YÜKSEK LİSANS TEZİ T.C. GAZİ ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI ÇAĞLAYAN ASLAN

Transkript

1 ÇAĞLAYAN ASLAN EKONOMETRİ ANABİLİM DALI T.C. GAZİ ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ YÜKSEK LİSANS TEZİ TÜRKİYE'DE DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ VE DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: YAPISAL VAR ANALİZİ ÇAĞLAYAN ASLAN TEMMUZ 2017 EKONOMETRİ ANABİLİM DALI TEMMUZ 2017

2

3 TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ VE DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: YAPISAL VAR ANALİZİ Çağlayan ASLAN YÜKSEK LİSANS TEZİ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI GAZİ ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ TEMMUZ 2017

4

5

6 iv TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ VE DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: YAPISAL VAR ANALİZİ (Yüksek Lisans) Çağlayan ASLAN GAZİ ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ Mayıs 2017 ÖZET Bu çalışmada, reel döviz kuru belirsizliklerinin Türkiye nin dış ticaret performansına etkileri yapısal VAR yaklaşımı ile 2002: :10 dönemindeki aylık veriler yardımıyla analiz edilmiştir. Çalışmada döviz kuru belirsizlikleri GARCH(1,1) modeli ile tahmin edilmiştir. Elde edilen bulgular, Türkiye nin ihracat performansının reel döviz kuru belirsizliklerinden etkilenmediği ithalat performansının ise olumsuz etkilendiği yönündedir. Türkiye nin ihracatı üzerindeki en etkili değişkenler yurt içi gelir ve ithalat iken Türkiye nin ithalatı üzerindeki en etkili değişkenler reel döviz kuru belirsizliği ve yurt içi gelirdir. Bu sonuçlar doğrultusunda, Türkiye nin üretim yapısının ithalata bağımlı olduğu ve dış ticaret açığının yapısal bir sorun haline geldiği çıkarımları yapılmıştır. Bu nedenle, Türkiye için döviz kurunu düzenleyici ekonomik politikalardan çok bağımlı üretim yapısının giderilmesine yönelik politikaların uygulamaya alınması önemlidir. Bilim Kodu : 1106 Anahtar Kelimeler : Dış Ticaret, Yapısal VAR Analizi, GARCH Sayfa Adedi : 80 Tez Danışmanı : Prof. Dr. Nezir KÖSE

7 v EXCHANGE RATE UNCERTAINTY AND INTERNATIONAL TRADE RELATIONSHIP IN TURKEY: STRUCTURAL VAR ANALYSIS (M.S. Thesis) Çağlayan ASLAN GAZİ UNIVERSITY GRADUATE SCHOOL OF EDUCATIONAL SCIENCES July 2017 ABSTRACT In this study, the relationship between real exchange uncertainty and Turkey s international performance is analyzed with structural VAR model by using monthly data which covers 2002: :10. The exchange rate uncertainty is estimated by GARCH (1,1) model. According to the findings, Turkey s export performance is not affected by exchange rate volatility while Turkey s import performance is negatively affected. The most effective variables on Turkey s export are domestic income and import whereas the most effective variables on Turkey s import are real exchange rate volatility and domestic income. According to these results, it is inferred that Turkey s production structure depends on import and the foreign trade deficit becomes permanent problem. For this reason, for Turkey it is more important to apply policy in order to avoid dependent production structure than applying economic policy which regulates exchange rate. Science Code : 1106 Key Words : International Trade, SVAR, GARCH Page Number : 80 Supervisor : Prof. Dr. Nezir KÖSE

8 vi TEŞEKKÜR Tez çalışması süresince değerli yardım ve katkılarıyla beni yönlendiren tez danışmanım Prof. Dr. Nezir KÖSE ye sonsuz teşekkürlerimi sunarım. Çalışmam boyunca sürekli yanımda olan ve bana her türlü desteği veren eşim Neslihan a, bütün eğitim hayatım boyunca beni destekleyen ve her zaman bana güvenen Anneme ve Babama, zor dönemlerimde bana yol gösteren ve her yönüyle bana örnek olan Abime teşekkürü bir borç bilirim. Benim için bir mutluluk kaynağı olan çok sevdiğim yeğenim Zeynep e sevgiler sunarım. Tez savunmam sırasında değerli görüş ve yönlendirmeleri ile bana katkı sağlayan Prof. Dr. Tolga OMAY a ve Doç. Dr. Yeliz Yalçın a teşekkürlerimi sunarım. Tez süreci boyunca beni tecrübeleri ile yönlendiren iş arkadaşım Cengiz ARIKAN a ve çalışmam boyunca benimle yakından ilgilenerek benden hiçbir desteğini esirgemeyen Daire Başkanım Niyazi ALBAYRAK a teşekkür ederim.

9 vii İÇİNDEKİLER Sayfa ÖZET... iv ABSTRACT... v TEŞEKKÜR... vi İÇİNDEKİLER... vii ŞEKİLLERİN LİSTESİ... ix ÇİZELGELERİN LİSTESİ... x KISALTMALAR... xi 1. GİRİŞ TEORİK VE AMPİRİK LİTERATÜR Teorik Çerçeve Ampirik Literatür Türkiye nin Dış Ticaretinin İncelendiği Çalışmalar Diğer Ülkelerin Dış Ticaretinin İncelendiği Çalışmalar OYNAKLIĞIN MODELLENMESİNE VE YAPISAL VAR YAKLAŞIMINA AİT TEORİK ALTYAPI Volatilite Ölçüm Yöntemleri ARCH Etkisi ve ARCH-LM Testi ARCH Modeli GARCH Modeli ARCH-M Modeli TARCH Modeli EGARCH Modeli VAR Modeli ve Yapısal VAR Modeli Vektör Otoregresif Modeller (VAR)... 34

10 viii Sayfa Yapısal Vektör Otoregresif Modeller (SVAR) TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ VE DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ Veri Seti Birim Kök Testleri Döviz Kuru Belirsizliğinin Ölçülmesi Yapısal VAR Modeli (SVAR) Modeldeki Kısıtlar Aşırı Belirlenme Testi Varyans Ayrıştırması Etki Tepki Fonksiyonu SONUÇ KAYNAKLAR EKLER ÖZGEÇMİŞ... 80

11 ix ŞEKİLLERİN LİSTESİ Şekil Sayfa Şekil 4.1. İhracat Etki Tepki Fonksiyonları Şekil 4.2. İthalat Etki Tepki Fonksiyonları... 61

12 x ÇİZELGELERİN LİSTESİ Çizelge Sayfa Çizelge 4.1. Düzeyde Birim Kök Testi Sonuçları Çizelge 4.2. Birinci Derece Fark Birim Kök Testi Sonuçları Çizelge 4.3. Döviz Kuru Serisindeki ARCH Etkisinin Sınanması Çizelge 4.4. ARCH(1) Modeli Çizelge 4.5. GARCH(1,1) Modeli Çizelge 4.6. EGARCH(1,1) Modeli Çizelge 4.7. Döviz Kuru Belirsizliği ve İthalat-İhracat Korelasyonu Çizelge 4.8. Döviz Kuru Belirsizliği Serisinin ARCH Etkisinin Sınanması Çizelge 4.9. Gecikme Uzunluğu Kriterleri Çizelge Reel İhracatın Öngörü Hatasının Varyans Ayrıştırması Çizelge Reel İthalatın Öngörü Hatasının Varyans Ayrıştırması... 58

13 xi KISALTMALAR Bu çalışmada kullanılmış kısaltmalar, açıklamaları ile birlikte aşağıda sunulmuştur. Kısaltmalar Açıklamalar AB ABD ACF ADF AR ARCH ARCH-M ARDL ARMA EGARCH EVDS GARCH GMM GSYİH HQ SWARCH PACF POLS SC SVAR TARCH TGARCH TL TÜFE TÜİK VAR : Avrupa Birliği : Amerika Birleşik Devletleri : Otokorelasyon Fonksiyonu : Genişletilmiş Dickey-Fuller Testi : Otoregresif Model : Otoregresif Koşullu Değişen Varyans Modeli : Ortalamada ARCH : Otoregresif Dağılımlı Gecikme Modeli : Otoregresif Hareketli Ortalama Süreci : Üssel GARCH : Elektronik Veri Dagıtım Sistemi : Genelleştirilmiş ARCH Modeli : Genelleştirilmiş Momentler Metodu : Gayri Safi Yurt içi Hasıla : Hannan-Quinn Bilgi Kriteri : Markow dönüşümlü ARCH : Kısmi Otokorelasyon Fonksiyonu : Havuzlanmış En Küçük Kareler : Schwarz Bilgi Kriteri : Yapısal Vektör Otoregresif : Eşikli ARCH Modeli : Eşikli GARCH Modeli : Türk Lirası : Tüketici Fiyatları Endeksi : Türkiye İstatistik Kurumu : Vektör Otoregresif

14 1 1. GİRİŞ Tarih boyunca toplumlar ve devletler dış ticarete büyük önem vermişlerdir. İktidarı elinde bulunduran zümreler ihracatın artırılıp ithalatın azaltılmasını amaçlayan ekonomik politikaları uygulamaya almışlardır. Uygulamaya alınan kota ve tarife gibi dış ticaret politikası araçları ile ülkeler, uluslararası ticarete yön vermeye çalışmışlardır. Bunun yanında, iç piyasada üretilemeyen ya da üretim maliyetleri yüksek olan ürünlerin ithalatına kolaylık sağlanarak iç piyasanın da düzeni sağlanmaya çalışılmıştır. Günümüz şartlarında gelişen teknoloji ve iletişim araçları ile küreselleşen dünya ekonomisi, uluslararası ticaret kavramının daha da önem kazanmasına zemin hazırlamıştır. İkinci Dünya Savaşının ardından farklı ülke gruplarının bir araya gelerek ekonomik entegrasyonlar oluşturması, dış ticarete verilen önemi kanıtlar niteliktedir. Küreselleşmeye bağlı olarak, dünyanın herhangi bir yerinde meydana gelen ekonomik krizin diğer ekonomileri de derinden etkilediği görülebilir. Uluslararası ticari işlemlerde en önemli ekonomik aktörün döviz kuru olduğu düşünülür. Farklı ülkelerde farklı para birimleri kullanıldığından ticari işlemleri gerçekleştirilebilmek amacıyla ticarete konu olan para birimlerinin birbirleri cinsinden ifade edilmesi gerekir. Ulusal paraları birbirleri cinsinden ifade eden döviz kuru, en önemli dış ticaret politikası aracı olarak değerlendirilir. Gün geçtikçe küreselleşen ekonomik ortamlarda döviz kurunda yaşanan değişimler uluslararası ticarete direk olarak etki edebilmektedir. Buna ek olarak, iktisat teorisine göre artan döviz kurunun yani değersizleşen ulusal paranın ihracatı artırıcı, ithalatı azaltıcı yönde etki etmesi beklenir yılında sabit kur sistemine dayanan Bretton Woods sisteminin çökmesinin ardından, başta gelişmiş ülkeler olmak üzere birçok ülke ulusal paralarını piyasa dalgalanmalarına bırakmaya başlamıştır. Bu dönemden sonra, döviz kurunda meydana gelen dalgalanmaların ticaret akımı üzerindeki etkileri teorik ve ampirik boyutta incelenmiştir. Literatürde döviz kuru ile dış ticaret arasındaki ilişkiyi konu alan çok sayıda çalışma bulunmasına rağmen, döviz kuru belirsizliğinin dış ticarete etkisini ele alan çalışma sayısı sınırlıdır. Döviz kuru belirsizliğinin ticaret hacmi üzerindeki etkilerine ilişkin iki temel teori mevcuttur. İlk teoriye göre, riskten çekinen firmalar artan kur belirsizliği karşısında

15 2 beklenmeyen maliyetlerin artmasına bağlı olarak daha az ticaret yaparlar. Özellikle uluslararası alanda yapılan ticari işlemlerde teslimat ile ödeme arasında zaman farkı bulunduğundan artan kur belirsizliği ticareti olumsuz etkileyebilir. İkinci teoride, riskten çekinme eğiliminde olan firmalar artan kur belirsizliği ile tetiklenen ek maliyetler karşısında, daha fazla ticaret yaparak azalan kârlarını dengelemek amacıyla ticaret hacmini artırıcı yönde tepki verebilirler. Sonuç olarak, döviz kuru belirsizliğinin dış ticarete etkisi konusunda ortak bir konsensüs bulunmamaktadır. Yapılan ampirik çalışmalarda da döviz kuru belirsizliğinin ticaret akımları üzerinde farklı etkiler yaratabileceği gözlenmiştir. Bu nedenle, döviz kuru belirsizliğinin dış ticarete olan etkisi araştırmaya değer bir konudur. Bu çalışmada, reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin ihracatına ve ithalatına olan etkileri yapısal VAR analizi yardımıyla ampirik olarak incelenmiştir. Çalışma, diğer çalışmalardan iki yönüyle farklılık arz etmektedir. Literatürde yer alan ve konu ile ilgili yapılan diğer çalışmalarda yapısal VAR analizi kullanılmamıştır. Kısıtlar belirlenirken iktisat teorisinin yanında mevcut ekonomik şartlar da dinamik olarak göz önünde bulundurulmuştur. Çalışmada, yapısal VAR analizinin kullanılmasının yanı sıra, diğer çalışmalarda yalnızca yorum ya da çıkarım olarak yer verilen Türkiye nin ihracatının ithalata bağımlılığı hususu, analizlere dâhil edilerek incelenmiştir. Başka bir ifade ile, sistemdeki bütün değişkenlerin birlikte ele alınarak analizlere dâhil edilmesi yönüyle bu çalışma diğerlerine göre farklılık göstermektedir. Çalışmada ilk olarak giriş bölümüne yer verilmiştir. İkinci bölümde, konu ile ilgili kuramsal çerçeve anlatılmış ve literatür çalışmaları özetlenmiştir. Üçüncü bölümde, çalışmada kullanılan yapısal VAR ve ARCH/GARCH modellerinin teorik alt yapısı verilmiştir. Dördüncü bölümde, çalışmaya ilişkin ampirik bulgular ve bu bulgular çerçevesinde yapılan çıkarımlar yer almıştır. Beşinci ve son bölümde ise sonuç kısmına yer verilmiştir.

16 3 2. TEORİK VE AMPİRİK LİTERATÜR Döviz kuru belirsizliğinin ticaret akımları üzerindeki etkisi teorik ve ampirik boyutta incelenmesi gereken bir konu olarak öne çıkmaktadır. Konuyu teorik olarak ele alan araştırmacılardan bir kısmı artan kur oynaklıklarının ticaret hacmini daraltacağını ileri sürerken (Hooper ve Kohlhagen, 1978), bazı çalışmalarda döviz kuru oynaklıklarının dış ticarete pozitif etkide bulunabileceğine değinilmiştir (De Grauwe, 1988). Konu ile ilgili yapılan ampirik çalışmalarda, karma sonuçlara ulaşılmıştır. Bazı çalışmalar, artan kur oynaklığının ticaret hacmini olumsuz etkilediği (Kenen ve Rodrik, 1986; Arize, 1995; Vergil,2002) sonucunu verirken bazı çalışmalarda ise artan döviz kuru riskinin ticareti olumlu etkilediği sonucu bulunmuştur (Mckenzie ve Brooks, 1997; Kılıç, Yıldırım,2015 a, 2015 b ). Buna karşın Bailey vd. (1986), Aristotelous (2001) ve Denaux ve Falks (2013) döviz kuru oynaklıkları ile dış ticaret arasında anlamlı bir ilişki bulamamışlardır. Bununla beraber detay bazda çalışan bazı araştırmacılar (Baum ve Çağlayan, 2006; Zhang, Chang ve Gauger, 2006) karma sonuçlara ulaşmışlardır. 2.1 Teorik Çerçeve Döviz kuru belirsizliğinin ticarete etkilerini konu alan çalışmalarda farklı görüşler ileri sürülmüştür. Kur belirsizliğinin ticareti olumsuz etkilediğini savunan görüşler olmasına rağmen, olumlu etkileyebileceğini öne süren görüşler de mevcuttur. Başka bir ifade ile, konu üzerinde teorik açıdan bir uzlaşı söz konusu değildir. (Baron, 1976; Hooper ve Kohlhagen, 1978) Dış ticaret ile kur belirsizliği arasındaki ilişki ilk olarak 1973 yılında Clark tarafından incelenmiştir. Clark ın geliştirdiği modelde, ihracatçıların tam rekabet koşulları altında çalıştığı ve sadece dış ticaret yaptığı varsayılmıştır. Modelin en basit halinde, ihracatçı firmaların ithal girdi kullanmadıkları ve ticaretin, modelde dışsal değişken olarak bulunan yabancı para ile yapıldığı ifade edilmiştir. Buna ek olarak, piyasalarda hedging gibi sistemlerin gelişmediği ve ele alınan dönemde çıktı miktarının sabit olduğu kabul edilmiştir. Döviz kurlarının akıbetinin belirsizliği, ulusal para türünden ihracat düzeyini de belirsiz hale getirmektedir. Firmalar ihracat yaparken bu belirsizliği dikkate alırlar. Modelde, kazanç fonksiyonunun kuadratik olduğu varsayımı yapılmış ve bu varsayım

17 4 altında ihracatçıların faydalarını maksimum yapmak amacıyla çalıştıkları belirtilmiştir. 2.1 de kuadratik formda olan kazanç fonksiyonu yer almaktadır. U(Π) = aπ + bπ 2 (2.1) 2.1 de, b katsayısı riskten kaçınma derecesini temsil eder ve negatif değer alır. Firmaların üretime devam etmeleri için, marjinal gelirlerinin marjinal maliyetlerinden fazla olması gerekir. İlaveten, firmaların karşılaştıkları riskleri kompanse etmeleri şarttır. Firmalar, maruz kaldıkları riski telafi etmek amacıyla üretim hacimlerini daraltırlar. Başka bir açıdan bakıldığında, arz eğrisi sola kayar. Satışların azalması ile beklenen kâr ve kâr varyansının azaldığı, beklenen faydanın ise arttığı gözlenir. Modelin daha karmaşık versiyonunda, üreticilerin ithal girdi kullandıkları göz önünde bulundurulmuştur. Bu koşullar altında, kârın varyans artışı, döviz kuru varyans artışından düşük olur. Başka bir anlatımla, üretimin ithalata dayalı olduğu durumda döviz kuru belirsizliğindeki artışın maliyete yansıma oranı azalır. Bu nedenle, ihracat arzındaki daralmanın daha az olması beklenir. Yerli para birimi cinsinden gelir ile maliyet arasındaki korelasyonun tam olduğu en ekstrem senaryoda, daha büyük değişimler kârın varyansı üzerinde etkili olmaz. Baron (1976), tam rekabet piyasası koşulları altında kur dalgalanmalarının fiyatlar üzerindeki etkilerini, ticaretin yapıldığı para birimini göz önünde bulundurarak analiz etmiştir. Yabancı para birimi cinsinden ticaret yapan ihracatçı fiyat riski ile, yerli para cinsinden ticaret yapan ihracatçı ise miktar riski ile karşılaşmaktadır. Ticaretin yabancı para ile yapıldığı durumda, fiyatların sabit olmasına ve talep miktarının bilinmesine rağmen, yapılan ticaret ulusal para cinsinden gelirleri etkileyerek kârları düşürebilir. Ödemelerin yerli para ile yapılması, fiyatlarda oynaklığa neden olarak talep üzerinde belirsizlik oluşturur. Kârların yanı sıra üretim maliyetlerinde de belirsizlik artar. Her iki durumda da firmalar riskleri minimize etmek için çalışırlar. Eğer firmalar fiyatlamayı yabancı para ile yaparlarsa, artan risk fiyatların yükselmesini tetikler. Artan fiyatlar, arz eğrisinin sağa doğru kaymasına yani üretim hacminin genişlemesine neden olur. Optimal fiyatlarda talep esnektir. Fiyatlar yükseldiğinde, beklenen kâr azalırken beklenen fayda artar. Eğer ihracatçılar ticareti ulusal para ile gerçekleştirirlerse, piyasalarda risk artışı karşısındaki tepkiler marketlerin talep yapısına bağlı olarak değişiklik arz eder. Baron a göre fonksiyon lineer olduğunda fiyatlar düşer. Azalan fiyatlar taleplerin artmasına, fiyat maliyet marjının, beklenen kârın ve kâr varyansının azalmasına neden olur.

