TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ

Transkript

1 Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2011, C.16, S.1 s Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2011, Vol.16, No.1 pp TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP AMONG ELECTRICITY CONSUMPTION, EMPLOYMENT AND REAL INCOME IN TURKEY Yrd.Doç.Dr.Özgür POLAT 1 Enes E. USLU 2 Arş.Gör.Sayın SAN 3 ÖZET Bu çalışmada; Türkiye de elekrik ükeimi, isihdam ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki dönemine ai yıllık veriler kullanılarak araşırılmışır. Değişkenler arasındaki eşbüünleşme ilişkisi ARDL sınır esi ve çok değişkenli vekör haa düzelme modeline dayanan Granger nedensellik esi kullanılarak analiz edilmişir. Çalışmadan elde edilen sonuçlara göre, söz konusu değişkenler arasında uzun dönemde bir eşbüünleşme olduğu görülmüşür. Çok değişkenli Granger nedensellik analizinin sonuçları, isihdam ve elekrik ükeiminden reel GSMH ye yönelik bir nedenselliğin uzun dönemde mevcu olduğunu, kısa dönemde ise sadece isihdam düzeyinden elekrik ükeimine doğru ek yönlü bir nedensellik olduğuna işare emekedir. ABSTRACT The relaionship among elecriciy consumpion, employmen and real income in Turkey using annual daa for he period of is analyzed in his sudy. Coinegraion relaionship among he variables is deermined using ARDL framework and causaliy of he variables is inroduced wih he Granger Causaliy based on vecor error correcion model. The resuls of his sudy show ha elecriciy consumpion, employmen and real income are coinegraed in he long-run and ha a unidirecional causaliy runs from employmen and elecriciy consumpion o real income in he long-run, while here exis only a unidirecional causaliy from employmen o elecriciy consumpion in he shor-run Dicle Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. TÜİK Uzmanı, Türkiye İsaisik Kurumu, Ankara. Çalışmadaki yorum ve görüşler yazarın kendisine ai olup, Türkiye İsaisik Kurumunu bağlamaz. Bu çalışma esas alınarak yapılan üm çalışmalar için aynı kural geçerlidir. Araşırma Görevlisi, Yıldız Teknik Üniversiesi.

2 POLAT USLU SAN 2011 Elekrik Tükeimi, Eşbüünleşme, Nedensellik Elecriciy consumpion, Coinegraion, Causaliy 1. GİRİŞ Makroekonomik değişkenlerin enerji sekörü arzındaki ani değişimlere olan epkisini öngörebilmek amacıylasöz konusu değişkenlerin enerji arzındaki beklenmeyen kesinilere, enerji fiyalarındaki arışlara, enerji asarrufu ve çevre koruma poliikalarındaki değişikliklere ve yeni enerji kaynaklarının keşfine karşı hassasiyeinin oraya konulması oldukça önemlidir (Akarca ve Long, 1979: 151).Büyüme ve isihdamın elekrik ükeimine neden olması veya böyle bir nedenselliğin bulunmaması durumlarında, elekrik sekörü ile ilgili poliikaların ikisadi büyüme ve isihdam düzeyi üzerinde bir ekisi bulunmayacakır. Ancak, elekrik ükeiminden isihdama ve büyümeye yönelik bir nedenselliğin mevcu olması durumunda ise, elekrik ükeimini düşürecek önlemler içeren poliikalar ikisadi büyüme ve isihdamı olumsuz bir şekilde ekileyecekir (Narayan ve Smyh, 2005: 1109). Bu çalışmanın amacı; elekrik ükeimi, isihdam ve büyüme arasındaki uzun dönemli ilişkiyi ve bu değişkenler arasındaki ilişkinin nedensellik yönünü araşırmakır. Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi analiz emek için Pesaran vd. (1996) ve Pesaran ve Shin (1999) arafından gelişirilen ve çok değişkenli bir yaklaşım olan gecikmesi dağıılmış ooregresif (auoregressive disribued lag-ardl) model kullanılmışır. Diğer alernaif eşbüünleşme eslerine göre sahip olduğu avanajlarından dolayı ARDL sınır esi ekonominin bir çok disiplininde popüler hale gelerek, Narayan (2005), Narayan ve Smyh(2006), Fosu ve Magnus (2006), Başar vd.. (2009), Pola ve Uslu (2010) ve Pola (2011) gibi bir çok çalışmada farklı ikisadi konuların analizinde kullanılmışır. İki değişkenli analiz ilgili diğer değişkenleri göz ardı ederek spesifikasyon sapmasına yol açabildiğinden, lieraürde yer alan benzer çalışmalarda (Sern, 1993, 2000; Chang vd., 2001; MasihveMasih, 1996; Narayan ve Smyh, 2005, Ghosh, 2009) olduğu gibi, bu çalışmada da iki değişkenli yaklaşımdan daha üsün olan çok değişkenli yaklaşım benimsenmişir. Çalışmanın ikinci bölümünde, konu ile alakalı lieraürde yer alan çalışmalar kısa özelenmişir. Üçüncü bölümde, analizlerde kullanılan veriler ve ekonomerik yönemler kısaca açıklanmışır. Dördüncü bölümde, ekonomerik analizler sonucunda elde edilen çıkılar yer almakadır. Beşinci bölümde ise, çalışmada elde edilen sonuçlar değerlendirilmişir. 2. LİTERATÜR ÖZETİ 1970 lerde oraya çıkan dünya perol krizi ile birlike başlayan enerji ükeiminin diğer makroekonomik değişkenler üzerindeki ekilerini araşıran çalışmalar, yeni ekonomerik yönemlerin gelişirilmesi ile birlike büyük arış gösermişir. Kraf ve Kraf (1978), Amerika Birleşik Devleleri nde 350

