___

• Andersen, L. C., & Jordan, J. L. (1968). Monetary and fiscal actions: A test of their relative importance in economic stabilization. Federal Reserve Bank of St. Louis Review, November, 11-24.
• Andersen, L. C., & Carlson, K. M. (1970). A monetarist model for economic stabilization. Federal Reserve Bank of St. Louis Review, April, 7-25.
• Ando, A., & Modigliani, F. (1965). The relative stability of monetary velocity and the investment multiplier. The American Economic Review, 55(4), 693-728.
• Ataç, B. (2009). Maliye politikası: Gelişimi, amaçları, araçları ve uygulama sorunları. 8. Baskı, Ankara: Turhan Kitabevi.
• Batten, D. S., & Thornton, D. L. (1986). The monetary-fiscal policy debate and the Andersen-Jordan equation. Federal Reserve Bank of St. Louis Review, October, 9-17.
• Batten, D. S., & Hafer, R. W. (1983). The relative impact of monetary and fiscal actions on economic activity: A cross-country comparison. Federal Reserve Bank of St. Louis Review, January, 5-12.
• Bernanke, B. S., & Gertler, M. (1995). Inside the black box: The credit channel of monetary policy transmission. The Journal of Economic Perspectives, 9(4), 27-48.
• Bozkurt, H. (2007). Zaman serileri analizi. Bursa: Ekin Kitabevi.
• Brooks, C. (2008). Introductory econometrics for finance. 2nd ed., Cambridge: Cambridge University Press.
• Chowdhury, A. R. (1988). Monetary policy, fiscal policy and aggregate economic activity: Some further evidence. Applied Economics, 20(1), 63-71.
• Darrat, A. F. (1984). The dominant influence of fiscal actions in developing countries. Eastern Economic Journal, 10(3), 271-284.
• De Leeuw, F., & Kalchbrenner, J. (1969). Monetary and fiscal actions: A test of their relative importance in economic stabilization – comment. Federal Reserve Bank of St. Louis Review, April, 6-11.
• DePrano, M., & Mayer, T. (1965). Tests of the relative importance of autonomous expenditures and money. The American Economic Review, 55(4), 729-752.
• Dickey, D. A., & Fuller, W. A. (1979). Distributions of the estimators for autoregressive time series with a unit root. Journal of the American Statistical Association, 74(366), 427-431.
• Dickey, D. A., & Fuller, W. A. (1981). Likelihood ratio statistics for autoregressive time series with a unit root. Econometrica, 49(4), 1057-1072.
• Dikmen, N. (2006). Nominal GSUH ve politika tercihi: St. Louis model uygulaması. Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 20(2), 87-105.
• Dönek, E. (1995). Relative effectiveness of monetary and fiscal policies on GNP in the Turkish economy. Erciyes Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi, 6, 409-415.
• Düzgün, R. (2010). Türkiye ekonomisinde para ve maliye politikalarının etkinliği. Uluslararası Sosyal Araştırmalar Dergisi, 3(11), 230-237.
• Friedman, B. M. (1977). Even the St. Louis model now believes in fiscal policy. Journal of Money, Credit and Banking, 9(2), 365-367.
• Friedman, M., & Meiselman, D. (1963). The relative stability of monetary velocity and the investment multiplier in the United States, 1897-1958. In The Commission on Money and Credit, Stabilization Policies (pp. 165- 268). Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.
• Granger, C. W. J. (1969). Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods. Econometrica, 37(3), 424-438.
• Granger, C. W. J. & Newbold, P. (1974). Spurious regressions in econometrics. Journal of Econometrics, 2(2), 111-120.
• Hester, D. D. (1964). Keynes and the quantity theory: A comment on the Friedman-Meiselman CMC paper. The Review of Economics and Statistics, 46(4), 364-368.
• Hicks, J. R. (1937). Mr. Keynes and the ‘Classics’: A suggested interpretation. Econometrica, 5(2), 147-159.
• Keynes, J. M. (1936). The general theory of employment, interest and money. London: Macmillan.
• Kretzmer, P. E. (1992). Monetary vs. fiscal policy: New evidence on an old debate. Federal Reserve Bank of Kansas City Economic Review, 77(2), 21-30.
• MacKinnon, J. G. (1996). Numerical distribution functions for unit root and cointegration tests. Journal of Applied Econometrics, 11(6), 601-618.
• Mankiw, N. G. (2002). Macroeconomics. 5th ed., New York: Worth Publishers.
• McCallum, B. T. (1986). Monetary versus fiscal policy effects: A review of the debate. InR. W. Hafer (Ed.), The monetary vs. fiscal policy debate (pp. 9-29). Totowa, NJ: Rowman and Allanheld.
• Owoye, O., & Onafowora, O. A. (1994). The relative importance of monetary and fiscal policies in selected African countries. Applied Economics, 26(11), 1083-1091.
• Önder, T. (2005). Para politikası: Amaçları, araçları ve Türkiye uygulaması. TCMB Uzmanlık Yeterlilik Tezi, Ankara.
• Phillips, P. C. B., & Perron, P. (1988). Testing for a unit root in time series regression. Biometrika, 75(2), 335- 346.
