TÜRKİYE DE İHRACATIN EKONOMİK BÜYÜME ÜZERİNE ETKİSİ: BİR ZAMAN SERİSİ ANALİZİ (*)

Transkript

1 TÜRKİYE DE İHRACATIN EKONOMİK BÜYÜME ÜZERİNE ETKİSİ: BİR ZAMAN SERİSİ ANALİZİ (*) Mehmet YAVUZ ( ) Özet: 1980 li yıllarda küreselleşme hareketlerinin hız kazanmasına paralel olarak dünya ekonomisinde iktisadi büyümenin sürükleyici gücünü oluşturan makro ekonomik politika arayışları da değişmiştir. Bu dönemden önce ithal ikamesine dayalı sanayileşme ve büyüme politikaları liberal akımlar ile birlikte değişmiş ve ihracata dayalı büyüme stratejilerine odaklanılmıştır. Bu bağlamda, tüm ülkeler için artan önemi dolayısıyla ihracat ve ekonomik arasındaki ilişkiler Türkiye ekonomisi dönemi için zaman serisi analizi yardımıyla incelenmiştir. İlgili zaman periyodu ve alt dönemlerine ayrılarak 24 Ocak Kararlarının büyüme süreci üzerindeki etkileri karşılaştırmalı olarak değerlendirilmiştir. Analizlerde, gayrisafi yurtiçi hasıla ve ihracat olmak üzere iki değişken kullanılmıştır. Değişkenlere ilişkin zaman serisi verileri ADF birim kök testi ile sınanmış ve değişkenlerin birinci fark düzeylerinde durağan oldukları gözlenmiştir. Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisini belirleyebilmek için Granger nedensellik testi uygulanmış ve her iki dönem için de ihracattan ekonomik büyüme doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi elde edilmiştir. Ayrıca, bu değişkenlere uygulanan EG eşbütünleşme testi sonucunda, söz konusu değişkenlerin eşbütünleşik olduğu her iki dönemde de ortaya konulmuştur. Yapılan regresyon analizleri ise; ikinci döneme kıyasla ilk dönemde ihracatın ekonomik büyüme üzerindeki etkisi daha baskın olduğunu göstermiştir. Bunun nedeni ise; Singer Prebisch tezinde de ele alınan, hammadde ve tarım gibi emek yoğun üretimde uzmanlaşan geri kalmış ülkelerin, dış ticaretin başlaması ile ihracat kalemlerinin oransal olarak küçülürken ithalat kalemlerinde bir değişiklik olmayacak ya da bu kalem artacaktır şeklinde açıklanmaktadır. JEL Kod: C22 Anahtar Kelimeler: Ekonomik Büyüme, İhracat, Zaman Serisi Analizi, Granger Nedensellik Testi, EG Eşbütünleşme Testi Abstract: Become more intense in the 1980s, in parallel with globalization movements that make up the world economy, the driving forces of economic growth in the search for macro-economic policies have also changed. Before this period of growth based on import substitution industrialization and export-led growth policies and strategies have changed with the liberal movements have been focused. In this context, hence the increasing importance of exports to all countries and economic relations between Turkey's economy for the period were examined using time series analysis. Divided into sub-periods and time period on 24 January Decisions are evaluated by comparing their effects on the growth process. In the analysis, two variables were used, including the gross domestic product and export. ADF unit root test for time series data related to the variables tested and observed variables are first difference stationary levels. Granger causality test was applied to ( ) Bu makale daha önce Ege Üniversitesi, 15. İktisat Öğrencileri Kongresi nde sunulmuştur. ( ) Atatürk Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, mehmet.yavuz@ogr.atauni.edu.tr

2 determine the causal relationship between the variables for each period and also a one-way causal relationship from exports to economic growth have been obtained. In addition, these variables, the EG cointegration test results, the variables that cointegration in both phases have been determined. In the regression analysis, the second period, compared to the more dominant in the first period showed that the effect of exports on economic growth. The reason for this; Singer - Prebisch thesis dealt with the raw materials and labor-intensive production, specializing in backward countries, such as agriculture, foreign trade shrinks proportionally with the commencement of items of export or import of this item will not be a change in the form of items described. JEL Code: C22 Keywords: Economic Growth, Exports, Time Series Analysis, Granger Causality Test, EG Cointegration Test Giriş Bir ekonominin en önemli sorunlarından birisi, ekonomik büyüme oranının nasıl artırılabileceğidir. Bu sorunun çözümünde en önemli yollardan birisi de, ihracatı artırmaktır. Çünkü ihracattaki artış ekonomideki mal ve hizmetlerin üretimini de artırmaktadır. İhracat artışının, üretimin büyümesini pozitif olarak etkilediğine ilişkin düşünce literatürde, İhracata Dayalı Büyüme Hipotezi (İDBH) olarak isimlendirilmektedir (Şimşek, 2003: 1). Ekonomik analizlerin vazgeçilmez kavramlarından biri olan büyüme, ülke refahının en önemli göstergesi olarak, üretim kapasitesindeki artışı ifade etmekte olup, GSMH veya onun fert başına düşen değerleri ile ölçülür. Ülkelerin büyüme verilerine bakarak ekonominin yapısını, gelişimini, halkın refah düzeyini tespit etmek mümkündür. Klasik karşılaştırmalı üstünlük teorisinde serbest ticaretin bütün ülkelerin lehine olduğu, dış ticaret yoluyla dünya refahının artacağı görüşü uzun bir süre kabul görmekle birlikte, 1929 krizi ile birlikte müdahaleci görüşlerin ağırlık kazanmasıyla uzun bir süre popülaritesini yitirmiştir lı yıllardan sonra müdahaleci politikaların sürdürülemez olduğu anlaşılınca bu politikalar sorgulanmaya başlanmış, birçok gelişmekte olan ülke ihracata yönelik politikaları tercih ederek serbest dış ticaret rejimini uygulamaya başlamışlardır. Özellikle ithal ikamesi uygulayan Latin Amerika ülkelerindeki düşük büyüme hızına rağmen, ihracata dayalı büyüme politikalarını uygulayarak yüksek büyüme hızını yakalayan Hong Kong, Singapur, Güney Kore ve Tayvan gibi Asya ülkelerinin ekonomik performansı, diğer gelişmekte olan ülkeleri etkileyerek pek çok ülkenin değişikliğe gitmesine sebep olmuştur. Bu bağlamda, Türkiye 1980 yılına kadar yüksek gümrük duvarları ve sıkı kambiyo politikası ile uyguladığı ithal ikameci politikaları terk ederek ihracata yönelik sanayileşme modelini benimsemiş ve uygulamaya başlamıştır (Takım, 2010: 2). İhracata dayalı strateji, ülkelerin serbest ticaret koşullarında karşılaştırmalı üstünlüğe sahip oldukları alanlarda üretim yapmalarını öngörmektedir. Bir başka deyişle, tüm sanayiler değil, ancak gelişme potansiyeline sahip olanlar özendirilmeye çalışılmalıdır. Bunu sağlamak için, ekonomiyi uluslararası ticaretten koparmayacak bir ticaret rejimi izlenmesi, ulusal kaynak tahsisinin ithal ikamesinde olduğu gibi sadece iç talep tarafından değil, uluslararası talep tarafından belirlenmesine izin verilmesi gerektiği vurgulanmaktadır (Kazgan, 1988: 32 38; Bilgin ve Şahbaz, 2009: 3).