3 C.16, S.1 Türkiye de Elekrik Tükeimi, İsihdam Ve Ekonomik (ABD) enerji ükeimi ve gayri safi milli hasıla (GSMH) arasındaki ilişkiyi inceledikleri çalışmalarında, Granger nedenselliğin GMSH dan enerji ükeimine yönelik olduğu sonucunu elde ederken, Akarca ve Long (1979, 1980), Yu ve Hwang (1984) ve Erol ve Yu (1987) çalışmalarında ABD için GMSH ve enerji ükeimi arasında bir nedensellik ilişkisinin bulunmadığı sonucuna ulaşmışlardır. Sern (1993), ABD için enerji ükeimi ve ikisadi büyüme arasındaki ilişkiyi araşırdığı çalışmasında; enerji ükeimi, gayri safi yuriçi hasıla, işgücü ve sermayeye ai veriler ile çok değişkenli bir yaklaşım kullanmışve enerji ükeiminin ikisadi büyümeye neden olmadığı, nedenselliğin ikisadi büyümeden enerji ükeimine doğru olduğu sonucunu elde emişir. Masih ve Masih in (1996) Güney Kore ve Tayvan için vekör haa düzelme yaklaşımı ile çok değişkenli bir eşbüünleşme yaklaşımı çerçevesinde yapıkları çalışmanın sonuçları, her iki ülke için enerji ükeimi, reel gelir ve fiyaların uzun dönemde eşbüünleşik olduğunu ve enerji ükeimi ve reel gelir arasında iki yönlü bir nedenselliğin olduğunu gösermişir. Granger nedenselliğin Hsiao(1981)arafından önerilen biçimini kullanarak ABD inde enerji ükeimi ve isihdam arasındaki nedenselliği araşıran Cheng vd. (1998), isihdam düzeyinin enerji ükeimine neden olduğuna dair bulgular elde emişlerdir. Chang vd. (2001), Tayvan da enerji ükeimi, isihdam ve üreim arasındaki ilişkiyi aylık veriler ve Johansen (1988) ilejohansen ve Juselius (1990) arafından gelişirilen eşbüünleşme esi ve vekör haa düzelme modeline dayanan Granger nedensellik esi kullanarak analiz emişlerdir. Çalışmanın sonuçları, isihdam ve üreim ile isihdam ve enerji ükeimi arasında iki yönlü bir nedenselliğin olduğuna ve enerji ükeiminden çıkı düzeyine doğru ek yönlü bir nedenselliğin olduğuna işare emekedir. Narayan ve Smyh(2005), ARDL eşbüünleşme ve Granger nedensellik eslerini kullanarak Avusralya da elekrik ükeimi, isihdam ve reel GSYİH arasındaki ilişkiyi araşırmışlardır. Bu çalışmanın sonuçlarına göre, elekrik ükeiminin bağımlı değişken olması durumunda değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki olduğu, uzun dönemde nedenselliğin isihdam ve reel gelirden elekrik ükeimine yönelik olduğu ve kısa dönemde ise Granger nedenselliğin reel gelirden elekrik ükeimine ve isihdama doğru olduğu görülmüşür. Lieraürde enerji ükeimi ve isihdam arasındaki ilişkiyi araşıran çalışmaların farklı sonuçlar oraya koyduğu görülmekedir. Bu çalışmalardan bazıları enerji ükeimi ve isihdam arasında her hangi bir ilişkinin varlığını espi edemezken (Erol ve Yu, 1987, 1989; Yu vd. 1988; Yu ve Jin, 1992; Narayan ve Smyh, 2005), bazıları ise nedenselliğin isihdamdan enerji ükeimine doğru olduğunu (Murray ve Nan,1992; Cheng vd., 1998) veya enerji ükeiminden isihdama yönelik olduğunu (Akarca ve Long, 1979; Cheng ve Lai, 1997; Aqeel vebu, 2001) bulmuşlardır. 3. VERİ VE METODOLOJİ 3.1. Veriler Bu çalışmada, TÜİK en (2010) emin edilen dönemi yıllık oplam elekrik ükeimi (milyon GWh), reel GSMH (1948=100) ve 351