18 5 Hooper ve Kohlhagen (1978) çalışmasında, döviz kuru belirsizliğinin ticareti olumsuz etkilemesi, firmaların riskten kaçınma davranışına bağlanmıştır. Teoriye göre, kur oynaklığının artması, maliyetlerin artmasına yol açarak dış ticaret hacmini daraltır. Uluslararası alanlarda yapılan ticarette ödemeler anlaşmanın yapıldığı dönemdeki döviz kuru endeksi baz alınarak yapılır. Dış ticarette, ödeme ile teslimat arasında bir zaman farkı bulunmasından dolayı kârın öngörülmesi olanaksız hale gelir. Bu belirsizlik, uluslararası ticaretin hacmini ve faydalarını azaltır. De Grauwe (1988), döviz kurlarındaki oynaklığın her durumda dış ticaret hacmini daraltmayacağına, firmaların risk tutumuna bağlı olarak üretimi arttırmalarından dolayı kur belirsizliğinin ticaret hacmini genişletebileceğine işaret etmiştir. De Grauwe ye göre, döviz kuru oynaklığının artması sonucunda gelir ve ikame etkileri oluşur. Döviz kuru belirsizliğinde artış olduğunda, riskten kaçınan firmalar azalan kârlarını telafi etmek için daha fazla üretim ve ihracat yaparlar. Bu etki gelir etkisidir. Öte yandan, riskten daha az kaçınan firmalar, riskler yükseldiğinde daha az ihracat yapmayı tercih eder. Bu etkiye ikame etkisi adı verilir. Özetle, bu teoriye göre, gelir etkisi ikame etkisinden daha büyük ise ticaret hacminin artması beklenir. Tersi durumda ise, ticaretin azalması beklenir. Gelir ya da ikame etkisinden hangisinin daha baskın olacağını, firmanın riske karşı olan tutumunun belirleyeceği ifade edilmiştir. Bachetta ve Van Wincoop (2000), iki ülkeli basit denge modeli kapsamında, nominal döviz kurundaki dalgalanmalar ile ticaret akımları arasındaki ilişkiyi araştırmıştır. Modele döviz kuru riskinin yanında diğer makroekonomik risklerin de eklenebilmesi amacıyla, kur oynaklığını temsilen döviz kuru rejimi değişkeni dâhil edilmiştir. Teoriye göre, döviz kuru dalgalanmalarının dış ticaret hacmine etkisi, firmaların izleyeceği fiyat stratejisine bağlıdır. Eğer firma fiyatlama stratejisini piyasaya göre yapıyorsa, döviz kuru dalgalanmaları dış ticaret hacmine olumsuz etki eder. Firmalar fiyatlamayı ulusal paraya göre yaptıklarında ise, dış ticaret hacmi döviz kuru belirsizliklerinden etkilenmez. Fiyatlama stratejisinin belirlenmesindeki en önemli faktör varlık piyasasının yapısıdır. Finansal piyasalardaki entegrasyonun artması durumunda döviz kurları daha az dalgalanır ve buna bağlı olarak, döviz kuru rejimlerinin dış ticaret hacmine etkisi azalır. Sercu ve Uppal (2003) çalışmasında, döviz kuru oynaklığı ile dış ticaret arasındaki ilişki, navlun giderleri dikkate alınarak kısmi sınıflandırılmış uluslararası mal piyasasıyla, genel

19 6 denge stokastik donanım ekonomisi çerçevesinde analiz edilmiştir. Döviz kuru oynaklığının dış ticaret üzerindeki etkisini işleyen literatürdeki diğer çalışmaların aksine, bu çalışmada döviz kuru içsel değişken olarak alınmıştır. Finansal piyasaların tam entegre olduğu, en azından gelişmiş ülkelerin sermaye piyasalarında mal piyasalarına oranla daha az kısıtlama olduğu varsayımı yapılmıştır. Modelde iki ülke bulunur ve bu ülkeler dayanıklı olmayan tek bir mal üretir. Dış ticaretin maliyet faktörüne göre şekillendiği modelde, üretilen malın homojen olduğu kabul edilmiştir. Çalışmada, döviz kuru oynaklığını tetikleyen nedene bağlı olarak ticaret hacminin azalacağı ya da artacağı belirtilmiştir. Buna göre, üretimin faktör bileşenlerindeki nispi değişim artışları, döviz kuru oynaklıklarını artırarak beklenen dış ticaret hacmini genişletir. Öte yandan, taşıma maliyetlerinin artmasına bağlı olarak artan döviz kuru oynaklığının beklenen dış ticaret hacmini daraltması beklenir. 2.2 Ampirik Literatür Döviz kuru belirsizliği ile dış ticaret arasındaki ilişkinin ampirik olarak araştırıldığı çalışmalara ilişkin literatür taraması iki farklı bölümde işlenmiştir. İlk bölümde, Türkiye ekonomisini araştıran çalışmalar yer alırken ikinci bölümde diğer ülke ekonomileri ile ilgili çalışmalar özetlenmiştir Türkiye nin Dış Ticaretinin İncelendiği Çalışmalar Özbay (1999) çalışmasında, reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin ihracatına ve ithalatına etkisi, 1988:2-1997:2 dönemini kapsayan 3 aylık veriler kullanılarak analiz edilmiştir. GARCH modeli ile ölçülen reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin ihracatını olumsuz etkilediği sonucuna ulaşılmıştır. Bunun yanında, reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin ithalatı üzerinde etkili olmadığı tespit edilmiştir. Reel döviz kuru belirsizliklerinin Türkiye, Pakistan, Endonezya, Malezya ve Güney Kore nin ihracatına etkisi Doğanlar (2002) tarafından araştırılmıştır yıllarını kapsayan üç aylık verilerin kullanıldığı çalışmada, kur belirsizliklerinin ihracata etkisi, kalıntı bazlı Engle Granger eş bütünleşme tekniği ve hata düzeltme modeli ile analiz edilmiştir. Reel döviz kuru belirsizlikleri ise hareketli ortalamalı standart sapma metodu ile hesaplanmıştır. Kurlarda yaşanan dalgalanmaların Türkiye, Pakistan, Endonezya, Malezya

20 7 ve Güney Kore nin ihracatını negatif yönde etkilediği bulgusu elde edilmiştir. Ayrıca çalışmada yer alan Malezya dışındaki diğer ülkelerin ekonomilerinde yaşanan kısa dönemli dengesizliklerin giderilmesinin uzun zaman aldığı vurgulanmıştır. Vergil (2002), Türkiye nin Amerika Birleşik Devletleri (ABD), Almanya, İtalya ve Fransa ya yaptığı ihracat ile reel döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkiyi ampirik olarak araştırmıştır dönemindeki aylık verilerin yer aldığı çalışmada eş bütünleşme ve hata düzeltme modeli kullanılmıştır. Döviz kuru belirsizliği, reel efektif döviz kurunun yüzdelik değişiminin standart sapması alınarak ölçülmüştür. Çalışmada, reel döviz kuru belirsizliklerinin ihracat hacmini daralttığı neticesi elde edilmiştir. Kasman (2003) çalışmasında, reel döviz kuru oynaklığının Türkiye nin ihracatı üzerindeki etkisini hem sektörel bazda hem de toplam bazında ampirik olarak araştırmıştır. Çalışmada kullanılan veriler aylık olup, zaman aralığını kapsamaktadır. Ayrıca çalışmada, döviz kuru oynaklığının ihracata etkisi uzun ve kısa dönemde eş bütünleşme ve hata düzeltme modeli ile tahmin edilmiştir. Oynaklık ölçüm yöntemi olarak hareketli örneklem standart sapması tercih edilmiştir. Analiz sonuçlarına göre, reel döviz kuru belirsizliğinin toplam ihracata etkisi negatif ve istatistiksel olarak anlamlıdır. Sektörel bazda ise, reel döviz kuru belirsizliğinin çoğu sektörde ihracata olumlu etki ettiği gözlenmiştir. Buna neden olarak, Türkiye deki firmaların artan kur riskine karşın üretim yapmaktan başka alternatiflerinin olmaması gösterilmiştir. Başka bir açıdan bakıldığında, Türkiye de üretim yapan firmaların artan kur riski karşısında pazar paylarını kaybetmemek amacıyla piyasada kalmayı tercih edebileceği belirtilmiştir. Buguk vd. (2003), reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin önemli ticaret ortaklarına yaptığı tarım ihracatı üzerindeki etkilerini, zaman aralığını kapsayan aylık veriler yardımıyla ampirik olarak incelemiştir. Hareketli ortalamalı standart sapma ile türetilen reel döviz kuru belirsizliğinin genel olarak Türkiye nin tarımsal ihracatını etkilemediği gözlenmiştir. Demirel ve Erdem (2004); Türkiye nin ABD, Almanya, İngiltere, Fransa ve İtalya ya yaptığı sanayi, tarım ve maden sektörüne ait ihracat ile reel döviz kuru belirsizlikleri arasındaki ilişkiyi araştırmıştır. Çalışmada, 1990 ve 2001 dönemini kapsayan 3 aylık veriler kullanılmış ve döviz kuru belirsizlikleri EGARCH yöntemi ile tahmin edilmiştir.

21 8 Maden ve tarım sektörüne ait ihracat incelendiğinde; ABD ve İtalya ya yapılan ihracatın reel döviz kuru belirsizliklerinden olumsuz etkilendiği gözlenmiştir. Diğer yandan, reel kur oynaklıklarının Almanya ya ve İtalya ya yapılan sanayi sektörü ihracatını pozitif, İngiltere ye yapılan sanayi sektörü ihracatını ise negatif etkilediği tespit edilmiştir. Çalışmada, döviz kuru belirsizliğinin ihracat hacmini olumsuz etkileyeceği varsayılmıştır. Elde edilen sonuçlar çerçevesinde, özellikle maden ve tarım sektörü için bu varsayımın doğrulandığı belirtilmiştir. Saatçioğlu ve Karaca (2004), 1981:3 ve 2001:4 dönemini kapsayan 3 aylık verilerin kullanıldığı çalışmada uzun ve kısa dönemde reel döviz kuru oynaklığı ile Türkiye nin ihracatı arasındaki ilişkiyi incelemiştir. Analizler, Johansen eşbütünleşme ve hata düzeltme modelleri ile yapılmış olup reel döviz kuru oynaklığı hareketli ortalamalı standart sapma ile tahmin edilmiştir. Yazarlar, kur belirsizliğinin ihracatı hem uzun dönemde hem de kısa dönemde olumsuz etkilediği sonucuna ulaşmışlardır. Bu nedenle, kurlarda istikrarın sağlanması gerektiği öne sürülmüştür. Fakat kurların dalgalanmaya bırakıldığı 22 Şubat 2001 tarihinden itibaren Türkiye nin ihracatı artmaktadır. Bu durum, 2001 krizinde azalan iç talepten dolayı yerli üreticilerin yüksek riskleri göze alarak ihracata yönelmesine bağlanmıştır. Kasman ve Kasman (2005), döviz kuru volatilitesinin ihracata olan etkilerini yıllarını kapsayan 3 aylık Türkiye verileri ile incelemiştir. Uzun ve kısa dönemli ilişkilerin araştırılması amacıyla Johansen eş bütünleşme ve hata düzeltme modeli kullanılmıştır. Çalışmada, reel döviz kurunun, nominal Mark/TL ve nominal Dolar/TL endeksinin hareketli ortalamasının standart sapması olmak üzere 3 farklı volatilite ölçüm yöntemi kullanılmıştır. Analizlere göre uzun dönemde, her 3 yönteme göre de hesaplanan döviz kuru volatilitesi değişkeni ihracatı pozitif yönde etkilemektedir. Kısa dönemde, nominal Mark/TL ve nominal Dolar/TL endeksinden ölçülen döviz kuru volatilitesinin ihracatı olumsuz etkilediği, reel efektif döviz kurundan hesaplanan döviz kuru volatilitesi değişkeninin ihracatı olumlu etkilediği görülmüştür. Fakat kısa dönemdeki etkiler oldukça düşüktür. Yazarlar, Türkiye gibi küçük ve pazar olanakları dar piyasalarda ticaret yapan üreticilerin kur riskini içselleştirdiğine ve bu nedenle artan kur oynaklığının ticareti artırabileceğine işaret etmişlerdir.

22 9 Tunçsiper ve Öksüzler (2006) çalışmasında, nominal döviz kuru endeksindeki dalgalanmaların Türkiye nin toplam bazda ve sektörel bazdaki ihracatına etkileri, dönemi arasındaki üç aylık veriler kullanılarak araştırılmıştır. Kurlardaki dalgalanmaların ihracata etkisinin uzun ve kısa dönemde ele alınabilmesi amacıyla eş bütünleşme ve hata düzeltme modelleri kullanılmıştır. Kurlardaki oynaklıklar ise ARCH yöntemi ile hesaplanmıştır. Çalışmada, kurlardaki belirsizliklerin gerek sektörel gerekse de toplam ihracatı negatif yönde etkilediği tespit edilmiştir. Araştırmacılar, Türkiye nin Avrupa Birliğine (AB) girdiği takdirde, AB ile yapılan ticarette kur riskinin ortadan kalkacağını öne sürmüşlerdir. Bunun yanında, AB dışındaki ülkelerle yapılan ticarette para birimi olarak kullanılan avro için daha fazla hegding opsiyonları bulunduğundan, kur riskinin daha da azalacağını savunmuşlardır. Kur riskinin düşük kâr marjı ile ticaret yapan ve iç piyasa talebi düşük olan yerli üretici için önemli bir engel olduğuna değinilmiş ve azalan kur riskinin ihracat kapasitesini artıracağı ifade edilmiştir. Öztürk ve Acaravcı (2006), reel döviz kuru belirsizlikleri ile Türkiye nin ihracatı arasındaki ilişkiyi Johansen eş bütünleşme ve hata düzeltme metodu ile incelemiştir. Çalışmada, reel döviz kuru belirsizlikleri, kurlardaki değişim oranlarının standart sapması alınarak ölçülmüş ve 1989:1-2002:8 dönemlerini kapsayan aylık veriler kullanılmıştır. Elde edilen bulgulara göre, döviz kuru belirsizliğinde meydana gelen artışlar, ihracatı olumsuz etkilemektedir. Fakat bu etkinin kısa dönemli olduğu, uzun dönemde kaybolduğu ifade edilmiştir. Öte yandan yazarlar, dengesizliklerin kalıcı olmamasına rağmen belirsizliklerin azaltılmasının, ihracat üzerindeki dalgalanmaları azaltacağını savunmuşlardır. Türkyılmaz, Özer ve Kutlu (2007) çalışmasında, 1997: :01 dönemi alınarak AR(1)- TGARCH(1,1) ile modellenen nominal döviz kuru oynaklığı ile Türkiye nin ithalatı ve ihracatı arasındaki ilişki aylık veriler kullanılarak incelenmiştir. Çalışmada, ampirik uygulamalar standart VAR ve Granger Nedensellik Testi ile yapılmıştır. Granger Nedensellik Analizinde, ihracat ile ithalat ve ithalat ile döviz kuru oynaklığı arasında çift yönlü nedensellik, ihracat ile döviz kuru oynaklığı arasında ihracattan kur oynaklığına doğru tek yönlü nedensellik ilişkisi tespit edilmiştir. Varyans ayrıştırması sonuçları, Granger Nedensellik Testinden elde edilen sonuçları destekler niteliktedir.

23 10 Köse, Ay ve Topallı (2008), reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin ihracatı üzerindeki etkisini Johansen eş bütünleşme ve hata düzeltme modeli çerçevesinde ampirik olarak araştırmıştır. Reel ihracat üzerinde hangi değişkenlerin daha etkili olduğunun tespit edilmesi amacı ile öngörü hatasının varyans ayrıştırması metodu uygulanmıştır. Çalışmada, 1995: :06 dönemini kapsayan aylık verilere yer verilmiştir. Ayrıca, daha sağlam sonuçlara ulaşabilmek amacıyla döviz kuru belirsizliği, logaritmik reel döviz kurunun basit ve hareketli ortalamalı standart sapması ve GARCH modeli olmak üzere 3 farklı yöntemle hesaplanmıştır. Elde edilen bulgular ışığında, reel döviz kuru oynaklığının ihracatı kısa ve uzun dönemde negatif etkilediği ve ihracat üzerindeki en etkili değişkenin reel döviz kuru oynaklığı olduğu gözlenmiştir. Araştırmacılara göre, Türkiye deki ihracatçılar riskten çekinen bir yapıya sahiptir. Bu nedenle, kur belirsizliklerinin arttığı dönemlerde ihracatçılar dış piyasadan çekilerek daha çok iç piyasa ile çalışmaktadırlar. Erden ve Sağlam (2009), ARDL sınır testini kullanarak reel döviz kuru oynaklığı ile Türkiye nin toplam ithalatı, tüketim malları ithalatı ve yatırım malları ithalatı arasındaki ilişkiyi 1989: :10 dönemi için aylık verilerle incelemiştir. Döviz kuru oynaklık göstergesi olarak GARCH yöntemine başvurulmuştur. Türkiye nin toplam ithalatı ve yatırım malları ithalatı ile döviz kuru belirsizliği arasında negatif ilişki olduğu bulgusuna ulaşılmıştır. Ancak, tüketim malları ithalatı ile kur oynaklığı arasında eş bütünleşme ilişkisi tespit edilememiştir. Tarı ve Yıldırım (2009), standart sapmanın hareketli ortalaması ile ölçülen reel döviz kuru belirsizliği ile Türkiye nin ihracatı arasındaki ilişkiyi 1989:1-2007:3 dönemini kapsayan 3 aylık veriler yardımıyla ampirik olarak araştırmıştır. Döviz kuru belirsizliğinin kısa dönemde ihracat hacmi üzerinde etkili olmadığı, fakat uzun dönemde kur belirsizliği ile ihracat arasında negatif bir ilişki olduğu görülmüştür. İhracatın kısa dönemde kur belirsizliklerinden etkilenmemesinin birçok sebebi olabileceğine işaret edilmiştir. Bu sebeplerin başında, ihracatçıların kısa dönemdeki kur riskini içselleştirmesi gösterilmiştir. Uzun dönemde ihracatçıların kur belirsizliğinin olumsuz etkilerinden kurtulabilmeleri için iki temel öneri verilmiştir. Bunlardan birincisi, döviz kuru endeksine istikrar kazandırıcı ekonomik politikaların yürürlüğe konulmasıdır. Diğeri ise, ihracatçıların hegding gibi kur riskine karşı korunma yöntemlerinden faydalanma olanağının artırılmasıdır.

24 11 Öztürk ve Kalyoncu (2009), gelişmekte olan 6 ülkenin (Güney Afrika, Güney Kore, Pakistan, Polonya, Macaristan ve Türkiye) ihracatı ile reel döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkiyi ampirik olarak araştırmıştır dönemini kapsayan ve frekansı 3 ay olan verilerin konu edildiği çalışmada, döviz kuru belirsizliği reel döviz kurunun hareketli ortalamalı standart sapması ile ölçülmüştür. Çalışmada ihracat, uzun ve kısa dönem için Engle Granger eş bütünleşme ve hata düzeltme modeli ile analiz edilmiştir. Analiz çıktıları incelendiğinde; uzun dönemde, döviz kuru volatilitesinden Türkiye ve Macaristan ın ihracatının pozitif; Polonya, Pakistan, Güney Afrika ve Güney Kore nin ihracatının ise negatif etkilendiği tespit edilmiştir. Kısa dönemde, Türkiye ve Güney Kore nin ihracatının kur belirsizliğinden etkilenmediği, diğer ülkelerin ihracatının artan kur belirsizliğine farklı gecikmelerde farklı tepkiler verdiği gözlenmiştir. Döviz kuru oynaklığının Markov Switching ARCH (SWARCH) ile modellendiği ve 1982: :12 dönemini kapsayan mevsimsellikten arındırılmamış aylık verilerin kullanıldığı Sarı (2010) çalışmasında, döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin ithalatına etkisi ampirik olarak analiz edilmiştir. Elde edilen bulgulara göre, döviz kuru belirsizliğinin ithalata, istatistiksel olarak anlamlı ve negatif yönde etki ettiği ifade edilmiştir. Hatırlı ve Önder (2010), reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin tekstil-konfeksiyon ihracatı üzerindeki etkisini, eş bütünleşme ve hata düzeltme modeli ile ampirik olarak analiz etmiştir. Ayrıca makalede, Granger Nedensellik Testi ile döviz kuru belirsizliği ve tekstil-konfeksiyon ihracatı arasındaki nedensellik ilişkisi test edilmiştir. Çalışmada, dönemini kapsayan aylık veriler yer almıştır. Uzun ve kısa dönemde GARCH modeli ile hesaplanan reel döviz kuru oynaklıklarının Türkiye nin tekstil-konfeksiyon ihracatını olumsuz etkilediği bulgusu elde edilmiştir. Bununla beraber, döviz kuru oynaklıkları ile tekstil-konfeksiyon ihracatı arasında çift yönlü nedensellik ilişkisi olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Türkiye nin reel ihracatı ile reel döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkinin firma bazında incelendiği Solakoğlu (2010) çalışmasında, döviz kuru belirsizlikleri firma bazında hesaplanmıştır. Türkiye nin dış ticaret yapısına bağlı olarak ihracatının daha çok avro ile, ithalatının dolarla yapıldığına işaret edilerek döviz kuru belirsizliği ölçülürken avro dolar paritesi de dikkate alınmıştır. En küçük kareler yöntemi ile Panel veri analizinin

25 12 kullanıldığı çalışmada dönemindeki haftalık veriler yer almıştır. Yapılan analizlere göre, Türkiye örneği için reel döviz belirsizliği reel ihracatı olumsuz etkilemektedir. Altıntaş, Çetin ve Öz (2011), 1993: :04 dönemini içeren çeyreklik Türkiye verileri ile, döviz kurunda görülen dalgalanmaların ihracata etkisini uzun ve kısa dönemde ampirik olarak araştırmıştır. Döviz kuru dalgalanmaları, hareketli ortalamanın standart sapması ile tahmin edilmiş ve uzun ve kısa dönemli modeller, sırasıyla çoklu eş bütünleşme testi ve hata düzeltme modeli ile analiz edilmiştir. Çalışmada, Türkiye nin ihracatının uzun dönemde reel döviz kuru oynaklıklarından, kısa dönemde ise nominal döviz kuru oynaklıklarından olumlu etkilendiği tespit edilmiştir. Sever (2012) çalışmasında, AR-EGARCH (1,1) ile modellenen reel döviz kuru oynaklıklarının Türkiye nin tarımsal ithalat ve ihracat performansına etkileri ampirik olarak araştırılmıştır. Johansen eş bütünleşme testi ve hata düzeltme modelinin kullanıldığı çalışmada, 1989: :02 dönemi 3 aylık verileri ile çalışılmıştır. Elde edilen bulgulara göre, Türkiye nin tarımsal ihracatı ve ithalatı reel döviz kuru belirsizliklerinden olumsuz etkilenir. Fakat Türkiye nin tarım ihracatının kur belirsizliğinden etkilenme düzeyi, ithalatına oranla daha yüksektir. Erdal, Erdal ve Esengün (2012), reel döviz kuru volatilitesinin Türkiye nin tarımsal ihracatı ve ithalatı üzerindeki etkilerini ampirik olarak araştırmıştır. Makalede, 1995: :11 dönemini kapsayan aylık verilere yer verilmiştir. Volatilite ölçüm yöntemi olarak GARCH modeli kullanılırken, ekonometrik analizler için Johansen eş bütünleşme testi ve Granger Nedensellik Testi kullanılmıştır. Araştırmacılar bu çalışmada, döviz kuru oynaklığının tarımsal ihracatı olumlu, tarımsal ithalatı ise olumsuz etkilediği sonucuna ulaşmışlardır. Esen (2012) çalışmasında, Türkiye de dalgalı kur sisteminin uygulanmaya başladığı tarih olan Şubat 2001 sonrasında ortaya çıkan döviz kuru belirsizliği ile Türkiye nin ihracatı arasındaki ilişkinin ortaya konulması amaçlanmıştır. Veri kümesi, 2001:2-2011:3 dönemindeki çeyreklik veriler olup, reel döviz kuru oynaklığı hareketli ortalamanın standart sapması yöntemi ile hesaplanmıştır. Elde edilen bulgular, kısa dönemde kur

