,349*
Sabitli ve
Trenli
3,385*
Sabitsiz ve
Trensiz
8,087*
4,477*
5,924*
1,889
5,978*
0,469
1,568
4,524*
-8,452*
0,432
%5 de anlamlı
Kao ADF istatistiği %5 de anlamlı, Johansen Fisher panel eş bütünleme testide
sabitsiz ve trensiz %5 de anlamlı çıkmıştır.
V. Nedensellik Testi
Holtz eaakin Newey ve Rosen tarafından nedenselliğin testi için geliştirilen model
şöyledir.
m
m
j 1
j 1
yit   0    j yit  j    j xit  j  fi  uit
Sabit etkiden kurtulmak için fark aldığımızda model aşağıdaki gibi olur
yit  yit 1   j  yit  j  yit  j 1     j  xit  j  xit  j 1    uit  uit 1 
gösterimde
m
m
j 1
j 1
Bu
yit  yit 1 artıklarla ilişkili olduğundan eşanlılık sorunu vardır. Bu sorun araç
değişken yöntemi kullanılarak aşılır. Bu durumda x’in y’nin granger nedeni olup olmadığı
 j  0 hipotez testine bağlıdır.
Holtz-Eakin, Newey ve Rosen tarafından geliştirilen nedensellik testi GMM
(Generalized Method of Moments) EGLS (Estimated Generalized Least Squares) tahmini
kullanarak yapılmıştır. Değişen varyans ve otokorelasyon ihtimaline karşın GMM ağırlığı
olarak iki aşamalı en küçük kareler ağırlığı (Two Stage Least Squares), EGLS ağırlığı
olarak ise yatay kesit ağırlığı (Cross Section Weights) kullanılmıştır. Gecikmeli değerlerin
anlamlılığının belirlenmesinde ise Wald testi kullanılmıştır13.
13
D.Holtz-Eakin,-W. Newey-H.S.Rosen, “Estimating Vector Autoregressions with Panel Data”,
Econometrica, 56, No. 6, November, 1989, p.1371-1395.
781
Prof. Dr. Selahattin GÜRİŞ*Dr Metehan YILGÖR
Tablo 10 : Holtz-Eakin, Newey ve Rosen Nedensellik Analizi
Nedensellik İlişkisinin
Yönü a
χ2h
Nedensellik
∆ACIK (2) >>>>>>
∆BORC (2)
∆BORC (2) >>>>>>
∆ACIK (2)
11.83a
VAR
1.74
YOK
a % 1’de anlamlı. Parantez içindeki değerler alınan
gecikme uzunluğu.Enstrüman Değişkenler: Sabit
ACIKt-2 BORCt-2 ACIKt-3 BORCt-3 ACIKt-4 BORCt-4
ACIKt-5 BORCt-5
Nedensellik testinden elde edilen sonuçlara göre sadece ACIK’dan BORC’ye
doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi tespit edilmiştir. BORC’den ACIK’ya doğru bir
nedensellik ilişkisi ise tespit edilememiştir.
SONUÇ
Ekonomi literatüründe önemli bir konu olan bütçe açıkları ve dış ticaret açıkları
arasındaki ilişki analiz edilmiştir. Literatürde bütçe açıkları ve dış ticaret açıkları arasındaki
ilişkiye “İkiz Açıklar Hipotezi” adı verilmiştir. Bu hipotezi inceleyen iki farklı görüş
bulunmaktadır. Bunlardan Keynesyen Geleneksel Teoriye göre bütçe açığının kamu
harcamalarının artmasına bağlı olarak dış ticaret dengesini olumsuz yönde etkilediği ifade
edilir. Bu duruma “ikiz açık” adı verilmektedir. Ricardian denkliği hipotezine göre ise
bütçe açığı ile dış ticaret açığı arasında bir korelasyon söz konusu değildir. Bu yüzden ikiz
açıkları hipotezinin geçerliliği tartışmalıdır. Yapılan araştırmalarda bazı bilim adamları
Ricardian denkliği hipotezini destekler sonuçlar bulmuşlar, bir kısmı ise keynesyen teoriyi
destekler sonuçlar elde etmişler, bir kısmı da ilişkinin yönünü dış ticaret açığından bütçe
açığına doğru ortaya koymuşlardır.