4 POLAT USLU SAN 2011 oplam isihdam verileri kullanılmışır.varyansın sabi hale geirilmesini ve serilerin durağanlığa yaklaşmasına kakıda bulunabildiğinden dolayı (Tarı, 2010: 376; Lükepohl ve Krazig, 2004: 17), lieraürde yer alan diğer çalışmalarda (bkz. Narayan ve Smyh, 2005: 1111; Chang vd., 2001: 1050; Faai vd., 2004: 433;Gosh, 2009: 2927) olduğu gibi üm değişkenlere ai seriler bu çalışmada da doğal logarimik hale dönüşürülerek kullanılmışır. 3.2 Birim Kök Tesleri Nelson ve Plosser (1992), sokasik rende sahip birçok makroekonomik zaman serisinin birim kök içerdiği sonuçlarını elde emişlerdir. Birim kök içeren değişkenler bir çok sandar ampirik sonuçları sapırabildiğinden ve sahe sonuçlara yol açabildiğinden, zaman serilerinde birim kök esi uygulaması oldukça önemlidir (Chang vd., 2001: 1047). Her ne kadar, ARDL sınır esi değişkenlerin I(0) ve I(1) olmasına bakılmaksızın uygulansa dahi, değişkenlerin I(2) olması durumunda ARDL sınır esi sonuçları yanılıcı olabilir (Fosu ve Magnus, 2006: 2081) Bu çalışmada kullanılan değişkenlerin birim kök analizi; Dickey ve Fuller (1979; 1981) arafından önerilen Gelişirilmiş Dickey Fuller (ADF) birim kök esi ve Phillips ve Perron (1989) arafından gelişirilen Phillips- Perron (PP) birim kök esi ile Zivo ve Andrews (1992) arafından gelişirilen ve serilerdeki kırılmaları da analize dahil eden Zivo-Andrews (ZA) kırılmalı birim kök esi ile yapılmışır. Perron (1989), bir zaman serisinde yapısal kırılmanın göz önüne alınmaması durumunda birim kökü reddeme gücünün azalacağını ve yapısal kırılma içeren zaman serilerinin geleneksel birim kök esi ile analiz edilmesinin yanlı sonuçlar verebileceğini oraya koymuşur. Geleneksel birim kök eslerinin bu eksikliğini gidermek amacıyla, Zivo ve Andrews (1992), serideki kırılma nokasının bilinmediği varsayımı alında Perron un (1989) orijinal esini gelişirerek, yapısal kırılmaya sahip bir zaman serisinde birim kök esi yapmak için aşağıda yer alan üç modeli önermişlerdir: Model A : + k å j = 1 b Dy j - j Dy + e A = m A 1 + g A 1 + m A 2 DU ( l ) + a A y -1 (1) Model B : + k å j = 1 b Dy j - j Dy + e = m B B B A 1 + g 1 + g 2 DT ( l ) + a B y -1 (2) Model C : + a C y k -1 + å j = 1 Dy b Dy j = m C C C c 1 + g 1 + m 2 DU ( l ) + g 2 DT ( l ) - j + e C (3) 352

5 C.16, S.1 Türkiye de Elekrik Tükeimi, İsihdam Ve Ekonomik Burada Δ birinci fark operaörü, DU her bir muhemel kırılma arihinde meydana gelen düzeydeki kaymayı ve DT ise rend de meydana gelen kaymayı ifade emekedirler. Model A düzeyde meydana gelen değişmeyi, model B rendde meydana gelen değişimi ve model C ise hem düzeyde hem de rend de meydana gelen değişimi analiz emekedir (Zivo ve Andrews, 1992). Bu çalışmada yapısal kırılmalı birim kök esi analizlerinde model A ve C dikkae alınmışır. 3.2 ARDL sınır esi Bu çalışmada değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişki Pesaran vd. (1996) ve Pesaran ve Shin (1999) arafından gelişirilen ARDL sınır esi yaklaşımı kullanılarak analiz edilmişir. ARDL sınır esi yaklaşımının en önemli üsünlüğü, değişkenlerin I(0) ve I(1) olmaların bakılmaksızın uygulanabilir olmasıdır (Pesaran ve Pesaran, 2009: 317). Engle ve Granger (1987), Johansen (1988), Johansen ve Juselius (1990) gibi diğer geleneksel eşbüünleşme analizleri ile karşılaşırıldığında, bu prosedürün az sayıda gözlem içeren serilerin analizinde ekin bir şekilde kullanılabilmesi, bu prosedürün bir diğer avanajı olarak görülmekedir (Fosu ve Magnus, 2006: 2080). ARDL prosedürü üç aşamadan oluşmakadır. Birinci aşamada, değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi oraya koymak amacıyla, ARDL haa düzelme modelindeki değişkenlerin gecikmeli düzeylerindeki anlamlılığı F-isaisikleri hesaplanarak es edilir. F-isaisikleri sandar olmayan bir dağılıma sahip olduğundan, Pesaran vd. (2001: ) rend ve/veya sabi içeren ve içermeyen ARDL modelleri için farklı regresörler için uygun kriik değerler hesaplayarak ablo halinde çalışmalarında vermişlerdir. Eğer hesaplanan F-isaisikleri bu değerler dışında ise, değişkenler arasındaki eşbüünleşme hakkında bir yorum yapılabilir. Eğer hesaplanan F- isaisikleri bu kriik değerler arasında yer alırsa, değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişki hakkında bir yorum yapılamaz (Pesaran ve Pesaran, 2009: 317). Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi araşırmak için aşağıda yer alan kısısız haa düzelme modelleri kullanılmışır: = (4) = (5) = (6) 353