3 1960 lı yılların ikinci yarısından itibaren yoğunluk kazanan ihracata dönük büyüme modelleri için iki temel kategori mevcuttur. Birincisi ihracattaki artışın büyüme ile pozitif ve doğrusal bir ilişki olduğu varsayımdan hareketle, ihracatta belli bir büyüme düzeyi tutturulduğunda, ülkenin dünya piyasalarında belirli mallar itibariyle göreli üstünlüğü sağlanacak ve böylece iktisadi kalkınma hedeflerine ulaşmış olacaktır. İkinci kategoride yer alan modellerde, talepten kaynaklanan ödemeler dengesi kısıtlarının ihracattaki artış ile bir ölçüde rahatlayabileceği ve dolayısıyla yüksek ihracat performansının yüksek büyüme düzeyini beraberinde getireceği vurgulanmaktadır ile 1970 li yıllarda yapılan araştırmaların hemen tümünde, ihracattaki artış ile gayri safi yurt içi üretim arasında doğrusal bir bağlantı olduğu ve ihracatın iktisadi büyüme sürecinde önemli bir rol olduğu görüşü ön plana çıkmaktadır (Gübe, 1997: 4). Türkiye de 1970 li yılların ortasından itibaren karşı karşıya kaldığı petrol krizi ile birlikte, ülke ekonomisi ciddi sorunlar yaşamıştır. Bu olumsuzlukları ortadan kaldırmak ve ekonominin gidişatına işlerlik kazandırmak için, Türkiye 1980 yılının Ocak ayında 24 Ocak kararları olarak bilinen geniş kapsamlı bir ekonomik paketi uygulamaya koymuştur (Varol, 2003). 24 Ocak kararları ile birlikte 1980 sonrası Türkiye ekonomisinde dışa açık ve ihracata yönelik bir sanayileşme modeli benimsenmiştir. Esnek kur politikası uygulamasına geçilerek Türk Lirası, ABD doları karşısında yüksek oranda devalüe edilmiştir. Yine bu dönemde, ihraç ürünlerimize dış piyasalarda rekabet gücü kazandırılması ve ihraç ürünleri içinde sanayi mamullerinin payının arttırılması amacıyla yeni teşvikler uygulamaya konulmaya başlanmıştır (Parasız, 2004: 288), ve 24 Ocak kararları ile ülkenin dış ticaret açığının ihracat artışı ile giderilmeye çalışılmıştır (Tecer, 2003: 71; Erdoğan, 2006: 2). Ekonomik büyüme ve kalkınma için gerekli olan dövizin ihracat yoluyla elde edilmesi gerekliliğinin önemi anlaşılmış, en sağlıklı döviz girişinin ihracat yoluyla sağlanacağı düşüncesiyle döviz gelirlerini arttırmak için ihracata büyük önem verilmesi gerektiğine inanılmıştır. Uygulanan politikalar sonucunda kriz yılları hariç olmak üzere bu tarihten itibaren hem ihracatta hem de büyümede önemli bir performans göstermiştir(takım, 2010: 2). Bu çalışmada Türkiye ekonomisi için yılları, iki periyodik döneme ayrılarak ihracatın ekonomik büyüme etkisi incelenmiştir. Çalışma altı bölümden oluşmaktadır. Birinci bölümde ihracat ile büyüme arasındaki ilişki incelenmiştir. İkinci bölümde ise Türkiye de ihracatın gelişimi ele alınmıştır. Üçüncü bölümde literatür özetine yer verilmiştir. Dördüncü bölümde ekonomik yöntem ve analiz yapılmıştır. Beşinci bölümde uygulama bulguları yer almaktadır. Altıncı ve son bölümde ise araştırma sonucu değerlendirilmiştir. I. İhracat ile Büyüme Arasındaki İlişki Dış ticaret teorileri, ülkelerin neden dış ticaret yaptıklarını, dış ticaretten sağlanan kayıp ve kazançların neler olduğunu, uluslar arası mal ve hizmet akımlarının hacmini ve bu akımların yurtiçi hasılaya katkısını açıklamaktadırlar (Takım, 2010: 3). Merkantilist düşünce sisteminde, değerli madenlerin stokunu artırmak dış ticaretin temeli olarak görülmüştür. Teoride ithalatı mümkün olduğu kadar kısmak, ihracatı ise teşvik etmek düşüncesi hâkimdir. Bu amacı gerçekleştirmek üzere devlet, dış ticaret politikası araçlarıyla gerekli düzenlemeleri yapmalıdır. Mutlak Üstünlük Teorisi nde merkantilist teorinin aksine serbest ticaretin bütün ülkelerin lehine olduğu savunulmuştur. Adam Smith e göre ülkeler kapalı ekonomik duruma göre daha kârlı olduğu için dış ticaret yaparlar. Bu teoriye göre bir ülke hangi malı daha ucuza

4 üretiyorsa kaynaklarını o mala tahsis etmelidir; böylece üstün olduğu malda daha etkin üretim yapabilmektedir. Bu yolla tüm ülkeler birbirlerine muhtaç olmaktadır ama bu sayede üretim çok fazla artmaktadır. David Ricardo aynı ekolün devamı olarak dış ticareti mutlak üstünlükle değil, karşılaştırmalı üstünlüğe dayandırır. Ricardo ya göre, ülkelerin dış ticaret yapmaları için mutlak üstünlüğe sahip olmalarına gerek yoktur. Önemli olan üstünlüğün derecesidir. Bu teori, her iki malı üretiminde de mutlak olarak dezavantajı olan ülke, daha az dezavantaja sahip olduğu malı ihraç ederse, bu malın üretim ve ihracatında karşılaştırmalı üstünlüğe sahip olur. Diğer taraftan bu ülke, daha fazla mutlak dezavantajı olduğu malın üretimini durduracağı için, bu malı diğer ülkelerden ithal edecektir. İDBH de, ekonomik büyümenin temel belirleyicisinin ihracat artışı olduğu ileri sürülmektedir. Bu modelin teorik altyapısını mantıksal bir temele yerleştiren en az dört yaklaşımdan söz edilebilir. Bunlardan ilki, Keynesçi kuramın dış ticaret çarpanı aracılığı ile ilgili olan yaklaşımıdır. Atıl kapasite ve işsizliğin bulunduğu açık bir ekonomide, tüketim, yatırım ve kamu harcamaları gibi, ihracat değişkeni de çıktıda genişlemeye yol açmaktadır. Bu artış çarpan nispetinde olmaktadır. İkinci yaklaşıma göre, gelişmekte olan ülkelerin büyümenin gerektirdiği yatırımları yapmaları ve üretimi sürdürmeleri için gereksinim duydukları ara mallarının sağlanması, bu ülkelerin ithalat kapasitelerine bağlıdır. Yatırım ve üretimde tamamlayıcı nitelikte olan bu malların, döviz darboğazı dolayısıyla ithal edilememesi büyümenin duraklamasına yol açabilir. Bu noktada ihracat, sermaye malları ithalatı için gerekli olan döviz gelirlerinin sağlanmasına yardımcı olarak, ekonomik büyümeye yol açmaktadır. Üçüncü yaklaşım bağlamında ihracat artışları, verimlilik düzeyini arttırmakta ve ihracat sektörü genel beceri düzeyinin yükselmesine neden olan ihracat ürünleri üretiminde uzmanlaşmanın gelişimine katkı sağlamaktadır. Bu durum, ekonomik büyüme açısından nispeten etkin olamayan ticaret dışı sektörlerden daha verimli kaynak kullanan ihracat sektörlerine doğru kaynakların yeniden dağılımına neden olur. Verimlilik değişimi ise çıktıda artışa neden olur ki, bu da Verdoorn Kanunu olarak adlandırılır. Verdoorn Kanunu; Ölçeğe göre artan getirinin söz konusu olduğu bir endüstrideki üretim artışı, üretim maliyetlerinin düşmesine ve aynı zamanda söz konusu sektöre yeniden yatırımda bulunma imkanını sağlayan bir fazlanın ortaya çıkmasına neden olacaktır. Söz konusu yeniden yatırım süreci sermaye stokunun artmasına ve dolayısıyla endüstrideki emek verimliliğinde bir artışa yol açacaktır. Verimlilikteki artışta çıktıda büyümeye neden olacaktır (Haris ve Lau, 1998). Ayrıca dışa dönük ticaret politikası gelişmiş teknolojilerin girişine, yaparak öğrenmeden doğan kazancın ortaya çıkmasına ve daha iyi yönetim uygulamalarının ülkeye girişi için gerekli olan alt yapının hazırlanmasına olanak sağlar. Bunun dışında, dış dünyadaki rekabet baskısı firmaları teknolojik değişime ve maliyet hesapları konusunda daha dikkatli davranmaya iten önemli bir faktördür. Firma ölçeğini dünya pazarına göre kurmuşsa, ihracatını sürdürebilmek için rekabet gücünü sürdürmeye dikkat etmek zorundadır (Moosa, 1999: 903; Giles ve Williams, 2000a; Panas ve Wamvoukas, 2002: 731). Dördüncü yaklaşım ise, sermaye yoğun imalat sanayi için büyük ölçüde geçerli olan ölçek ekonomileri ile ilgilidir. Günümüzde teknoloji, imalat sanayinin sermaye yoğun alanlarında, optimal üretim miktarını önemli ölçüde büyütmüştür (demir-çelik, petro-kimya gibi). Çoğu gelişmekte olan ülke (GOÜ), bu üretimleri karlı fiyatlardan gerçekleştiremeyecek durumdadırlar. Bu çerçevede ihracat, iç piyasası sınırlı olan ülkeler için dış talebi de sürece dahil ettiğinden, imalat sanayinde firmaların daha büyük ölçeklerde üretim yapmasını mümkün kılar. Böylece, hem düşük birim maliyetlerle üretim yapılabilir, hem de dış pazarlarda rekabet edebilme gücüne ulaşılabilir (Kazgan, 1988: 47 48; Giles ve Williams, 2000a; Panas ve Wamvoukas, 2002: 731; Bilgin ve Şahbaz, 2009: 3). Büyümeye dayalı ihracat artışı için de oldukça önemli bir teorik altyapı mevcuttur. Büyüme yurt içi arz ve talep dinamikleri tarafından sağlanmaktadır. Neo-klasik ticaret teorisi, ihracattan başka diğer faktörlerin ekonomik büyüme (ana girdi mallarındaki büyüme ve/veya

