Dilek ŞAHİN1 TÜRKİYE`DE DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık2015, s. 159-172
Dilek ŞAHİN1
TÜRKİYE’DE DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI
ve EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ
YAKLAŞIMI
Özet
Doğrudan yabancı sermaye yatırımları gelişmekte olan ülkelerin ekonomik
büyümesinde önemli bir yere sahiptir. Türkiye içinde doğrudan yabancı sermaye
yatırımları son derecede önemlidir. Bu yatırımlar çoğunlukla çok uluslu şirketler
tarafından yapılan uluslararası sermaye akışları olarak görülmektedir. Esasında,
doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının gelişmekte olan ülkeler açısından en
önemli etkisi milli gelire olan net katkıdır. Bu çalışmada Türkiye’de doğrudan
yabancı sermaye yatırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki analiz
edilmiştir. Çalışmada 1980-2013 dönemi analiz edilmiştir. Bu analiz için, ARDL
sınır testi kullanılmıştır. Bu test sonucunda ekonomik büyümenin bağımlı değişken
olduğu model istatistiksel olarak anlamlı çıkmıştır. Ayrıca doğrudan yabancı
sermaye yatırımlarından ekonomik büyümeye doğru uzun dönemde istatistiksel
olarak anlamlı ilişki tespit edilmiştir.
Anahtar Kelimeler: Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları, Ekonomik Büyüme,
ARDL Sınır Testi Yaklaşımı.
THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN DIRECT INVESTMENT and
ECONOMIC GROWTH IN TURKEY: AN ARDL BOUNDS TESTING
APPROACH
Abstract
Foreign direct investment has an important role in economic growth in developing
countries. Foreign direct investment is extremely important in Turkey. These
investments are seen as an international capital flows mostly made by multinational
companies. Actually, the most important effect in terms of foreign direct
investment in developing countries is the contribution to the national income. In
this study, ıt was analyzed between foreıgn direct investment and economic growth
in Turkey. 1980-2013 period were analyzed in this study. ARDL bounds test was
1
Yrd. Doç. Dr., Cumhuriyet Üniversitesi, Turizm İşletmeciliği ve Otelcilik YO, Konaklama İşletmeciliği
Bölümü, [email protected].
Dilek Şahin
160
used for this analysis. As a result of this test model of economic growth as the
dependent variable was statistically significant. Also, it was found to be
statistically significant relationship the foreign direct investment towards
economic growth in long term.
Keywords: Foreign Direct Investment, Economic Growth, ARDL Bounds Testing
Approach.
Jel Codes: F00, O4, J60.
1.GİRİŞ
1980’li yıllarda başlayan serbestleşme hareketleriyle birlikte piyasa ekonomisinin
gelişmesi ve uluslararası üretimde yaşanan artış beraberinde doğrudan yabancı sermaye
yatırımlarında artışı da getirmiştir. Bu süreçte uluslararası ölçekte çalışan firmalar bir yandan
üretimlerinin belirli aşamalarını avantajlı bulundukları ülkelerde yapmayı tercih ederken; diğer
yandan ekonomik büyümelerini artırmaya çalışan çok sayıda gelişmekte olan ülke dışa açık
sanayileşme politikaları ile doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının ülkeye girişini
desteklemeye başlamışlardır.
Doğrudan yabancı sermaye yatırımları, bir ülkede yeni bir firmanın kurulması, mevcut
yabancı firmaya ilave yapılması ya da o ülkede mevcut bir firmanın satın alınması nedeniyle
uluslararası düzeyde ortaya çıkan sermaye akışını ifade etmektedir (Çinko, 2009: 118). OECD
yabancı sermaye yatırımlarını, bir ülkede yerleşik kişi ya da kurumların bir başka ülkede kalıcı
ekonomik çıkar elde etme amacı olarak tanımlamaktadır. Bu yatırımlar, çoğunlukla çok uluslu
şirketler tarafından yapılmaktadır. Doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının, portföy
hareketlerinden farkı sermaye piyasalarında finansal araçların transferi şeklinde değil de,
doğrudan doğruya firmaların kurulumu veya devredilmesi şeklinde gerçekleşmesidir.
Doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını açıklayan teorilerden en önemlileri; ürün hayat
devreleri teorisi, içselleştirme teorisi, oligopolistik tepki teorisi ve eklektik paradigmasıdır. Ürün
hayat devreleri teorisi, ülkelerin yeni ürünler üzerinde uzmanlaşabileceklerini, üretilen ürünün
yeni olma özelliğini kaybetmesi durumunda üretim ülkesinin değişebileceği düşüncesini ileri
sürmektedir. Bu durum yeni ürünlerin başka pazarlarda üretilmesini ve üretim yapan firmanın
çok uluslu hale gelmesini sağlamaktadır. İçselleştirme teorisi ise, ev sahibi ülkedeki piyasa
aksaklıklarının yatırım yapacak firmalar tarafından öngörülerek kendi lehlerine çevirmesine
dayanmaktadır. Bu teoride aksak piyasa koşullarının firmaları kendi içsel piyasalarını kurmaya
ve bu aksaklıkları yok etmeye zorladığı düşünülmektedir. Oligopolistik tepki teorisinde ise
lider firmanın pazar payını artırmak için diğer bir ülkede yatırım yapması bu firmaya rakip diğer
oligopol firmaları harekete geçirmekte ve firmalar pazar paylarını korumak amacıyla o ülkede
doğrudan yabancı yatırım yaparak tepki vermektedirler. Eklektik paradigmasında bir firmanın
uluslararası pazarda faaliyette bulunabilmesi beraberinde mülkiyet, konumsal ve içselleştirme
avantajı sağlar. Doğrudan yabancı yatırım bu üç temel avantaja bağlı olarak gerçekleşmektedir.
Bu teoriye göre bir firmanın küresel anlamda faaliyet gösterebilmesi ve doğrudan yabancı
yatırım yapabilmesi, üretim yapacağı ülkedeki firmalar kadar teknik üretim bilgi-becerisine
sahip olmasına ve uygulayacağı fayda maliyet analizinde avantajlı konumda yer almasına
bağlıdır (Arık vd., 2013: 99-100).
Doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının üç farklı türü bulunmaktadır. Bunlardan ilki,
dikey ya da piyasa arayan doğrudan yabancı sermaye yatırımlarıdır ve bu tür yatırımlarda
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
161
Türkiye’de Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi:
Ardl Sınır Testi Yaklaşımı
yatırımcının amacı yerel piyasalara hizmet sunmaktır. Bu yatırımlar için piyasanın büyüklüğü
ve piyasanın büyümesi önemli belirleyendir. İkincisi, varlık veya kaynak arayan doğrudan
yabancı sermaye yatırımlarıdır. Bu tür yatırımlarda yatırımcı firma, ev sahibi ülkede bulunan
ancak kendi ülkesinde bulunmayan doğal kaynak, hammadde ve düşük işgücü maliyetinden
yararlanmak istemektedir. Üçüncüsü ise, etkinlik arayan doğrudan yabancı sermaye
yatırımlarıdır. Bu tür yatırımlarda firmalar coğrafi olarak dağılmış olan aktivitelerin ortak
yönetiminden, ölçek ve kapsam ekonomilerinden yararlanmayı amaçlamaktadır (Sichei ve
Kinyondo, 2012: 85).
Doğrudan yabancı sermaye yatırımları özellikle sermayenin kıt olduğu ülkelerde
ekonomik büyüme ve gelişme sürecinde önemli rol üstlenmektedir. Bunları şu şekilde sıralamak
mümkündür (Akinlo vd., 2013: 232): (i) Ev sahibi ülkede yatırımlar için finansal kaynak
sağlayarak, ülkenin yurt içi tasarruf çabasını artırmaktadır. (ii)Doğrudan yabancı yatırımlar o
ülkenin ekonomik büyüme hızını artırmaktadır. (iii) Ödemeler dengesi ve dış ticaret açığının
kapatılması için gerekli olan döviz ihtiyacını gidermektedir. (iv) Bu yatırımlar sayesinde ülkeye
teknoloji, yönetim tecrübesi gibi önemli girişler olmakta ve bu da yayılma etkisi ile ekonominin
geri kalanını etkilemektedir. (v) İhracata doğrudan katkıda bulunarak ev sahibi ülkede ekonomik
büyümeyi hızlandırmaktadır.
Özellikle de gelişmekte olan ülkelerde artan önemi nedeniyle bu çalışmada Türkiye’de
doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının ekonomik büyüme üzerindeki etkisi analiz edilmiştir.
Çalışmada ekonomik büyümeyi temsilen GSYH bağımlı değişken olarak, doğrudan yabancı
sermaye girişlerinin GSYH içindeki % payı bağımsız değişken olarak belirlenmiştir. Çalışmada
ilk olarak, ADF ve PP birim kök testi yapılmıştır ardından ARDL sınır testi, Toda-Yamamoto
nedensellik testi analizi uygulanmış ve sonuçlar yorumlanmıştır.
2. Literatür Taraması
İktisat literatüründe bir ülkeye giren doğrudan yabancı sermaye girişleri ile makro
ekonomik göstergeler (büyüme, işsizlik vs.) arasındaki ilişkiyi açıklamaya yönelik çok sayıda
çalışmanın bulunduğu görülmektedir. Literatürde bulunan bu çalışmalardan bazılarını aşağıdaki
gibi özetlemek mümkündür:
Alagöz vd., (2008), Türkiye’de doğrudan yabancı sermaye yatırımları ve ekonomik
büyüme arasındaki ilişki 1992-2007 dönemi için ele alınmıştır. Çalışmada doğrudan yabancı
sermaye yatırımları ve ekonomik büyüme arasında nedensellik ilişkisine rastlanılmamıştır.
Çalışmada 2002-2007 dönemine ait regresyon analizi incelenmiştir. Modelin esneklik katsayısı
doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının ekonomik büyüme üzerindeki etkisinin orta derecede
olduğunu göstermiştir.
Ekinci (2010), Türkiye’de doğrudan yabancı yatırımlar ile ekonomik büyüme ve
istihdam arasında uzun dönemli ilişkinin olup olmadığının analizi amacıyla 1980-2010
dönemine ait veriler kullanılmıştır. Çalışmada zaman serisi analizi kullanılmış ve sonuç olarak,
doğrudan yabancı sermaye yatırımları ile ekonomik büyüme arasında uzun dönemli bir ilişki
bulunurken doğrudan yabancı yatırımlar ile istihdam arasında ilişki tespit edilmemiştir. Ayrıca
doğrudan yabancı yatırımlar ile ekonomik büyüme arasında bulunan nedensellik ilişkisinin çift
yönlü olduğu görülmüştür.
Şen ve Saray (2010), Türkiye’de doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının ekonomik
büyümeye etkisi analiz edilmiştir. Çalışmada panel veri regresyon analizi kullanılmıştır.
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
Dilek Şahin
162
Yapılan analizler sonucunda, Türkiye’ye gelen doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının
ekonomik büyümeye olumlu katkı yaptığı sonucuna ulaşılmıştır.
Nwosa vd., (2011), Nijerya’da 1970-2009 dönemleri arasında finansal gelişme,
doğrudan yabancı sermaye ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki analiz edilmiştir. Çalışmada
ADF birim kök testi, Johansen eş bütünleşme testi ve hata düzeltme modeli kullanılmıştır.
Sonuç olarak, bu değişkenler arasında uzun dönemli ilişki ve nedensellik ilişkisi olduğu
görülmüştür. Ayrıca finansal gelişme ve doğrudan yabancı sermayenin ekonomik büyüme
üzerinde istatistiki olarak anlamlı etkisi olduğu görülmüştür.
Yılmaz vd., (2011), doğrudan yabancı yatırımların ekonomik büyüme üzerindeki
etkileri Türkiye ekonomisi için 1980-2008 dönemi için analiz edilmiştir. Analizde gayri safi
yurt içi hâsıla ve doğrudan yabancı yatırımlar olarak iki değişken kullanılmıştır. Çalışmada
zaman serisi analizi yöntemi kullanılmıştır. Sonuç olarak, doğrudan yabancı yatırımlardan
ekonomik büyümeye doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi bulunmuştur. Ayrıca değişkenlerin
eş bütünleşik oldukları görülmüştür. Tahmin sonuçları, doğrudan yabancı yatırımların ekonomik
büyüme üzerinde pozitif etkiler yarattığını ortaya koymuştur.
