Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sektörü İçin Ekonometrik Bir Analiz

Transkript

1 Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sekörü İçin Ekonomerik Bir Analiz Kuruluş BOZKURT Yrd. Doç. Dr., Adnan Menderes Üniversiesi Söke İşleme Fakülesi, Bankacılık ve Finans Bölümü Ayaç PEKMEZCİ Yrd. Doç. Dr., Muğla Sıkı Koçman Üniversiesi Fen Fakülesi, İsaisik Bölümü Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sekörü İçin Ekonomerik Bir Analiz Öze Bu çalışma ile amaçlanan Türk urizm sekörü için alep ve kur şokları arasındaki ilişkiyi eorik ve ampirik olarak incelemekir. Bu çerçevede Ocak 1996-Eylül 2012 dönemi için alep şoklarının gösergesi olarak uris sayılarının sandar haası ve kur şoklarının gösergesi olarak da dolar kurunun sandar haası kullanılmışır. Elde edilen bulgular ışığında urizm alebi şokundan döviz kuru şokuna doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi olduğu espi edilmişir. Bununla birlike, uzun dönemde döviz kuru şoku ile urizm alebi şoku arasında negaif bir ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Anahar Kelimeler: Döviz Kuru Şoku, Talep Şoku, Türk Turizm Sekörü, Nedensellik Analizi. Tourism Demand and Exchange Rae Shocks: An Empirical Analysis For Turkish Tourism Secor Absrac This sudy aims o analyze he relaionship beween demand and exchange rae shocks for Turkish ourism secor heoreically and empirically. In his conex, he sandard error of he number of ouris and he sandard error of exchange rae was used as an indicaor of demand shock and exchange rae shock for January 1996 and Sepember 2012, respecively. In ligh of he findings, a unidirecional causaliy has been found from ourism demand shock o exchange rae shock. Moreover, i is reached o conclusion ha here is a negaive long run relaionship beween ourism demand shock and exchange rae shock. Keywords: Exchange Rae Shock, Demand Shock, Turkish Tourism Secor, Causaliy Analysis. 1. Giriş 1980 sonrası dönemde Türkiye nin küresel ekonomiye enegrasyon süreci ile birlike küresel ekonomik krizlerden ve finansal gelişmelerden çok fazla ekilendiği, haa son çeyrek yüz yılda ise küresel finans piyasalarında yaşanan krizlerin özellikle hizme seköründe ciddi kırılganlıklar yaraığı görülmekedir. Zira ekonomik krizleri finans boyuu ile açıklamaya çalışan; birinci, ikinci ve üçüncü nesil kriz modelleri olarak adlandırılan çalışmalara bakıldığında bu modellerin en emel özelliğinin krizin yansımalarının döviz kurunda ve ödemeler bilânçosunda kendisini gösermesidir. Özellikle Türkiye de hizmeler sekörünün en önemli al sekörlerinden biri olan urizm seköründe fiya rekabeine ve fakör maliyelerine dayalı bir rekabe ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ, AĞUSTOS 2015, 10(2),