6 POLAT USLU SAN 2011 Burada lnet, lnl ve lny sırasıyla doğal logarimik hale dönüşürülmüş elekrik ükeimi, isihdam ve reel GSMH değerlerini ifade emekedir. Denklem (5), (6) ve (7) de yer alan değişkenler arasındaki eşbüünleşmenin bulunmadığı sıfır hipoezi ile alernaif hipoez aşağıdaki gibi yazılabilir: H 0 =α 1ET =α 2ET =α 3ET =0 H 0 =β 1Y =β 2Y =β 3Y =0 H 0 =δ 1L =δ 2L =δ 3L =0 H 1 α 1ET α 2ET α 3ET 0 H 1 β 1Y β 2Y β 3Y 0 H 0 δ 1L δ 2L δ 3L =0 Değişkenler arasında eşbüünleşme espi edildiken sonra, ikinci aşamada, değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin kasayıları ahmin edilir ve kasayılar hakkında değerlendirmeler yapılır (Pesaran ve Pesaran, 2009: 319). Reel GSMH nın bağımlı değişken olması durumunda, koşullu ARDL uzun dönem modeli aşağıdaki gibi ahmin edilir: = (7) Üçüncü aşamada, değişkenler arasındaki kısa dönemli ilişkiyi beliren kısa dönem dinamik paramereler, haa düzelme modeli kullanılarak hesaplanır.elekrik ükeiminin bağımlı değişken olması durumunda söz konusu haa düzelme modeli aşağıdaki gibi yazılabilir: = (8) Buradaecm -1 haa erimlerinin gecikmeli değerlerini ifade emekedir ve uzun dönemde giderilen kısa dönem dengesizliğini gösermekedir (FosuveMagnus, 2006: 2081). 3.4 GrangerNedensellik Tesi Değişkenler arsında eşbüünleşme olması durumunda, bu değişkenler arasında en azından bir yönde nedensellik bulunur (Granger, 1988: 199). Bu çalışmada, değişkenler arasındaki ilişkinin yönünü analiz emek için Granger (1986) ve Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen Granger nedensellik esi kullanılmışır. Nedenselliğin yönü, aşağıda göserilen çok değişkenli haa düzelme modeli kullanılarak es edilmişir: = + + [ ] + (9) Buradaecm -1 uzun dönemli ilişkiden elde edilen gecikmeli haa düzelme erimini ifade emekedir ve bu erim değişkenler arasında ilişkinin 354

7 C.16, S.1 Türkiye de Elekrik Tükeimi, İsihdam Ve Ekonomik olmaması durumunda denkleme dahil edilmez (Narayan ve Smyh, 2005: 1112). Kısa dönem nedensellik yönünü belirlemek için haa düzelme modelinin gecikmeli açıklayıcı değişkenlerinin kasayılarının anlamlılığıfisaisikleri hesaplanarak es edilir. Uzun dönemli nedenselliğin anlamlılığını belirlemek için ise haa düzelme eriminin kasayısına ai isaisiğinin anlamlılığına bakılır (Chang vd., 2001: 1049; Gosh, 2009: 2928). Gecikme uzunluğu k Schwarz Bayesian Krieri (SBC) esas alınarak belirlenmişir. 4. AMPİRİK SONUÇLAR Geleneksel birim kök esi sonuçları Tablo 1 de sunulmakadır. Sonuçlar uarlılık için hem ADF hem de PP esi için sunulmuşur. Ookorelasyon sorunundan kaçınmak için gecikme uzunluğunun belirlenmesinde ADF esinde SBC krierinden PP esinde ise Newey-Wes arafından önerilen kernel emelli ahminciden faydalanılmışır. Bu kapsamda ADF esi sonuçlarına göre elekrik ükeimi ve isihdam serisi sabi erim ile düzeyde durağan, reel GSMH serisi ise 1. düzey fark durağan bulunmuşur. PP esi için de benzer sonuçlar bulunmuşur. Burada sonuçların yorumlanmasında kullanılacak model seçiminde elekrik ükeimi ve isihdam serisi için sabi erimli model, reel GSMH serisi için ise sabi ve rend içermeyen model kullanılmışır. Çünkü birim kök esi uygulama sürecinde dikka edilen ve burada raporlanmayan duruma göre elekrik ükeimi ve isihdam serisinde sabi erim modelde %1 önem seviyesinde anlamlıve rend anlamsız bulunmuşur. Reel GSMH serisinde ise sabi erim ve rend anlamsız bulunmuşur. Tablo 1: Geleneksel birim kök esi sonuçları Seriler Model Gecikme ADF PP Seriler ADF PP LnET c a a ΔLnET - - c, a a a a LnL c b a ΔLnL - - c, a a LnY a a c ΔLnY a a c, a a No: c ve modelin sırasıyla sabi erim ve rend içerdiğini ifade emekedir. a,b sırasıyla ilgili isaisiğin %1 ve %5 anlamlılık düzeyinde re edildiğini gösermekedir. Zivo ve Andrews (1992) arafından önerilen yapısal kırılmalı birim kök esi sonuçları Tablo 2 de sunulmuşur. Bu sonuçlara göre elekrik ükeimi ve isihdam serisinin 1. düzey farkı durağan, reel GSMH serisi ise düzey kırılma ile birlike düzeyde durağan bulunmuşur. Nihai 355