Awan vd., (2012), doğrudan yabancı yatırımlar, ihracat, ithalat, yurt içi yatırımlar ve
ekonomik büyüme ilişkisi seçilmiş Güney Asya ülkeleri (Bangladeş, Hindistan, Pakistan ve SriLanka) için 1973-2010 dönemi için analiz edilmiştir. Değişkenler arasındaki ilişki Granger
nedensellik analizi ile test edilmiştir. Çalışmadan elde edilen bulgular ihracat odaklı büyüme ve
yabancı sermaye odaklı büyüme hipotezlerinin seçilmiş Asya ülkeleri için geçerli olduğunu
göstermiştir. Farklı gecikme uzunlukları sonucunda ithalatın ekonomik büyümeye neden olduğu
fakat ithalattan ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik ilişkisi bulunmamıştır. Ayrıca
nedensellik analizi ticari açıklıktan ekonomik büyümeye veya tersi durumda nedensellik
ilişkisini desteklememiştir. Ticari açıklık ve doğrudan yabancı sermaye arasında iki yönlü
nedenselliğin olduğu görülmüştür.
Gürsoy ve Kalyoncu (2012), Gürcistan’da 1977-2010 dönemleri arasında doğrudan
yabancı sermaye yatırımlarının ekonomik büyüme üzerindeki etkisi analiz edilmiştir. Çalışmada
Engle-Granger eşbütünleşme testi ve Granger nedensellik analizi yöntemi kullanılmıştır. Sonuç
olarak iki değişkenin eş bütünleşik olduğu yani uzun dönemde birlikte hareket ettikleri
görülmüştür. Ayrıca doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının ekonomik büyümenin nedeni
olduğu görülmüştür.
Söylemez ve Yılmaz (2012), Türkiye’de finansal serbestleşme döneminde ekonomik
büyüme ve uluslararası sermaye girişi arasındaki ilişki araştırılmıştır. Çalışmada hem sermaye
girişleri/GSYİH hem de GSYİH büyüme oranları değişkenleri için 1992:1-2012:2 arasını
kapsayan 82 adet gözlem yer almıştır. Sonuçlar Türkiye’de yabancı sermaye akımlarının
büyümenin granger nedeni olduğunu göstermektedir. Son olarak, iki serinin dinamik
etkileşimini ortaya koyabilecek bir ekonometrik model ile Türkiye’de ekonomik büyümede
görülen dalgalanmaların önemli bir kısmının uluslararası sermaye akımlarında yaşanan şoklarla
açıklanabileceği gösterilmiştir.
Sichei ve Kinyondo (2012), 1980-2009 dönemi için 45 Afrika ülkesinde doğrudan
yabancı sermaye girişlerinin belirleyicileri panel data yöntemi ile analiz edilmiştir. Sonuç olarak
Afrika’da yığılma ekonomileri, doğal kaynaklar, reel GSYH artışı ve uluslararası yatırım
anlaşmalarının doğrudan yabancı sermaye girişlerini etkilediği görülmüştür.
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
163
Türkiye’de Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi:
Ardl Sınır Testi Yaklaşımı
Akinlo vd., (2013), 1995-2011 döneminde 10 Afrika ülkesine gelen doğrudan yabancı
sermaye yatırımlarının belirleyicileri panel veri analizi yöntemi ile analiz edilmiştir. Doğal
kaynak donanımı, açıklık, enflasyon ve döviz kuru gibi makro ekonomik risk faktörlerinin
Afrika’da yabancı sermaye girişlerinde önemli belirleyiciler olduğu görülmüştür. Yurt içi
yatırımların ve doğal kaynakların Afrika’da doğrudan yabancı sermaye girişleri üzerinde pozitif
ve anlamlı etkisi bulunmuştur.
Arık vd., (2013), 1990-2011 döneminde yükselen ekonomilerden Brezilya, Çin,
Hindistan, Rusya, Meksika, Endonezya ve Türkiye’ye gelen doğrudan yabancı yatırımları
etkileyen faktörler panel veri analizi ile incelenmiştir. Analiz sonucunda, ev sahibi ülkelerin
piyasa büyüklüğünün, dışa açıklığının ve ekonomik istikrarının doğrudan yabancı yatırımları
etkilediği tespit edilmiştir.
Carp ve Popa (2013), Romanya ve Bulgaristan’da ekonomik büyüme, doğrudan yabancı
sermaye ve ticaret arasındaki ilişki 1990-2011 dönemi için analiz edilmiştir. Çalışmada sonuç
olarak Bulgaristan ve Romanya’nın çektiği doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının ekonomik
büyüme üzerinde etkili olduğu görülmüştür. Ayrıca ihracatın ekonomik büyüme üzerinde güçlü
bir etkisi görülmemiştir.
Çeştepe vd., (2013), Türkiye’de doğrudan yabancı yatırım, büyüme ve dış ticaret
arasındaki nedensellik ilişkisi 1974-2011 dönemine ait veriler kullanılmıştır. Çalışmada TodaYamamoto yöntemi takip edilerek değişkenler arasındaki uzun dönem nedensellik
araştırılmıştır. Elde edilen bulgular; “büyümeye dayalı ihracat”, “ihracata bağlı DYY” ve
“ithalata bağımlı ihracat” hipotezlerini desteklemektedir. Bu bulgular, ithalata bağlı ihracat
yapısı ve DYY girişlerinin bu yapıyı değiştirmemesi nedeniyle, ihracata dayalı büyüme
hipotezinin Türkiye örneğinde doğrulanamadığı biçiminde değerlendirilebilir.
Doğan (2013), çalışmada Türkiye için doğrudan yabancı yatırımlarla ekonomik büyüme
arasındaki ilişki zaman serisi analizi kullanılarak incelenmiştir. Bu nedenle analizde Türkiye
için 1979-2011 dönemini kapsayan doğrudan yabancı yatırımlar ve gayri safi yurt içi hâsılaya
ait yıllık veriler kullanılmıştır. Sonuç olarak ekonomik büyüme ve doğrudan yabancı sermaye
yatırımları arasında uzun dönemli pozitif bir ilişki olduğu görülmüştür. Granger nedensellik
testi doğrudan yabancı yatırımlar ve ekonomik büyüme arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi
olduğu görülmüştür.
Leitao ve Rasekhı (2013), Portekiz’de ekonomik büyüme ve yabancı sermaye
yatırımları arasındaki ilişki analiz edilmiştir. Çalışmada panel veri analizi kullanılmıştır.