5 faktör verimliliği büyümesi gibi) üzerinde önemli etkilerinin olduğunu önerdiği gibi, büyümeye dayalı ihracat hipotezini de Bilgin ve Şahbaz da (2009) desteklemektedir. Neoklasiklere göre, ekonomik büyüme sahip olunan teknik beceri ve teknoloji düzeyini yükseltmektedir. Bu durum verimlilik düzeyini arttırmakta ve artan verimlilik de ülkenin yaptığı ihracatı kolaylaştıran bir karşılaştırmalı üstünlük yaratmaktadır. Ayrıca, piyasa başarısızlığının da sürekli hükümet müdahaleleri ile birlikte, büyümeye dayalı ihracat hipotezinin sonuçlarını desteklediği ileri sürülmektedir (Giles ve Willams, 2000a ve 2000b; Bilgin ve Şahbaz, 2009: 4-5). Büyümenin veya üretimin yönlendirdiği ihracat fikri, esas olarak korumacı politikaları önermektedir. Bu fikrin odak noktasında ise, uluslararası düzeyde rekabetçiliğin oluşturulabilmesi için yerli endüstrilerin korunması gerektiğini savunan bir anlayış yatmaktadır. Bu çerçevede, ihracata dayalı büyüme modelleri ile teknoloji uyumlu ticaret teorileri, ihracat ve verimlilik arasındaki nedensellik ilişkisinde tek yöne vurgu yapmaktadır. Son dönemdeki endüstri içi ticaret teorileri, ihracat ve verimlilik arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi ortaya koymuştur. Bu teoriler, aksak rekabeti, ölçek ekonomilerini ve ürün farklılaştırmasını birlikte ele alırlar. Böylece benzer faktör donanımına sahip ülkeler arasındaki ticaretin nedeni olarak ürün farklılaştırması, statik ölçek ekonomilerinin gerçekleşmesi aracılığıyla verimliliği arttırır. Ölçek ekonomilerinin ihracat üzerindeki pozitif etkisi yanında, dış ticaret bir ülkenin ortalama verimliliğini yükseltme eğiliminde olacaktır (Bilgin ve Şahbaz, 2009: 5). II. Türkiye de İhracatın Gelişimi Kurtuluş savaşından sonra cumhuriyet ilan edilmeden İzmir İktisat Kongresi nde alınan kararlara göre yeni cumhuriyetin iktisat politikaları şekillenmeye başlamıştır. Bu kongrede dış ticaretle ilgili, hammaddesi yurtiçinde bulunan sanayilerin kurulması, ulusal çıkarlara aykırı olmamak koşulu ile yabancı sermayeye izin verilmesi, gümrük vergileriyle yerli üreticilerin korunması gibi kararlar alınmıştır. Ancak Lozan Anlaşması nın gümrüklerle ilgili maddesinde, gümrüklerin 1929 yılına kadar devam edeceği hükmü nedeniyle bu konuda düzenleme yapılamamış, sadece konuyla ilgili politika beyanında bulunulmuştur. Liberal iktisat politikalarının uygulanmak istendiği döneminde Büyük Bunalıma kadar ihracatta artış gözlenmiştir. Toplam ihracatın büyük bir kısmı ise tarım ürünlerinden ibarettir.1930 lu yıllardan itibaren iç ve dış nedenlerin de etkisiyle dünyadaki konjonktüre paralel olarak uygulanan devletçilik politikalarının bir sonucu olarak, korumacı bir dış ticaret politikasının uygulandığı söylenebilir. Bu amaçla dövize ilişkin düzenlemeler yapmak üzere 1567 sayılı TPKKHK (Türk Parasının Kıymetini Koruma Hakkında Kanun) ve 1499 sayılı Gümrük Kanunu çıkarılmıştır. Büyük Bunalıma rağmen 1929 yılından 1938 yılına kadar hem büyümede hem de ihracat artışında önemli performans yaşanmıştır (Takım, 2010: 5). Türkiye İkinci Dünya Savaşı na katılmamasına rağmen krizin etkilerini en ağır biçimde yaşamış, ihracat ve döviz rezervlerindeki olumlu tabloya rağmen, tarım ve sanayideki küçülme milli gelirin düşmesine neden olmuştur (Boratav, 2002: 86; Takım, 2010: 6). Çok partili sisteme geçildiği 1950 li yıllardan itibaren uygulanan iktisat politikaları sonucu olarak 1946 da yapılan devalüasyonla birlikte liberal bir dış ticaret politikası benimsenmiştir. Dönem içerisinde ihracatın kompozisyonunda değişme olmamış, ihracatta artış yaşanmakla birlikte dönemin sonuna doğru ithalatta da önemli artış gözlenmiştir (Takım, 2010: 5) yıllarında planlı kalkınma dönemi ile birlikte Türkiye de uygulanan ithal ikameci politikalarla ihracat caydırılmış ve iç pazara yönelik üretim yapan sanayilere ağırlık verilmiş, bu sanayilerde yüksek koruma duvarlarıyla korunmuştur. Bununla birlikte, ihracat Birinci Beş Yıllık Plan hedeflerini aşmış ancak bileşiminde değişime olmamıştır. Sanayi

6 ürünlerinin payı dönem boyunca artmamış, tarım ürünlerinin payında artış yaşanmıştır (DTM, 2008: 8; Takım, 2010: 6) li yıllarda yaşanan büyük petrol krizi Türkiye yi de olumsuz yönde etkilemiş ve ihracat gelirinin büyük bir kısmı ancak petrol ithalatını karşılayacak düzeye gelmiştir. Üçüncü Beş Yıllık Planın da uygulandığı bu dönemde, ithalat hızla artarken, ihracat önemli bir gelişme gösterememiştir. İhracatın mal gruplarına bakıldığında, tarım ürünleri ilk sıralarda yer alırken, sanayi ürünlerinin payında belli bir yükselme yaşandığı gözlenmektedir (DTM, 2008: 9; Takım, 2010: 6). Türkiye de 1980 yılından sonra temel amacı, ekonominin serbest piyasa mekanizması kurallarına göre işlemesini sağlamak ve dünya ekonomisi ile bütünleşmeyi gerçekleştirmek olan ihracata dayalı sanayileşme ve büyüme modeli ile birlikte ekonomiyi dışa kapalı bir hale getiren ithal ikamesine dayalı sanayileşme stratejisi terk edilmiştir (Şenol, 2007: 12; Takım, 2010: 6) li yıllardan sonra ihracata dayalı büyüme politikaların uygulanması ile ihracatın önündeki yasal ve kurumsal engeller kaldırılmış, ihracatta KDV istisnası, vergi iadesi, ihracat kredisi ve garantisi getirilerek ihracatçıların doğrudan teşvikleri sağlanmış, dış ticaret rejimi liberalleştirilmiştir. Uygulanan politikalar sayesinde, dış ticaret hacminde ve özellikle ihracatta önemli artışlar gerçekleşmiş ve ihracat ürün kompozisyonu da önemli ölçüde değişmiştir (Takım, 2010: 6) ekonomik krizinin ardından ihracatta ciddi oranda artış görülmüştür. Kriz sonrasında Türk Lirası nın büyük oranlı devalüe edilmesi ile birlikte daralan iç talep sonucunda, firmalar, krizden çıkış yolu olarak ihracata yönelmişlerdir. Bunun neticesinde, ihracat 2001 yılında, 2000 yılına göre %12,8 oranında artmış ve 31,3 milyar dolar olmuştur. Bu artış 2002 yılında da devam etmiş, ihracat artışının sürdürülebilir bir yapıya kavuşturulmasını amacıyla İhracat Stratejik Planı, 2004 yılı Ocak ayı itibarıyla yürürlüğe konulmuştur yılında ihracatın lokomotifi sayılabilecek sanayi malları ihracatındaki artış %84,8 oranına ulaşmış ve toplam ihracat 73,5 milyar dolara ulaşmıştır. Stratejik planın uygulanmasıyla 2007 yılında ihracat %25,3 artışla 107,2 milyar dolar olarak gerçekleşmiştir. Böylece ihracat, ilk defa psikolojik sınır olarak kabul edilen 100 milyar doları geçmiş ayrıca dünya ihracatı içerisindeki payı da artmıştır yılında ise ihracat 132 milyar dolar olmuş, dünya ihracatı içerisindeki payı da %1,1 e yükselmiştir (DTM, 2008: 8; Şenol, 2007: 14; Takım, 2010: 6). III. Literatür Özeti Gelişmiş ülkeler açısından ihracattaki büyüme ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki hem teorik hem de ampirik literatürde hala geçerliliğini koruyan bir konu olmaya devam etmektedir. Bir çok ampirik çalışma, ihracatın büyüme üzerine etkisini veya ihracata dayalı büyüme hipotezini ya zaman serisi analizi yada yatay kesit analizi ile araştırma konusu haline getirmiştir. Bu konu ile ilgili ilk çalışmalar, ihracat büyümesi ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi inceleyen sabit korelasyon katsayısı hesaplamasına dayanmaktadır. Genel olarak bu çalışmalarda, ihracata dayalı büyüme tezini destekleyici, iki değişken arasında yüksek derecede ve pozitif yönde bir korelasyon katsayısına sahip olduğu gözlemlenmiştir. İkinci grup çalışmalarda ise, ihracat verilerine dayalı ve bu verilerin hariç tutulması sonucu elde edilen değişkenler ile tahmini büyüme modellerine ait regresyon eşitliğidir. Neoklasik büyüme tezi üzerine kurulmuş olan bu eşitlik, üretim analiz tekniği kullanılarak ihracat veya ihracat artışı rakamları şeklindeki açıklayıcı değişkenler kullanılması sonucu ortaya çıkmıştır. Bu grup çalışmalarda, ekonomik büyüme eşitliğinde ihracat büyümesini ifade eden katsayı yüksek derecede önemli sayılan pozitif yönlü bir değer almaktadır. İhracata dayalı büyüme hipotezini destekleyici regresyon eşitliğinde, ihracat büyümesini ifade eden değişkenin dâhil edilmesi ile tahmin edilen katsayılar önem arz etmektedir. Metodolojik yayımların temelini teşkil eden bu tür araştırmalar çoğu zaman eleştirilere maruz kalmıştır. Üçüncü tür çalışmalar