8 POLAT USLU SAN 2011 değerlendirmede elekrik ükeimi ve isihdam serisi için geleneksel birim kök esi sonuçları, reel GSMH serisi için ise ZA esi sonuçları dikkae alınmışır. Bunun sebebi elekrik ükeimi ve isihdam serisinde ZA esi modelinde rend değişkenine ai kasayının anlamsız olmasının esin sonuçlarını yanlılığa göürmesidir. Elekrik ükeimi serisinde 1975 yılında espi edilen rend kırılması, dünya perol krizinin ekisini açıkça gösermekedir. Devle Planlama Teşkilaı nın hazırladığı plan ve programlar ile planlı kalkınma modeline geçildiği 1960 lı yıllarda, elekrik ükeiminde düzey kırılması ve reel GSMH serisinde ise hem düzeyde hem de rendde kırılma olduğu görülmekedir. İşgücü isaisiklerinin Türkiye İsaisik Kurumu arafından Hane Halkı İşgücü ankeleri ile düzenli bir şekilde derlenmeye başladığı 1988 yılında (TÜİK, 2007: 1) isihdam serisinde rend kırılması olduğu görülmüşür. Tablo 2: Yapısal kırılmalı birim kök esi sonuçları Değişkenler Model Kırılma ZA Değişkenler ZA LnET A ΔLnET b C a LnL LnY A a ΔLnL C a A (+)1968 a b - ΔLnY C (+)/(-)1968 a/ c - No: A ve C modelde sırasıyla sabi erim ve eğimdeki kırılmayı ifade emekedir.a,b ve c sırasıyla ilgili isaisiğin %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeyinde re edildiğini gösermekedir. Δ birinci düzey farkı alınmış seriyi ifade emekedir. Tablo 3 e değişkenler arasında uzun dönemli ilişkiyi araşırmak için ahmin edilen (4), (5) ve (6) numaralı denklemler kullanılarak hesaplanan F- isaisikleri ve kriik değerler yer almakadır. Narayan (2005), Pesaran vd. nin (2001) hesaplamış olduğu kriik değerlerin 500 ve 1000 arasındaki gözlem sayısına sahip örneklemler için üreildiğini ve daha düşük gözlem sayıları için bu kriik değerlerin kullanılmasının yanılıcı sonuçlara yola açabileceğini oraya koymuşur. Bu çalışmada Narayan ın (2005: 1988) çalışmasında hesaplamış olduğu kriik değerler kullanılmışır. Yıllık veriler kullanıldığından üm denklemlerde en fazla iki gecikme değeri kullanılmışır. Sonuçlardan görüleceği üzere, sadece reel GSMH nın bağımlı değişken olduğu denklemde hesaplanan F-isaisiği %10 düzeyinde kriik değerden yüksek olarak bulunurken, diğer değişkenlerin bağımlı değişken olduğu denklemlerde elde edilen F-isaisikleri üm düzeylerde kriik değerlerden düşük bulunmuşur. Bu sonuçlara göre değişkenler arasındaki eşbüünleşme sadece reel GSMH sersinin bağımlı değişken olduğu denklemde mevcuur. 356

9 C.16, S.1 Türkiye de Elekrik Tükeimi, İsihdam Ve Ekonomik Table 3: Uzun dönemli ilişki sonuçları Bağımlı Değişken F-isaisiği Kriik Değerler I(0)-I(1) F ET (ET L, Y) [.149] a F L (L ET, Y) [.013] F Y (Y ET, L) [.006] b c No: a, b ve c sırasıyla%1, %5 ve %10 düzeylerinde anlamlılığı ifade emekedir. Kriik değerler iki regresör ve 55 gözlem için sunulan değerlerdir. (7) numaralı denklem ARDL (1,0,0) spesifikasyonu ile ahmin edilmişir ve sonuçlar Tablo 4 e verilmişir. Maksimum gecikme sayısı SBC ye göre belirlenmişir. Elde edilen sonuçlara göre elekrik ükeimi uzun dönemde reel GSMH yı %1 anlamlılık düzeyinde poziif olarak ekilerken, isihdamın reel GSMH üzerinde ekisi negaif ancak isaisiksel olarak anlamsız bulunmuşur. Bu sonuçlar, elekrik ükeiminde meydana gelen %1 düzeyinde bir arışın, uzun dönemde reel GSMH yı yaklaşık % 0,82 düzeyinde arırdığını gösermekedir. Tablo 4: ARDL(1,0,1) modelinin uzun dönem kasayıları Regresör Kasayı Sandar Haa T-Değeri[Olasılık] C [.183] lnet [.000] lnl [.392] No:Köşeli paranez içerisindeki değerler p isaisiğini ifade emekedir. Değişkenler arasındaki kısa dönemli ilişkiyi oraya koymak amacıyla ARDL (1,0,1) modeli (8) numaralı denklem yardımıyla ahmin edilmiş ve sonuçlar Tablo 5 e verilmişir. Elde edilen sonuçlara göre elekrik ükeimi değişkeninin kasayısı % 1 düzeyinde anlamlı ve poziif bulunurken, isihdam değişkeninin kasayısı isaisiksel olarak anlamsız bulunmuşur. Bu sonuçlara göre, elekrik ükeimini eşvik edici poliikalar, kısa dönemde ekonomik büyümeyi olumlu bir şekilde ekileyecekir. Haa düzelme kasayı (ecm -1 ) beklendiği gibi negaif ve % 1 düzeyinde anlamlıdır. ecm -1 1 mulak değer olarakne kadar büyük olursa, beklenmedik bir daralma karşısında ekonominin ekrar eski dengesine dönmesi o kadar çabuk olur (Pesaran ve Pesaran, 2009: 320). ecm -1, yaklaşık -0,27 olarak ahmin edilmişir. Bu sonuç, ekonomide meydana gelecek olan % 27 düzeyinde bir dengesizliğin, bir sonraki yıl uzun dönem dengesine ulaşabileceğine geleceğine işare emekedir. 357