Portekiz ve ticari ortakları arasında yakınsama ilişkisi olduğu görülmüştür. Ayrıca doğrudan
yabancı sermaye yatırımları ve ikili ticaretin ekonomik büyümeyi artırdığı görülmüştür.
Büyüme enflasyon ve kişi başına düşen GSYH ile ters yönlü ilişki halindedir.
Sghaier ve Abida (2013), doğrudan yabancı sermaye yatırımları, finansal gelişme ve
ekonomik büyüme ilişkisi dört kuzey Afrika (Tunus, Fas, Cezayir ve Mısır) ülkesi için 19802011 dönemleri için analiz edilmiştir. Çalışmada panel veri analizi yöntemi kullanılmıştır.
Sonuç olarak doğrudan yabancı sermaye yatırımları ve ekonomik büyüme arasında pozitif ilişki
bulunmuştur. Yurt içi finansal sistemin gelişmiş olması doğrudan yabancı yatırımların
ekonomik büyümeyi pozitif etkilemesi için bir ön koşul olduğu görülmüştür.
Awosusi ve Awolusi (2014), Nijerya’da yabancı sermaye girişleri, ekonomik büyüme
ve ticaret arasındaki ilişki 1970-2010 dönemi için analiz edilmiştir. Değişkenler arasındaki uzun
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
Dilek Şahin
164
dönemli ilişkinin analizi için Johansen eş bütünleşme testi yapılmıştır. Kısa dönem ilişkinin
analizi için ise Granger nedensellik testi ve hata düzeltme modeli analizi yapılmıştır. Çalışmada
sonuç olarak değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğu görülmüştür. Ayrıca değişkenler
arasında nedensellik ilişkisi olduğu görülmüştür.
Göçer ve Peker (2014), doğrudan yabancı yatırımların istihdam üzerindeki etkileri
Türkiye, Çin ve Hindistan için Carrion-i Silvestre vd.(2009) çoklu yapısal kırılmalı birim kök
testi, Maki (2012) çoklu yapısal kırılmalı eşbütünleşme testi ve dinamik en küçük kareler
yöntemi yardımıyla, 1980- 2011 dönemi verileriyle analiz edilmiştir. Çalışmada sonuç olarak
seriler düzey değerinde durağan değildir ve seriler arasında bir eş bütünleşme ilişkisi vardır.
Uzun dönem analizi sonucuna göre ise yabancı doğrudan yatırımlardaki %10’luk bir artış
istihdamı Türkiye’de %0,3 oranında azaltırken Çin ve Hindistan’da sırasıyla %0,3 ve %0,2
oranında artırmaktadır.
Haseeb vd., (2014), Malezya’da doğrudan yabancı yatırımlar, ekonomik büyüme ve
ihracat arasındaki ilişki 1971-2013 dönemi için analiz edilmiştir. Çalışmada ARDL sınır testi
yöntemi kullanılmıştır. Sonuçlar Malezya’da ihracat öncülüğünde büyüme ve doğrudan yabancı
sermaye öncülüğündeki büyüme hipotezlerini destekler nitelikte bulunmuştur.
Karpuz ve Kızıltan (2014), Türkiye’de reel döviz kuru ile kısa vadeli yabancı yatırımlar
arasındaki ilişki incelenmiştir. Çalışmada 2003:01-2014:03 dönemi verileri analiz edilmiştir.
Çalışmada sonuç olarak reel döviz kuru ve kısa vadeli yatırımlar arasında çift yönlü nedensellik
ilişkisinin olduğu görülmüştür.
Ming (2014), Tayvan’da 1978-2009 dönemleri arasında ekonomik büyüme, ticaret ve
doğrudan yabancı sermaye arasındaki ilişki analiz edilmiştir. Çalışmada VEC yöntemi
kullanılmış ve sonuç olarak, Tayvan’da ekonomik büyüme ile doğrudan yabancı sermaye
arasında uzun dönemli ve ters yönlü ilişki olduğu görülmüştür.
Simionescu (2014), G-7 ülkelerinde doğrudan yabancı sermaye ve dış ticaret arasındaki
ilişki analiz edilmiştir. Çalışmada 2003-2010 arası dönem esas alınmıştır. Sonuç olarak,
doğrudan yabancı sermaye yatırımları ve ihracat; doğrudan yabancı sermaye yatırımları ve
ithalat arasında kısa dönemde nedensellik ilişkisi olduğu görülmüştür. Uzun dönemde ise
doğrudan yabancı sermaye yatırımları ve dış ticaret arasında tek yönlü nedensellik ilişkisi
görülmüştür.
Younus vd., (2014), Pakistan’da doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının ekonomik
büyüme üzerindeki etkisi 2000-2010 dönemi için analiz edilmiştir. Çalışmada iki aşamalı en
küçük kareler yöntemi kullanılmıştır. Sonuç olarak ekonomik büyüme ile doğrudan yabancı
sermaye yatırımları arasında pozitif yönde bir ilişki olduğu görülmüştür. Pakistan’da doğrudan
yabancı sermayenin yer seçiminde, yurt içi yatırım, ihracat ve politik istikrarın son derece
önemli olduğu görülmüştür.
Gülmez (2015), Türkiye’de kalkınmanın dış finansman kaynaklarından olan doğrudan
yabancı sermaye yatırımı ile yabancı portföy yatırımlarının ekonomik büyüme üzerinde kısa ve
uzun dönemde etkileri, 1986- 2014 dönemi yıllık verileri kullanılarak analiz edilmiştir. ARDL
sınır testi yaklaşımı ile elde edilen bulgular, doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının uzun
dönemde ekonomik büyümeyi olumlu bir şekilde etkilediğini ve yabancı portföy yatırımları
değişkeninin bir gecikmeli değerinin kısa dönemde ekonomik büyümeyi olumlu bir şekilde
etkilediğini göstermektedir. Toda-Yamamoto nedensellik testi sonuçları ise, doğrudan yabancı
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
165
Türkiye’de Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi:
Ardl Sınır Testi Yaklaşımı
sermaye yatırımlarından ekonomik büyümeye, portföy yatırımlarından ekonomik büyümeye ve
portföy yatırımlarından doğrudan yabancı sermaye yatırımlarına doğru tek yönlü nedensellik
ilişkisi olduğunu göstermektedir.