26 13 belirsizliğinin Türkiye nin ihracat hacmini etkilemediği, uzun dönemde ise negatif etkilediği şeklindedir. Veri kümesi 1992: :12 olan Emeç ve Gülay (2013) çalışmasında, nominal döviz kuru oynaklığı ile dış ticaret hacmi arasındaki ilişki uzun ve kısa dönem için araştırılmıştır. Çalışmada, dış ticaret değişkeni, ihracatın ithalata bölünerek elde edilen değerin logaritmasının alınması ile oluşturulmuştur. Yapısal kırılmaların da göz önünde bulundurularak GARCH modeli ile türetilen nominal döviz kuru oynaklığının dış ticaret üzerindeki etkisinin istatistiksel olarak anlamsız olduğu sonucuna varılmıştır. Doğru ve Uysal (2013), Türkiye nin AB bölgesinde yer alan 12 ülkeye yapmış olduğu ihracat ile reel döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkiyi ampirik olarak incelemiştir. Veri kümesi, dönemini içerir ve aylık frekanstadır. Döviz kuru oynaklıkları, reel efektif avro kurunun hareketli standart sapması alınarak ve GARCH modeli ile tahmin edilmiştir. Ekonometrik yöntem olarak ARDL sınır testi kullanılmıştır. Elde edilen ampirik sonuçlara göre, kur belirsizliğinin ihracata olan etkisinin kısa dönemde negatif, uzun dönemde ise pozitif olduğu; ancak, bu etkilerin ihmal edilebilecek kadar düşük düzeylerde seyrettiği gözlenmiştir. Döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin ihracatına etkisini konu alan Nazlıoğlu (2013), toplulaştırılmış verilerle yapılan analizlerin yanlı (bias) sonuçlar verebileceğini, bu nedenle sektörel bazdaki ve ülke bazındaki verilerle çalışılmasının daha sağlıklı sonuçlara ulaşılması açısından önemli olduğunu ifade etmiştir. Türkiye nin en fazla ihracat yaptığı 20 ülke ve 20 fasılın ele alındığı çalışmada, ekonometrik analiz Panel eş bütünleşme testi ile yapılmıştır. Döviz kuru oynaklığı ise reel döviz kuru serisine uygulanan GARCH modeli ile ölçülmüştür. Panel eş bütünleşme analizinden elde edilen bulgular ışığında, döviz kuru oynaklığının çalışmada yer verilen 20 sektörden 10 unun ihracatını pozitif, 2 sinin ihracatını negatif etkilediği, diğer 8 sektörün ihracatının ise kur oynaklığından etkilenmediği görülmüştür. Başka bir ifade ile, farklı endüstri kollarının kur oynaklıklarından farklı şekillerde etkilendiği, bu nedenle toplulaştırılmış veriler üzerinden yapılan analizlerin sağlıklı sonuçlar vermeyebileceği belirtilmiştir. Sarıoğlu (2013) çalışmasında, Türkiye nin kimya, otomotiv, elektrik-elektronik ve demir çelik sektörleri ihracatı ile reel döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişki ampirik olarak

27 14 araştırılmıştır dönemindeki aylık frekanslı verilerle yapılan çalışmada, ampirik uygulama ARDL testi ile yapılmıştır. Hareketli ortalamalı standart sapma ile hesaplanan kur belirsizliğinin, makalede incelenen dört sektörün ihracatını etkilemediği tespit edilmiştir. Reel döviz kuru oynaklıklarının Türkiye nin 46 ülkeye yaptığı tarım ihracatına etkisini (kuru incir, fındık, narenciye, yaş ve kuru üzüm ile işlenmemiş tütün) inceleyen Yanıkkaya, Kaya ve Koçtürk (2013), oynaklık ölçüm yöntemi olarak kısa ve uzun dönemli hareketli standart sapma metodunu kullanmıştır yıllarını kapsayan aylık verilere yer verilen çalışmada, Gravity model yöntemiyle Panel veri analizi kullanılmıştır. Döviz kuru oynaklığının farklı tarım ürünlerinin ihracatını farklı yönlerde etkilediğinin görülmesine karşın, genel olarak Türkiye nin tarım ihracatının kur belirsizliklerinden etkilenmediği sonucuna varılmıştır. Denaux ve Falks (2013), Türkiye nin 5 önemli ticaret ortağından (Almanya, Fransa, İngiltere, İspanya ve İtalya) yaptığı ithalat üzerindeki reel döviz kuru belirsizliğinin etkilerini incelemiştir. Tahmin yöntemi olarak en küçük kareler kullanılmış ve kur volatilitesi hareketli ortalamalı standart sapma yöntemi ile ölçülmüştür. 1988:1-2011:3 zaman aralığını kapsayan çeyreklik verilerin kullanıldığı çalışmada, Türkiye nin söz konusu 5 ülkeden yaptığı ithalatın reel döviz kuru belirsizliğinden etkilenmediği görülmüştür. Davis (2014), konu ile ilgili literatürde yer alan toplam tarım ihracatı ile döviz kuru belirsizliği ilişkisinin konu edildiği diğer çalışmalarda, kur belirsizliğinin bütün tarım ürünlerinin ihracatına aynı etkiyi yaptığının varsayıldığını, ancak yapılan bu varsayımın gerçekçi olmadığını belirtmiştir. Davis (2014), döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin et ticaretine etkisini ampirik olarak araştırmıştır. Çalışmada, dönemini kapsayan 3 aylık veriler kullanılmıştır. Kısa ve uzun dönemde olmak üzere, iki farklı reel döviz kuru belirsizlik değişkeni hesaplanmıştır. Gravitiy Model ile Panel veri analizinin yapıldığı çalışmada, döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin et ihracatını pozitif yönde etkilediği neticesi elde edilmiştir. Reel döviz kuru oynaklıklarının Türkiye nin AB-27 ülkelerine yaptığı ihracatı üzerindeki etkilerini inceleyen Çiftçi (2014), 2003: :11 dönemini kapsayan aylık verilerle

28 15 çalışmıştır. Döviz kuru oynaklığının AR(1)-GARCH(1,1) ile modellendiği ve ARDL sınır testinin kullanıldığı çalışmada, kur oynaklığı ile ihracat arasında uzun ve kısa dönemde negatif bir ilişki olduğu sonucuna varılmıştır. Kılıç, Yıldırım (2015) a ve Kılıç, Yıldırım (2015) b çalışmalarında, Isıc Rev.3 sınıflandırmasına göre alınan 22 imalat sanayi sektörünün ihracatı ve ithalatı ile sektörel reel efektif döviz kuru oynaklığı arasındaki ilişki ampirik olarak araştırılmıştır. Her iki makalede de 2005: :02 dönemini içeren 3 aylık Türkiye verileri kullanılmış ve sektörel döviz kuru belirsizliği 4 farklı yöntemle tahmin edilmiştir. Bu yöntemler; bir önceki döneme göre değişimlerin hareketli standart sapması, trend modelinden sapmaların hareketli standart sapması, AR(1) modelinden sapmaların hareketli standart sapması ve ARMA modelinden sapmaların hareketli standart sapmasıdır. Panel veri analizi yardımıyla oluşturulan modellere göre, döviz kuru oynaklığının sektörel ithalat hacmi üzerinde etkili olmadığı, sektörel ihracatı ise olumlu etkilediği sonucu elde edilmiştir. Ayrıca Kılıç (2015), stratejik sektörlerin ihracatı üzerindeki reel döviz kuru belirsizliklerinin etkilerini dönemini kapsayan 3 aylık veriler yardımıyla ampirik olarak araştırmıştır. Bir önceki döneme göre değişimlerin, trend sapmalarının ve AR(1) modelinden sapmaların hareketli standart sapması olmak üzere, 3 farklı belirsizlik ölçüm yöntemi kullanılmıştır. Ekonometrik analiz olarak Panel veri tekniği uygulanmıştır. Çalışmada, reel döviz kuru belirsizliğinin ihracatı olumlu etkilediği, ithalat üzerinde ise etkili olmadığı neticesi elde edilmiştir Diğer Ülkelerin Dış Ticaretinin İncelendiği Çalışmalar ABD ve Almanya arasındaki ticareti konu alan ve 1974: :04 yıllarını kapsayan 3 aylık verilerin kullanıldığı Akhtar ve Hilton (1984) çalışmasında, kurlardaki belirsizlik, nominal kurların hareketli standart sapması alınarak ölçülmüştür. İki ülke arasında yapılan ticaretin döviz kuru oynaklıklarından olumsuz etkilendiği gözlenmiştir. Bailey vd. (1986) çalışmasında, döviz kuru dalgalanmalarının 7 gelişmiş ülkenin (Kanada, Fransa, Almanya, İtalya, Japonya, İngiltere, ABD) ihracatı üzerindeki etkilerini, yıllarını kapsayan 3 aylık veriler yardımıyla incelemiştir. Değişkenlik ölçüm yöntemi olarak, nominal döviz kurundaki mutlak yüzde değişim tercih edilmiştir. Çalışmada elde edilen ampirik bulgulara göre, döviz kuru oynaklığının ihracat üzerinde anlamlı bir etkisi

29 16 bulunmamaktadır. Çalışmada, ticaretin en fazla kota ve koruma önlemleri gibi engellerden olumsuz etkilendiğine vurgu yapılmıştır. Bu nedenle, döviz kuru endeksi ve döviz kuru oynaklıklarının ticaret üzerinde etkili olmadığı belirtilmiştir. Kenen ve Rodrik (1986), dönemi için sanayileşmiş ülkelerin (ABD, Kanada, Japonya, Belçika, Fransa, Almanya, İtalya, Hollanda, İsveç, İsviçre, İngiltere) ithalatı ile reel efektif döviz kurlarındaki kısa dönemli dalgalanmalar arasındaki ilişkiyi, aylık frekanslı veriler ile incelemiştir. Döviz kuru oynaklıkları 3 farklı metotla ölçülmüştür. Birincisi reel döviz kurlarındaki aylık değişimin standart sapması, ikincisi logaritması alınmış trend denkleminden elde edilen standart sapma, üçüncüsü ise AR(1) modelinden elde edilen tahmini değerlerin hareketli standart sapmasıdır. Makalede, artan kur riskinin uluslararası ticaret hacmini düşürdüğü belirtilmiştir. Linder hipotezi ve Gravity modelin tercih edildiği Thursby ve Thursby (1987) çalışmasında, dönemi için aylık frekanslı veriler yardımıyla 17 ülkenin ihracatı ile döviz kuru belirsizlikleri arasındaki ilişki araştırılmıştır. Döviz kuru oynaklığı değişkenini temsilen trend tahmin değerlerinin varyansı kullanılmıştır. Bu çalışmada, döviz kuru oynaklığı hem reel kurlar hem de nominal kurlar ile hesaplanmıştır. Her iki yöntemle de hesaplanan kur oynaklığının ticaret üzerindeki etkisi ayrı ayrı incelenmiştir. Yazarlar, çalışmanın bu yönüyle literatürde tek olduğunu ifade etmişlerdir. Elde edilen ampirik sonuçlara göre, analizlere konu edilen 17 ülkeden 10 unun ihracatı döviz kuru belirsizliklerinden olumsuz etkilenmiştir. Makalede, en azından bu çalışma için reel döviz kuru belirsizlikleri ile nominal döviz kuru belirsizliklerinin ihracat üzerindeki etkisinin farklı olmadığına işaret edilmiştir. Koray ve Lastrapes (1989), reel döviz kuru belirsizliklerinin ABD'nin İngiltere, Fransa, Almanya, Japonya ve Kanada'dan yaptığı ithalata etkisini, yılları arasındaki aylık frekanslı veriler ile incelemiştir. Ayrıca çalışmada, ve dönemleri VAR modeli kapsamında ayrı ayrı ele alınarak sabit kurdan dalgalı kura geçişin ithalat üzerindeki etkisi de araştırılmıştır. Reel döviz kuru volatilitesi, hareketli standart sapma ile tahmin edilmiştir. Sabit döviz kuru sisteminden esnek döviz kuru sistemine geçildiğinde, kurlarda görülen dalgalanmaların arttığı gözlemlenmiştir. Analiz sonuçları incelendiğinde, artan kur oynaklığı karşısında ABD nin ithalat talebinin daraldığı, fakat bu daraltıcı etkinin zayıf olduğu görülmüştür. Dalgalı kur rejiminin uygulandığı dönemlerde,

30 17 reel kur volatilitesinin ABD nin ithalatı üzerindeki olumsuz etkisi daha çok hissedilmiştir. Koray ve Lastrapes (1990) çalışmasında ise yazarlar, ABD nin ticareti ile reel döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkiyi dalgalı döviz kuru rejiminin uygulandığı dönem için ampirik olarak araştırmışlardır. VAR analizinin kullanıldığı çalışmada, dalgalı döviz kuruna geçilen tarih olan 1973 ile 1982 dönemini kapsayan aylık veriler yer almıştır. Hareketli ortalama ile tahmin edilen reel döviz kuru belirsizliğinin ticarete etkisinin modelde yer alan diğer değişkenlere nazaran daha düşük olduğu tespit edilmiştir. Ancak çalışmada, döviz kuru belirsizliğinin modeldeki diğer değişkenlerden Granger bağımsız olmadığı bulgusu da elde edilmiştir. Yazarlar bu durumun, döviz kuru belirsizliğinin ekonomideki çalkantıların bir semptomu olmasından kaynaklandığını ileri sürmüşlerdir. Chowdhury (1993), çoklu hata düzeltme modeli ile G-7 ülkelerinin ihracatı ve reel döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkiyi incelemiştir. Çalışmada, volatilite ölçüm yöntemi olarak hareketli ortalamalı standart sapma tercih edilmiştir için 3 ay frekanslı zaman serisi verilerinin kullanıldığı bu çalışmada, G-7 ülkelerinin tümünün ihracatının döviz kuru belirsizliğinden olumsuz etkilendiği görülmüştür. Mckenzie ve Brooks (1997) çalışmasında, döviz kuru belirsizliklerinin Almanya ile ABD arasındaki karşılıklı ticarete etkisi araştırılmıştır. Veri kümesi, 1973:4 ve 1992:9 dönemini içeren aylık verilerden oluşmaktadır. Makalede, döviz kuru oynaklığını ölçmek amacıyla reel ya da nominal efektif döviz kuru endeksini kullanmanın ciddi farklılıklar yaratmadığına işaret edilmiş ve döviz kuru oynaklığı değişkeni olarak nominal kurlara uygulanan ARCH modeli ile türetilen veriler kullanılmıştır. Her iki yönde yapılan ticaretin de döviz kuru oynaklıklarından anlamlı ve pozitif yönde etkilendiği bulgusu elde edilmiştir. Arize (1997) a, (1997) b ve (1996) çalışmalarında, sırasıyla 7 gelişmiş ülkenin, G-7 ülkelerinin ve AB bölgesindeki 8 ülkenin ihracatı ile döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişki araştırılmıştır. Her 3 çalışmada da, döviz kuru oynaklığı reel döviz kuru verilerinden türetilmiş ve ölçüm yöntemi olarak ilk çalışmada hareketli örneklem standart sapması ve GARCH modeli, diğer iki çalışmada sadece hareketli standart sapma yöntemi kullanılmıştır. Bununla beraber, çalışmalarda yer verilen veri kümesi dönemini kapsayan 3 aylık zaman serisi verileridir. Yapılan analizlerde, döviz kuru oynaklığının çalışmada yer alan ülkelerin ticaretini negatif yönde etkilediği sonucu elde edilmiştir.

31 18 Bunun yanında, Arize (1995), ABD nin ihracatının döviz kuru oynaklığından etkilenip etkilenmediğini eğer etkileniyorsa, söz konusu etkinin yönünü araştırmıştır dönemine ait çeyreklik verilerin kullanıldığı çalışmada, döviz kuru oynaklığı, nominal döviz kuru endeksi verilerinden ARCH modeli kullanılarak türetilmiştir. Bu makalede de Arize, ABD nin ihracatının döviz kuru oynaklığından olumsuz etkilendiği sonucuna ulaşmıştır. Arize ve Shwiff (1998), uzun dönem için döviz kuru oynaklığının G-7 ülkelerinin ithalatına etkilerini ampirik olarak araştırmıştır. 1973:2-1995:1 dönemini kapsayan 3 ay frekanslı verilerin yer verildiği çalışmada analizler; Johansen yaklaşımı, Stock - Watson ve Phillips -Loretan yöntemleri ile yapılmıştır. Döviz kuru oynaklığı, reel döviz kuru serisi kullanılarak iki farklı şekilde ölçülmüştür. İlk ölçüm yöntemi, AR(4) sürecinden elde edilen tahmin değerlerinin hareketli ortalamalı sapmasıdır. İkinci ölçüm yöntemi, bir önceki dönem baz alınarak değişimlerden elde edilen tahmin değerlerinin hareketli ortalamalı sapmasıdır. Sonuçlara bakıldığında, Kanada dışındaki G-7 ülkelerinin ithalatının döviz kuru oynaklıklarından olumsuz etkilendiği görülmüştür. Kanada nın ithalatının ise, döviz kuru oynaklığından olumlu etkilendiği gözlenmiştir. GARCH modeli hesaplanan reel döviz kuru oynaklığının Hindistan, Güney Kore ve Malezya'nın ihracatı üzerindeki etkilerinin incelendiği Doroodian (1999) çalışmasında, 1973:2-1996:3 dönemi için 3 aylık verilere yer verilmiştir. Makalede araştırılan her üç ülke için de döviz kuru oynaklığının ihracat üzerinde anlamlı ve negatif etkisinin olduğu tespit edilmiştir. Arize, Osang ve Slottje (2000), dönemini kapsayan 3 aylık verilerin kullanıldığı çalışmada, reel döviz kuru oynaklığının az gelişmiş 13 ülkenin ihracatına etkileri uzun ve kısa dönem için değerlendirilmiştir. Ekonometrik analiz olarak Johansen eşbütünleşme ve hata düzeltme modeli kullanılmıştır. Döviz kuru belirsizliği ise hareketli standart sapma yöntemi ile tahmin edilmiştir. Sonuçlar, döviz kuru belirsizliğinin kısa ve uzun dönemde ihracata olumsuz yönde etki ettiği şeklindedir. Aristotelous (2001), dönemindeki yıllık veriler yardımıyla döviz kuru belirsizliğinin ve döviz kuru rejimlerinin İngiltere nin ABD ye yaptığı ihracata etkisini incelemiştir. Çalışmada döviz kuru belirsizliği, reel döviz kurunun hareketli standart

32 19 sapması alınarak hesaplanmıştır. Buna ek olarak, uygulamaya alınan farklı döviz kuru rejimlerinin ticarete etkisinin incelenebilmesi için çalışmada kukla değişken kullanılmıştır. Bulgular, reel döviz kuru oynaklığının ve döviz kuru rejimlerinin İngiltere den ABD ye yapılan ihracatı etkilemediğini destekler niteliktedir. Pickard (2003) çalışmasında; ABD, Kanada ve Meksika nın kendi aralarında gerçekleştirdikleri çelik ticareti üzerindeki beklenen ve beklenmeyen döviz kuru oynaklığının etkileri incelenmiştir. Çalışmada, hem ekonometrik model olarak hem de oynaklığın ölçülmesinde, Stokastik Katsayılar Modeli kullanılmıştır. Veri kümesi, dönemindeki aylık frekanslı zaman serilerinden oluşmaktadır. Ampirik sonuçlara göre, kur oynaklığının ticaret hacmi üzerindeki etkisi nispi olarak küçüktür. Reel döviz kuru belirsizliğinin 13 ülkenin karşılıklı ticaretine etkisinin araştırıldığı Baum ve Çağlayan (2006) çalışmasında, dönemini içeren aylık veriler kullanılmıştır. Reel döviz kuru belirsizliği, GARCH ile tahmin edilmiştir. 13 ülkenin karşılıklı ticareti kapsamında, 156 farklı model elde edilmiştir. Toplam 20 modelde ticaret hacmi ile döviz kuru belirsizliği arasında anlamlı bir ilişki tespit edilirken, bunlardan 13 tanesinin negatif, 7 tanesinin pozitif yönde olduğu gözlenmiştir. Ayrıca araştırmacılar, döviz kuru belirsizliğinin ticaret hacminde de oynaklıklara neden olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Zhang, Chang ve Gauger (2006), ABD ile diğer G-7 ülkeleri arasındaki karşılıklı ticaret ile eşik etkili döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkiyi araştırmıştır dönemi aylık zaman serisi verilerinin yer aldığı bu çalışmada, reel döviz kuru belirsizliği GARCH modeli ile hesaplanmıştır. Analiz sonuçları incelendiğinde; volatilite etkisinin, eşik değerinin altında kaldığında anlamsız, eşik değerini aştığında anlamlı ve pozitif olduğu görülür. Buradan çıkarılan sonuç, döviz kuru belirsizliğinin ticaret hacmini tetikleyebilmesi için eşik değerinin üstünde olması gerektiğidir. Byrne vd.(2008), 22 farklı sektör için ABD nin Avrupa Birliği bölgesinde yer alan 6 ülke ile yaptığı karşılıklı ticaret ile döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkiyi araştırmıştır. İthalat için , ihracat için dönemini kapsayan yıllık verilerin kullanıldığı çalışmada, döviz kuru belirsizliği hareketli ortalamalı standart sapma ile tahmin edilmiştir. Çalışmada, döviz kuru belirsizliğinin ticaret hacmini olumsuz etkilediği sonucu elde edilmiştir.