7 ise, ekonomik büyüme ve ihracat büyümesi arasında nedensellik ilişkisinin araştırılması yönünde olmuştur. Son dönemlerdeki gerek tek ülkeyi içeren çalışmalar gerekse ülke grupları ile yapılan çalışmalarda, İDBH de Granger nedensellik ve Sim s nedensellik testi ile araştırılmıştır. Bu çalışmalarda kullanılan bu testlerin en önemli eksikliği, orijinal zaman serisi verilerinin kointegre olmaması şeklindedir. Bu yüzden, Granger ve Sim s nedensellik testi kullanmadan önce büyüme ve ihracat rakamlarının kointegrasyon testi uygulaması sonucunda eşbütünleşik hale getirildikten sonra uygulama yapılması şeklinde olmuştur (Erdoğan, 2006: 4-5). Ekonomi literatüründe ihracatın büyümeye yol açması ile ilgili olarak çalışmalar da mevcuttur. Bunlardan İDBH yi destekleyen çalışmalardır. Bu çalışmalardan başlıcaları şunlardır. Tyler (1981), Kavoussi (1984), Rivera-Batiz ve Romer (1991), Grossman (1991), Bahmani-Oskooee ve Alse (1993), Sengupta and Espana (1994), Kwan and Kwok (1995), Doraisami (1996), Bahmani-Oskooee ve Niroomand (1999). Michaely (1977), Balassa (1978), Krueger (1978), Heller ve Porter (1978), Ram (1987), Thornton (1996), Frankel ve Romer (1996) gibi çalışmalarda ihracat ile büyüme arasında pozitif bir ilişkinin varlığı ortaya koyulmuştur (Love ve Chandra, 2005: 156; Takım, 2010: 3). Kugler (1991), Crospo ve Wörz (2003) ihracat ile GSMH arasındaki ilişkiyi zaman serileri analizi ile araştırdıkları çalışmalarında, ihracatın gelişmiş ülkelerde büyümeyi pozitif yönde etkilediğini ortaya koymuşlardır (Takım, 2010: 4). İDBH ni desteklemeyen çalışmalarda vardır. Bunlar; Akbar and Naqvi (2000), Ahmed et al.(2000), Panas and Vamvoukas (2002). Bu çalışma da bu gurupta yer almaktadır (Şimşek, 2003: 2). İDBH için Türkiye de yapılan çalışmalarda vardır. Şimşek in (2003), Türkiye ekonomisi için, dönemi için yaptığı çalışma sonucunda, uzun dönemde, çıktının büyümesinden ihracatın büyümesine doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi bulmuştur. Saatçioğlu ve Karaca nın (2004), yaptığı çalışmada Türkiye için dönemi ele alınmıştır. İki dönem şeklinde incelenen bu çalışmada ve yılı nedensellik ilişkisi incelenmiştir. Araştırma sonucunda, dönemi bir bütün olarak ele alındığında ekonomik büyümeden ihracata doğru bir nedensellik bulunurken, dönemlere ayrılan veriler incelendiğinde döneminde ihracattan ekonomik büyümeye bir nedensellik olmadığı, ancak dönemi için ihracattan ekonomik büyümeye doğru bir nedenselliğin olduğu sonucuna varmışlardır. Demirhan ın (2005), Türkiye de 1990 yılının ilk çeyreğinden 2004 yılının ilk çeyreği arasındaki dönemde ihracat ve büyüme arasındaki nedensellik ilişkisini araştırmak için yaptığı çalışma sonucunda, ihracat ve büyüme arasında tek yönlü bir ilişkinin bulunduğunu ve bu tek yönlü ilişkinin ihracattan büyümeye doğru olduğunu göstermektedir. Erdoğan ın (2006), Türkiye nin yılları arasındaki ihracat artışı ile büyüme arasındaki nedensellik ve uzun dönem ilişkisini (koentegrasyon) incelenmiştir. Araştırma sonucunda, iki değişken arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğu ve %10 anlamlılık düzeyinde iki taraflı bir nedensellik ilişkisinin olduğu tespit etmiştir. Bilgin ve Şahbaz ın (2009), Türkiye ekonomisi için ihracat ile büyüme arasındaki ilişkiyi test amacıyla, dönemi için aylık veri kullanarak yaptığı çalışmada, Toda ve Yamamoto yöntemine göre, ihracata dayalı büyüme hipotezini destekleyecek bir şekilde, ihracattan sanayi üretim endeksine doğru tek yönlü Granger nedensellik olgusu gözlemlenmiştir. Bunun dışında, ihracat ile dış ticaret hadleri arasında çift yönlü nedensellik ilişkisi elde edilmişlerdir. Takım ın (2010) yaptığı çalışmada, Türkiye verilerini kullanarak ihracat ile büyüme arasındaki ilişki Granger Nedensellik analiziyle test edilmiş ve ihracat artışının büyümedeki artışı desteklemediği sonucuna ulaşılmıştır.