Muhammad ve Ijirshar (2015), Nijerya’da doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının
ekonomik büyüme üzerindeki etkisi 1970-2013 dönemleri arası analiz edilmiştir. Çalışmada
zaman serisi analizi yöntemi uygulanmıştır. Sonuç olarak doğrudan yabancı sermaye yatırımları
ve ekonomik büyüme arasında tek yönlü ilişki; doğrudan yabancı yatırımlar ile işsizlik arasında
ilişki bulunmamıştır. Doğrudan yabancı yatırımların kısa ve uzun dönemde Nijerya’daki
ekonomik büyüme üzerinde pozitif fakat istatistiksel olarak anlamsız bir ilişki bulunmuştur.
3.Veri Seti
Türkiye’de doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının ekonomik büyüme üzerindeki
etkisinin araştırıldığı bu çalışmada kullanılan veriler tablo 1’de gösterilmiştir.
Tablo 1: Çalışmada Kullanılan Veriler
Değişkenler
Tanımlanması
Kaynak
Dönem
DYY
Doğrudan Yabancı
Sermaye Girişi (%
GSYH)
World Bank
1980-2013
Gayri Safi Yurt İçi
Hâsıla
EO
Yukarıda verilen çalışma verileri doğrultusunda regresyon modelini şöyle yazabiliriz:
LEO  0  1LDYY   t
(1)
(1) numaralı eşitlikte,  0 sabit terimi, 1 regresyon katsayısını,  t hata terimini göstermektedir.
4. Yöntem
Çalışmada kullanılan yöntemler sırasıyla; durağanlık testi, ARDL sınır testi ve TodaYamamoto Granger nedensellik testidir. Bu yöntemlerden aşağıda bahsedilmiştir.
4.1. Durağanlık Testi (Birim Kök Analizi)
Zaman serisi verilerine dayalı ekonometrik analizlerde ele alınan serilerin durağan
olmamasından kaynaklanan nedenlerle sahte regresyon sorunu ortaya çıkmaktadır. Bu durumda
serilerin durağan hale getirilmesi gerekmektedir. Serilerin durağanlığının belirlenmesinde
Genişletilmiş Dickey-Fuller (ADF) birim kök testi kullanılmaktadır.
ADF testi için üç model bulunmaktadır. Bunlar:
m
Yt  Yt 1   1Yt i 1   t
(2)
i 2
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
Dilek Şahin
166
m
Yt   0  Yt 1   1Yt i 1   t
(3)
i 2
m
Yt   0  Yt 1  1  1Yt i 1   t
(4)
i 2
Bu testin sonucunda elde edilen değer Dickey-Fuller tarafından hesaplanan (Mackinnon
tarafından yeniden düzenlenen) tablo değerleri karşılaştırılarak 0 hipotezi test edilmektedir. Sıfır
hipotezi serinin durağan olmadığını ve birim köke sahip olduğunu( H 0 :   0 ) alternatif
hipotez ise serinin durağan olduğunu yani birim kök içermediğini göstermektedir.
Phillips-Perron Birim Kök Testi, Dickey-Fuller testinde otokorelasyon sorununu
ortadan kaldırmak için bağımlı değişkenin gecikme uzunlukları modele eklenirken bu serbestlik
derecesinin düşmesine neden oluyordu. Phillips-Perron birim kök testinde ise ilave gecikme
ekleme yerine t testine parametrik olmayan bir düzeltme yapılmaktadır. Bu sayede serbestlik
derecesi kaybı olmamaktadır. PP testleri için denklemler şu şekildedir:
Yt   0  1Yt 1  t
(5)
Yt   0  Yt 1   2 (t  T / 2)  t
(6)
Bu regresyonda T gözlem sayısını, ut hata terimlerinin dağılımını göstermektedir. Hata
teriminin beklenen ortalaması 0’a eşit olmaktadır. Ancak burada hata terimleri arasında içsel
bağlantı olmadığı veya homojenlik varsayımı gerekli bulunmamaktadır. Bu nedenle PP testinde
DF testinin bağımsızlık ve heterojenlik varsayımı terk edilmiştir. Aksine hata terimlerinin zayıf
bağımlılığı ve heterojen dağılımı kabul edilmektedir. Böylelikle Phillips Perron, DF t
istatistikleri geliştirilmesinde hata terimlerinin varsayımları hakkındaki sınırlamaları dikkate
almamıştır.
4.2. Eş Bütünleşme İlişkisi
ARDL modeli, eşbütünleşme testlerinde serilerin durağanlık özelliklerini önceden
belirlenmesine ilişkin güçlükleri ortadan kaldırarak uzun ve kısa dönemli ilişkilerin varlığının
analiz edilmesini sağlamaktadır. Serilerin bazılarının düzeyde bazılarının ise birinci farklarında
durağan olmaları halinde çok değişkenli bir modelde eşbütünleşme analizi bu yöntemle
yapılabilmektedir. Pesaran ve Shin (1997)’in yaptıkları çalışmada iki aşamalı bir strateji
izlemektedirler. ARDL modelinde ilk olarak AIC’ne göre bağımlı ve bağımsız değişkenlerin
gecikme sayıları belirlenmekte, daha sonra bu sıralamaya göre elde edilen modelden uzun
dönem katsayıları ve onların standart hataları tahmin edilmektedir. Monte Carlo sonuçları güçlü
şekilde bu iki aşamalı tahmin yöntemi lehinde olduğuna işaret etmektedir ve bu strateji
açıklayıcı değişkenlerin I(0) ya da I(1) olup olmamasıyla ilgili olmaksızın, ele alınan modelin
içsel açıklayıcı değişkenlere sahip olsa bile çalışıyor görünmektedir
ARDL testi yaklaşımının temel olarak üç aşamadan oluşmaktadır. İlk aşamada
değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin bulunup bulunmadığı sınanırken, eş bütünleşme
varlığı koşulu altında ikinci ve üçüncü adımlarda ise sırasıyla uzun ve kısa dönem elastikiyetleri
elde edilir. Testin ilk aşamasında kullanılan sınırsız hata düzeltme modeli aşağıdaki gibidir:
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
167
Türkiye’de Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi:
Ardl Sınır Testi Yaklaşımı
m
m
i 1
i 0
LEOt   0  1i LEOt i  2i LDYYt i  3 LEOt 1   4 LDYYt 1   t
(7)
Modelde yer alan Δ birinci dereceden farkları göstermektedir.