10 POLAT USLU SAN 2011 Tablo 5: ARDL(1,0,1) haa düzelme modelinin sonuçları Değişkenler Kasayılar Sandar Haa T-Değerleri [Olasılık] C [.147] lnl [.353] lnet [.003] ecm [.006] ecm = LY *LL *LE *C Her ne kadar değişkenler arasında eşbüünleşmenin olduğunu gösersen ARDL sınır esi sonuçları en azından bir yönde Granger nedenselliğin olduğuna işare ese dahi, bu nedenselliğin yönünü belirmez. Değişkenler arasındaki ilişkinin yönünü belirlemek amacıyla yapılan çok değişkenli Granger nedensellik esi sonuçları Tablo 6 da verilmişir. Kısa dönem nedensellik sonuçlarına bakıldığında reel GSMH nın bağımlı değişken olduğu denklemde, elekrik ükeimi ve isihdamdan reel GSMH ya doğru bir nedenselliğin bulunmadığı görülmekedir. Aynı şekilde, isihdamın bağımlı değişken olduğu denklemde reel GSMH ve elekrik ükeiminden isihdama doğru bir nedensellik bulunamamışır. Elekrik ükeiminin bağımlı değişken olduğu denklemde ise, reel GSMH dan elekrik ükeimine yönelik bir nedensellik olmadığı görülürken, isihdamdan elekrik ükeimine doğru % 5 anlamlılık düzeyinde bir Granger nedenselliğin olduğu görülmüşür. Tablo 6: Granger nedensellik esi sonuçları Bağımlı Değişken ΔlnY ΔlnET ΔlnL ecm -1 ΔlnY [0.345] [0.249] (-2.253) b ΔlnET [0.349] [0.047] b ΔlnL [0.594] [0.179] No: a, b ve c sırasıyla 1%, 5% ve 10% düzeylerinde anlamlılığı ifade emekedir. Paranez içerisindeki değer -isaisiği ve köşeli paranez içerisindeki değerler ise olasılık değerlerini gösermekedir. Uzun dönem nedensellik sonuçlarına göre, reel GSMH nin bağımlı değişken olduğu denklemde, gecikmeli haa düzelme eriminin (ecm -1 ) kasayına ai -isaisiği %5 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlı bulunmuşur. ARDL sınır esi sonuçları ile uarlı bir şekilde ecm nin kasayısının negaif olması, serilerin uzun dönem dengesine ulaşabileceklerini gösermekedir. Bu sonuçlara göre, uzun dönemde elekrik ükeimi ve isihdam değişkenlerinden reel GSMH değişkenine yönelik bir Granger nedenselliğin olduğu anlaşılmakadır. Elekrik ükeimi ve isihdamın bağımlı değişken olması durumunda, değişkenler arasında uzun dönemli bir eşbüünleşme olmadığından, söz konusu değişkenlerin (9) numaralı denklemde bağımlı değişken olduğu hesaplamalarda ecm dahil - 358