8 IV. Yöntem ve Veriler Bu çalışmada, ihracat ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkileri araştırmak için zaman serisi analizi kullanılmıştır. Zaman serileri, bir dönemden diğerine değişkenlerin değerlerinin ardışık bir şekilde gözlendiği sayısal büyüklüklerdir. Gözlenen verilerin zaman içinde ardışık bir biçimde gerçekleşmesi bir koşul değil fakat düzenli aralıklarla dizinin gelişimini görme açısından gereklidir (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2007: 41; Yılmaz vd., 2011: 6). Zaman serisi analizi deyimi zaman serilerini modellemede öngörü bağlamında Box ve Jenkins (1970) tarafından geliştirilen bir yöntem olan Box-Jenkins yaklaşımı olarak adlandırılmıştır. Bu yaklaşım öngörü yapmak üzere iktisat teorisinin öne sürdüğü bağımsız değişkenleri kullanarak ekonometrik modelleme yaklaşımını terk ederek, yerine öngörüde bulunulacak değişkenin geçmiş dönemlerdeki davranışlarına dayalı bir yaklaşım getirmiştir. Bu nedenle bu yaklaşım belirli bir tahmin yürütme yöntemidir (Kennedy, 2006: 350; Yılmaz vd., 2011: 6). Zaman serisi verilerine dayalı ekonometrik modellerde serilerin zaman serisi özelliklerinin bilinmesi ve bu özelliklerin dikkate alınması gerekir. İktisadi zaman serileri, trend, mevsim, konjonktür ve düzensiz hareketlerin etkisi altındadır. Yani zaman serileri bu bileşenlere sahiptir. Verilerin zaman serisi özellikleri ise genel olarak iki başlık altında incelenir. Bunlar, deterministik ve stokastik özelliklerdir. Serilerin deterministik özellikleri, serilerde sabit, trend ve mevsimsellik bileşenlerin bulunup bulunmamasıdır. Serilerin stokastik özellikleri ise daha çok değişkenlerin durağan olup olmadıkları ile ilgilidir. Bununla birlikte zaman serisi analizlerinde, dikkate alınması gereken en önemli nokta bu serilerin durağan ya da durağan olmamalarıdır. Değişkenler arasında ekonometrik olarak anlamlı ilişkiler elde edilebilmesi için analizi yapılan serilerin durağan seriler olması gerekmektedir (Tarı, 2011: 374). Zaman serisi analizlerinde değişkenlere ait verilerde trend bulunuyorsa, bir serinin diğer bir seriye göre regresyonu hesaplanırken, ikisi arasında anlamlı bir ilişki olmasa bile çoğunlukla yüksek bir R 2 bulunur. Bu durum ise sahte regresyon sorununu işaret etmektedir. Dolayısıyla regresyonun gerçek bir ilişkiyi mi yoksa sahte bir ilişkiyi mi yansıttığı, zaman serisi verilerinin durağan olup olmadığı ile yakından ilgilidir. Eğer zaman serisi verileri durağan değilse elde edilen regresyon modellerine dayanılarak yapılan öngörüler gerçeklikten uzak olacaktır (Gujarati, 2011: 709; Yılmaz vd., 2011: 6). Genel olarak belirtmek gerekirse, ortalaması ile varyansı zaman içinde değişmeyen ve iki dönem arasındaki ortak varyansı, bu ortak varyansın hesaplandığı döneme değil de yalnızca iki dönem arasındaki uzaklığa bağlı olan olasılıklı bir süreç için durağandır denir. Y t gibi bir serinin durağan olma şartları şunlardır (Gujarati, 2011: 713; Yılmaz vd., 2011: 6). Ortalama : E(Y t ) = μ Varyans : Var(Y t ) = E(Y t μ ) 2 =σ 2 Ortak Varyans : γ k = E[( Y t μ)( Y t + k μ)] Eğer bir zaman serisi yukarıdaki anlamda durağan değilse, durağan olmayan zaman serisi adını alır. Herhangi bir zaman serisinin durağan olup olmadığını test etmek için kullanılan iki yaklaşım vardır: Korelogram testi ve birim kök testi. Bu çalışmada zaman serilerinin durağan olup olmadığını belirlemek amacıyla birim kök testi uygulanacaktır. A.Durağanlık İçin Birim Kök Testi Box-Jenkins yaklaşımında iktisadi zaman serisi verilerinde durağanlığın fark alma ile sağlanabileceği varsayılmıştır. Genel olarak ekonometristler ve iktisatçılar, iktisadi zaman serisi verilerinin genellikle trend nedeniyle durağan olmadıklarını, bunun da dışsal faktörler ile açıklanabildiğini ve trendin temizlenmesi durumunda serilerin durağan olacaklarını belirtmişlerdir (Kennedy, 2006: 355; Yılmaz vd., 2011: 7).

9 Durağanlığı sağlamak için d kez fark alınması durumunda, değişkenin d sırasında bütünleşik olduğu söylenir ve I(d) şeklinde gösterilir. Dolayısıyla sıfır sırasında bütünleşmiş bir değişken durağandır ve bu değişken I(0) ile ifade edilir. Benzer şekilde bir değişkeni durağan yapmak için bir kez fark alınması gerekliyse, o değişken için birinci sıradan bütünleşik denir ve I(1) olarak gösterilir (Kennedy, 2006: 356; Yılmaz vd., 2011: 7). Birim kök testi uygulanırken ilk önce aşağıdaki model ele alınır: Y t = Y t-1 + u t (1) Burada u t ortalaması sıfır, sabit varyanslı ve otokorelasyonu olmayan stokastik hata terimidir. Böyle bir hata terimi zaman serisi analizlerinde beyaz gürültü hata terimi olarak adlandırılır. Y t-1 in katsayısı aslında 1 e eşitse birim kök sorunuyla, yani durağan olmama durumuyla karşılaşılmış demektir. Dolayısıyla, Y t = ρy t-1 + u t (2) regresyonunun hesaplanması gerekir. ρ=1 bulunursa, o zaman Y t olasılıklı değişkeninin birim kökü vardır. Birim kökü olan bir zaman serisi, zaman serisi analizlerinde rassal yürüyüş olarak adlandırılır. Eşitlik (2) şu şekilde de yazılabilir: ΔY t = δy t-1 + u t (3) Burada δ =(ρ 1) ve ΔY t = Y t Y t-1 ifade etmektedir. Eğer δ = 0 veya ρ =1 olursa, ΔY t = (Y t Y t-1 ) = u t (4) olacaktır. Böylece rassal bir yürüyüşün birinci farkları durağan olacaktır (Gujarati, 2011: ; Yılmaz vd., 2011: 8). δ = 0 ve ρ =1 sıfır ön savıyla, geleneksel yolla hesaplanan t istatistiği, τ (tau) istatistiği olarak bilinir ve bunun eşik değerleri Dickey ile Fuller tarafından çizelgeleştirilmiştir. Yazında tau sınaması, Dickey-Fuller (DF) sınaması olarak da bilinir. Eğer ρ =1 sıfır ön savı reddedilirse yani zaman serisi durağansa bilinen t testi kullanılabilecektir. (Gujarati, 2011: 719; Yılmaz vd., 2011: 8). B. Granger Nedensellik Testi İki değişken arasındaki regresyon ilişkisi, bu değişkenler arasında bir sebep sonuç ilişkisini ortaya koymamaktadır. Fakat gecikmesi dağıtılmış bir modelde örneğin Y t ile X t arasındaki bir ilişkide her iki değişken de birbirini etkileyebilmektedir. Böyle bir modelde Y t nin X t yi etkilediği (Y t X t ) veya tersinin olduğu ( X t Y t ) söylenebilir. İki değişken arasında gecikmeli bir ilişki varsa bu değişken arasında sebep olma ilişkisi araştırılabilir. Bunun için Granger testine başvurulur. Granger nedensellik ilişkisi belli gecikmeler için H 0 hipotezi şeklinde Y t X t nin Granger nedeni değildir veya tersi şeklinde ifade edilir. n Y = αy + β X + u t i t i i t i 1t i= 1 i= 1 n n n (5) (6) X = α X + βy + u t i t i i t i 2t i= 1 i= 1 Burada u 1t ve u 2t hata terimlerinin ilişkisiz oldukları varsayılmaktadır. (5) ve (6) daki denklemler değişkenlerin geçmiş değerlerine bağlı olduğu kadar, kendi geçmiş değerlerinin de bir fonksiyonudur (Kutlar, 2007: 267; Yılmaz vd., 2011: 8). C. Eşbütünleşme Testi Eşbütünleşme analizi, iktisadi değişkenlere ait seriler durağan olmasalar bile, bu serilerin durağan bir doğrusal kombinasyonunun varolabileceğini ve bunun ekonometrik olarak belirlenebileceğini ileri sürmektedir. Dolayısıyla, değişkenler arasında uzun dönemli