Eşbütünleşme ilişkisinin varlığını sınamak amacıyla öncelikle farkı alınmış
değişkenlerin gecikme uzunluğunu gösteren değerine karar vermek gerekmektedir. Bu amaçla
literatürde Akaike (AIC) ve Schwarz (SIC) gibi bilgi kriterleri kullanılmaktadır.
Gecikme uzunluğunun belirlenmesinden sonra ilgili değişkenler arasında eşbütünleşme
ilişkisi olmadığını gösteren temel hipotez yukarıdaki modelde yer alan bağımlı ve bağımsız
değişkenlerin düzey değerlerinin bir dönem gecikmeli değerlerinin anlamlılığının sınanmasıyla
test edilebilir. Burada test edilen temel hipotez aşağıdaki gibidir:
H 0 : 3   4  5  0
Kritik değerler için Pesaran vd. (2001) tarafından yapılan çalışmalarında değişkenlerin
tamamen I(0) veya I(1) olmalarına göre sınırlar verilmiştir. Eğer hesaplanan F istatistiği bu iki
sınırın dışında ise değişkenlerin eş bütünleşik olup olmamalarına dair bir çıkarımda bulunmak
mümkün değildir. Eğer hesaplanan F istatistiği kritik değerlerin üst sınırından daha büyük ise
değişkenler arasında eş bütünleşme ilişkisi olmadığını gösteren temel hipotez reddedilirken bu
değerin kritik değerlerin alt sınırından küçük olması halinde ise bu ilişkinin olmadığını gösteren
temel hipotez reddedilemez. Hesaplanan F istatistiğinin iki sınırın arasında olması halinde ise
sınır testine göre değişkenler arasındaki eş bütünleşmenin varlığına yönelik bir yorum
yapılamaz. Değişkenler arasında eş bütünleşme ilişkisinin bulunması halinde, ARDL sınır testi
yaklaşımının ikinci aşamasında değişkenler arasında uzun dönem ilişkisinin analizi için
gecikme uzunluğu bilgi kriterleriyle kurulmalıdır. Aşağıda uzun dönem ARDL modeli
görülmektedir.
m
m
i 1
i 0
LEOt   0  1i LEOt i  2i LDYYt i   t
(8)
Değişkenler arasındaki kısa dönem ilişki ise ARDL’ye dayanan hata düzeltme
modeliyle elde edilmektedir. Bu modelde ECT ile gösterilen değişken hata düzeltme terimidir.
Bu terimin katsayısının 0 ile -1 arasında olması halinde uzun dönem denge değerine tekdüze bir
şekilde yakınlaşma söz konusudur.
m
m
i 1
i 0
LEOt   0   LEOt i  1i LDYYt i   ECTt i   t
(9)
4.3.Toda-Yamamoto Granger Nedensellik Testi
Granger nedensellik analizi spesifik parametrelere sıfır kısıtlamalarını gerektirdiği için
test istatistiği Wald veya X 2 testi uygulanarak elde edilmektedir. Ancak, VAR modellerinin
durağan olmayan değişkenler içerdiği durumlarda F veya X 2 dağılımları standart olmayan
asimptotik özelliklere sahip olabilmektedir. Diğer bir ifadeyle, Granger nedensellik için
uygulanan Wald testlerinin VAR sisteminin eş bütünleşme özelliklerine bağlı olarak standart
olmayan limit dağılımlarıyla sonuçlanmaktadır. Bu sorunun giderilmesinde Toda ve Yamamoto
(1995) tarafından önerilen yaklaşımlar kullanılmaktadır. Bu yaklaşımların temel özelliği, VAR
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
Dilek Şahin
168
modellerinin tahmininde serilerin seviye değerlerinin kullanılması ve serilerim birim kök ve
eşbütünleşme özelliklerine duyarlı olmamalarıdır. Bu testlerin uygulanmasında ilk yapılması
gereken VAR modeli için uygun gecikme uzunluğunun (p) belirlenmesidir.
Toda-Yamamoto (1995) yönteminde bir VAR ( p  d ) tahmin edilmesi gerekmektedir.
Tahmin edilen VAR ( p  d ) modeli aşağıdaki gibidir:
pd
pd
i 1
i 1
Yt   0   1 (i  d )Yt (i  d )    2(i  d )  X t (i d )  1t
pd
p
i 1
i
(10)
X t  0   1(i  d )Yt (i d )    2(i d ) X t (i  d )   2t
(11)
Denklemde d serilerin maksimum bütünleşme derecesini göstermektedir.
TodaYamamoto testinde dikkat edilmesi gereken nokta, Granger nedensellik analizi için
standart Wald testlerinin ilk p katsayı matrisi üzerine uygulanmasıdır. Böylelikle eşitlikte, X t
değişkeninden Yt ‘ye doğru Granger nedensellik yoktur. Sıfır hipotezi H 0 :  2i  0 biçiminde
tanımlanır ve ve buna Wald (F testi) uygulanır. Esasında nedensellik testi uygulanırken, VAR
modelinde d gecikme değerlerine ait parametreler üzerine kısıtlamalar konulmamaktadır.
5.Ampirik Bulgular
Çalışmada ilk olarak değişkenlerin durağanlık mertebesini tespit edebilmek için ADF ve
PP birim kök testleri yapılmıştır. ADF birim kök testi sonucuna göre, DYY değişkeni düzeyde
durağan iken, EO değişkeni birinci farkı alındığında durağan hale gelmektedir. Dolayısıyla
DYY değişkeni I(0), EO değişkeni ise I(1)’dir. PP birim kök testi sonucuna göre ise DYY
değişkeni düzeyde durağan iken, EO değişkeni farkı alındığında durağan hale gelmektedir. Bu
nedenle DYY değişkeni I(0) iken EO değişkeni I(1)’dir.
Tablo 2: ADF Birim Kök Test Sonucu
Değişken
Düzey/Birinci
Fark
DYY
Düzey
Birinci Fark
EO
Düzey
Birinci Fark
ADF
PP
Sabitli
SabitliTrendli
Sabitli
SabitliTrendli
-2.843
-4.294*
-2.884
-4.325*
(-2.954)
(-3.552)
(-2.954)
(-3.552)
-7.901*
-7.763*
-15.757*
-19.369*
(-2.957)
(-3.557)
(-2.957)
(-4.273)
-0.086
-2.499
-0.081
-2.623
(-2.954)
(-3.552)
(-2.954)
(-3.552)
-5.711*
-5.657*
-5.712*
-5.657*
(-2.957)
(-3.557)
(-2.957)
(-3.557)
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
169
Türkiye’de Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi:
Ardl Sınır Testi Yaklaşımı
Not: %5 düzeyinde anlamlılığı göstermektedir.