33 20 Najafov (2010), farklı döviz kuru rejimlerinin ve döviz kuru oynaklığının uluslararası ticaret üzerindeki etkilerini ampirik olarak araştırmıştır ten 2005 e kadar olan aylık verilerin kullanıldığı ve 76 ülkenin ticaretinin araştırıldığı bu çalışmada döviz kuru belirsizliği, logaritması alınmış reel efektif döviz kuru serisinin hareketli ortalamalı standart sapması alınarak ölçülmüştür. Panel veri analizi sonuçlarına göre, esnek döviz kuru rejimi kurlardaki oynaklığın artmasına neden olarak, dış ticaret hacmine negatif yönde etki eder. Bakhromov (2011), dönemindeki çeyreklik zaman serisi verilerini kullanarak ARCH modeli tahmin edilen reel döviz kuru oynaklıkları ile Özbekistan ın dış ticareti arasındaki ilişkiyi ampirik olarak araştırmıştır. Johansen eş bütünleşme testi sonuçlarına göre, Özbekistan ın ihracatı ve ithalatı reel döviz kuru belirsizliklerinden olumsuz etkilenir. Yurt dışı gelir, reel döviz kuru ve reel döviz kuru oynaklığı ile kurulan ihracat modelinde, kur oynaklığının ihracat üzerindeki en etkili değişken olduğu gözlenmiştir. Bunun yanında, kur oynaklığının dışında yurt içi gelir ve reel döviz kuru değişkenlerinin yer aldığı ithalat modelinde de yine en etkili değişkenin reel döviz kuru oynaklığı olduğu görülmüştür. Bu doğrultuda yazar, Özbekistan ekonomisi için istikrar sağlayıcı politikaların önemli olduğuna vurgu yapmıştır. Olayungbo vd. (2011) çalışmasında, Havuzlanmış en küçük kareler (POLS) ile Gravity model ve Generalized Method of Moments (GMM) teknikleri kullanılarak 40 Sahra-altı Afrika ülkesi için döviz kuru oynaklığının dış ticarete performansına etkisi incelenmiştir dönemindeki 3 aylık verilerin yer aldığı çalışmada, döviz kuru oynaklığı reel döviz kuru serisi kullanılarak GARCH (1,1) modeli ile tahmin edilmiştir. Panel veri analizinden elde edilen çıktılara göre, kur oynaklığı toplam ticareti olumlu etkilemektedir dönemindeki yıllık verilerin yer aldığı Bahmani-Oskooe vd. (2012) çalışmasında, ABD ile Güney Kore arasındaki ticaret ile reel döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişki detay bazda incelenmiştir. Hareketli ortalamalı standart sapma ile tahmin edilen reel döviz kuru belirsizliğinin dış ticarete etkisinin sektörden sektöre farklılık arz ettiği sonucuna ulaşılmıştır. Tomanova (2013), merkez ve doğu Avrupa ülkelerinin ihracat performansı ile döviz kuru belirsizliği arasındaki ilişkiyi aylık veriler yardımıyla, 1999: :03 dönemi için

34 21 ampirik olarak araştırmıştır. GARCH modeli ile ölçülen reel döviz kuru belirsizliğinin ticaret hacmi üzerinde etkili olmadığı görülmüştür. López ve Nguyen (2015), hareketli standart sapma ve GARCH modeli olmak üzere iki farklı yöntemle tahmin edilen reel döviz kuru oynaklığının Şili nin imalat sanayi ithalatı üzerindeki etkilerini araştırmıştır ve 2007 dönemindeki aylık verilerin kullanıldığı bu çalışmada, artan döviz kuru oynaklıklarının ithalat hacmini olumsuz etkilediği görülmüştür. ABD ile İtalya arasındaki 145 sektörün ihracatı ve 125 sektörün ithalatı ile reel döviz kuru belirsizlikleri arasındaki ilişkinin ele alındığı Bahmani-Oskooe, Harvey ve Hegerty (2015) çalışmasında, dönemini kapsayan aylık verilere yer verilmiştir. Hareketli ortalama ile ölçülen kur belirsizliğinin ticarete etkisinin sektörden sektöre farklı olmasına karşın, genel olarak ticaretin kur oynaklıklarından etkilenmediği belirtilmiştir.

35 22

36 3. OYNAKLIĞIN MODELLENMESİNE VE YAPISAL VAR YAKLAŞIMINA AİT TEORİK ALTYAPI Volatilite Ölçüm Yöntemleri Finansal piyasalarda, ekonomik gösterge niteliği taşıyan veriler birçok faktörden etkilenir. Özellikle spekülatif hareketler ve karışıklıklar, piyasa dalgalanmalarını artırarak değişkenlerin tahmin edilmesini zorlaştırır. Bu çerçevede, finansal piyasalardaki oynaklığın öngörülebilmesi, önemli bir ilgi odağı haline gelmiştir. Hisse senedi fiyatları, döviz kuru endeksleri ve enflasyon gibi değişkenlerin oynaklıkları, ilgili değişkenlerin beklenen değerlerinden sapmasının ölçüsüdür. Ekonomideki hızlı değişimlerin neden olduğu beklenmedik olaylara karşı gerekli önlemlerin alınabilmesi için oynaklığın modellenmesi oldukça önemlidir. Oynaklığın başarılı bir şekilde modellenerek tahmin edilmesi, uygulamaya alınan ekonomik politikaların belirlenen hedeflere ulaşmasına yardımcı olur. (Güloğlu ve Akman, 2007) Geleneksel modellerde, hata teriminin varyansının sabit olduğu kabul edilir. Ancak finansal serilerin varyansı çoğunlukla sabit değildir. Ekonomide yaşanan hızlı değişimlere bağlı olarak artan oynaklıkların ölçülebilmesi için sabit varyans varsayımına dayanmayan yöntemler geliştirilmiştir. İlk olarak, Engle (1982) tarafından Otoregresif Koşullu Değişen Varyans (ARCH) modeli ileri sürülmüştür. Daha sonra, Bollerslev (1986) genişletilmiş Otoregresif Koşullu Değişen Varyans (GARCH) modelini geliştirmiştir. ARCH ve GARCH modellerinin eksikliklerinin giderilmesi amacıyla ileriki dönemlerde alternatif ARCH/GARCH modelleri ortaya çıkmıştır. Bu çalışmada, alternatif modellerden Engle, Lilien ve Robins (1987) tarafından geliştirilen ARCH-M modeli ve Glosten, Jaganathan ve Runkle (1994) tarafından geliştirilen TARCH modelinin yanı sıra Nelson (1991) tarafından geliştirilen EGARCH modeli irdelenmiştir (Odabaşı, 2011) ARCH Etkisi ve ARCH-LM Testi Bir serideki değişen varyansın modellenebilmesi için öncelikle o serinin ARCH etkisi taşıması gerekir. ARCH etkisi, White testi, Gold-Field Quant testi gibi yaklaşımlar kullanılarak sınanabilir. Ancak burada Engle (1982) tarafından önerilen ARCH-LM testine değinilecektir. Bu çerçevede, Y t = X t β + ε t (3.1)

37 24 modeli ele alındığında β parametresinin en küçük kareler tahmincisi b = (X X) 1 (X Y) olmak üzere artıklar ε t = Y t X t b (3.2) şeklinde ifade edilir. AR(q) ile modellenen atıkların karesi 3.3 te gösterilmiştir. p ε t 2 = α 0 + α i ε t i 2 i=1 + v t (3.3) Burada q gecikme uzunluğunu gösterir ve optimal gecikme uzunluğu ise AIC ve SIC gibi model belirleme kriterlerine göre seçilebilir. ARCH etkisine ilişkin seride ARCH etkisinin olmadığını ifade eden H 0 hipotezi H 0 : α 1 = α 2 = = α s = 0 (3.4) biçimindedir. Bu hipotezin doğru olduğu varsayımı altında TR 2, s serbestlik derecesinde asimptotik olarak ki-kare dağılımına sahip olur (Engle 1982). Burada, T gözlem sayısını, s kısıt sayısını ve ARCH etkisinin irdelendiği optimal gecikme sayısını temsil eder. Buna göre, hesaplanan ki-kare değerinin, tablo değerinden büyük olduğu durumlarda sıfır hipotezi reddedilir. Başka bir ifadeyle, varyansın zamanla değiştiği ve serinin ARCH etkisi taşıdığı sonucu çıkarılır (Yalçın, 2008) ARCH Modeli Geleneksel ekonometrik modellerde varyansın sabit olduğu varsayılır. Fakat birçok ekonomik seri yüksek derecede oynaklığa sahiptir ve değişen varyans özelliği gösterir. Engle (1982), önerdiği Otoregressif Koşullu Değişen Varyans (Auto Regressive Conditional Heteroskedasticity (ARCH)) modeli ile varyansı, hata karelerinin gecikmelerinin fonksiyonu olarak tanımlamış ve sabit varyans varsayımında bulunmamıştır (Yaman, 2012). Varyansın modellenmesi amacıyla volatilite tahminine yardımcı olan bağımsız değişkeni içeren örnek ele alındığında; Y t+1 = ε t+1 X t (3.5)

38 25 Y t+1 :Bağımlı değişken, ε t+1 : Beyaz gürültü sürecine sahip σ 2 varyanslı hata terimi, X t : t periyodunda gözlenebilen bağımsız değişkendir. Eğer bütün X t ler sabit ve birbirine eşit ise (x t = x t 1 = x t 2 = =c), Y t serisi sabit varyansa ve beyaz gürültü sürecine sahip olur. Diğer yandan, X t serisinin bütün elemanları birbirine eşit olmadığında, Y t nin koşullu varyansı, t döneminde gözlemlenebilen X t serisine bağlı olarak değişir. var(y t+1 /X t ) = X t 2 σ 2 (3.6) 3.6 nolu eşitlikten de görülebileceği gibi Y t+1 in koşullu varyansı X t serisine bağlıdır. Bu nedenle, X t serisinin çözümlenmesi ile Y t nin formu hakkında da bilgi elde edilir. Yani, X t serisinin varyansının yüksek olması Y t nin varyansının da yüksek olması, düşük olması ise Y t nin varyansının da düşük olması anlamına gelir. X t yerine geçici değişken kullanmak ya da değişkenin transformasyonunu almak yerine, Engle (1982) çalışmasında, serilerin ortalamalarını ve varyanslarını aynı anda modelleyen bir yöntem ileri sürmüştür. Engle metodolojisinde, koşulsuz tahminlerden çok koşullu tahminler önemlidir. Engle metodolojisinin daha ayrıntılı incelenmesi amacıyla durağan bir ARMA modeli olan Y t = a 0 + a 1 Y t 1 denklemi ele alınarak Y t+1 tahmin edilmek istendiğinde, Y t+1 serisine ait koşullu ortalama E t y t+1 = a 0 + a 1 Y t olur. Y t+1 in tahmin edilmesi amacıyla bu koşullu ortalama kullanıldığında, tahminin hata varyansı E t [(Y t+1 a 0 a 1 Y t ) 2 2 ] = E t ε t+1 = σ 2 (3.7) olur. Öte yandan, koşulsuz tahminler kullanıldığında uzun dönemde tahmin sonucu her zaman a 0 /(1 a 1 ) olan Y t serisine eşit olur. Koşulsuz hata varyansı ise

39 26 E { Y t+1 a 0 /( 1 a 1 )] 2 } = E[(ε t+1 + a 1 ε t + a 1 2 ε t 1 + a 1 3 ε t 2 + )] 2 = σ 2 /(1 a 1 2 ) (3.8) şeklinde ifade edilir. 3.8 nolu denklemde, 1 1 a 1 2 > 1 olduğundan koşulsuz hata varyansı, koşullu hata varyansından daha büyüktür. Bu nedenle, koşullu tahminler daha uygun tahmin yöntemleridir. Benzer şekilde, hata terimlerinin varyanslarının sabit olmadığı durumda da ARMA modeli kullanılarak varyans tahmin edilebilir. Örnek olarak, Y t = Y t 1 + ε t modelindeki tahminin hata terimlerini ifade eden ε t ye ilişkin, Y t+1 in koşullu varyansı E( Y t+1 / Y t ) = E t [ ( Y t+1 a 0 a 1 Y t ) 2 ] =E t ( ε t+1 ) 2 (3.9) şeklindedir. Bu noktada, hata terimlerinin varyansı sabit kabul edilerek işlemler gerçekleştirilmiştir. Fakat koşullu varyans her durumda sabit değildir. AR(q) serisinin hata kareleri kullanılarak koşullu varyans tahmin edilebilir. ε t = ε t ε t q ε t q + v t (3.10) 3.10 da, v t beyaz gürültü sürecine sahiptir. 1 = 2 = 3. n = 0 olduğunda varyans, sabit terim olan 0 a eşit olur. Diğer yandan, Y t serisinin koşullu varyansı, 3.10 da yer alan otokorelasyon fonksiyonundan türetilir. 2 E t ε t+1 = ε t ε t q ε t+1 q (3.11) Bu nedenle 3.10 da yer alan formüle, Otoregresif Koşullu Heteroskedastik (ARCH) Modeli adı verilir. Y t serisinin koşullu varyansının en iyi tahmini, en çok olabilirlik kestiricisi yöntemi ile oluşturulduğundan yukarıdaki gösterim yaygın değildir. Hata terimlerinin çarpımsal gösterimi için bu formülasyon daha uygundur. Engle (1982) tarafından önerilen basit çarpımsal koşullu heteroskedastik model örneği 3.12 dedir. 2 ε t = v t ε t 1 (3.12)

40 27 Burada; v t, beyaz gürültü sürecine sahiptir. σ v 2 = 1 dir. v t ve ε it birbirinden bağımsızdır. Katsayıların sınırları ise 0 > 0, 1 > 1 > 0 şeklindedir. v t nin beyaz gürültü sürecine sahip ve ε t den bağımsız olduğu bilgileri kullanılarak ε t serisinin sıfır ortalamalı ve korelasyonsuz olduğunun ispatı yapılabilir. Ev t = 0 olduğu için; Eε t = E v t ( ε t 1 ) 1/2 2 ] = Ev t E( ε t 1 ) 1/2 = 0 (3.13) Ev t v t i = 0 olduğundan i 0 iken, Eε t ε t i = 0 olur. ε t nin koşulsuz varyansının türevi, ε t nin karesi ve koşulsuz beklenen formu alınarak bulunur. Eε 2 2 t = E v t ( ε t 1 ) 2 ] = Ev t E ( ε t 1 ) (3.14) σ 2 v = 1 ve ε t serisinin bütün elemanları özdeş olduğu için (Eε 2 t 1 = Eε 2 t ), koşulsuz varyans Eε t 2 = 0 / ( 1 1 ) (3.15) biçimindedir. Denklem 3.15 e göre, koşulsuz ortalama ve varyans, 3.12 deki denklemin hatasından etkilenmemiştir. Benzer bir şekilde, ε t nin koşullu ortalamasının sıfır olduğunu görmek mümkündür. v t ve ε t 1 in bağımsız olduğu bilgisi doğrultusunda ε t nin koşullu ortalaması; E(ε t ε t 1, ε t 2, ) = E t 1 v t E t 1 ( ε t 1 ) 1 2 = 0 (3.16) ε t serisinin koşulsuz ortalaması sıfır ve varyansı sabit olduğu için 3.12 denkleminin hata terimlerinden etkilenmediği görülür. Ancak, koşullu varyans için bu durum geçerli değildir. Ev t 2 = 1 ve geçmişteki hata terimlerine göre koşullanan ε t nin varyansı 2 E[ε 1 ε t 1, ε t 2, ] 2 = ε t 1 (3.17) şeklinde hesaplanır de, birinci sıradan otoregresif süreç olan ARCH(1) ifade edilmektedir incelendiğinde, ε t nin koşullu varyansının ε t 1 e bağlı olduğu

41 28 gözlenebilir. Eğer ε t 1 in değeri yüksek ise, t dönemindeki koşullu varyans da bu değere bağlı olarak aynı şekilde yüksek olur. Diğer otoregrasyonların aksine, burada 0 ve 1 sınırlandırılmıştır. Koşullu varyans negatif olamayacağından her iki katsayı da sıfırdan küçük olamaz. Buna ek olarak, sürecin stabilitesinin sağlanabilmesi için 1 in 0 ile 1 arasında değer alması gerekir. Y t serisinin koşullu ortalaması ve varyansı E t 1 Y t = Y t 1 (3.18) var(y t y t 1, y t 2,...)= E t 1 (Y t Y t 1 ) 2 = E t 1 (ε 2 t ) = (ε 2 t 1 ) (3.19) 2 biçimindedir. 1 ve ε t 1 negatif olamayacağından koşullu varyansın minimum değeri 0 olur. ε t 1 in sıfırdan farklı değer aldığı durumlarda, Y t serisinin varyansı 1 katsayısına bağlı olarak değer alır. Y t serisinin koşulsuz ortalama ve varyansı, bu serinin fark denkleminin beklenen değeri alınarak elde edilir. Y t = a a i=0 ε t (3.20) 1 a 1 i E(ε t ) = 0 olduğundan, Y t serisinin koşulsuz beklenen değeri; Ey t = 0 / ( 1 1 ) (3.21) Aynı şekilde, Y t serisinin koşulsuz varyansı da hesaplanabilir. EY t = 0 / ( 1 1 ) iken Y t nin koşulsuz varyansı; var(y t ) = i=0 var(ε t ) (3.22) a 1 2i ε t nin koşulsuz varyansı sabit olduğu için Y t serisinin varyansı var(y t ) = ( ) ( 1 1 α 1 2) (3.23)

42 29 olur teki denklem incelendiğinde, 1 katsayısındaki mutlak artışın Y t nin varyansını artırdığı açıkça görülebilmektedir de ifade edilen ARCH(1) modeli genişletildiğinde Engle tarafından ileri sürülen ARCH(q) modeli elde edilir. Özetle, Engle (1982) tarafından geliştirilen ARCH (q) modeli, q 2 h t = 0 + i=1 i ε t i (3.24) h t = ε t ε t q ε t q = 0 + i=1 i ε t i (3.25) q 2 ε t = v t h t (3.26) şeklinde gösterilir de görüldüğü gibi farklı zamanlardaki şokların etkileri farklıdır. Koşullu varyans, q sırasındaki otoregresif süreç gibi hareket eder (Enders, 2010: ). ARCH modeli volatilite ölçüm yöntemlerinin temelidir. Ancak bu modelin bir takım eksiklikleri mevcuttur. Parametre sayısının çok olduğu koşullu varyans modellerinde tahmin edilen parametrelerin negatif olma ihtimali yüksek olur. Bu durum ARCH modelinde parametrelerin negatif olmama kısıtlamasını bozabilir. Bu sorunun üstesinden gelebilmek amacıyla GARCH modellemesi geliştirilmiştir (Yalçın, 2008) GARCH Modeli Bollerslev (1986), Engle tarafından geliştirilen ARCH modelini geliştirerek genelleştirilmiş ARCH yani GARCH modelini ileri sürmüştür. GARCH modeli, ARMA sürecinin koşullu varyansına dayanan bir teknik olmakla beraber, ARCH modeline göre daha çok sayıda değişkenin ve gecikmenin denklemde yer almasına olanak sağlayan bir modeldir. (Bollersev 1986) Değişen varyans için GARCH (p,q) modelinin gösterimi aşağıdadır. ε t = v t h t (3.27)

43 30 Burada, σ v 2 = 1, (3.28) q 2 p h t = 0 + i=1 i ε t i + i=1 β i h t i (3.29) v t serisi beyaz gürültü sürecine sahip olduğundan ε t nin koşullu ve koşulsuz ortalaması sıfırdır. ε t nin beklenen değeri alındığında, koşullu ve koşulsuz ortalamasının sıfıra eşit olduğu kolayca görülür. Eε t = Ev t (h t ) 1/2 = 0 (3.30) ε t nin koşullu varyansı, ARMA süreci şeklinde 3.29 da verilmiştir. Genelleştirilmiş ARCH(p,q) modeli, diğer bir ifade ile GARCH(p,q), varyansın heteroskedastik olduğu durumlarda, hem otoregresif hem de hareketli ortalama için uygun bir modeldir. Eğer p=0 ve q=1 ise süreç birinci dereceden ARCH modeline (ARCH(1)) eşit olur. Çünkü, β nın bütün değerlerinin sıfır olması durumunda GARCH (p,q) modeli ARCH(q) modeline eşit olmaktadır. Ayrıca, p=1 ve q=1 olan GARCH(1,1) sürecinin elde edilebilmesi için bütün parametrelerin (α 0 >0, α 1 0 ve β 1 0) negatif olmayan değerlere sahip olması ve α 1 + β 1 < 1 koşulunun sağlanması gerekir. q p h t = i=1 1 ε t 1 + i=1 β 1 h t 1 (3.31) 3.31 de GARCH (1,1) modeli yer almaktadır. GARCH modelinin temel özelliği, Y t serisinin hata terimlerine ait koşullu varyansın, bir ARMA sürecini oluşturmasıdır. Bu nedenle, kurulan ARMA modelinin hata karelerinin bu karakteristik özelliği göstermesi beklenir. Daha net bir ifade ile, gerekli şartları sağlayan bir ARMA modeli oluşturulduğunda hata terimlerinin otokorelasyon fonksiyonu (ACF) ve kısmı otokorelasyon fonksiyonu (PACF) beyaz gürültü süreci özelliğini gösterir. Standart hataların korelogramını elde edebilmek için; ilk olarak, Y t serisinin en uygun ARMA modelinden elde edilen hata terimlerinin kareleri (ε t 2 ) ile örneklem varyansı (σ 2) hesaplanır. σ 2 = T t=1 ε t 2 /T (3.32)

44 31 İkinci adımda, hata karelerinin örneklem otokorelasyonu hesaplanır. ρ i = T t=i+1 (ε t 2 2 σ 2)(ε t i σ 2) T t=1(ε t 2 σ 2) 2 (3.33) Büyük örneklemlerde ρ i nin standart sapması T 0.5 e yakınsayabilir. Anlamlı derecede sıfırdan farklı olan her bir ρ i değeri, GARCH hatalarını gösterir. Katsayıların grup olarak anlamlılığının testi için Ljung Box Q istatistiği kullanılır. n 2 Q = T(T + 2) i=1 ρ i /(T i) (3.34) Bu dağılım, n serbestlik derecesiyle asimptotik χ² dağılımına sahiptir. ε t 2 ler arasında serisel otokorelasyonun olmadığını belirten sıfır hipotezinin reddedilmesi, aynı zamanda ARCH veya GARCH etkisinin olmadığının da reddedilmesi anlamına gelir. Mcleod ve Li (1983), daha formel bir gösterim olan ve iki basamakta gerçekleştirilen Lagrange Çarpanları testini ileri sürmüşlerdir. Birinci basamakta, en uygun en küçük kareler regresyon modelinin denkleminden ya da en uygun ARMA modeli denkleminden hata kareleri elde edilir. Diğer basamakta, bu hata karelerle regresyon denklemi kurulur. ε t = ε t ε t q ε t q (3.35) a 1 den a q ya kadar olan bütün değerlerinin sıfır olması, denklemde ARCH veya GARCH etkisinin olmadığı anlamına gelmektedir. Elde edilen bu regresyon modelinin açıklama gücünün ( R 2 ) zayıf olması beklenir. ARCH etkisinin olmadığını belirten H 0 hipotezi altında, T kalıntılarının örneklemi kullanılarak TR 2 test istatistiği, q serbestlik derecesinde asimptotik χ² dağılımına yakınsar. TR 2 nin yeterince büyük olduğu durumda sıfır hipotezi reddedilir. Sıfır hipotezinin reddedilmesi, seride ARCH etkisinin olduğu anlamına gelir. Diğer yandan, TR 2 nin yeterince büyük olmadığı durumda ARCH etkisinin olmadığını ifade eden sıfır hipotezi reddedilemez. Yani, seride ARCH etkisinin olmadığı sonucu çıkarılır (Enders, 2010:131).