11 C.16, S.1 Türkiye de Elekrik Tükeimi, İsihdam Ve Ekonomik edilmemişir CUSUM 5% Significance Şekil 1:Ardışık haaların kümülaif oplamı esi (9) numaralı denklemde reel GSMH nin bağımlı değişken olduğu hesaplamalarda ahmin edilen kasayılar için Brown vd. (1975) arafından önerilen ardışık haaların kümülaif oplamı esi (cumulaive sum of recursive residuals-cusum) yapılmışır ve es sonuçlarına ai grafik Şekil 1 de yer almakadır. CUSUM isaisiğinin grafiği %5 kriik değerler arasında olduğu görülmekedir. Bu sonuçlar, ahmin edilen modeldeki üm kasayıların analize konu olan dönem içerisinde isikrarlı olduğunu gösermekedir. 5. SONUÇ Bu çalışmada yıllarına ai elekrik ükeimi, isihdam ve reel GSMH serileri ile yapılan ARDL sınır esi analizinin sonuçlarına göre, söz konusu değişkenler arasında uzun dönemde bir eşbüünleşme olduğu görülmüşür. Elde edilen eşbüünleşme sonucundan sonra, değişkenler arasında espi edilen ilişkinin yönünü araşırmak için yapılan çok değişkenli Granger nedensellik analizinin sonuçlarına göre, isihdam ve elekrik ükeiminden reel GSMH ye yönelik bir nedenselliğin kısa dönemde söz konusu olmazken, uzun dönemde mevcu olduğu espi edilmişir. Bu sonuçlara göre, elekrik israfını önlemek ve elekrik alebini kısmak amacıyla yapılacak olan enerji koruma poliikaları kısa dönemde ekili olmazken, uzun dönemde ikisadi büyümeyi olumsuz ekileyecekir. Diğer yandan, enerji girdisi olarak elekrik ükeimini eşvik edici poliikalar ise uzun dönemde ikisadi büyümeyi olumlu ekileyecekir. Kısa dönemde ise sadece isihdamdan elekrik ükeimine yönelik ek yönlü bir nedensellik espi edilmişir. Bu sonuç, elekrik ükeimi ve isihdam girdilerinin kısa dönemde birbirlerinin amamlayıcısı olduğuna işare emekedir. KAYNAKÇA 1. Akarca, Ali T. and Thomas V. Long (1979), Energy and Employmen: A Time-Series Analysis of he Causal Relaionship, Resources and Energy, Sayı 2, s Akarca, Ali T. And Thomas V. Long (1980), On he Relaionship Beween Energy and GNP: A Reexaminaion, Journal of Energy and 359

12 POLAT USLU SAN 2011 Developmen, Sayı 5, s Aqeel, Anjum and Mohammad Sabihuddin Bu (2001),The Relaionship Beween Energy Consumpion and Economic Growh in Pakisan, Asia Pacific Developmen Journal, Sayı 8, s Başar, Selim, Aksu, Hayai, Temurlenk, Sinan ve Pola, Özgür (2009), Türkiye de Kamu Harcamaları ve Büyüme İlişkisi: Sınır Tesi Yaklaşımı, Aaürk Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, Sayı 13 Cil 1, s Chang, Tsangyao, Wenshwo Fang and Li-Fang Wen (2001), Energy Consumpion, Employmen, Oupu and Temporal Causaliy: Evidence From Taiwan Based on Coinegraion and Error-Correcion Modelling Techniques, Applied Economics, Sayı 33, s Cheng, Benjamin S, Donald R. Andrews and Brenda S. Birke (1998), Invesigaion of Coinegraion and Causaliy Beween Energy Consumpion and Employmen wih Implicaions for he Environmen,Energy Sources Par A: Recovery, Uilizaion, and Environmenal Effecs, Sayı 20 Cil 7, s Cheng, Benjamin S. And Tin Wei Lai (1997), An Invesigaion of Co- Inegraion and Causaliy Beween Energy Consumpion and Economic Aciviy in Taiwan, Energy Economics, Sayı 19 Cil 4, s Dickey, David A. And Wayne A. Fuller (1979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of American Saisical Associaion,Sayı 74, s Engle, Rober F. And Clive W.J. Granger (1987), Co-inegraion and Error-Correcion: Represenaion, Esimaion and Tesing, Economerica, Sayı 55, s Erol, Umi and Eden S. H. Yu (1987), Time Series Analysis of he Causal Relaionships Beween US Energy and Employmen, Resources and Energy Sayı 9,s Erol, Umi and Eden S. H. Yu, (1989), Specral Analysis of he Relaionship Beween Energy Consumpion, Employmen and Business Cycles, Resources and Energy Sayı 11, s Faai, K., Les Oxley and Scrimgeour, F., (2004), Modelling he Causal Relaionship Beween Energy Consumpion and GDP in New Zealand, Ausralia, India, Indonesia, The Philippines and Thailand, Mahemaics and Compuers in Simulaion, Sayı 64, s Fosu, Oeng-Abayie Eric and Frimpong Joseph Magnus (2006),Bounds Tesing Approach o Coinegraion: An Examinaion of Foreign Direc Invesmen Trade and Growh Relaionships, American Journal of Applied Sciences,Sayı 3 Cil 11, s Ghosh, Sajal (2009), Elecriciy Supply, Employmen and Real GDP in India: Evidence From Coinegraion and Granger-Causaliy Tess,Energy Policy, Sayı 37 Cil 8, s Granger, Clive W.J. (1986), Developmens in he Sudy of Co-Inegraed 360