Çalışmaya konu olan değişkenlerin bir kısmı I(0) bir kısmı I(1) olduğu için değişkenler
arasında uzun dönemli ilişki olup olmadığını tespit edebilmek için Johensen eşbütünleşme testi
yapılamaz. Bunun için Sınır testi (ARDL) uygulanabilir.
ARDL testinin uygulanabilmesi için ilk olarak F istatistik değerinin belirlenmesi
gerekmektedir. F değeri ve kritik değer sonuçları Tablo 3’de görülmektedir. Tablo’da görüldüğü
üzere hesaplanan F istatistiği Pesaran’ın kritik değerini aştığı için seriler arasında eş bütünleşme
ilişkisinin varlığı tespit edilmiştir. Seriler arasında bir eş bütünleşme ilişkisi tespit edildiğinde
uzun ve kısa dönem ilişkileri belirlemek için ARDL modeli kurulabilir.
Tablo 3: Sınır Testi Sonuçları
k
F-istatistiği
1
6.996
%5 Anlamlılık
Düzeyinde Kritik
Değer
Alt Sınır
Üst Sınır
5.94
5.73
Not: k, bağımsız değişken sayısıdır. Kritik değerler Pesaran vd.,(2001)’deki Tablo CI(III)’ten alınmıştır.
Uzun dönem katsayılarının anlamlılık sonuçları ise Tablo 4’de görülmektedir. Uzun
dönem katsayılar incelendiğinde DYY (doğrudan yabancı sermaye yatırım) değişkenin
istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmektedir. DYY değişkeni %5 düzeyinde anlamlı ve
pozitiftir.
Tablo 4: Uzun Dönemli ARDL (1,1) Modeli
Değişkenler
Katsayı
Standart Hata
t-ist
Olasılık
Değeri
DYY
0,7048
0.139
5.064
0.000
Kısa dönem katsayılar değerlendirildiğinde hata düzeltme teriminin(ECM) istatistiksel
olarak anlamlı ve negatif işaretli olduğu görülmektedir. Dolayısıyla kısa dönemde meydana
gelen dengeden sapmalar uzun dönemde dengeye yaklaşmaktadır. Uzun dönemde anlamlı olan
DYY değişkeni istatistiki olarak kısa dönemde anlamlı değildir.
Tablo 5: Kısa Dönem ARDL (1,1) Modeli
Değişkenler
Katsayı
Standart
Hata
t-ist
Olasılık
Değeri
∆DYY
0.028
0.052
0.541
0.592
ECM (-1)
-0.176
0.080
-2.205
0.035
ARDL testinden sonra değişkenler arasında nedensellik ilişkisi olup olmadığını tespit
edebilmek için Toda-Yamamoto (1995) nedensellik testi uygulanmıştır. Toda-Yamamoto
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
Dilek Şahin
170
nedensellik testi sonuçlarına göre, doğrudan yabancı sermaye yatırımları ve ekonomik büyüme
arasında çift yönlü nedensellik ilişkisi olduğu görülmektedir.
Tablo 6: Toda Yamamoto Granger Nedensellik Testi
Hipotez
M-Wald
Olasılık
Değeri (p
değeri)
Nedensellik
2
5.684
0.017*
Var
2
7.066
0.007*
Var
Gecikme
Uzunluğu
( k  d max )
EO
DYY
DYY
EO
6. Sonuç
Küreselleşme süreciyle birlikte ülkeler arasındaki engellerin ortadan kalkması
beraberinde doğrudan yabancı sermaye yatırımlarına olan ilgiyi de artırmıştır. Doğrudan
yabancı sermaye yatırımlarının ev sahibi ülkeye döviz girişi sağlamak, ülkenin sermaye
stokunun artmasına yardımcı olmak, üretim kapasitesini genişletmek, istihdam yaratmak ve
ülkeye teknoloji transferi sağlamak gibi yararları bulunmaktadır.
Bu çalışmada Türkiye’de 1980-2013 dönemleri arasında doğrudan yabancı sermaye
yatırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki analiz edilmiştir. Bu analiz için ARDL sınır
testi kullanılmıştır. Daha sonra Toda-Yamamoto Granger nedensellik testi uygulanmıştır.
ARDL testi sonucunda ekonomik büyüme değişkeninin bağımlı değişken olduğu model
istatistiksel olarak anlamlı çıkmıştır. Ayrıca doğrudan yabancı sermaye yatırımlarından
ekonomik büyümeye uzun dönemde istatistiksel olarak anlamlı ilişki tespit edilmiştir.
Nedensellik testi sonucunda ise ekonomik büyüme ve doğrudan yabancı sermaye yatırımları
arasında çift yönlü nedensellik ilişkisi olduğu görülmüştür.
KAYNAKLAR
AKINLO, Taiwo; AKINSOKEJI, Rogers; OZIEGBE, Tope. (2013). “Determinant of
Foreign Direct Investment in Ten African Countries: A Panel Data Analysis”,
Asian Journal of Business and Management, C.1, S.5, s.232-237.
ALAGÖZ, Mehmet; ERDOĞAN, Savaş; TOPALLI, Nurgül. (2008). “Doğrudan
Yabancı Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Türkiye Deneyimi 19922007”, Gaziantep Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, C.7, S.1, s.79-89.
ARIK, Şebnem; AKAY, Beyhan; ZANBAK, Mehmet. (2013). “Doğrudan Yabancı
Yatırımları Belirleyen Faktörler: Yükselen Piyasalar Örneği”, Anadolu
Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, s.97-110.
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
171
Türkiye’de Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi:
Ardl Sınır Testi Yaklaşımı
AWAN, Rehmat; JAVED, Khalid; SHER, Falak. (2012). “Foreign Direct Investment,
Economic Growth, Trade and Domestic Investment Relationship: An
Econometric Analysis of Selected South Asian Countries”, Interdisciplinary
Journal of Contemporary Research in Business. C.3, S.9, s.925-942.