45 ARCH-M Modeli Engle, Lilien ve Robins 1987 yılında ARCH modelinin temel taslağını genişleterek ARCH-M modelini geliştirmişlerdir. Bu modelde, ortalama tahmin edilirken değişkenin kendi koşullu varyansı kullanılır. Modelin temeli, risk sevmeyen piyasa aktörlerinin ellerinde tuttukları riskli varlıklardan dolayı uğrayacakları muhtemel zararların telafisine dayanır. Bu modelde varlıkların riskliliği, getirilerin koşullu varyansının artan fonksiyonu olarak ifade edilmiştir. Engle, Lilien ve Robins, riskli varlık bulundurmanın sağladığı aşırı getiriyi aşağıdaki gibi ifade etmiştir. Y t = μ t + ε t (3.36) Y t =Uzun dönemli bir varlığın bir dönemlik hazine bonosunun getirisine oranla aşırı getirisi, μ t = Kısa dönemli bir varlığa nazaran uzun dönemli bir varlığı elde tutmanın risk primi, ε t = Uzun dönemli varlığın tahmin edilemeyen aşırı getirisinin şokudur. Varlığın uzun dönemdeki aşırı getirisinin beklenen değeri, risk primini verir. E t 1 Y t = μ t (3.37) Bu modelde risk primi, kalıntıların koşullu varyansının artan fonksiyonu olarak modellendiğinden, getirilerin koşullu varyansı arttıkça uzun dönemli varlığın elde tutulması için ihtiyaç duyulan telafi miktarının da artması gerekir. Risk priminin matematiksel gösterimi μ t = β + δh t (3.38) biçimindedir. Burada;

46 33 δ > 0, h t = 0 + q i=1 2 i ε t i ARCH(q) sürecine sahip olan h t, ε t nin koşullu varyansıdır da ve 3.38 de temel bir ARCH-M süreci oluşturulmuştur. Buradan, Y t nin koşullu ortalamasının, h t nin koşullu varyansına bağlı olduğu görülür. Bu aşamada, 1 = 2 = q = 0 olup, koşullu varyansın sabit olduğu durumda risk primi sabit bir değere eşit olur (Enders, 2010:143) TARCH Modeli Glosten, Jaganathan ve Runkle (1994), ekonomideki iyi ve kötü haberlerin volatiliteye etkisinin farklı olduğunu öne sürmüşlerdir. Ayrıca, eşik değerinin üstünde gerçekleşen şokların oynaklık üzerindeki etkisi kukla değişken yardımıyla incelenmiştir. TARCH Süreci; 2 2 h t = ε t 1 + λ 1 d t 1 ε t 1 + β 1 h t 1 (3.39) biçiminde gösterilebilir. Denklemde yer alan d t 1 kukla değişkendir. ε t 1 < 0 olduğunda bir, ε t 1 > 0 olduğunda sıfır değerini alır. TARCH modelinin temel mantığı, ε t 1 in pozitif değerlerinde kukla değişkenin sıfır değerini almasıdır. Bu durumda, ε t 1 in h t üzerindeki şoku sıfır olur. ε t 1 < 0 için, kukla değişken bir değerini alır ve ε t 1 in 2 h t üzerinde şoku ( 1 + λ 1 ) ε t 1 olur. Yani, λ 1 >0 olduğunda negatif şokların pozitif şoklardan daha baskın olduğu çıkarımı yapılabilir. Eşik etkisinin olması için λ 1 in istatistiksel olarak sıfırdan farklı olması, yani anlamlı olması gerekmektedir. Aksi takdirde, süreç GARCH(1,1) e eşit olur (Enders, 2010:155) EGARCH Modeli Haberlerin asimetrik etkilerini göz önünde bulunduran diğer model EGARCH modelidir. Üssel (exponential) GARCH (EGARCH) modeli Nelson (1991) tarafından geliştirilmiştir.

47 34 GARCH modelinde yer alan katsayıların negatif olmamasına ilişkin sınırlandırmalar bu modelde yoktur. In ( h t ) = ( ε t 1 / h 0.5 t 1 ) λ 1 ε t 1 / h t 1 + β 1 In ( h t 1 ) (3.40) EGARCH modelinde koşullu varyans denklemi logaritmiktir. Bu sebeple, h t negatif değer 2 alamaz. Ancak, katsayılar negatif değer alabilir. Modelde ε t 1 yerine standartlaştırılmış ε t 1 kullanılır. Nelson a göre bu standartlaştırma, şokların boyutu ve sürekliliği hakkında yorum yapma imkânı sağlar. Buna ek olarak, EGARCH kaldıraç etkisini de göz önünde bulundurur. Eğer ε t 1 / h 0.5 t 1 > 0 ise, şokun koşullu varyans üzerindeki etkisi 1 + λ 1 olur. ε t 1 / h 0.5 t 1 < 0 ise, şokun koşullu varyans üzerindeki etkisi 1 + λ 1 olur (Enders, 2010:156). 3.2 VAR Modeli ve Yapısal VAR Modeli Çalışmanın ampirik analizinde, yapısal VAR yaklaşımı kullanılarak reel döviz kurundaki volatilitenin Türkiye nin ihracatına ve ithalatına etkisi araştırıldığından SVAR modeli ve SVAR modelinin temeli olan VAR modeli teorik açıdan ele alınmıştır Vektör Otoregresif Modeller (VAR) Ekonominin karışık bir yapı arz etmesi ve çok yönlü ilişkileri barındırması, iktisadi olayların tek denklemle incelenmesini zorlaştırır. Bu nedenle, değişkenlerin içsel ve dışsal olarak tanımlanıp incelenmesi esasına dayanan eş anlı denklem sistemleri geliştirilmiştir. Ancak iktisadi değişkenler arasında çoklu ve karmaşık etkileşimler olması nedeniyle, değişkenlerin içsel ve dışsal olarak ayırılması zorlaşmaktadır. Ayrıca, eş anlı denklem sistemlerinde belirlenme problemine dayalı kısıtlamaların olması, eş anlı denklem sistemlerinin diğer bir dezavantajıdır (Tarı ve Bozkurt, 2006: 4). Sims (1980), içsel değişkenlerin birlikte ele alındığı eş anlı denklem modeli olan vektör otoregresif (VAR) modelini geliştirmiştir. VAR modelinde değişkenler içsel ve dışsal olarak ayrılmadığından belirlenme sorunu söz konusu değildir. Bu modelde, bütün değişkenler içsel kabul edilir ve bir değişken kendisinin ve modelde yer alan diğer

48 35 değişkenlerin gecikmeli değerlerinin fonksiyonu olarak tanımlanır (Gujarati, 2006: ). Değişkenleri Y t ve Z t olan iki değişkenli ve bir dönem gecikmeli bir VAR modeli; Y t = b 10 b 12 Z t + γ 11 Y t 1 + γ 12 Z t 1 + ε yt (3.41) Z t = b 20 b 21 Y t + γ 21 Y t 1 + γ 22 Z t 1 + ε zt (3.42) Denklemde, Y t ve Z t durağandır. ε yt ve ε zt birbirleri ile ilişkisiz ve standart sapmaları σ y ve σ z olan beyaz gürültü süreçli hata terimleridir ve 3.42 de görüldüğü gibi, Y t ve Z t birbirleri üzerinde eş anlı olarak etkilidir. Denklem sisteminin indirgenmiş formu; [ 1 b 21 b 12 1 ] [Y t Z t ] = [ b 10 b 20 ] + [ γ 11 γ 21 γ 12 γ 22 ] [ Y t 1 Z t 1 ] + [ ε yt ε zt ] (3.43) Denklem sisteminin kapalı formu Bx t = Г 0 + Г 1 X t 1 + ε t (3.44) şeklindedir. Burada; B = [ 1 b 21 b 12 1 ], X t = [ Y t Z t ], Г 0 = [ b 10 b 20 ], Г 1 = [ γ 11 γ 21 γ 12 γ 22 ], ε t = [ ε yt ε zt ] Yukarıdaki eşitliğin her iki tarafı B 1 ile çarpıldığında, VAR modelinin standart formu elde edilir. A 0 = B 1 Г 0, A 1 = B 1 Г 1, e t = B 1 ε t olarak düzenlendiğinde X t serisi X t = A 0 + A 1 X t 1 + e t (3.45)

49 36 biçiminde ifade edilir. Notasyonda yer alan, a i0 ; A 0 matrisinin i nci elemanı, a ij ; A 1 vektörünün i inci satırının j inci sütunundaki elemanı ve e it, e t vektörünün i nci elemanını temsil eder. Buna göre 3.44 te yer alan denklem Y t = a 10 + a 11 Y t 1 + a 12 Z t 1 + e 1t (3.46) Z t = a 20 + a 21 Y t 1 + a 22 Z t 1 + e 2t (3.47) şeklinde yazılır ve 3.42 de VAR modelinin basit gösterimi, 3.46 ve 3.47 de ise VAR modelinin standart formu yazılmıştır. e 1t ve e 2t hata terimleri, ε yt ve ε zt şoklarının bileşimidir. e t = B 1 ε t için, e 1t ve e 2t ; e 1t = (ε yt b 12 ε zt )/(1 b 12 b 21 ) (3.48) e 2t = (ε zt b 21 ε yt )/(1 b 12 b 21 ) (3.49) ε yt ve ε zt beyaz gürültü sürecine sahiptir. Bu nedenle, e 1t ve e 2t gibi ε yt ve ε zt şokları da sıfır ortalamalı, sabit varyanslı ve otokorelasyonsuz olur. e 1t nin beklenen değeri alındığında Ee 1t = E(ε yt b 12 ε zt )/( 1 b 12 b 21 ) = 0 (3.50) olur. Ee 1t nin varyansı; Ee 2 1t = E (ε yt b 12 ε zt )/(1 b 12 b 21 )] 2 = (σ 2 y + b 2 12 σ 2 z )/(1 b 12 b 21 ) 2 (3.51) Ee 1t nin varyansı zamana bağlı değildir. i 0 için e 1t ve e 1t 1 arasındaki korelasyon Ee 1t e 1t i = E (ε yt b 12 ε zt )(ε yt i b 12 ε zt i )]/ (1 b 12 b 21 ) 1/2 = 0 (3.52) olarak bulunur. Aynı yöntemle, e 2t serisinin de sıfır ortalamalı, sabit varyanslı ve bütün otokovaryanslarının sıfır olduğu gösterilebilir. Ancak buradaki önemli husus, e 1t ve e 2t nin kendi aralarında korelasyonlu olmasıdır. Bu iki terim arasındaki kovaryans

50 37 Ee 1t e 2t = E[ (ε yt b 12 ε zt )(ε zt b 21 ε yt )]/(1 b 12 b 21 ) 2 = (b 21 σ y 2 + b 12 σ z 2 )/(1 b 12 b 21 ) 2 (3.53) biçimindedir. Denklem 3.49 da görüldüğü gibi, e 1t ve e 2t arasındaki korelasyon sıfır değildir. Ancak, özel bir durum olan b 12 = b 21 durumunda yani, eş zamanlı olarak hem Y t hem de Z t birbiri üzerinde etkili olmadığında, şoklar arasında korelasyon olmaz. e 1t ve e 2t arasındaki varyans kovaryans matrisi; var(e Σ = [ 1t ) cov(e 1t, e 2t ) cov(e 1t, e 2t ) var(e 2t ) ] (3.54) Matriste yer alan bütün elemanlar zamandan bağımsızdır. Bu nedenle, varyans kovaryans matrisi Σ = [ σ 1 2 σ 12 σ 21 σ 2 2 ] (3.55) şeklinde de ifade edilebilir. Burada var(e it ) = σ i 2 ve cov(e 1t, e 2t ) = σ 12 = σ 21 (Enders, 2010: ) Yapısal Vektör Otoregresif Modeller (SVAR) Standart VAR modeli, bir grup ekonomik değişken arasındaki ilişkinin incelenmesine uygun bir modeldir. Ancak, VAR yaklaşımı ekonomik bir alt yapıya sahip olmadığından eleştirilmiştir. VAR modelinde, ekonomistlerin tek rolü, modele uygun değişkenleri önermektedir. Bu nedenle, VAR analizi ile elde edilen sonuçlar iktisat literatürüne uygun olmayabilir. Sims (1986) ve Bernanke (1986) tarafından iktisat teorisi çerçevesinde belirlenen kısıtların yer aldığı ve yapısal şokların kullanıldığı ekonomik model olan yapısal VAR yaklaşımını geliştirilmiştir. Yöntemin daha iyi anlaşılabilmesi için n değişkenli VAR modelindeki tahmin kalıntıları ile yapısal değişimler arasındaki ilişki irdelenebilir. Bu

51 38 ilişki gecikme uzunluğundan etkilenmediğinden, n değişkenli ve bir gecikmeli model ile incelenebilir. 1 b 12 b 13 b 1n x 1t b 10 γ 11 γ 12 γ 13 γ 1n x 1t 1 ε 1t b [ 21 1 b 23 b 2n x 2t b ] [... ]=[ 20 γ 21 γ 22 γ 23 γ 2n x 2t 1 ε 2t ] + [ ] [ ] + [ ] b n1 b n2 b n3... b nn x nt b n0 γ n1 γ n2 γ n3 γ nn x 3t 1 ε nt (3.53)

52 39 Denklemin kapalı formu; Bx t = Г 0 + Г 1 X t 1 + ε t (3.57) Denklemin her iki tarafı B 1 ile çarpıldığında X t serisi; X t = B 1 Г 0 + B 1 Г 1 X t 1 + B 1 ε t (3.58) B 1 Г 0 = A 0, B 1 Г 1 X t 1 =A 1 ve B 1 ε t = e t için denklem yeniden düzenlendiğinde, birinci dereceden VAR modelinin denklemi olan X t = A 0 + A 1 x t 1 + e t (3.59) elde edilir. Bu aşamada en önemli noktalar, gözlemlenen hata değerlerini almak ve ε t = B 1 e t yi kapsayacak şekilde sistemi sınırlandırmaktır. Ancak, b ij nin seçimleri rastgele olmamalıdır. Buradaki temel husus, farklı ε it leri kapsayan ve bu şokların bağımsızlık varsayımını sağlayacak şekilde sisteme gerekli kısıtların koyulmasıdır. En küçük kareler yöntemi kullanılarak türetilen varyans/kovaryans matrisi 2 σ 1 σ 12 σ 1n 2 Σ = σ 21 σ 2 σ 2n [ σ n1 σ n2 σ 2 n ] (3.60) biçiminde gösterilir. Burada; σ ij = (1/T) T t=1 e it e jt (3.61) Varyans kovaryans matrisi simetriktir. Bu nedenle, toplam (n 2 +n)/2 adet farklı eleman içerir. B matrisinin diagonal elementleri özdeş olduğundan B matrisi, toplam (n 2 -n) bilinmeyen değişkene sahiptir. Yapısal modeldeki n 2 adet bilinmeyen değer için, n adet bilinmeyen var(ε it ) bulunur. Bu durumda, B matrisi ile var(ε it ) matrisinde toplam bilinmeyen değişken sayısı n 2 olur. Bu noktada, n 2 adet bilinmeyeni varyans kovaryans matrisinin (n 2 +n)/2 adet bağımsız bilinenler ile tanımlamak için (n 2 -n)/2 adet kısıta ihtiyaç

53 40 vardır. Başka bir ifade ile, standart VAR modelinden yapısal forma geçmek için, sisteme (n 2 - n)/2 adet kısıt koyulmalıdır. Bir Cholesky ayrışmasındaki kısıt sayısı (n 2 - n)/2 dir. Bu nedenle, Cholesky ayrışmasında sistem tam belirlenmiş olur. b 12 = b 13 = b 14 = = b 1n = 0 b 23 = b 24 = = b 2n = 0 b 34 = = b 3n = 0 (3.62) b n 1n = 0 Üç değişkenli bir VAR modeli üzerinden yapılan Cholesky ayrışmasında; e 1t = ε 1t e 2t = c 21 ε 1t + ε 2t (3.63) e 3t = c 31 ε 1t + c 32 ε 2t + ε 3t ε 1t, ε 2t, ε 3t şokları, e 1t, e 2t ve e 3t hata terimleri ve varyans kovaryans matrisi ile tanımlanabilir. Sistemde, C = B 1 olduğundan e t = Cε t ye eşit olur. Tahmin kalıntıları ile yapısal değişimler arasındaki ilişkiyi ifade eden bir diğer gösterim e 1t = ε 1t + c 13 ε 3t e 2t = c 21 ε 1t + ε 2t (3.64)

54 41 e 3t = c 31 ε 2t + ε 3t şeklindedir. Üçgensel yapının olmadığı denklemde, her bir değişkenin tahmin kalıntısı, kendisinin ve diğer değişkenlerin yapısal değişiminden etkilenir. Konu bu örnek üzerinden değerlendirildiğinde, (n 2 -n)/2 eşitliğinde n=3 için tam belirlenme şartının sağlanması amacıyla C matrisinde üç adet kısıta ihtiyaç vardır. Ancak lineerliğin sağlanamadığı durumlarda sisteme (n 2 -n)/2 adet kısıt koymak tam belirlenme için yeterli bir koşul değildir. Bu durumda, tam belirlenme koşulu için belirlenmiş basit kurallar yoktur. Konunun daha formel gösterilmesi adına, regresyon kalıntılarının varyans kovaryans matrisi; E ee = Σ = ( σ 1 2 σ 21 σ 12 σ 2 2 ) (3.65) e t =B 1 ε t bilgisi ışığında Ee t e t = EB 1 ε t ε t (B 1 ) = B 1 E(ε t ε t )(B 1 ) (3.66) şeklinde ifade edilebilir. Denklem 3.66 te yer alan E(ε t ε t ), yapısal değişimin varyans kovaryans matrisini temsil eder. Yapısal şoklar arasındaki kovaryans sıfır olduğu için, varyans kovaryans matrisi aşağıdaki gibi de yazılabilir. Σ ℇ = [ var(ε 1) 0 0 var(ε 2 ) ] (3.67) Yapısal değişimlerle, regresyon kalıntıları arasındaki ilişkinin bulunabilmesi için varyans kovaryans matrisi, ( σ 1 2 σ 12 σ 21 σ 2 2 ) = (B 1 [ var(ε 1) 0 0 var(ε 2 ) ] (B 1 ) (3.68) ya da,

55 42 ( σ 1 2 σ 12 σ 21 σ 2 2 ) ( 1 b 12 b 21 1 ) [var(ε 1) 0 0 var(ε 2 ) ] [( 1 b 12 b 21 1 )-1 ] (3.69) biçiminde gösterilebilir. Varyans kovaryans matrisinde; b 12, b 21, var(ε 1 ) ve var(ε 12 ) olmak üzere 4 tane bilinmeyen değer yer alır. Ancak matris simetrik olduğundan σ 12 = σ 21 olur ve buna bağlı olarak, tahmin edilmek üzere birbirinden bağımsız 4 bilinmeyeni olan 3 farklı denklem kalır. Bu çerçevede, sistem n inci dereceden VAR modeline genişletildiğinde varyans kovaryans matrisi, Σ = B 1 Σ e (B 1 ) (3.70) olur. Burada, Σ = B 1 ve Σ e nxn boyutlu matrislerdir (Enders, 2010: ) Etki Tepki Fonksiyonu VAR modeline yer verilen çalışmalarda, tahmin edilen katsayıların yorumlanması yerine etki tepki analizi ve varyans ayrıştırması yöntemlerine başvurularak sistem incelenir. Etki tepki fonksiyonları ile hata terimlerinde ortaya çıkan şokların VAR modelindeki değişkenleri nasıl etkilediği analiz edilir. Diğer bir anlatım ile, sistemdeki değişkenlerden birine bir birim standart sapmalık şok uygulandığında sistemdeki diğer değişkenlerin bu şoka verdikleri tepkiler etki tepki fonksiyonu ile ölçülür (Yiğit, 2010). Sims (1980) metodolojisinin araştırılabilmesi için VAR modellerinin hareketli ortalama gösterimi esastır. VAR modellerinin hareketli ortalama gösteriminden elde edilen etki tepki fonksiyonlarının hesaplanabilmesi amacıyla 3.71 de yer alan iki değişkenli bir VAR modeli ele alınmıştır. [ Y t Z t ] = [ a 10 a 20 ] + [ a 11 a 21 a 12 a 22 ] [ Y t 1 Z t 1 ] + [ e 1t e 2t ] (3.71)

56 deki denklem, Z t = μ + i=0 A i 1 e t i eşitliği kullanılarak yeniden yazıldığında 3.72 deki eşitlik elde edilir. [ Y t ] =[ Z Y t Z ] [a 11 a 12 a ] i i=0 22 a 21 [ e 1t i e 2t i ] (3.72) [ e 1t e 2t ] = 1 1 b 12 b 21 [ 1 b 21 b 12 1 ] [ε yt ε zt ] (3.73) VAR modelinden elde edilen 3.48 ve 3.49 eşitlikleri göz önünde bulundurularak, 3.72 ve 3.73 denklemleri birbirleri içinde yerine yazılıp tek bir formüle indirgenerek birleştirildiğinde [ Y t Z t ] =[ Y Z ] + 1 [ a 11 a 12 1 b 12 b 21 a ] i i=0 [ 1 b b 21 1 ] [ε yt i ε ] (3.74) zt i a 21 denklemi elde edilir. Denklem 2x2 boyutundaki ɸ i matrisi ile daha sade bir hale getirildiğinde; ɸ i = (3.75) A 1 i 1 b 12 b 21 [ 1 b 12 b 21 1 ] Sistemin hareketli ortalamalı gösterimi ise; [ Y t ] =[ Z Y t Z ] + [ɸ 11(i) ɸ 12(i) i=0 ] ɸ 21(i) ɸ 22(i) [ e yt i e zt i ] (3.76) Denklemin kapalı formu, X t = μ + i=0 ɸ i ε t i (3.77) şeklindedir. Hareketli ortalama gösterimi Y t ve Z t serileri arasındaki ilişkinin sınanması açısından oldukça kullanışlıdır. ɸ i katsayıları, e yt ve e zt şoklarının Y t ve Z t serileri üzerindeki etkilerini göstermektedir (Enders, 2010: ).