1990–2005 yılları arasında 29 OECD ülkesini ele alarak gerçekleştirdiğimiz panel
veri çalışmamızda değişkenlerin durağanlıklarının belirlenmesi amacıyla LLC, IPS, ADFFisher, PP-Fisher durağanlık testi uygulanmıştır. Çalışmamızda bütçe açıları ve dış ticaret
açıkları I(1) seviyesinde durağan çıkmıştır. Pedroni ve Kao eş bütünleme testleri
uygulanmış ve bütçe açıklarının ve dış ticaret açıklarının eş bütün olduğu görülmüştür.
Holtz Eakn, Newey ve Rosen nedensellik analizi sonucunda, dış ticaret açığından bütçe
açığına doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi tespit edilmiştir. Böylece incelediğimiz
ülkelerde dış ticaret açığının oluşması sonucunda kamu açığında oluşacağı sonucuna
varılmıştır. Diğer bir deyişle dış ticaret açığından kamu açığına doğru tek yönlü bir
nedensellik ilişkisi tespit edilmiştir.
782
KAYNAKÇA
ATA, AHMET YILMAZ. VE YÜCEL, FATİH, “Bütçe Açığı–Cari işlemler Açığı
Arasındaki İlişki Türkiye Örneği”, Çukurova İİBF İktisat Bölümü 1992-2003
,s.76.
FROYEN, RİCHERD T. , Macro Economics Theories and Policies, Sixth Edition,
Prentice Hall Inc New Gersey,1999,p.396.
HOLTZ-EAKIN, D., NEWEY, W. VE ROSEN, H. S., “Estimating Vector
Autoregressions
with
Panel
Data”,
Econometrica,
56,
No.
6,
November,1989,1371-1395.
MCCOSKEY SUZANNE,KAO CHİHWA, “Comparing Panel Data Cointegration Tests
with an application to the Twin deficits Problem”, p.17
IM, K,S., PESARAN, M.H., AND SHİN, Y., Testing For Unit Root in Heterogenous
Panels, University Of Cambridge”, Department Of Applied Economics 1,1997
KRUGMAN, P.R. AND OBSTFOLD, M., International Economics Theory and Policy,
Addisan Wesley Langman Inc, Reading,1997, s. 307–315.
LEVİN, A., LİN, C-F. VE CHU, C-S. J., “Unit Root Tests in Panel Data: assymtotic and
Finite-Sample Properties”, Journal of Econometrics, 108,2002, p.1-24.
MADDALA, G. S. AND S. WU, “A Comparative Study of Unit Root Tests with Panel
Data and A New Simple Test” Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 61,
1999,p.631–52.
MCCOSKEY SUZANNE,KAO CHİHWA., “Comparing Panel Data Cointegration
Tests with an application to the Twin Deficits Problem”,1999, p:17
MİLLER,S.,AND RUSSEK,F.(1989), “Are the
Contemporary Policy Issues,7,1989,p. 91-115
twin
deficits
really
related?”
PARKİN MİCHAEL , Economics Fifth Edition, Addison-Wesley Publishing company,
United States, 2000, p.848.
PEDRONİ, P.,Critical Values for Cointegration Tests İn Heterogenous Panels With
Multiple Regressors, Oxford Bulletin of Economics And Statistics, Special Issue,
1999.
TALLMAN,E.W.,AND ROSENWEİG,J.A., “Investigating U.S. Goverment and Trade
Deficits”,Federal Reserve Bank of Atlanta Economic Review,76(3),1991,s.1-11
783