AWOSUSI, Omojola; AWOLUSI, Olawumi. (2014). “Technology Transfer, Foreign
Direct Investment and Economic Growth in Nigeria”, Council for the
Development of Social Science Research in Africa, C.39, S.2, s.1-20.
CARP, Lenuta ; POPA, Diana. (2013). “ The Relationship Between Foreign Direct
Investment, Trade and Economic Growth in Bulgaria and Romania under the
Impact of the Globalization”, Conference of Informatics and Management
Sciences, s. 168-172.
ÇEŞTEPE, Hamza; YILDIRIM, Ertuğrul; BAYAR, Melike. (2013). “Doğrudan Yabancı
Yatırım, Ekonomik Büyüme ve Dış Ticaret: Toda-Yamamoto Yaklaşımıyla
Türkiye’nin Nedensellik Kanıtları”, Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi, C.27, s. 1-37.
ÇİNKO, Levent. (2009). “Doğrudan Yabancı Sermaye Hareketlerinin Makro Ekonomik
Etkileri”, Marmara Üniversitesi İİBF Dergisi, C.26, S.1, s. 117- 131.
DELE, Awolusi. (2012). “ Foreign Direct Investment and Economic Growth in Nigeria:
A Vector Error Correction Modeling”, Journal of Research in Economics and
International Finance (JREIF), C.1, S.3. s.58-69.
DOĞAN, Eyup. (2013). “Foreign Direct Investment and Economic Growth: A Time
Series Analysis of Turkey, 1979-2011”, Çankırı Karatekin Üniversitesi İktisadi
ve İdari bilimler Fakültesi Dergisi, C.3, S.2, s.239-252.
EKİNCİ, Aykut. (2011). “Doğrudan Yabancı Yatırımların Ekonomik Büyüme
ve İstihdama Etkisi: Türkiye Uygulaması (1980‐2010)”, Eskişehir Osmangazi
Üniversitesi İİBF Dergisi, C.6, S.2, s.71-96.
GÖÇER, İsmet; PEKER, Osman. (2014). “Yabancı Doğrudan Yatırımların İstihdam
Üzerindeki Etkisi: Türkiye, Çin ve Hindistan Örneğinde Çoklu Yapısal Kırılmalı
Eşbütünleşme Analizi”, Yönetim ve Ekonomi, C.21, S.1, s.108-123.
GÜLMEZ, Ahmet. (2015). “Türkiye’de Dış Finansman Kaynakları Ekonomik Büyüme
İlişkisi: ARDL Sınır Testi Yaklaşımı”, Ekonomik ve Sosyal Araştırmalar
Dergisi, C. 11, S. 2, s.139-152.
GÜRSOY, Faruk; KALYONCU, Hüseyin. (2012). “Foreign Direct Investment and
Growth Relationship in Georgia”, International Journal of Economics and
Financial Issues, C. 2, S. 3, s.267-271.
HASEEB,
Muhammad; HARTANI, Nira; BAKAR, Nor; AZAM, Muhammad;
HASSAN, Sallahuddin. (2014). “ Exports, Foreing Direct Investment and
Economic Growth: Empirical Evidence From Malaysia (1971-2013)”, American
Journal of Applied Sciences C.11, S.6, s.1010-1015.
INSAH, Baba. (2013). “Foreign Direct Investment Inflows and Economic Growth in
Ghana. International Journal of Economic Practices and Theories”, C.3, S.2,
s.115-121.
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172
Dilek Şahin
172
KARPUZ, Filiz ; KIZILTAN, Alaattin. (2014). “Türkiye’de Kısa Vadeli Yabancı
Yatırımlar İle Reel Döviz Kuru Arasındaki İlişki”, EKEV Akademi Dergisi, Y.
18, S. 60, s.197-210.
LEITAO, Nuno ; RASEKHI, Saeed. (2013). “The Impact of Foreign Direct Investment
on Economic Growth: the Portuguese Experience”, Theoretical and Applied
Economics, C. 20, S.1, s.51-62.
MING, Hsia. (2014). “Foreign Direct Investment, Trade and Economic Growth in
Taiwan”, Modern Economy, C.5, s.21-23.
MUHAMMAD, Lawal; LJIRSHAR, Victor. (2015). “ Empirical Analysis of the
Relationship Between Foreign Direct Investment and Economic Growth in
Developing Countries Evidence from Nigeria”,
International Journal of
Emerging Technology and Advanced Engineering, C.5, S.6,s.27-37.
NWOS, Philip; AGBELUYI, Ajibola; SAIBU, Olufemi. (2011). “Causal Relationships
Between Financial Development, Foreign Direct Investment and Economic
Growth the Case of Nigeria”, International Journal of Business Administration,
C.2, N.4, s.93-103.
SGHAIER, Imen ; ABIDA, Zouheir. (2013). “Foreign Direct Investment, Financial
Development and Economic Growth: Empirical Evidence from North African
Countries”, Journal of International and Global Economic Studies, C.6, S.1,s.113.
SICHEI, Moses ; KINYONDO, Godbertha. (2012). “Determinants of Foreign Direct
Investment in Africa: A Panel Data Analysis”, Global Journal of Management
and Business Research, C.12, S.18, s.85-97.
SIMIONESCU, Mihaela. (2014). “The Relationship Between Trade and Foreign Direct
Investment in G7 Countries a Panel Data Approach”, Journal of Economics and
Development Studies, C.2, S.2, s.447-454.
SÖYLEMEZ, Arif; YILMAZ, Ahmet. (2012). “Türkiye Ekonomisinde Finansal
Serbestleşme Döneminde Uluslararası Sermaye Girişi-Büyüme İlişkisi”, Munich
Personal RePEc Archive (MPRA), s.1-19.
ŞEN, Ali;
SARAY, Ozan. (2010). “Türkiye’de Doğrudan Yabancı Sermaye
Yatırımlarının Ekonomik Büyümeye Etkisi: Panel Veri Analizi”, Akademik
Araştırmalar ve Çalışmalar Dergisi, s.22-30.
YOUNUS, Hafiz; SOHAIL, Amir; AZEEM, Muhammad. (2014). “Impact of Foreign
Direct Investment on Economic Growth in Pakistan”, World Journal of
Economic and Finance, C.1, S.1, s.2-5.
The Journal of Academic Social Science Yıl: 3, Sayı: 19, Aralık 2015, s. 159-172