57 Varyans Ayrıştırması Varyans ayrıştırması, bir değişkene ilişkin tahmin edilen hata terimi varyansının sistemdeki diğer değişkenler tarafından açıklanma yüzdesidir. Bağımlı değişkenin varyansındaki değişimin ne kadarının modeldeki diğer değişkenlerin varyansından kaynaklandığı, varyans ayrıştırması yöntemi ile ölçülür (Bilen, 2014). Diğer bir ifade ile, öngörü hatasının varyans ayrıştırması metodu ile bağımlı değişken üzerinde hangi bağımsız değişkenin ne düzeyde etkili olduğu gözlenebilir (Köse, Ay ve Topallı, 2008) de VAR(1) modelinin indirgenmiş biçiminin koşullu beklenen değeri yer almaktadır. E t X t+1 = A 0 + A 1 X t (3.78) t+1 dönemi için hata; X t+1 E t X t+1 = e t+1 (3.79) Denklem bir dönem daha ileriye taşındığında; X t+2 = A 0 + A 1 X t+1 + e t+2 = A 0 + A 1 (A 0 + A 1 X t + e t+1 ) + e t+2 (3.80) Denklemin koşullu beklenen değeri; E t x t+2 = ( I + A 1 )A 0 + A 1 2 X t (3.81) İki dönem sonraki tahmine ilişkin hata; e t+2 + A 1 e t+1 (3.82) Denklem sistemi n dönem için genelleştirildiğinde; E t X t+n = ( I + A 1 + A A 1 n 1 )A 0 + A 1 n X t (3.83) N dönem sonrası için tahmin hatası

58 45 e t+n + A 1 e t+n 1 + A 1 2 e t+n A 1 n 1 e t+1 (3.84) şeklinde gösterilir. Hareketli ortalamalı VAR modeli, Standart VAR modeli ile tamamen aynı bilgileri içermesine karşın, ε t serisinin özelliklerinin tanımlanması açısından daha uygundur. X t+1 serisinin koşullu tahmininin bir dönemdeki tahmin hatası ɸ 0 ε t+1 olur. Model genelleştirildiğinde, X t+n = μ + i=0 ɸ i ε t+n i (3.85) şeklinde yazılır. Bu modelin hata fonksiyonu 3.86 eşitliği ile ifade edilir. n 1 X t+n E t X t+n = i=0 ɸ i ε t+n i (3.86) Y t serisinin n dönem için tahmin hatası Y t+n E t Y t+n = ɸ 11 (0)ε yt+n + ɸ 11 (1)ε yt+n ɸ 11 (n 1)ε yt+1 + ɸ 12 (0)ε zt+n + ɸ 12 (1)ε zt+n ɸ 12 (n 1)ε zt+1 (3.87) biçimindedir. Y t serisinin n dönem için tahmin hata varyansı σ y (n) 2 = σ y 2 [ɸ 11 (0) 2 + ɸ 11 (1) ɸ 11 (n 1) 2 ] + σ z 2 [ɸ 12 (0) 2 + ɸ 12 (1) ɸ 12 (n 1) 2 (3.88) şeklindedir. Denklemdeki bütün ɸ 2 değerleri pozitiftir. Dolayısı ile tahmine esas olan dönem uzadıkça hata varyansı artar. Ayrıca, n dönem için her bir döneme ait şoklardan kaynaklı hata varyansları ayrıştırılabilir. ε yt ve ε zt şoklarının σ 2 üzerindeki etkileri 3.89 ve 3.90 da belirtilmiştir. σ y 2 [ɸ 11 (0) 2 +ɸ 11 (1) 2 + +ɸ 11 (n 1) 2 ] σ y (n) 2 (3.89)

59 46 σ z 2 [ɸ 12 (0) 2 +ɸ 12 (1) 2 + +ɸ 12 (n 1) 2 ] σ y (n) 2 (3.90) Kısacası, öngörü hatalarının varyans ayrıştırması, sistemde yer alan bir değişkene ait değişimin sistemdeki değişkenlere ait şoklar tarafından hangi oranda açıklandığını gösterir (Enders, 2010:313).

60 4. TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ VE DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ 47 Çalışmanın dördüncü bölümü üç alt bölüme ayrılmıştır. İlk olarak çalışmada kullanılan verilerin tanıtımına ve değişkenlere ilişkin birim kök sınamalarına yer verilmiştir. İkinci bölümde, döviz kuru belirsizliğinin tahmin edilme süreci anlatılmıştır. Üçüncü bölümde ise, Türkiye nin ithalatı ve ihracatı yapısal VAR modeli ile tahmin edilmiştir. Yapısal şoklara ait varyans ayrıştırması ve etki tepki fonksiyonları analiz edilmiş ve analizlerden elde edilen sonuçlar yorumlanmıştır. 4.1 Veri Seti Çalışmada 2002: :10 dönemine ait aylık verilere yer verilmiştir. Veriler Türkiye İstatistik Kurumunun (TÜİK) veri tabanından, Merkez Bankasının Elektronik Veri Dağıtımı Sisteminden ve Eurostat ın veri tabanından temin edilmiştir. Değişkenlerden reel ihracat, Türkiye için milyon dolar ve mevsimsellikten arındırılmış olarak alınan nominal ihracat değerlerinin, 2010=100 bazlı ihracat birim değer endeksine bölünmesi ile elde edilmiştir. Reel ithalat verilerine, Türkiye için milyon dolar ve mevsimsellikten arındırılmış olarak alınan nominal ithalat değerlerinin, 2010=100 bazlı ithalat birim değer endeksine bölünmesi ile ulaşılmıştır. Yurt içi gelir değişkeni için literatürdeki benzer çalışmalarda genellikle gayri safi yurt içi hasıla (GSYİH) tercih edilmiştir. Ancak bu çalışmada aylık verilerle çalışıldığından 3 ay frekansla açıklanan GSYİH yerine kamuoyuna aylık olarak duyurulan sanayi üretim endeksi kullanılmıştır. Sanayi üretim endeksi 2010=100 bazda ve mevsimsellikten arındırılmış olarak alınmıştır. Reel ihracat, reel ithalat ve sanayi üretim endeksine ilişkin veriler TÜİK veri tabanından elde edilmiştir. Yurt dışı gelir değişkeni olarak da GSYİH yerine Türkiye nin en fazla ticari ilişkilerde bulunduğu ülkelerin yer aldığı 15 Avrupa Birliği ülkesinin sanayi üretim endeksi kullanılmıştır. 15 Avrupa Birliği ülkesinin sanayi üretim endeksi, Eurostat ın veri tabanından 2010=100 bazda ve mevsimsellikten arındırılmış olarak alınmıştır. Reel döviz kuru serisi, TÜFE bazında ve 2003=100 olarak EVDS den temin edilmiştir. EVDS den alınan reel döviz kuru serisinin hesaplanma metoduna göre, artan döviz kuru endeksi ulusal paranın değerlenmesini, azalan döviz kuru endeksi ulusal paranın değer kaybetmesini ifade eder. Bu durumda, artan reel döviz kurunun ihracatı olumsuz, ithalatı olumlu etkilemesi

61 48 beklenir. Döviz kuru belirsizliği değişkeni ise logaritması ve birinci sıra farkı alınmış olan TÜFE bazlı reel efektif döviz kurunun GARCH(1,1) modelinden hesaplanan koşullu varyanslarının karekökü alınarak ölçülmüştür. Döviz kuru belirsizliği dışındaki bütün değişkenlerin logaritması alınarak analizlere devam edilmiştir Birim Kök Testleri Bu çalışmada, değişkenlerin durağanlığı Genişletilmiş Dickey Fuller (ADF) birim kök testi ile sınanmıştır. Genişletilmiş Dickey Fuller genel olarak 4.1 deki gibi ifade edilir (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2007). k ΔY t = + βt + δy t 1 + j=1 δ j ΔY t j + e t (4.1) Genişletilmiş Dickey Fuller birim kök testinde ait sıfır hipotezi ve alternatif hipotez H 0 : δ = 0 (Birim kök vardır, seri durağan değildir.) H 1 : δ < 0 (Birim kök yoktur, seri durağandır.) şeklindedir. Modeldeki değişkenlerin birim kök test sonuçları Çizelge 4.1 de verilmiştir. Çizelge 4.1. Düzeyde Birim Kök Testi Sonuçları Değişken Gecikme Uzunluğu ADF Test İstatistiği Tablo Değeri (%5) P Değeri Reel İhracat Reel İthalat Yurt İçi Gelir Yurt Dışı Gelir Reel Döviz Kuru *ADF eşitliği deterministik bileşenlerden sabit terimi ve trendi içermektedir. Uygun gecikme uzunluğu maksimum gecikme 12 olmak üzere AIC ile seçilmiştir. Çizelge 4.1 de değişkenlere ait birim kök test sonuçları yer almaktadır. Hesaplanan t değerinin mutlak değeri, kritik değerin mutlak değerinden daha küçük olduğunda, H 0 hipotezi %5 anlamlılık düzeyinde reddedilemez. Bu durumda, serinin birim kök içerdiği ve buna bağlı olarak durağan olmadığı sonucu elde edilir. Reel ihracat, reel ithalat, yurt içi gelir, yurt dışı gelir ve reel döviz kuru serilerine ilişkin hesaplanan t istatistiğinin mutlak

62 49 değeri, tablo değerine ait mutlak değerden küçük olduğundan H 0 hipotezi reddedilemez. Sıfır hipotezi %5 anlamlılık düzeyinde reddedilemediğinden bu değişkenler düzeyde durağan değildir. Çizelge 4.2. Birinci Derece Fark Birim Kök Testi Sonuçları Değişken Gecikme Uzunluğu ADF Test İstatistiği Tablo Değeri (%5) P Değeri Reel İhracat Reel İthalat Yurt İçi Gelir Yurt Dışı Gelir Reel Döviz Kuru *ADF eşitliği deterministik bileşenlerden sabit terimi ve trendi içermektedir. Uygun gecikme uzunluğu maksimum gecikme 12 olmak üzere AIC ile seçilmiştir. Durağan olmayan değişkenlerin bir derece farkları alınarak yapılan birim kök testine ait sonuçlar Çizelge 4.2 de yer almaktadır. Çizelge 4.2 ye göre, bütün değişkenlerin hesaplanan t istatistiğinin mutlak değeri, tablo değerinin mutlak değerinden büyüktür. Bu nedenle, serilerin durağan olmadığını ifade eden H 0 hipotezi %5 anlamlılık düzeyinde reddedilir. Diğer bir ifadeyle, reel ihracat, reel ithalat, yurt içi gelir, yurt dışı gelir ve reel döviz kuru değişkenleri birinci derece fark durağandır. 4.2 Döviz Kuru Belirsizliğinin Ölçülmesi Literatürde döviz kuru belirsizliği için hangi vekil değişkenin kullanılacağına dair bir görüş birliği yoktur. Genel olarak hareketli ortalamalı standart sapma ve ARCH/GARCH modelleri tercih edilmiştir. Bu çalışmada döviz kuru belirsizliği, logaritmik formu ve bir derece farkı alınan tüfe bazlı reel efektif döviz kurları kullanılarak GARCH(1,1) yöntemi ile tahmin edilmiştir. Oynaklığın ARCH/GARCH modelleri ile hesaplanabilmesi için serinin ARCH etkisi taşıması gerekir. ARCH etkisinin varlığı, Otoregressif Koşullu Değişen Varyans-Lagrange çarpanı (ARCH-LM) yöntemi ile test edilir. ARCH-LM testine ilişkin H 0 ve H 1 hipotezleri; H 0 : Seride ARCH etkisi yoktur.

63 50 H 1 : Seride ARCH etkisi vardır. Ortalama eşitlik AR(1) olmak üzere ARCH-LM testine ilişkin sonuçlar Çizelge 4.3 te gösterilmiştir. Çizelge 4.3. Döviz Kuru Serisindeki ARCH Etkisinin Sınanması F İstatistiği p değeri: Gözlem Sayısı*R p değeri: Çizelge 4.3 e göre, seride ARCH etkisi olmadığını belirten H 0 hipotezi reddedilir. Buradan, kalıntıların ARCH etkisine sahip olduğu bulgusuna ulaşılmıştır. Kalıntılar, ARCH etkisi içerdiğinden reel döviz kuru belirsizlikleri ARCH/GARCH modelleri ile ölçülebilir. Çizelge 4.4. ARCH(1) Modeli Katsayı Std. Hata z-istatistiği p-değeri Sabit AR(1) Varyans Denklemi Sabit E RESID(-1) R 2 = D.W= F= (p=0.0000) Çizelge 4.5. GARCH(1,1) Modeli Katsayı Std. Hata z-istatistiği p-değeri Sabit AR(1) Varyans Denklemi Sabit E RESID(-1) GARCH(-1) R 2 = D.W= F= (p=0.0000)

64 51 Çizelge 4.6. EGARCH(1,1) Modeli Katsayı Std. Hata z-istatistiği p-değeri Sabit AR(1) ,003, Varyans Denklemi C(3) C(4) C(5) C(6) R 2 = D.W= F= (p=0.0000) Çizelge 4.7. Döviz Kuru Belirsizliği ve İthalat-İhracat Korelasyonu Reel İthalat Reel İhracat ARCH (1) EGARCH (1,1) GARCH (1,1) Çizelge 4.4, çizelge 4.5 ve çizelge 4.6 da sırasıyla döviz kuru belirsizliğinin tahminine ait ARCH(1), GARCH(1,1) ve EGARCH(1,1) modelleri yer almaktadır. Çizelge 4.7 de farklı volatilite ölçüm yöntemlerinden tahmin edilen koşullu varyansların karekökü ile Türkiye nin reel ithalatı ve reel ihracatı arasındaki korelasyon değerleri gösterilmiştir. Her üç modelin de anlamlı olmasına rağmen EGARCH(1,1) modelindeki iki katsayının %5 anlamlılık düzeyinde anlamsız olduğu gözlenmiştir. ARCH(1) ve GARCH(1,1) modellerinde parametrelere ilişkin kısıtlar sağlanmaktadır. Bir dönem gecikmeli hata terimlerinin karesine ait katsayının ARCH(1,1) modelinde %5 anlamlılık düzeyinde, GARCH(1,1) modelinde %10 anlamlılık düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmüştür. Bunun yanında çizelge 4.7 de yer alan korelasyon tablosu incelendiğinde, GARCH(1,1) modelinden tahmin edilen döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin ihracatı ve ithalatı ile daha çok ilişkili olduğu sonucu çıkarılabilir. Sonuç itibariyle, EGARCH(1,1) modelinde istatistiksel olarak anlamsız katsayıların bulunması ve bu modelden tahmin edilen döviz kuru belirsizliğinin dış ticaret ile düşük korelasyonlu olması nedeniyle bu yöntemle türetilen döviz kuru belirsizliği bu çalışmada tercih edilmemiştir. ARCH(1,1) modelinin katsayılarının gerekli şartları sağlamasına rağmen bu modelden türetilen döviz

65 52 kuru oynaklığının Türkiye nin dış ticareti ile düşük korelasyon ilişkisine sahip olduğu gözlenmiştir. Bu şartlar altında katsayılarının gerekli kısıtları sağlaması ve GARCH(1,1) modelinden hesaplanan döviz kuru volatilitesinin Türkiye nin dış ticareti ile yüksek korelasyon ilişkisini barındırması göz önünde bulundurularak bu çalışmada döviz kuru belirsizliğinin vekil değişkeni olarak GARCH(1,1) kullanılmıştır. GARCH (1,1) modeli ile hesaplanan döviz kuru belirsizliği serisinin ARCH etkisi içerip içermediği ARCH-LM testi ile sınanmıştır. Bu testin sonuçları Çizelge 4.8 de gösterilmiştir. Çizelge 4.8 incelendiğinde, seride ARCH etkisinin olmadığını işaret eden H 0, %5 anlamlılık düzeyinde reddedilemez. Başka bir deyiş ile, ARCH etkisi içeren reel döviz kurundan hesaplanan reel döviz kuru belirsizliği serisinde bu ARCH etkisinin giderildiği tespit edilmiştir. Buna ek olarak, GARCH (1,1) ile ölçülen döviz kuru belirsizliği değişkeninin durağanlığı ADF birim kök testi ile sınandığında, bu değişkenin düzeyde durağan olduğu görülmüştür. Çizelge 4.8. Döviz Kuru Belirsizliği Serisinin ARCH Etkisinin Sınanması F İstatistiği Gözlem Sayısı*R p değeri: p değeri: Gecikme Uzunluğunun Belirlenmesi: Türkiye nin ithalatı ve ihracatının yapısal VAR yöntemi ile tahmin edildiği bu çalışmada VAR modeline ait optimal gecikme uzunluğu AIC ve FPE kriterleri dikkate alınarak 2 olarak belirlenmiştir. (Çizelge 4.9)

66 53 Çizelge 4.9. Gecikme Uzunluğu Kriterleri Gecikme LR FPE AIC SC HQ 0 NA 2.26E E * * e-22* * E E * 4.20E E E E E E E E Yapısal VAR Modeli (SVAR) Dışsal değişkenleri içermeyen kısa dönemli yapısal VAR modeli; A(I k A 1 L A 2 L 2. A p L p )Y t = Ae t = Bε t biçiminde ifade edilebilir. Modelde; L: Gecikme operatörü, e t : Standart VAR modeli hata terimi, ε t : Yapısal VAR modeli hata terimi, K:Modeldeki Değişken Sayısı, A ve B : İktisat teorisine ve mevcut ekonomik şartlara göre belirlenen kısıtlanmış matrisleri, temsil eder.

67 54 Yapısal VAR modeli, çalışmada kullanılan değişkenlerin farkı alınmadan düzey değerleri ile kurulmuştur. Bu çerçevede, güven aralıkları bootstrap simülasyonu ile hesaplanmıştır Modeldeki Kısıtlar Yurt dışı gelir, sistemde yer alan diğer değişkenlerin şoklarından eşzamanlı olarak etkilenmemektedir. Buna karşın yurt dışı gelir şokları eşzamanlı olarak ihracat ve yurt içi gelire ait şokları etkilemektedir. Yurt dışı gelirin ihracatı eş zamanlı olarak etkilemesi, iktisat teorisi ile tutarlıdır. Ancak yurt dışı gelir şokunun yurt içi gelir şokunu etkilemesine ilişkin kısıt, günümüzdeki mevcut ekonomik şartlar göz önüne bulundurularak belirlenmiştir. Globalleşen dünyada ekonomiler arasındaki entegrasyon gün geçtikçe güçlenmektedir. Bunun en net örneği, 2008 yılında ABD de görülen krizin kısa sürede bütün dünyaya yayılarak ciddi düzeyde hissedilmesidir. Bu nedenle, Türkiye nin en fazla ticari ilişki içinde bulunduğu Avrupa Birliği ülkelerindeki olumsuz gelişmelerden etkilenerek gelirinin azalması mümkündür. Reel döviz kuru, sistemde yer alan diğer değişkenlerin şoklarından eşzamanlı olarak etkilenmemekte ancak yurt dışı gelir hariç diğer değişkenlerin şoklarını eşzamanlı olarak etkilemektedir. Reel kur belirsizliği yalnızca reel döviz kuru şokundan eşzamanlı olarak etkilenmektedir. Bu şok sistemde yer alan yurt içi gelir, ithalat ve ihracat değişkenlerine ait şokları eşzamanlı olarak etkilemektedir. Reel kur belirsizliğinin eş zamanlı olarak ithalat ve ihracat şoklarına etkisi zaten çalışmanın ana konusudur. Yurt içi gelir şokları, ihracat ve ithalat şoklarını eşzamanlı olarak etkilemekte ve kendisi reel döviz kuru, reel döviz kuru belirsizliği ve yurtdışı gelire ait şoklardan eşzamanlı olarak etkilenmektedir. İthalat şoku sadece ihracat şokunu eşzamanlı olarak etkilemekte, kendisi yurt içi gelir, reel döviz kuru ve reel döviz kurundaki belirsizlikten etkilenmektedir. İhracat şoku, sistemde yer alan bütün değişkenlerin şoklarından eşzamanlı olarak etkilenmektedir. Fakat bu değişkene ait şok hiçbir değişkenin şokuna eşzamanlı olarak etki yapmamaktadır. İhracatın yurt dışı gelir ve reel döviz kuru şoklarından etkilenmesine ait

68 55 kısıtlar iktisat teorisi göz önünde bulundurularak verilmiştir. Fakat, ihracatın eş zamanlı olarak ithalat ve yurt içi gelir değişkenlerine ait şoklardan etkilenmesine ilişkin kısıtlar Türkiye ekonomisinin üretim yapısı dikkate alınarak belirlenmiştir. Gelişmekte olan diğer ülkelerde olduğu gibi Türkiye ekonomisinin de üretim yapısı dışa bağımlı bir yapı arz etmektedir. Üretimde kullanılan ithal ara malların yanı sıra Türkiye, üretimin en önemli kalemlerinden birisi olan enerjiyi de ithal etmektedir. Yurt içi gelir değişkenini temsilen kullanılan sanayi üretim endeksinin hem ithalatın finansmanında önemli olması hem de üretimi temsil etmesi dolayısı ile bu değişkene ait şokun da ihracatı eş zamanlı etkilediği varsayılmıştır. Bu kısıtlamalar altında A ve B matrisleri 4.2 de tanımlanmıştır. 4.2 eşitliğinde; RX, RM, Y_Tr, Y_Ab, Vol, RER sırasıyla reel ihracat, reel ithalat, yurt içi gelir, yurt dışı gelir, döviz kuru oynaklığı ve reel döviz kurunu temsil etmektedir. RX e a t RM 0 a e t Y_Tr 0 0 a e t a Y_Ab = e t a 55 0 Vol e [ a t 66 ] [ e RER t ] Aşırı Belirlenme Testi RX u 1 b 12 b 13 b 14 b 15 b t 16 RM 0 1 b 23 0 b 25 b u t 26 Y_Tr b 34 b 35 b 36 u t Y_Ab u t b 56 Vol u [ ] t [ u RER t ] (4.2) 6 adet değişken içeren yapısal VAR modelinde tam belirlenme koşulunun sağlanması için; 2K K(K + 1) = 51 parametreye kısıt konulması olması gerekir. Ancak bu çalışmada belirlenen kısıtlar çerçevesinde, yapısal VAR modeli 54 adet kısıt içerir. Bu durum, sistemde aşırı belirlenme olduğunu gösterir. Bu yüzden, bu model için aşırı belirlenmenin uygunluğu test edilmelidir. Aşırı belirlenme testine ilişkin sıfır hipotezi ve alternatif hipotez H 0 : Aşırı belirlenme uygundur. H 1 : Aşırı belirlenme uygun değildir.