13 C.16, S.1 Türkiye de Elekrik Tükeimi, İsihdam Ve Ekonomik EconomicVariables, Oxford Bullein of Economics and Saisics, Sayı 48, s Granger, Clive W.J. (1988), Some Recen Developmens in a Concep of Causaliy, Journal of Economerics, Sayı 39, s Hsiao, Cheng (1981), Auoregressive Modeling and Money Income Causaliy Deecion, Journal of Moneary Economics, Sayı 7, s Johansen, Soren (1988), Saisical Analysis of CoinegraingVecors,Journal of Economic Dynamics and Conrol, Sayı 12, s Johansen, Soren and Kaarina Juselius (1990), Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics&Saisics, Sayı 52 Cil 2, s Kraf, John and Arhur Kraf (1978), On he Relaionship Beween Energy and GNP, Journal of Energy and Developmen, Sayı 3, s Lükepohl, Helmu and Markus Krazig (2004), Applied Time Series Economerics, Cambridge Universiy Pres, Cambridge 22. Masih, Abdul M. M. And Rumi Masih (1996), Energy Consumpion, Real Income and Temporal Causaliy: Resuls From a Muli-Counry Sudy Based on Coinegraion and Error-Correcion Modeling Techniques. Energy Economics,Sayı 18, s Murray, Donald A. And Gehuan D. Nan (1992), The Energy Consumpion and Employmen Relaionship: A Clarificaion, Journal of Energy Developmen Sayı 16, s Narayan, Paresh K. (2005), The Saving And Invesmen Nexus for China: Evidence From Coinegraion Tess. Applied Economics,Sayı 37 Cil 17, s Narayan, Paresh. K. And Russel Smyh (2005), Elecriciy Consumpion, Employmen and Real Income in Ausralia Evidence From Mulivariae Granger Causaliy Tess, Energy Policy Sayı 33 Cil 9, s Narayan, Paresh K. And Russel Smyh, (2006), Higher Educaion, Real Income and Real Invesmen in China: Evidence From Granger Causaliy Tess. Educaion Economics, Sayı 14 Cil 1, s Nelson, Charles R. and Charles I. Plosser (1982), Trends and Random Walks in Macro-economic Time Series: Some Evidence and Implicaions, Journal of Moneary Economics, Sayı10, s Perron, Phillips (1989), The Grea Crash, he Oil Price Shock and he Uni Roo Hypohesis, Economerica, Sayı 57, s Pesaran, Hasheem M., Yongcheol Shinand Richard J. Smih (2001), Bounds Tesing Approaches o he Analysis Of Level Relaionships, Journal of Applied Economerics,Sayı 16 Cil 3, s Pesaran, Hasheem M., Yongcheol Shin, and Richard J. Smih (1996), 361

14 POLAT USLU SAN 2011 Tesing for he Exisence of a Long Run relaionship, DAE Working Paper No. 9622, Universiy of Cambridge. 31. Pesaran, Hasheem M. and Yongcheol Shin (1999), An Auoregressive Disribued LagModelling Approach o Coinegraion Analysis. Ed: S. Srom, Economerics and Economic Theory in 20h Cenury: The Ragnar Frisch Cenennial Symposium,Chaper 11, Cambridge: Cambridge Universiy Press. 32. Pesaran, Baharam and M. Hashem Pesaran (2009), Time Series Economerics Using Microfi5.0, New York: Oxford Universiy Press Inc. 33. Phillips, Peer C.B. and Pierre Perron (1988), Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika Sayı 75, s Pola, Özgür (2011), Susainabiliy of he Curren Accoun Defici in Turkey. African Journal of Business and Managemen,Sayı 5 Cil 2, s Pola, Özgür ve Uslu Enes Erad (2010), Türkiye İmala Sanayinde Dış Ticarein İsihdam Üzerindeki Ekisi, Gazianep Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, Sayı 9 Cil 3, s Sern, David I. (1993), Energy Growh in he USA: A Mulivariae Approach, Energy Economics, Sayı 15, s Sern, David I. (2000), A Mulivariae Coinegraion Analysis of he Role of Energy in he US Macroeconomy, Energy Economics, Sayı 22, s Tarı, Recep(2010). Ekonomeri, Umuepe Yayınları, İsanbul 39. TÜİK (2007), İşgücü, İsihdam ve İşsizlik İsaisikleri Sorularla Resmi İsaisikler Dizisi-1, Türkiye İsaisik Kurumu Mabaası, Ankara. 40. hp:// (23/02/2011) 41. TÜİK(2010),İsaisiksel Gösergeler , Türkiye İsaisik Kurumu Mabaası, Ankara. 42. hp:// 43. Yu, Eden S.H. and Been-Kwai Hwang (1984), The Relaionship Beween Energy and GNP: Furher Resuls, Energy Economics, Sayı 6, s Yu, Eden S.H. and Jang C. Jin (1992), Coinegraion Tess of Energy Consumpion, Income,and Employmen, Resources and Energy, Sayı 14, s Yu, Eden.S.H.,Chow, P.C.Y. and Choi, J.Y., (1988), The Relaionship Beween Energy and Employmen: A Reexaminaion, Energy Sysem and Policy Sayı 11, s Zivo, Eric and Donald W.K. Andrews (1992), Furher Evidence of he Grea Crash, h eoil-price Shock and he Uni-Roo Hypohesis, Journal of Business and Economic Saisics, Sayı 10, s