10 bir ilişkinin varlığı eşbütünleşme analizi ile belirlenebilir. Durağan olmayan iki zaman serisi aynı dereceden entegre iseler, bu durumda iki seri arasında bir eşbütünleşme olabilir ve aralarındaki regresyon yanıltıcı olmaz. Başka bir ifade ile durağan olmayan iki seri bütünleşik iseler, bu durumda iki seri arasında bir eşbütünleşme olabilir ve bu iki serinin orijinal değerleri arasında bulunacak regresyon sahte olmayıp, anlamlı olabilecektir (Tarı, 2011: 415; Yılmaz vd., 2011: 9). Eşbütünleşme analizinde önemli olan, u t hata terimlerinin durağan olup olmamasıdır. Eğer u t hata terimleri durağan ise iki zaman dizisinde eşbütünleşme var demektir. Bu durum, değişkenlerin uzun dönemli bir ilişki içinde olduğunu gösterir. Bunun anlaşılabilmesi için kullanılan en yaygın test, Engle-Granger (EG) yöntemidir. EG eşbütünleşme testi; Y t = β 0 +β 1 X t + u t (7) regresyonu kullanılarak yapılmaktadır. Eşitlik (7)'deki regresyon tahmin edilerek e t = Y t Y t-1 hata terimleri elde edilir. Sonuçta şu denkleme ulaşılır: Δ e t =δe t-1 + v t (8) Eşitlik (8)'deki regresyon ile birlikte ADF istatistiği ve MacKinnon kritik değerleri bulunarak, e t hata terimlerine birim kök testi yapılır. ADF istatistiğinin mutlak değeri MacKinnon kritik değerlerinin mutlak değerinden küçükse, birim kök olduğuna ve e t serisinin durağan olmadığına, dolayısıyla da Y t ile X t değişkenlerinin eşbütünleşik olmadıklarına karar verilir. Eğer tersi geçerliyse, birim kök olmadığına ve e t serisinin durağan olduğuna, dolayısıyla da Y t ile X t değişkenlerinin eşbütünleşik oldukları sonucuna varılır (Tarı, 2011: ; Yılmaz vd., 2011: 9). Bu çalışmanın uygulama bölümüne konu olan değişkenlerin dönemi için yıllık verileri kullanılmış ve her değişkene ait veriler çeşitli kaynaklardan yararlanılmıştır. Oluşturulan modelde İhracatın ekonomik büyümeye olan katkısının ölçülmesi amaçlanmış ve GSYİH ile İhracat değişkenleri kullanılmıştır. GSYİH değişkeni, ekonometrik modelin bağımlı değişkenidir. Bu değişkene ait veriler, Kalkınma Bakanlığı (DPT) ve IMF (Uluslar arası Para Fonu) internet sayfasından elde edilmiştir. İhracat değişkeni ise, ekonometrik modelin bağımsız değişkenini oluşturmaktadır. Bu değişkene ait veriler, Türkiye İstatistik Kurumu ndan (TÜİK) alınmıştır. Çalışmanın uygulama sonuçları E-Views 5 paket programından elde edilmiştir. Bu değişkenlere ait veri seti Ek 1'de gösterilmiştir. Modelde dikkate alınan veri seti ışığında basit regresyon modelini şöyle yazabiliriz: GSYİH=β 0 + β 1 İHR+u GSYİH= Gayrisafi Yurtiçi Hasıla β 0 = Sabit Terim β 1 = Regresyon Katsayısı İHR= İhracat u= Stokastik Hata Terimidir. V. Uygulama Bulguları En Küçük Kareler (EKK) yöntemi ile regresyon modellerini tahmin edebilmek için serilerin durağan olması gerekmektedir. Çünkü durağan olmayan serilerle bir model test edildiğinde genellikle sahte regresyon sorunuyla karşılaşılmakta ve dolayısıyla da yanlış analiz sonuçlarına varılmaktadır. Eğer bağımlı ve bağımsız değişkenler durağan değilse regresyonun da bir anlamı kalmayacaktır. Yapılmış olan analizlerde Türkiye'den GSYİH ve ihracat olmak üzere toplam iki değişken kullanılmıştır. Bu değişkenler EKK modeli içerisinde değerlendirildiği için hepsine ait durağanlık bilgilerine ihtiyaç duyulmuştur. Durağan serileri elde etmek üzere serilerin logaritmik formları kullanılmıştır. Serilere ait logaritmik formların durağan olmadığı durumlarda bu serilere ait fark bilgilen elde edilmiştir.

11 Yukarıda da ifade edildiği gibi, bu çalışmada değişkenlerin durağan olup olmadıklarının belirlenebilmesi için birim kök testi uygulanmıştır. Birim kök testi uygulanırken de ADF tipi denkleme sabit ve trend unsurları eklenmiştir. Tablo 1, ilk dönem GSYİH ve ihracat değişkenine ait ADF birim kök testi sonuçlarını göstermektedir. İlk dönem için GSYİH değişkenine ait ADF test istatistiğinin mutlak değeri 2, iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 3, den küçük olduğu için seviye düzeyinde seride birim kök olduğu yani serinin durağan olmadığı anlaşılmaktadır. Seriyi durağanlaştırmak için 1. farkının alınması gerekmektedir. Benzer şekilde ihracat değişkenine ait ADF test istatistiğinin mutlak değeri 0, bu değer %10 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 3, den küçük olduğu için seviye düzeyinde seride birim kök olduğu yani serinin durağan olmadığı ve dolayısıyla da seriyi durağanlaştırmak için 1.farkının alınması gerektiği anlaşılmaktadır. Durağanlaştırma işlemi sırasında fark alınırken genellikle trend ve sabit kaybolmaktadır. Bu nedenle serinin farkı alınırken sabit ve trend konulmayacaktır (Tarı, 2005: 401; Yılmaz vd., 2011: 11). İlk dönem, GSYİH değişkeninin 1. farkı alındıktan sonra elde edilen ADF test istatistiğinin mutlak değeri 3, iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 1, dan büyük olduğu için ilk fark alma işleminde durağanlık sağlanmıştır. Seride birim kök yoktur, yani seri I(1) dir. İlk dönem ihracat değişkeninin 1. farkı alındıktan sonra elde edilen ADF test istatistiğinin mutlak değeri 1, iken, bu değer %10 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan -1, den büyük olduğu için ilk fark alma işleminde durağanlık sağlanmıştır. Seride birim kök yoktur, yani seri I(1) dir. Tablo 1: İlk Dönem GSYİH ve İhracat Değişkenine Ait ADF Birim Kök Testi Sonuçları Değişkenler Seviye 1. Fark Değerleri Değerleri GSYİH 2, , İHRACAT 0, , Kritik a : %1 4, , Değerler b : %5 3, , c : %10 3, , İkinci dönem için uygulanan ADF birim kök testi sonuçları Tablo 2 de gösterilmektedir. İkinci dönem için GSYİH değişkenine ait ADF test istatistiğinin mutlak değeri 2, iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 3, dan küçük olduğu için seviye düzeyinde seride birim kök olduğu yani serinin durağan olmadığı anlaşılmaktadır. Seriyi durağanlaştırmak için 1. farkının alınması gerekmektedir. Benzer şekilde ihracat değişkenine ait ADF test istatistiğinin mutlak değeri 2, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 3, dan küçük olduğu için seviye düzeyinde seride birim kök olduğu yani serinin durağan olmadığı ve dolayısıyla da seriyi durağanlaştırmak için 1.farkının alınması gerektiği sonucu orataya çıkmaktadır. İkinci dönem, GSYİH değişkeninin 1. farkı alındıktan sonra elde edilen ADF test istatistiğinin mutlak değeri 4, iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 1, dan büyük olduğu için ilk fark alma işleminde durağanlık sağlanmıştır. Seride birim kök yoktur, yani seri I(1) dir. İkinci dönem ihracat değişkeninin 1. farkı alındıktan sonra elde edilen ADF test istatistiğinin mutlak değeri 3, iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 1, dan büyük olduğu için ilk fark alma işleminde durağanlık sağlanmıştır. Seride birim kök yoktur, yani seri I(1) dir.

12 Tablo 2: İkinci Dönem GSYİH ve İhracat Değişkenine Ait ADF Birim Kök Testi Sonuçları Değişkenler Seviye 1. Fark Değerleri Değerleri GSYİH 2, , İHRACAT 2, , Kritik a : %1 4, , Değerler b : %5 3, , c : %10 3, , Tablo 3, ilk dönem Granger Nedensellik Testi sonuçlarını göstermektedir. Granger nedenselliğinde F istatistiğine ait olan olasılık (probability) değerleri, belirlenen anlamlılık düzeyinde dikkate alınarak nedenselliğin yönü hakkında bilgi edinilir (Yılmaz, vd., 2011: 13). Nedensellik analizi ilk dönem sonucunda, %5 anlamlılık düzeyinde İhracat'tan ekonomik büyümeye doğru tek yönlü nedensellik ilişkisi tespit edilmiş, ancak ekonomik büyümeden İhracata doğru bir nedensellik ilişkisi olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. Tablo 3: İlk Dönem Granger Nedensellik Testi Sonuçları Değişkenler Nedenselliğin Yönü F Değeri F ye Ait P Değeri İHR-GSYİH 7, ,00922 GSYİH-İHR - 0, ,94044 Tablo 4, ikinci dönem Granger Nedensellik Testi sonuçlarını vermektedir. Nedensellik analizi ilk dönem sonucunda, %5 anlamlılık düzeyinde İhracat'tan ekonomik büyümeye doğru tek yönlü nedensellik ilişkisi tespit edilmiş, ancak ekonomik büyümeden İhracata doğru bir nedensellik ilişkisi olmadığı sonucuna varılmıştır. Tablo 4: İkinci Dönem Granger Nedensellik Testi Sonuçları Değişkenler Nedenselliğin Yönü F Değeri F ye Ait P Değeri İHR-GSYİH 8, ,00648 GSYİH-İHR - 0, ,63913 Bu işlemlerden sonra, ilk dönem için model EKK yöntemi ile regresyona tabi tutulmuş ve elde edilen test sonuçları Tablo 5 de verilmiştir. Tablo 5 de gösterilen test sonuçlarına göre, sabit terimin ve İhracat değişkeninin t değerlerine bakıldığında anlamlı olduğu görülmektedir. İlgili dönemde İhracat ta meydana gelecek %1 lik değişme karşılığında ekonomik büyüme pozitif yönlü olarak %0,96 oranında değişecektir. Ayrıca modelin açıklama gücünü ifade eden r 2 0,806 gibi bir değerdir ve dolayısıyla modelin açıklama gücü de yüksektir. Bağımlı değişken olan GSYİH de meydana gelen toplam değişimin %80,6 sı, bağımsız değişken olan İhracat tan meydana gelen değişmeler tarafından açıklanmaktadır. Kurulan modeli şu şekilde gösterebiliriz: loggsyih = β 0 +β 1 logihr + u