69 56 şeklindedir. Aşırı belirlenmenin uygun olduğunu ifade eden sıfır hipotezi, Olabilirlik Oran testi ile sınanmıştır. Bu test için p-değeri, olarak bulunmuştur. P-değeri 0.05 ten büyük olduğundan H 0 hipotezi %5 anlamlılık düzeyinde reddedilememiştir Bu sonuç, aşırı belirlenmenin bu model için uygun olduğu anlamına gelir Varyans Ayrıştırması Reel ihracatın öngörü hatasının varyans ayrıştırması sonuçları Çizelge 4.10 da verilmiştir. İhracatı ilk dönemde en yüksek oranda açıklayan değişken yine kendisi olurken en fazla açıklayan ikinci şok yurt içi gelirdir. İkinci dönemden itibaren yurt içi gelir şokunun ihracatı açıklama gücü yükselirken ithalat şokunun da ihracatı açıklama gücünün yükselme eğilimi başlamıştır. Bu süreçte, çalışmanın ana konusunu teşkil eden kur belirsizliğine ilişkin şokun ihracatı açıklama oranının düşük düzeylerde seyrettiği görülebilir. Ayrıca reel döviz kuru ve yurt dışı gelir değişkenlerine ait şokların da ihracatı açıklama gücü ilk dönemler itibariyle oldukça zayıftır. İlerleyen dönemlerde ihracatın açıklanmasında gerek yurt içi gelirin gerekse de ithalatın etkisinin arttığı ve onuncu dönem itibariyle bu şoklara ait açıklama yüzdelerinin sırasıyla yaklaşık %29 ve %15 olduğu görülür. Öte yandan, diğer değişkenlerin ihracat üzerindeki etkileri yine oldukça düşük düzeylerde seyretmiştir. Son dönemlerde ise ihracatı en fazla açıklayan şokun yurt içi gelir, en fazla açıklayan ikinci şokun ithalat olduğu gözlenir. Bunun yanında, yurt dışı gelirin, reel döviz kurunun ve reel döviz kuru belirsizliğinin ihracat üzerindeki etkisinin artmış olmasına karşın bu artışlar, cüzi düzeylere kalmıştır.

70 57 Çizelge Reel İhracatın Öngörü Hatasının Varyans Ayrıştırması Periyot İhracat İthalat Yurt İçi Gelir Yurt Dışı Gelir Kur Belirsizliği Reel Döviz Kuru Reel ithalatın öngörü hatasının varyans ayrıştırma çıktısı olan Çizelge 4.11 incelendiğinde, ithalatın ilk dönemlerde en fazla yine kendisi tarafından açıklandığı daha sonra ithalatı açıklamada, yurt içi gelir ve reel döviz kuru şoklarının öne çıktığı görülebilir. İlk dönemlerde, kur belirsizliği şokunun ithalat üzerinde etkili olmadığı söylenebilir. İlk sekiz ayda Türkiye nin ithalatı üzerindeki en etkili şok reel döviz kurudur. Ancak dokuzuncu ay itibariyle kur belirsizliği ve onuncu ay itibariyle yurt içi gelirin ithalatı açıklama oranı reel döviz kurunun oranını geride bırakmıştır. Altıncı ay ile birlikte ithalat üzerindeki etkisi %15 in üstüne çıkan reel döviz kuru şokunun payı, yedinci aydan sonra sürekli olarak azalmış ve yirmi dördüncü ayda yaklaşık %10.5 olmuştur. Dokuzuncu dönemden itibaren ithalat üzerindeki en etkili şok olan kur belirsizliğinin ithalatı açıklama gücü, on beşinci döneme kadar sürekli artmış ve bu dönemden itibaren küçük bir iniş çıkış yaşayarak on

71 58 yedinci dönemde yaklaşık %20.2 ile en yüksek değerine ulaşmıştır. On sekizinci dönem ile birlikte azalış trendine giren kur belirsizliğinin ithalat üzerindeki payı yirmi dördüncü dönemde yaklaşık %17.8 olarak gerçekleşmiştir. İlk aydan itibaren ithalatı açıklama payı sürekli olarak artan ve onuncu ayın ardından ithalat üzerindeki en etkili ikinci değişken olan yurt içi gelir şokunun payı yirmi dördüncü dönemde yaklaşık %17.5 olmuştur. Çizelge Reel İthalatın Öngörü Hatasının Varyans Ayrıştırması Periyot İhracat İthalat Yurt İçi Gelir Yurt Dışı Gelir Kur Belirsizliği Reel Döviz Kuru Reel ihracata ilişkin öngörü hatasının varyans ayrıştırması sonuçları irdelendiğinde, ihracatı en fazla açıklayan değişkenlerin yurt içi gelir şoku ve ithalat şoku olduğu görülür. Kısıtlar belirlenirken sistemde yer alan bütün şokların ihracatı eş zamanlı etkilediği belirtilmiş ve yurt içi gelir şokunun ve ithalat şokunun Türkiye nin üretim yapısından dolayı ihracat üzerinde etkili olabileceği vurgusu yapılmıştır. İhracatı en fazla açıklayan

72 59 şoklardan birinin ithalat olması, Türkiye nin ihracatının ithalatına bağımlı olduğuna kanıt olarak gösterilebilir. Geniş ekonomik sınıflandırmaya göre, Türkiye nin ithalatının büyük oranda ara mal ithalatından oluşması, bu kanıyı destekler niteliktedir. Başka bir deyiş ile, gelişmekte olan diğer ülke ekonomileri gibi Türkiye ekonomisinde de önemli düzeydeki üretim girdileri diğer ülkelerden ithal edilmektedir. Ayrıca, Türkiye nin enerji ithal eden bir ülke konumunda olması, üretimde dışa olan bağımlılığını artırmaktadır. Bu çalışmadan elde edilen sonuçlara göre, ihracat en fazla yurt içi gelir değişkenine ait şok ile açıklanır. Yurt içi gelir değişkenini temsilen alınan sanayi üretim endeksinin aynı zamanda üretimi işaret eden bir veri olması ve yurt içi gelirin ithal bağımlı üretim yapısına sahip olan ülkelerde önemli bir ithalat finansman aracı olması, bu durumu açıklar niteliktedir. Sistemde yer alan diğer şokların ihracat üzerinde etkili olmadığı çıkarımı yapılabilir. Reel ithalatın varyans ayrıştırma sonuçlarına göre, yurt içi gelir şoku, reel döviz kuru ve kur belirsizliği ithalat üzerindeki etkili değişkenlerdir. Yurt içi gelirin ithalat üzerinde etkili olması iktisat teorisi ile tutarlıdır. Çünkü teoriye göre, artan yurt içi gelir beraberinde talep artışını tetikleyerek dış alımı artırır. Reel döviz kuru şokunun ithalatı açıklama gücü inişli çıkışlı bir trend göstermiştir. İlk dönemlerde ithalat üzerindeki en etkili şokun reel döviz kuru olduğu ancak ilerleyen dönemlerde bu etkinin giderek zayıfladığı ve son dönemlere doğru kur belirsizliği ve yurt içi gelir şokunun ithalatı açıklama payının reel döviz kurunun payından daha fazla olduğu gözlenmiştir. İthalatın reel döviz kuru şokundan etkilenmesi de teori ile uyumlu bir durumdur. Reel kurlardaki değişimler ticaret üzerinde direk etkili olarak ithalat hacmini de etkiler. Kur belirsizliğinin ithalat üzerindeki en etkili değişken olması beklentilerle uyumludur. Çünkü artan kur riski karşısında beklenmedik maliyetlerin artarak ticareti olumsuz etkilemesi olası bir durumdur. Sistemdeki diğer şokların ise ithalat üzerindeki etkileri düşüktür Etki Tepki Fonksiyonu Şekil 4.1 ve Şekil 4.2 de etki tepki fonksiyonları gösterilmiştir. Şekil 4.1 de ihracat şokuna ilişkin etki tepki fonksiyonları yer almaktadır. Şekil 4.1 e göre, ihracat şokunun kendini açıklama oranı zamanla azalmaktadır. İthalat şokunun ve yurt içi gelir şokunun ihracatı olumlu etkilediği görülür. Yurt dışı gelir değişkenine ait şokun ihracatı olumlu etkilemesi beklenirken bu şokun ilk dönemlerde ihracat üzerinde etkili olmadığı son dönemlere doğru ihracatı olumsuz etkilediği gözlenmiştir. Bu sonuca göre, reel döviz kuru belirsizliği şoku

73 60 ve reel döviz kuru şoku gibi yurt dışı gelir şokunun da ihracat üzerinde etkili olmadığı söylenebilir. Şekil 4.2 incelendiğinde, ithalatın kendini açıklama oranı zamanla azalırken ihracat şoku ve yurt dışı gelir şokundan etkilenmediği görülebilir. Yurt içi gelir, reel döviz kuru ve kur belirsizliği şokları ise ithalat üzerinde etkilidir. Yurt içi gelirin ve reel döviz kurunun beklendiği gibi ithalatı pozitif yönde etkilediği ve kur belirsizliğinin de yine beklendiği gibi ithalatı negatif yönde etkilediği görülür. Elde edilen bulgular ışığında, etki tepki fonksiyonlarının, varyans ayrıştırması çıktıları ile tutarlı sonuçlar verdiği yorumu yapılabilir.

74 61 İhracat İthalat 0,05 0,05 0,04 0,04 0,03 0,03 0,02 0,02 0,01 0,01 0-0, , ,02-0,02 Alt Bant İhracat Üst Bant Alt Bant İhracat Üst Bant Yurt İçi Gelir Yurt Dışı Gelir 0,05 0,05 0,04 0,04 0,03 0,03 0,02 0,02 0,01 0,01 0-0, , ,02-0,02 Alt Bant İhracat Üst Bant Alt Bant İhracat Üst Bant Kur Oynaklığı Reel Döviz Kuru 0,05 0,05 0,04 0,04 0,03 0,03 0,02 0,02 0,01 0,01 0-0, , ,02-0,02 Alt Bant İthalat Üst Bant Alt Bant İhracat Üst Bant Şekil 4.1. İhracat Etki Tepki Fonksiyonları

75 62 İhracat İthalat 0,05 0,05 0,04 0,04 0,03 0,03 0,02 0,02 0,01 0,01 0-0, , ,02-0,02 Alt Bant İthalat Üst Bant Alt Bant İthalat Üst Bant Yurt İçi Gelir Yurt Dışı Gelir 0,05 0,05 0,04 0,04 0,03 0,03 0,02 0,02 0,01 0,01 0-0, , ,02-0,02 Alt Bant İthalat Üst Bant Alt Bant İthalat Üst Bant Kur Oynaklığı Reel Döviz Kuru 0,05 0,05 0,04 0,04 0,03 0,03 0,02 0,02 0,01 0,01 0-0, , ,02-0,02 Alt Bant İthalat Üst Bant Alt Bant İthalat Üst Bant Şekil 4.2. İthalat Etki Tepki Fonksiyonları

76 63 5. SONUÇ Bu çalışmada, reel döviz kuru belirsizliklerinin Türkiye nin dış ticaret performansına etkileri, yılları arasındaki aylık veriler yardımıyla analiz edilmiştir. Ekonometrik yöntem olarak yapısal VAR modeli tercih edilmiştir. Modelde; ithalat, ihracat ve kur oynaklıklarının dışında yurt içi gelir, yurt dışı gelir ve reel döviz kuru değişkenleri yer almaktadır. Reel döviz kuru belirsizliği, logaritmik formu alınan TÜFE bazlı reel döviz kuru serisinin birinci sıra farkları kullanılarak GARCH(1,1) modelinden hesaplanan koşullu varyansların karekökü alınarak ölçülmüştür. Literatürde yer alan ve döviz kuru belirsizliği ile dış ticaret ilişkisini işleyen diğer çalışmalarda genel olarak eş bütünleşme yöntemi ve hata düzeltme modeli ile kısa ve uzun dönemli ilişkiler analiz edilmiştir. Bazı çalışmalarda, toplulaştırma sapmasına yol açtığı gerekçesi öne sürülerek toplam bazında çalışılmasının uygun olmadığı vurgulanmış ve detay bazda çalışılmıştır. Bu kapsamda, Panel veri analizi ve Gravity model gibi yöntemler kullanılmıştır. Ancak, Türkiye için yapılan literatür araştırmasında döviz kuru oynaklıkları ile dış ticaret arasındaki ilişkinin yapısal VAR modeli ile tahmin edildiği bir çalışmaya rastlanmamıştır. Çalışma, kur oynaklıklarının dış ticaret performansına etkisinin yapısal VAR modeli ile tahmin edilmesinin yanında, sistemdeki bütün değişkenlerin birlikte ele alınması yönüyle de farklılık göstermektedir. Benzer çalışmalarda, ihracat ve ithalat ayrı ayrı ele alınıp modellenmiştir. Her biri için ayrı yorumlar ve çıkarımlar yapılmıştır. Bu nedenle, karşılıklı ithalat ve ihracat ilişkisi başta olmak üzere diğer etkileşimler incelenememiştir. Yapısal VAR modeli çerçevesinde kısıtlar belirlenirken yalnızca iktisat teorisine bağlı kalınmamış, günümüzdeki ekonomik koşullar da göz önünde bulundurulmuştur. Yurt içi gelir şokunun eş zamanlı olarak yurt dışı gelir şokundan etkilenmesine ve ihracat şokunun eş zamanlı olarak ithalat ve yurt içi gelir şoklarından etkilenmesine ilişkin kısıtlar, mevcut ekonomik şartlara göre verilmiştir. Bu kısıtlamalar ile gelişmekte olan ülke ekonomilerinin en büyük sorunu olan dışa bağımlılık hususu, Türkiye örneği için analiz edilmiştir. Belirlenen kısıtlar doğrultusunda kurulan yapısal VAR modelinde aşırı belirlenme olduğu gözlenmiştir. Kurulan bu model için, karşılaşılan aşırı belirlenmenin uygunluğu test edilmiştir. Aşırı belirlenmenin uygunluğunun belirtildiği H 0 hipotezi, %5 anlamlılık düzeyinde reddedilememiş ve aşırı belirlenmenin uygun olduğu tespit edilmiştir.

77 64 Ekonometrik yöntem olarak kullanılan yapısal VAR modeli kapsamında, ihracatın ve ithalatın öngörü hatasının varyans ayrıştırma tablosu ve etki tepki fonksiyonları elde edilmiştir. Varyans ayrıştırma ve etki tepki fonksiyonlarından elde edilen bulgulara göre, reel ithalat üzerindeki en etkili şokların yurt içi gelir, reel döviz kuru ve kur belirsizliği olduğu görülmüştür. Bu hususun beklentilerle uyumlu olmasına karşın özellikle reel döviz kuru ve kur belirsizliği şoklarının ithalatı açıklama oranının dönemler içerisinde değişkenlik gösterdiği gözlenmiştir. Bu bilgiler ışığında, Türkiye de ithalatçıların kısa vadede reel döviz kurunu dikkate aldıkları uzun dönem için ise kurlardaki volatiliteye önem verdikleri söylenebilir. Reel ihracat üzerindeki en etkili şoklar sırasıyla yurt içi gelir ve ithalattır. Bu durum, iktisat teorisi ile tutarlı değildir. Fakat mevcut ekonomik şartlar altında gelişmekte olan ülkeler için bu durum sürpriz değildir. Üretimin temel unsurları çoğunlukla gelişmiş ülkelerden ithal edilir. Bu da, üretim yapabilmek için belli miktarda bir ithal girdinin şart olmasına ve ihracatın ithalata bağımlı olmasına ortam hazırlar. Kriz dönemlerinde Türkiye nin hem ihracatının hem de ithalatının azalmasına bağlı olarak dış ticaret hacminin daralması, bu yargıyı destekler niteliktedir. Buna ek olarak, kriz dönemlerinde Türkiye nin dış ticaret açığının azaldığı, büyümenin fazla olduğu dönemlerde de dış ticaret açığının arttığı gözlenir. Bu bilgiler ışığında, Türkiye nin dış ticaret performansına ilişkin olarak, ihracatın arttığı büyüme dönemlerinde, ithalatın ihracattan daha fazla artarak dış ticaret açığını derinleştirdiği çıkarımı yapılabilir. Başka bir açıdan bakıldığında, Türkiye nin dış ticaret açığı probleminin yapısal hale geldiği söylenebilir. Özetle, ihracat şokunu en fazla açıklayan değişkenlerden birinin ithalat şoku olması ülkemiz için muhtemel bir senaryodur. İhracatın en çok yurt içi gelir şoku tarafından açıklanması ise iki temel nedene bağlanabilir. Bu nedenler; sanayi üretim endeksi ile temsil edilen yurt içi gelirin aynı zamanda üretime dayalı olması ve yurt içi gelirin ithalatı finanse eden önemli bir kaynak niteliği taşımasıdır. Reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin reel ithalatına ve reel ihracatına etkilerinin araştırıldığı bu çalışmada, Türkiye nin ihracat performansının reel döviz kuru belirsizliklerinden etkilenmediği sonucu elde edilirken Türkiye nin ithalatının reel döviz kuru belirsizliklerinden olumsuz etkilendiği neticesine ulaşılmıştır. Türkiye nin reel ihracatının en fazla yurt içi gelirden, daha sonra ithalattan etkilendiği gözlenmiştir. Türkiye nin reel ithalatının ise ilk dönemlerde en fazla reel döviz kuru tarafından son dönemlerde ise, reel döviz kuru belirsizlikleri tarafından açıklandığı görülmüştür. Ayrıca

78 65 onuncu aydan itibaren yurt içi gelirin kur belirsizliklerinden sonra ithalatı en fazla etkileyen şok olduğu bulgusu elde edilmiştir. Elde edilen sonuçlar ışığında, Türkiye de üretimin ithalata bağımlı olduğu; bu nedenle ihracat yapan yerli üreticinin ekonomik politikalardan çok, ara malı ithalatına odaklandığı söylenebilir. Türkiye nin dış ticaretinin büyük oranda dahilde işleme rejimine dayanması bu yargının önemli bir delilidir. Bunun yanında, yerli üreticinin üretim için ihtiyaç duyduğu ithalatın finansmanına önem verdiği çıkarımı yapılabilir. İthalatın önemli bir oranının ihracata kaynak oluşturmasının, ilerleyen dönemlerde ithalat üzerinde reel döviz kurundan çok yurt içi gelirin etkili olmasına zemin hazırladığı söylenebilir. Bu noktada akıllara gelebilecek önemli diğer bir soru, dışa bağımlı üretim yapılan bir piyasada ithalat reel döviz kurundan ve kur belirsizliklerinden etkilenirken ihracatın neden etkilenmediğidir. İlk bakışta çelişkili gibi görünen bu durumun açıklaması yine yerli üretici üzerinden yapılabilir. Yerli üretici her ne kadar ihracat yapsa da üretiminin önemli bir payını iç talebi karşılamaya ayırır. İthal girdi ile üretim yapan ya da direk olarak tüketim malı ithal eden ve iç piyasa ile çalışan yerli üreticinin, döviz kuru hareketlerinden etkilenmesi normal bir durumdur. Çünkü, artan döviz kuru endeksinin ve volatilitesinin fiyatları artırması nedeniyle iç talep daralabilir. Döviz kuru endeksine ve oynaklığına bağlı olarak artan maliyetlerin fiyatlara tam yansıtılmaması halinde ise kâr azalabilir. Her iki durumda da yerli üretici etkilenir. Bu nedenle, ithalat yapan ve iç piyasayla çalışan yerli üreticinin reel döviz kuruna ve kur oynaklıklarına karşı hassas olması olağan bir durum olarak kabul edilebilir. Ancak, ihracat yapmak amacıyla ithalat yapan firmaların hem gelirlerinin hem de giderlerinin döviz cinsinden olması, firmaların reel döviz kuru yerine ithalata ve ithalatın finansmanına önem vermesine sebep olabilir. Türkiye nin ithalatının ihracatından fazla olması bu çıkarımları destekleyen bir diğer bilgidir. Döviz kuru oynaklığı ile ticaret arasındaki ilişkinin teorik olarak araştırıldığı Clark (1973) çalışmasında benzer çıkarımlar yapılarak üretimde kullanılan ithal girdi miktarı ne kadar yüksek ise artan döviz kuru riskinin üretim hacmine olan etkisinin o derece düşük olacağını belirtmiştir. Mevcut koşullar altında, kısa vadede Türkiye de üretimin olumsuz etkilenmemesi için ithalat önemlidir. Bu doğrultuda, ithalatın olumsuz etkilenmemesi amacıyla ithalatın finansmanının sağlanmasının yanında kurlarda istikrar sağlayıcı ekonomik politikalar uygulanmaya alınmalıdır. Üretimin olumsuz etkilenmemesi için kısa vadede devlet teşvikleri verilerek ve vergi indirimlerine gidilerek üretimde ihtiyaç duyulan girdilerin

79 66 ithalatına kolaylık sağlanmalıdır. Fakat, bu yöndeki politikalar mümkün olduğunca kısa vadeli olmalıdır. Orta ve uzun vadede ise, hali hazırda ithal edilen ara malların ülke sınırları içinde üretilmesi ithalatı düşürebilir. Bununla beraber, inşaat sektörü yerine sanayi sektörü gibi üretimde sürekliliğin sağlanabildiği alanlara yönelerek katma değeri yüksek ürünlerin üretimine odaklanılması ihracat hacmini artırabilir. Belirtilen önlemler alındığında, dış ticaret açığının kapatılmasının dışında, istihdam artışı sağlanarak Türkiye ekonomisi için ileriki dönemlerde sorun olmaya aday olan işsizlik probleminin de önüne geçilebilir. Buna ek olarak, ifade edilen orta ve uzun vadeli çözüm önerilerinin gerçekleştirilmesi amacıyla, eğitim ve inovasyon alanına yapılan yatırımların artırılması kritik düzeyde önem arz eder. Sonuç olarak, Türkiye nin yapısal hale gelen dış ticaret açığının kapatılması için, döviz kuru politikalardan çok, üretimdeki bağımlılığın giderilmesine yönelik politikalar uygulamaya alınmalıdır.