• Rahman, M. H. (2005). Relative effectiveness of monetary and fiscal policies on output growth in Bangladesh: A VAR approach. Bangladesh Journal of Political Economy, 22(1-2), 419-440.
• Silber, W. L. (1971). The St. Louis equation: ‘Democratic’ and ‘Republican’ versions and other experiments. The Review of Economics and Statistics, 53(4), 362-367.
• Sims, C. A. (1980). Macroeconomics and reality. Econometrica, 48(1), 1-48.
• Ek Tablo 1. Araştırmada Kullanılan Değişkenler ve Kaynakları Değişken Açıklama Kaynak Y
• Reel gayri safi yurtiçi hasıladaki nispi
• değişim, bir başka deyişle ekonomik
• büyümedir. TÜİK’ten elde edilen 2009=100
• bazlı mevsim ve takvim etkisinden
• arındırılmış harcamalar yöntemiyle
• zincirlenmiş gayri safi yurtiçi hasıla hacim
• endeksinin logaritmik birinci sıra farkı
• alınarak hesaplanmıştır. TÜİK http://www.tuik.gov.tr M
• Para politikası faizindeki nispi değişimdir.
• Para politikası faizi olarak 2011 öncesi için
• TCMB’nin gecelik borç alma ve borç
• verme faizlerinin ortalaması, 2011 ve
• sonrası için TCMB ağırlıklı ortalama
• fonlama maliyeti kullanılmıştır. Çalışmada
• kullanılan değişken, TCMB-EVDS’den
• elde edilen bu serinin logaritmik birinci sıra
• farkı alınarak hesaplanmıştır. TCMB-EVDS http://evds.tcmb.gov.tr G
• Reel faiz dışı bütçe harcamalarındaki nispi
• değişimdir. Hazine Müsteşarlığı’ndan elde
• edilen nominal serinin 2003=100 bazlı
• Tüketici Fiyat Endeksi ile deflate edilerek
• reel hale getirilmesinden sonra Tramo-Seats
• yöntemiyle mevsimsel olarak düzeltilmesi
• ve daha sonra da logaritmik birinci sıra
• farkının alınmasıyla hesaplanmıştır. Hazine Müsteşarlığı
• http://www.hazine.gov.tr
• TÜİK: Türkiye İstatistik Kurumu; TCMB-EVDS: Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası
• Elektronik Veri Dağıtım Sistemi.
• Ek Şekil 1. Araştırmada Kullanılan Değişkenlerin Çizimleri Y -.06
• 17 M -.3
• 17 G -.20 0304050607080910111213141516 17
• Ek Tablo 2. Serilerin Durağanlığının Tespiti İçin Birim Kök Testi Sonuçları Değişken ADF PP Y M G -7.753*** (2) -6.210*** (2) -4.136*** (5) -14.548*** (22)
• ADF, Dickey & Fuller (1979 & 1981) tarafından geliştirilen genişletilmiş Dickey-Fuller
• birim kök testidir. PP, Phillips & Perron (1988) tarafından geliştirilen Phillips-Perron birim
• kök testidir. Birim kök testleri sabit terimli modelle yapılmıştır. Parantez içindeki sayılar
• ADF testinde modele değişkenin kaç gecikmeli değerinin eklendiğini, PP testinde test
• istatistiği düzeltilirken kullanılan bant genişliğini göstermektedir. ADF testinde maksimum
• gecikme 4 olarak alınmış ve uygun gecikme uzunluğu Akaike bilgi kriteri (AIC) kullanılarak
• belirlenmiştir. ***, ** ve * işaretleri, %1, %5 ve %10 düzeylerinde istatistiksel anlamlılığı
• ifade etmekte ve serinin birim köke sahip olmadığını yani durağan olduğunu göstermektedir.
• MacKinnon’a (1996) dayanan kritik değerler, %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeyleri için
• sırasıyla -3.565, -2.920 ve -2.598’dir.
• Ek Tablo 3. VAR Modelinin Gecikme Sayısının Tespiti Gecikme sayısı AIC LM(1) LM(2) LM(3) LM(4) 1 -9.230 -9.093 -9.568+ -9.420 0.391 0.827 0.592 4 0.746
• VAR modeline dışsal olarak sabit terim eklenmiştir. AIC, Akaike bilgi kriteridir. Buradaki
• + işareti en uygun gecikme uzunluğunu ifade etmektedir. LM, VAR modelinin hata terimleri
• için yapılan ardışık bağımlılık testidir. LM sembolünün yanında parantez içinde bulunan
• sayılar testin gecikme sayısı, tablodaki sayılar LM istatistiğinin kesin olasılık değerleridir.
• ***, ** ve * işaretleri, %1, %5 ve %10 istatistiksel anlamlılık seviyelerinde ardışık
• bağımlılık bulunduğunu göstermektedir. VAR modelinin sonuçlarının güvenilir olabilmesi
• için hata terimlerinde ardışık bağımlılık olmaması gerekmektedir.
• Ek Şekil 2. AR Karakteristik Polinomunun Ters Kökleri -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
• AR karakteristik polinomunun ters köklerinin birim çemberin içinde yer alması, tahmin
• edilen VAR modelinin istikrarlı olduğunu ifade etmektedir.