13 Tablo 5: İlk Dönem Model Tahmin Sonuçları Değişkenler Katsayılar Standart Hata t-değerleri Olasılık Değerleri C 3, , , ,0000 LOGİHR 0, , , ,0000 Model Tahmin Sonucu LOGGSYİH = 3, ,968721LOGİHR r 2 DW F F ye Ait P Değeri 0, , ,4982 0,00000 İkinci dönem içinde yapılan model EKK sonuçları tablo 6 da verilmiştir. Tablo 6 da verilen test sonuçlarına göre, sabit terimin ve İhracat değişkeninin t değerlerine bakıldığında anlamlı olduğu görülmektedir. İlgili dönemde İhracat ta meydana gelecek %1 lik değişme karşılığında ekonomik büyüme pozitif yönlü olarak %0,62 oranında değişecektir. Modelin açıklama gücünü ifade eden r 2 0,927 gibi yüksek bir değerdir ve dolayısıyla modelin açıklama gücü de yüksektir. Bağımlı değişken olan GSYİH de meydana gelen toplam değişimin %92,7 si, bağımsız değişken olan İhracat tan meydana gelen değişmeler tarafından açıklanmaktadır. Kurulan modeli şu şekilde gösterebiliriz: loggsyih = β 0 +β 1 logihr + u Tablo 6: İkinci Dönem Model Tahmin Sonuçları Değişkenler Katsayılar Standart Hata t-değerleri Olasılık Değerleri C 3, , , ,0000 LOGİHR 0, , , ,0000 Model Tahmin Sonucu LOGGSYİH = 3, , LOGİHR r 2 DW F F ye Ait P Değeri 0, , ,7840 0,00000 Modelde dikkate alınan değişkenlerin her iki dönem içinde tamamı 1. dereceden entegre olmuşlardır yani I(1) dir. Her iki değişken de I(1) düzeyinde durağan olduğundan dolayı, değişkenlerle elde edilen regresyonun sahte olup olmadığını belirleyebilmek için eşbütünleşme testi yapılmıştır. Tablo 7 ilk dönem, eşbütünleşme test sonuçlarını göstermektedir. EG yönteminden hareketle eşbütünleşme testi yapabilmek için ilk önce tahmin edilen regresyondan hareketle hata terimleri bulunmuştur. Hata terimleri bulunduktan sonra, bu hata terimlerine ADF birim kök testi uygulanmıştır. Hata terimleri bulunduktan sonra, bu hata terimlerine ADF birim kök testi uygulanmıştır. ADF test istatistiğinin mutlak değeri 7, iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 1, dan büyük olduğu için hata terimlerine ait olan seri durağandır.

14 Tablo 7: İlk Dönem Eşbütünleşme Test Sonuçları Değişken 1. Fark Değeri RESID 7, Kritik a : %1 2, Değerler b : %5 1, c : %10 1, İkinci dönem, eşbütünleşme test sonuçlarını tablo 8 de göstermektedir. EG yönteminden hareketle eşbütünleşme testi yapabilmek için ilk önce tahmin edilen regresyondan hareketle hata terimleri bulunmuştur. Hata terimleri bulunduktan sonra, bu hata terimlerine ADF birim kök testi uygulanmıştır. Hata terimleri bulunduktan sonra, bu hata terimlerine ADF birim kök testi uygulanmıştır. ADF test istatistiğinin mutlak değeri 6, iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan 1, dan büyük olduğu için hata terimlerine ait olan seri durağandır. Tablo 8: İkinci Dönem Eşbütünleşme Test Sonuçları Değişken 1. Fark Değeri RESID 6, Kritik a : %1 2, Değerler b : %5 1, c : %10 1, Dolayısıyla her iki dönemde her iki değişken de eşbütünleşiktir. Bu durum, ilgili değişkenlerin uzun dönemli bir ilişki içinde olduklarını ve modelin sahte regresyon içermediğini ifade etmektedir. VI. Sonuç ve Değerlendirme Bu çalışmanın amacı, Türkiye ekonomisi için yılları arasında, Türkiye de ihracatın ekonomik büyümeye etkisi ele alınmıştır. Türkiye nin özellikle 24 Ocak Kararlarından sonra ihracatın ekonomik büyümeye etkisini incelemek için çalışma iki dönem şeklinde incelenmiştir , dönemleri şeklinde iki alt periyoda ayrılmıştır. Yapılan analizler, ikinci döneme kıyasla ilk dönemin ekonomik büyümeye üzerindeki etkisinin daha fazla olduğu görülmektedir. Çünkü, ilk dönemde ihracat kompozisyonunun büyük bir kısmını tarımsal ürünler oluşmuş ve ihracat gelirlerinin %80 ini ihtiva etmiştir. Bu bağlamda, ilk dönemde yaratılan katma değerin daha baskın olduğunu söylemek mümkündür. Dolayısıyla ifade edilen sonucun Singer-Prebisch Tezi ile uyumlu olduğu olasılık dahilindedir. 24 Ocak Kararları ndan sonra ise, ihracat temel olarak montaj sanayine dayandığı için yüksek bir katma değer sağlanamamış ve buna bağlı olarak da ihracat büyüme sürecinde etkin bir rol oynayamamıştır. T.C. Ekonomi Bakanlığı nın Yeni Teşvik Sitemi Yatırımlarda Devlet Yardımları adlı yeni teşvik planında da açıklanan Türkiye de 100 dolarlık imalat yapmak için, 2008 yılında 41, 2009 da 38, 2010 ve 2011 yıllarında, 40 ve 43 dolarlık yatırım, ara mal ithal edilmektedir. Türkiye imalatının ithalata bağımlılığı, toplam üretim içindeki ithal ara mal ve yatırım malı, 2008 ve 2011 yılları arasında, %41, %38, %40 ve %43 olmuştur. İhracat potansiyeli açısından İtalya ve Türkiye yi karşılaştırmalı olarak inceleyen Sak (2012), yüksek teknolojiye sahip olan İtalya nın ihracat kapasitesinin

15 Türkiye ye kıyasla iki kat daha fazla olduğunu belirtmiştir. TÜSİAD ın yaptığı bir çalışmada, Türkiye nin ihracatında yüksek ve orta düzey teknoloji içeren ürünlerin paylarının zaman içindeki evrimi, orta düzey teknoloji içeren ürünlerin toplam ihracata oranı 2000 li yıllarda %20 dolayından %30-%35 düzeyine çıkmıştır. Buna karşılık ileri teknoloji içeren ürünlerin payı ise düşük kalmış, %2 -%2,5 civarında seyretmiştir. Burada üzerinde durulması gereken diğer bir nokta ise tercih meselesidir. İlk dönemin baskın çıkması o dönemde çok iyi ihracat yapıyoruz anlamına gelmemelidir. Çünkü, ilk dönem aralığındaki ihracat gelirlerimize bakıldığında, çok küçük miktarlar olduğu görülmektedir. 24 Ocak Kararları sonrası ihracatımızda büyük bir sıçrama yaşanmıştır. Tercih konusunda rakamlarının gösterdiği gibi, ikinci dönem tercih edilir. Burada yapılması gereken husus, ikinci dönemde ihracatın ekonomik büyümeye etkisini artırıcı politika kararları almak olacaktır. Türkiye de şuan uygulamada olan TOBB (Türkiye Odalar ve Borsalar Birliği) tarafından yürütülen UMEM BECERİ 1O (Uzmanlaşmış Meslek Edindirme Projesi) bu aşamada önemlidir. Öncelikle nitelikli elemanlar yetiştirmek hem Türkiye için hem de üretim ve ihracat için önemlidir. Diğer bir proje olan ve T.C. Bilim, Sanayi ve Teknoloji Bakanlığı tarafından yürütülen Planlı Sanayinin Temeli OSB ve KSS'lere Destek projesi kalifiye işgücünün istihdamı için uygulanması gereken bir projedir. Bunun yanında Ar-Ge faaliyetlerine önem arz etmektedir. Ar-Ge harcamalarının GSMH içindeki paylarına göre çalışma yapan Yeldan (2011), Ar-Ge harcamalarında önde gelen ülkeler, İsrail %4,65, İsveç %3,73, Finlandiya %3,41 olup, Japonya %3,39 ve Güney Kore %2,23 dür. Türkiye de bu oran %0,73 ile sınırlı seviyededir. Burada da görüldüğü gibi Ar-Ge harcamalarımız çok alt sevidedir. Sonuç olarak, Türkiye dışa açılma süresinde ihracatını arttırmayı başarmıştır. İlk dönemdeki ihracat rakamları bugün ile karşılaştırıldığında çok az miktarlardadır. Ancak ihracatın ekonomik büyümeye etkisi arzulanan seviyede değildir. Bu durumun giderilmesi için, hükümet katma değerli ihracatın artması için uygun politikalar yapması gerekliliği ortaya çıkmaktadır. KAYNAKÇA Aktaş, C. (2009), Türkiye nin İhracat, İthalat Ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Nedensellik Analizi, Kocaeli Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi (18) 2009 / 2: Bahmani-Oskooee, M. and Alse, J. (1993). Export Growth and Economic Growth: An Application of Cointegration and Error-Correction Modelling, The Journal of Developing Areas, Vol.27, July, pp Bahmani-Oskooee, M. and Niroomand, F. (1999). Openness and economic growth: an empirical investigation, Applied Economic Letters, Vol.6, pp Bilgin, C. ve Şahbaz, A. (2009), Türkiye de Büyüme ve İhracat Arasındaki Nedensellik İlişkileri, Gaziantep Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi; (1): Boratav, K. (2002), Türkiye nin İktisat Tarihi Ankara: İmge Yay. Crespo, J. and Wörz, J. (2003), On Exports Composition And Growth, (20/05/2005). Demirhan, E. (2005), Büyüme ve İhracat Arasındaki Nedensellik İlişkisi : Türkiye Örneği, Ankara Üniversitesi Siyasal Bilgiler Fakültesi Dergisi. 60(4),