80 67 KAYNAKLAR Akhtar, M.A. and Hilton, R. S. (1984). Effect of Exchange Rate Uncertainty on German and U.S. Trade. Quarterly Review, Federal Reserve Bank of New York, 9, Altıntaş, H., Çetin, R. and Öz, B. (2011). The Impact of Exchange Rate Volatility on Turkish Exports: South East European Journal of Economics and Business, 6(2), Aristotelous, K. (2001). Exchange-Rate Volatility, Exchange-Rate Regime, and Trade Volume: Evidence From the UK US Export Function. Economics Letters, 72(1), Arize, A. C. (1995). The Effects of Exchange-Rate Volatility on US Exports: An Empirical Investigation. Southern Economic Journal, 62, Arize, A. C. (1996). Real Exchange-Rate Volatility and Trade Flows: The Experience of Eight European Economies. International Review of Economics and Finance, 5, Arize, A. C. (1997 a ), Conditional Exchange-Rate Volatility and the Volume of Foreign Trade: Evidence From Seven Industrialized Countries. Southern Economic Journal, 64, Arize, A. C. (1997 b ). Foreign Trade and Exchange-Rate Risk in the G-7 Countries: Cointegration and Error-Correction Models. Review of Financial Economics, 6(1), Arize, A. C. and Shwiff, S. S. (1998). Does Exchange-Rate Volatility Affect Import Flows in G-7 Countries? Evidence From Cointegration Models. Applied Economics, 30(10), Arize, A. C., Osang, T. and Slottje, D. J. (2000). Exchange-Rate Volatility and Foreign Trade: Evidence From Thirteen LDC's. Journal of Business and Economic Statistics, 18, Bacchetta, P. and Wincoop, E.V. (2000), Does Exchange-Rate Stability Increase Trade and Welfare?. The American Economic Rewiev, 90(5), Bahmani-Oskooee, M., Harvey, H. and Hegerty, S. W. (2012). Exchange-Rate Volatility and Industry Trade Between the US and Korea. Journal of Economic Development- Seoul, 37(1), Bahmani-Oskooee, M., Harvey, H. and Hegerty, S. W. (2015). Exchange-Rate Volatility and Commodity Trade: The Case of the US and Italy. Economic Issues Journal Articles, 20(2), 1-27.

81 68 Bailey, M. J., Tavlas, G. S. and Ulan, M. (1986). Exchange-Rate Variability and Trade Performance: Evidence for the Big Seven Industrial Countries. Review of World Economics, 122(3), Bakhromov, N. (2011). The Exchange Rate Volatility and the Trade Balance: Case of Uzbekistan. Journal of Applied Economics and Business Research, 1(3), Baron, D. P. (1976). Fluctuating Exchange Rates and the Pricing of Exports. Economic Inquiry, 14(3), Baum, C. F. and Çağlayan, M. (2009). The Volatility of International Trade Flows and Exchange Rate Uncertainty. Department of Economics, Boston College Department of Economics, University of Sheffield, Working Paper, 695 Bernanke, S. (1986). Alternative Explanations of the Money-Income Correlation. Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, 25, Bilen, Y. (2014). İşsizlik ile Enflasyon Arasındaki Dinamik İlişkiler: Yapısal VAR Yaklaşımı. Yüksek Lisans Tezi, Gazi Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Ekonometri Anabilim Dalı, Ankara. Bollerslev, T. (1986). Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedasticity. Econometrics, 31, Buguk, C., Işık, M., Dellal, I. and Allen, A. (2003). The Impact of Exchange Rate Variability on Agricultural Exports of Developing Countries: The Case of Turkey. Journal of International Food and Agribusiness Marketing, 13(1), Byrne, J. P., Darby, J. and Macdonald, R. (2008). US Trade and Exchange Rate Volatility: A Real Sectoral Bilateral Analysis. Journal of Macroeconomics, 30(1), Chowdhury, A. R. (1993). Does Exchange Rate Volatility Depress Trade Flows? Evidence From Error-Correction Models. The Review of Economics and Statistics, 75, Çiftçi, N. (2014). Reel Döviz Kuru Oynaklığının Türkiye nin Avrupa Birliğine İhracatı Üzerine Etkisi: AR (1)-GARCH (1, 1) ve ARDL Tekniği ile Analiz. Sakarya İktisat Dergisi, 3, Clark, P. B. (1973). Uncertainty, Exchange Risk, and the Level of International Trade. Economic Inquiry, 11(3), Davis, C. G. (2014). What Impact Does Exchange Rate Volatility Have on World Turkey Trade Flows?. World's Poultry Science Journal, 70(4),

82 69 De Grauwe, P. (1988). Exchange Rate Variability and the Slowdown in Growth of International Trade. Staff Papers, 35(1), Demirel, B. ve Erdem, C. (2004). Döviz Kurlarındaki Dalgalanmaların İhracata Etkileri Türkiye Örneği. İktisat İşletme ve Finans, 19(223), Denaux, Z. S. and Falks, R. (2013). Exchange Rate Volatility and Trade Flows: The EU and Turkey. Southwestern Economic Review, 40, Doğanlar, M. (2002). Estimating the Impact of Exchange Rate Volatility on Exports: Evidence From Asian Countries. Applied Economics Letters, 9(13), Doğru, B ve Uysal, M. (2013). Efektif Euro Kurundaki Belirsizliğin Euro Bölgesi İhracatına Etkisi. Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 27(3), ss Doroodian, K. (1999). Does Exchange Rate Volatility Deter International Trade in Developing Countries?. Journal of Asian Economics, 10(3), Emeç, H. ve Gülay, E. (2013). Nominal Döviz Kuru Oynaklığının Enflasyon, Faiz Oranı ve Dış Ticaret Hacmindeki Değişimler ile olan İlişkisi: Türkiye Örneği. Finansal Politik ve Ekonomik Yorumlar, 50(578), Enders, W. (2010), Applied Econometric Time Series, Third Edition, New Y. John Wiley & Sons. Engle, R. F., Lilien, D. M. and Robins, R. P. (1987). Estimating Time Varying Risk Premia in the Term Structure: The ARCH-M Model. Econometrica, Journal of the Econometric Society, 55(2), Engle, R.F. (1982). Autoregressive Conditional Heteroscedasticity with Estimates of the Variance of United Kingdom Inflation. Econometrica, 50(4), Erdal, G. Erdal, H. and Esengün, K. (2012), The Effects of Exchange Rate Volatility on Trade: Evidence From Turkish Agricultural Trade, Applied Economics Letters, 19(3), Erden, L. ve Sağlam, G. (2009). Türkiye de Döviz Kuru Oynaklığının Sektörel İthalata Etkileri: Bir ARDL İthalat Modeli Analizi. Hacettepe Üniversitesi İİBF Dergisi, 27(2), Esen, Ö. (2012). Türkiye de Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracat Üzerine Etkisi. Finans Politik ve Ekonomik Yorumlar, 49(568), Gujarati, D.N. (2006). Basic Econometrics. McGraw-Hill, New York, Edition 5, ISBN: ,

83 70 Güloğlu, B. ve Akman, A. (2007). Türkiye de Döviz Kuru Oynaklığının SWARCH Yöntemi ile Analizi. Finans Politik ve Ekonomik Yorumlar, 44(512), Hatırlı, S. A. ve Önder, K. (2010). Reel Döviz Kurundaki Değişkenliğin Türkiye nin Tekstil ve Konfeksiyon İhracatı Üzerine Etkisinin Araştırılması. Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 10(2), Hooper, P. and Kohlhagen, S. W. (1978). The Effect of Exchange Rate Uncertainty on the Prices and Volume of International Trade. Journal of International Economics, 8(4), Kasman, A. (2003). Türkiye de Reel Döviz Kuru Oynaklığı ve Bunun İhracat Üzerine Etkisi: Sektörel Bir Analiz. Uludağ Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, Cilt:22, Sayı:2, ss Kasman, A. and Kasman, S. (2005). Exchange Rate Uncertainty in Turkey and Its Impact on Export Volume. METU Studies in Development, 32(1), Kenen, P. B. and Rodrik, D. (1986). Measuring and Analyzing the Effects of Short-Term Volatility in Real Exchange Rates. The Review of Economics and Statistics, 68, Kılıç, E. (2014). Stratejik Sektörlerin Diş Ticareti ile Reel Efektif Döviz Kuru Hareketleri ve Belirsizliği Arasındaki İlişki. Sakarya İktisat Dergisi, 3, Kılıç, E. ve Yıldırım, K. (2015 a ). Sektörel Reel Döviz Kuru Volatilitesinin Türk İmalat Sanayi İhracatı Üzerine Etkileri. Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 2, Kılıç, E. ve Yıldırım, K. (2015 b ). Sektörel Reel Döviz Kuru Oynaklığı İthalat Hacmini Etkiler mi? Türkiye Üzerine Bir Uygulama. Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 43, Koray, F. and Lastrapes, W. D. (1989). Real Exchange Rate Volatility and US Bilateral Trade: A VAR Approach. The Review of Economics and Statistics, 71, Köse, N., Ay, A. ve Topallı, N. (2008). Döviz Kuru Oynaklığının İhracata Etkisi Türkiye Örneği ( ). Gazi Üniversitesi İİBF Dergisi, 10(2), Lastrapes, W. D. and Koray, F. (1990). Real Exchange Rate Volatility and US Multilateral Trade Flows. The Journal of Macroeconomics, 12, López, R. A. and Nguyen, H. D. (2015). Real Exchange Rate Volatility and Imports of Intermediate Inputs: A Microeconometric Analysis of Manufacturing Plants. Review of International Economics, 23(5),

84 71 Mc Kenzie, M. D. and Brooks, R. D. (1997). The Impact of Exchange Rate Volatility on German-US Trade Flows. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 7(1), Mc Leod, A. I. and Li, W. K. (1983). Diagnostic Checking ARMA Time Series Models Using Squared Residual Autocorrelations. Journal of Time Series Analysis, 4(4), Najafov, O. (2010). Exchange Rate Volatility and International Trade. Doctoral Dissertation, Central European University. Nazlıoğlu, S. (2013). Exchange Rate Volatility and Turkish Industry-Level Export: Panel Cointegration Analysis. The Journal of International Trade and Economic Development, 22(7), Nelson, D.B., (1991). Conditional Heteroscedasticity in Asset Returns: A New Approach. Econometrica, 59, Odabaşı, Y. (2011). Döviz Kuru Volatilitesinin İhracat Üzerindeki Etkisi ve İleriye Dönük Volatilite Tahmini: Türkiye İçin Bir Uygulama. Doktora Tezi, Dumlupınar Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü, İktisat Anabilim Dalı, Kütahya. Olayungbo, D., Yinusa, O. and Akinlo, A. (2011). Effects of Exchange Rate Volatility on Trade in Some Selected Sub-Saharan African Countries. Modern Economy, 2(4), Özbay, P. (1999). The Effect of Exchange Rate Uncertainty on Exports: A Case Study for Turkey. CBRT:The Central Bank of the Republic of Turkey Discussion Paper, Özturk, İ. and Kalyoncu, H. (2009). Exchange Rate Volatility and Trade: An Empirical Investigation From Cross Country Comparison. African Development Review, 21(3), Öztürk, İ. ve Acaravcı, A. (2006). Döviz Kurundaki Değişkenliğin Türkiye İhracatı Üzerine Etkisi: Ampirik Bir Çalışma. Review of Social, Economic and Business Studies, 2, Pickard, J. C. (2003). Exchange Rate Volatility and Bilateral Trade Flows: An Analysis of US Demand For Certain Steel Products From Canada and Mexico. Doctoral Dissertation, Virginia Tech. Saatçioğlu, C. ve Karaca, O. (2004). Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye Örneği. Doğuş Üniversitesi Dergisi, 5(2), Sarıoğlu, S. E. (2013). Reel Döviz Kuru Belirsizliğinin Türkiye nin İhracatına Etkisi: Farklı Sektörler Üzerine Bir Analiz. Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 13(1),

85 72 Sercu, P. and Uppal, R. (2003). Exchange Rate Volatility and International Trade: A General-Equilibrium Analysis. European Economic Review, 47(3), Sever, E. (2012). Döviz Kuru Dalgalanmalarının Tarımsal Dış Ticarete Etkisi: Türkiye Örneği. Akademik Araştırmalar ve Çalışmalar Dergisi (AKAD), 4(7), Sevüktekin, M. ve Nargeleçekenler, M. (2007). Ekonometrik Zaman Serileri Analizi. Nobel Yayın Dağıtım, Geliştirilmiş 2. Baskı, Ankara. Sims, C. (1986). Are Forecasting Models Usable For Policy Analysis?. Quarterly Review, Federal Reserve Bank of Minneapolis. Sims, C. (1980). Macroeconomics and Reality. Econometrica, 48, Solakoğlu, M. N. (2010). Exchange Rate Exposure and Real Exports. Applied Economics Letters, 17(5), Tarı, R. ve Bozkurt, H. (2006). Türkiye'de İstikrarsız Büyümenin VAR Modelleri ile Analizi ( ). Ekonometri ve İstatistik e-dergisi, 4, Tarı, R. ve Yıldırım, D. Ç. (2009). Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama. Journal of Management and Economics, 16(2), Thursby, J. and Thursby, M. (1987). Bilateral Trade Flows, the Linder Hypothesis, and Exchange Risk. The Review of Economics and Statistics, 69, Tomanova, L. (2013). Exchange Rate Volatility and The Foreign Trade in CEEC. In EY International Congress on Economics I (EYC2013), October 24-25, 2013, Ankara, Turkey (No: 267), Ekonomik Yaklaşım Association. Tunçsiper, B. ve Öksüzler, O. (2006). Döviz Kuru Riski Türkiye nin İhracatını Azaltır mı? Hata Doğrulama Yöntemi ile Bir Ampirik Değerlendirme. ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, 2(3), Türkyılmaz, S., Özer, M. ve Kutlu, E. (2007). Döviz Kuru Oynaklığı ile İthalat ve İhracat Arasındaki İlişkilerin Zaman Serisi Analizi. Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 7(2), Vergil, H. (2002). Exchange Rate Volatility in Turkey and Its Effect on Trade Flows. Journal of Economic and Social Research, 4(1), Yalçın, Y. (2008). Türkiye deki Finansal Serilerin Oynaklık Yapısı. Doktora Tezi, Gazi Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Ekonometri Anabilim Dalı, Ankara.

86 73 Yaman, D.(2012). Döviz Kuru Oynaklığının Dış Ticaret Üzerine Etkileri: Teori ve Uygulama. Yüksek Lisans Tezi, Hacettepe Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü İktisat Anabilim Dalı, Ankara. Yanıkkaya, H. Kaya, H. and Koçtürk, O. M. (2013). The Effect of Real Exchange Rates and Their Volatilities on the Selected Agricultural Commodity Exports: A Case Study on Turkey. Agricultural Economics Czech, 59(5), Yiğit, Ö. (2010). Çekirdek Enflasyon Tahmininde Yapısal VAR Yaklaşımı ve Türkiye Ekonomisi İçin Bir Uygulama. Yüksek Lisans Tezi, Gazi Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Ekonometri Anabilim Dalı, Ankara. Zakoian, J., (1991). Threshold Heteroscedasticity Model. Unpublished Manuscript, Insee. Zhang, Y., Chang, H. S. and Gauger, J. (2006). The Threshold Effect of Exchange Rate Volatility on Trade Volume: Evidence From G-7 Countries. International Economic Journal, 20(4),

87 74

88 EKLER 75

89 76 EK-1. Veriler GÖZLEM IHR ITH IHRBRE ITHBRE TRSUE TUFE ABSUE /01 2,710, ,717, /02 2,755, ,649, /03 2,753, ,948, /04 2,732, ,193, /05 2,863, ,872, /06 2,822, ,029, /07 2,992, ,218, /08 3,087, ,407, /09 3,234, ,469, /10 3,211, ,596, /11 3,321, ,809, /12 3,438, ,117, /01 3,623, ,832, /02 3,549, ,427, /03 3,681, ,753, /04 3,663, ,201, /05 3,662, ,352, /06 3,872, ,628, /07 4,090, ,709, /08 4,105, ,911, /09 4,062, ,911, /10 4,364, ,257, /11 4,150, ,963, /12 4,323, ,008, /01 4,693, ,271, /02 4,363, ,772, /03 4,778, ,815, /04 4,980, ,882, /05 5,126, ,056, /06 5,228, ,919, /07 5,394, ,277, /08 5,176, ,896, /09 5,516, ,045, /10 5,477, ,336, /11 5,712, ,700, /12 5,965, ,106, /01 5,906, ,948, /02 6,024, ,358, /03 6,046, ,515, /04 6,023, ,527, /05 5,989, ,476, /06 5,914, ,424, /07 5,770, ,460, /08 5,891, ,859, /09 6,553, ,844,

90 2005/10 6,341, ,961, /11 6,061, ,786, /12 6,616, ,452, /01 6,357, ,441, /02 6,457, ,002, /03 6,795, ,825, /04 6,588, ,923, /05 6,815, ,872, /06 7,609, ,843, /07 7,105, ,594, /08 7,176, ,768, /09 7,399, ,997, /10 7,139, ,883, /11 8,005, ,175, /12 8,044, ,294, /01 7,737, ,568, /02 8,130, ,704, /03 8,246, ,824, /04 8,465, ,316, /05 8,788, ,378, /06 8,720, ,952, /07 9,013, ,270, /08 9,172, ,073, /09 9,099, ,745, /10 9,613, ,418, /11 10,369, ,691, /12 10,055, ,307, /01 11,299, ,908, /02 11,388, ,439, /03 10,951, ,899, /04 11,162, ,640, /05 11,970, ,696, /06 11,861, ,050, /07 12,269, ,837, /08 11,890, ,763, /09 12,877, ,536, /10 9,384, ,298, /11 8,830, ,176, /12 8,069, ,603, /01 8,349, ,454, /02 8,849, ,192, /03 7,923, ,187, /04 7,433, ,993, /05 7,354, ,287, /06 8,196, ,734, /07 8,800, ,792, /08 8,457, ,757,

91 2009/09 8,874, ,710, /10 9,054, ,608, /11 9,151, ,201, /12 9,307, ,109, /01 8,636, ,734, /02 8,804, ,200, /03 9,250, ,964, /04 9,175, ,716, /05 9,832, ,582, /06 9,436, ,428, /07 9,230, ,268, /08 9,219, ,504, /09 9,573, ,012, /10 10,136, ,705, /11 9,772, ,618, /12 10,860, ,938, /01 10,562, ,064, /02 10,678, ,463, /03 11,038, ,079, /04 11,587, ,553, /05 10,993, ,249, /06 11,113, ,457, /07 11,821, ,080, /08 12,458, ,911, /09 10,799, ,934, /10 11,011, ,631, /11 11,250, ,391, /12 11,535, ,763, /01 11,473, ,963, /02 12,198, ,990, /03 12,358, ,969, /04 12,750, ,527, /05 12,880, ,133, /06 12,912, ,130, /07 12,958, ,028, /08 13,964, ,963, /09 12,927, ,122, /10 13,150, ,418, /11 12,647, ,441, /12 12,116, ,578, /01 12,417, ,330, /02 12,930, ,314, /03 12,727, ,381, /04 12,370, ,373, /05 12,838, ,555, /06 12,536, ,250, /07 12,642, ,401, /08 12,773, ,211,

92 2013/09 12,856, ,266, /10 12,516, ,732, /11 12,865, ,457, /12 12,709, ,103, /01 13,302, ,825, /02 13,801, ,104, /03 14,325, ,806, /04 13,121, ,281, /05 13,238, ,302, /06 13,074, ,504, /07 13,739, ,600, /08 12,559, ,902, /09 12,804, ,629, /10 12,775, ,137, /11 12,286, ,045, /12 12,282, ,228, /01 13,070, ,624, /02 13,093, ,724, /03 12,361, ,031, /04 12,990, ,961, /05 11,242, ,931, /06 11,604, ,373, /07 11,675, ,029, /08 11,838, ,323, /09 12,387, ,743, /10 12,121, ,534,

93 80 ÖZGEÇMİŞ Kişisel Bilgiler Soyadı, adı : ASLAN Çağlayan Uyruğu : T.C. Doğum tarihi ve yeri : 1985 Malatya Medeni hali : Evli Telefon : c.aslan3@gtb.gov.tr Eğitim Derece Yüksek lisans Eğitim Birimi Gazi Üniversitesi Sosyal Bilimler Mezuniyet tarihi Devam ediyor. Fakültesi Ekonometri Bölümü Lisans Orta Doğu Teknik Üniversitesi Fen 2012 Edebiyat Fakültesi İstatistik Bölümü Lise Malatya Anadolu Lisesi 2003 İş Deneyimi Yıl Yer Görev 2013-Devam Gümrük ve Ticaret Bakanlığı Uzman Yardımcısı Yabancı Dil İngilizce

94 GAZİLİ OLMAK AYRICALIKTIR...