16 Doraisami, A. (1996). Export Growth and Economic Growth: A Re-examination of Some Time Series Evidence of the Malaysian Experience, The Journal of Developing Areas, Vol.30, pp Erdoğan S. (2006), Türkiye nin İhracat Yapısındaki Değişme ve Büyüme İlişkisi : Koentegrasyon ve Nedensellik Testi Uygulaması, Selçuk Üniversitesi Karaman İ.İ.B.F. Dergisi Giles, J. And Williams, C. L.(2000a), Export-Led Growth: A Survey of the Empirical Literature and Some Non-Causality Result(Part1). Journal of International Trade and Economic Development, 9:3. ss Giles, J. And Williams, C. L.(2000b), Export-Led Growth: A Survey of the Empirical Literature and Some Non-Causality Result(Part2). Journal of International Trade and Economic Development, 9:4. ss Gujarati, Damodar N. (2011), Temel Ekonometri, Çev: Ümit Şenesen ve Gülay G. Şenesen, 8. Baskı, Literatür Yayıncılık, İstanbul. Gübe, Y. (1997), İktisadi Büyüme ve İhracat Performansı, Hazine Dergisi, Sayı 6. Grossman, H. (1991). Trade, innovation and growth, American Economic Review, Vol.80, pp Harris R. and Lau E. (1998), Verdoorn s Law adn Increasing Return to Scale in the UK Regions, : Some New Estimates Based on the Cointegration Approach. Oxford Economic Papers 50: Kavoussi, R.M. (1984). Export, Expansion and Economic Growth, Journal of Development Economics, Vol.14, Num.2, pp Kazgan, G. (1988), Ekonomide Dışa Açık Büyüme, Altın Kitaplar, İstanbul, s. 20. Kennedy, P. (2006), Ekonometri Kılavuzu, Çev: Muzaffer Sarımeşeli ve Şenay Açıkgöz, 5. Baskı, Gazi Kitapevi, Ankara. Kutlar, A. (2007), Ekonometriye Giriş, 1. Baskı, Nobel Yayınları, Ankara. Kugler, P. (1991), Growth, Exports and Cointtegration: An Empirical Investigation, Weltwirtschaftliches Archive, Vol. 127, No:2, Kwan, A.C.C. and B. Kwok (1995). Exogenity and the Export-led Growth Hypothesis: The Case of China, Southern Economic Journal, Vol.61, Num.8, pp Love, J. ve Chandra, R. (2005), Testing Export-Led Growth in Bangladesh in a Multivarate var Framework, Journal of Asian Economics, 15 (6), Moosa, I.A. (1999), Is The Export-Led Growth Hypothesis Valid For Autralia?, Applied Economics, Vol.31. pp Panas, E. And Vamvoukas, G. (2002), Further Evidence on the Export-Led Growth Hypothesis. Applied Economics Letters, Vol.9, pp Parasız, İ.(2004), Türkiye Ekonomisi, Ezgi Yayınevi, Bursa Rivera-Batiz, L.A. and Romer, P.M. (1991). Economic integration and endogenous growth, Quarterly Journal of Economics, Vol.106, pp Saatçioğlu C. ve Karaca O. (2004), Türkiye de İhracat İle Büyüme Arasındaki Nedensellik İlişkisi: 1980 Dönüşümün Etkisi, Yönetim, Yıl 15, Sayı 49, Ekim 2004, s Sak, G. (2012), Euro Kutlamaları Güme Gitti, Radikal Gazetesi, Erişim Tarihi: Sengupta, J.K. and Espana, J.R. (1994). Exports and economic growth in Asian NICs: an econometric analysis for Korea, Applied Economics, Vol.26, pp Sevüktekin, M. ve Nargeleçekenler M. (2007), Ekonometrik Zaman Serileri Analizi: E-Views Uygulamalı, 2. Baskı, Nobel Yayınları, Ankara. Şenol, C. (2007), Türkiye nin İhracatı Üzerine Bir Değerlendirme, Gümrük Dünyası Dergisi, 54.

17 Şimsek, M. (2003), İhracata Dayalı-Büyüme Hipotezinin Türkiye Ekonomsisi Verileri İle Analizi, , D.E.Ü.İ.İ.B.F.Dergisi Cilt:18 Sayı:2, Yıl:2003, ss: Takım, A. (2010), Türkiye de GSYİH ile İhracat Arasındaki İlişki : Granger Nedensellik Testi, Atatürk Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi (2): Tarı, R. (2005), Ekonometri, 3. Baskı, Kocaeli Üniversitesi Yayınları, No: 172, İstanbul. Tarı, R. (2011), Ekonometri, 7. Baskı, Umuttepe Yayınları, No: 91, İzmit-Kocaeli. Tecer, M. (2003), Türkiye Ekonomisi, TODAİE Yayınları, Ankara. TÜSİAD. (2011), Türkiye de Büyümenin Kısıtları: Bir Önceliklendirme Çalışması, İstanbul. Tyler, W. (1981). Growth and Export Expansion in Developing Countries: Some Empirical Evidence, Journal of Development Economics, Vol.9, Num.2, pp Yeldan E. (2011). Sürdürülebilir Kalkınma Kavramı ve Türkiye nin Gerçekleri, İktisat ve Toplum Dergisi, Yıl 2, Sayı 14, Yılmaz Ö.; Kaya V. ve Akıncı M. (2011), Türkiye de Doğrudan Yabancı Yatırımlar ve Ekonomik Büyümeye Etkisi( ). Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 3-4, 2011 Varol, G.Müge (2003) Cumhuriyetin 80. yılında Türk Dış Ticaretinin Gelişiminin Kısa Tarihçesi Dış Ticaret Dergisi, DTM Yay-Ekim.

18 Ek 1: Değişkenlere Ait Yıllık Zaman Serileri Değişken Adı Değişken Adı Yıllar GSYİH (Milyar ABD Doları) İhracat (Milyar ABD Doları) Yıllar GSYİH (Milyar ABD Doları) İhracat (Milyar ABD Doları) ,349 0, ,258 2, ,778 0, ,496 4, ,177 0, ,766 5, ,395 0, ,911 5, ,933 0, ,642 7, ,164 0, ,380 7, ,422 0, ,797 7, ,484 0, ,176 10, ,619 0, ,128 11, ,583 0, ,028 11, ,715 0, ,376 12, ,477 0, ,718 13, ,788 0, ,579 14, ,256 0, ,142 15, ,484 0, ,448 18, ,397 0, ,513 21, ,474 0, ,895 23, ,563 0, ,074 26, ,809 0, ,439 26, ,196 0, ,545 26, ,039 0, ,280 27, ,306 0, ,262 31, ,636 0, ,206 36, ,651 0, ,685 47, ,081 1, ,206 63, ,746 1, ,685 73, ,226 1, ,187 85, ,223 1, , , ,467 1, , , ,073 2, , , ,837 2, , ,883