2 sraejisinin izleniyor olması döviz piyasalarındaki dalgalanmalar açısından kur şoklarını sekör açısından önemli kılmakadır. Diğer arafan, urizm sekörü diğer sekörler ile kıyaslandığında şoklardan çok çabuk bir biçimde ekilenebilmekedir. Turizm sekörünü ekileyebilecek önemli şok kaynakları güvenlik olayları, poliik ve siyasi kargaşalar, erör, bulaşıcı ve salgın hasalıklar, doğal afelerdir. Buna karşın başa perol fiyalarında yaşanan şoklar olmak üzere döviz kuru şoklarının urizm sekörü üzerindeki ekileri ise yeni yeni arışma alanı bulmakadır. Bu bağlamda ciddi mikarlarda sabi sermaye yaırımlarının yapıldığı ve çok riskli bir yaırım alanı olarak görülen urizm seköründe kur şoklarının ekileri son derece önemlidir. Bu çalışmada öncelikle kur ve alep şoku kavramları, ikinci olarak urizm sekörü açısından kur ve alep şokları arasındaki ilişki, eorik olarak açıklanmaya çalışılmışır. Son olarak Türk urizm sekörü için Ocak Eylül 2012 dönemini kapsayan bir zaman serisi oluşurularak kur şoku verileri ile urizm alebi şokları arasındaki ilişki analiz edilmişir. 2. Teorik Çerçeve Turizm lieraüründe doğrudan döviz kuru ve urizm alebi arasındaki ilişkiyi inceleyen çok sayıda çalışma bulunmamakadır. Lieraür açısından öncü olarak kabul edilebilecek Crouch (1994) çalışmasında döviz kurunun urizm alebinin ahmin edilmesinde önemli bir eken olduğu ifade edilmişir. Yine benzer şekilde Toh, Khan ve Ng (1997); İçöz vd. (1998); Webber (2001); Eila ve Einav (2004); Drisakis (2004); Pasourais vd. (2005); Gallego vd. (2007) çalışmalarında da döviz kurunun urizm alebini belirleyen önemli bir eken olduğu sonucuna ulaşılmışır. Bahar (2007) çalışmasında Türkiye için devalüasyonun dolaylı olarak döviz kurundaki değişmelerin uris sayısı üzerindeki ekisi analiz edilmiş ve bu dönemlerde döviz kurundaki arış ile birlike uris sayısında da önemli bir arış olduğu gözlenmişir. Buna karşın Eugenio-Marin ve Morales (2004); Mervar ve Payne (2007); Demirel vd. (2008) çalışmalarında döviz kurlarındaki dalgalanmalar ile uris sayıları arasında anlamlı ilişki espi edilememişir. Özellikle Demirel vd. (2008) çalışmasında Türkiye ye en fazla uris gönderen ve göreceli gelir seviyesi yüksek olan ABD, İngilere, Almanya ve Fransa gibi ülkelerden gelen urisler için döviz kuru dalgalanmalarının anlamlı ekiye sahip olmadığı sonucuna ulaşılmışır. Yine Narayan (2004) çalışmasında ise döviz kuru ile urizm alebi arasında ers yönlü bir nedensellik ilişkisi espi edilmişir. Diğer arafan urizm ekonomisi lieraüründe şokların (çoğunlukla sosyo-külürel) urizm faaliyeleri üzerindeki ekilerini inceleyen çalışmaların son derece sınırlı olduğu görülmekedir. Bu çalışmalarda serilerin durağan olup olmadığının analizi üzerinden şokların ekilerini yorumladıkları görülmekedir. Dolayısıyla şokların ilgili değişkenlere ai seriler üzerindeki ekisinin kalıcı mı yoksa geçici mi olduğunu 92 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

3 araşıran az sayıda bilimsel araşırmalar mevcuur. Bunlardan ilki Narayan (2005), Fiji için yıllarını kapsayan çalışmasıdır. Narayan burada uris harcamaları serisinin durağanlığını önce ADF esi ile araşırmış ve incelenen serinin durağan olmadığını, Zivo-Andrews ve Lumsdaine-Papell esleri askeri darbe dönemlerine denk gelen yapısal kırılmanın dikkae alınması halinde serinin durağan olduğunu gösermişir. Bhaacharya ve Narayan (2005) çalışmasında dönemi için Hindisan a gelen 10 ülkenin uris sayısı serisinin durağan olup olmadığını hem zaman serileri ve hem de panel birim kök esi ile incelemişir. Panel birim kök esi, serilerin durağan olduğunu göserirken, zaman serisinde bunun am ersi bir sonuç oraya çıkmışır. Doğal felakeler ve sınır ihlalleri gibi dışsal şokların Hindisan a gelen ziyareçiler üzerinde herhangi bir kalıcı ekisinin olmadığı yani serilerin durağan olduğu sonucuna varılmışır. Bu fakörlerin ülkenin urizm sekörü üzerindeki ekisinin geçici ve kısa dönemli olduğu oraya çıkmışır. Narayan (2008) çalışmasında dönemi için Avusralya ya 28 ayrı ülkeden gelen uris sayısı serisinin durağanlığını incelemişir. Panel birim kök esleri serilerin durağan olduğunu gösermiş ve bireysel birim kök esleri ise sadece yapısal kırılmanın dikkae alındığı durumda bu sonucu deseklemişir. Asya finansal krizi ve 11 Eylül eröris saldırıları gibi önemli iki yapısal kırılma durumunda Avusralya ya diğer 28 ülkeden gelen ziyareçi sayısında da %79 luk bir düşüş gözlemlenmişir. Narayan ve Prasad (2008) çalışmasında Lee-Srazicich birim kök esi yardımıyla bir ve iki yapısal kırılma eslerini kullanarak 4 pasifik ülkenin reel efekif döviz kurlarının durağanlığını incelemişlerdir. Papua Yeni Gine ve Fiji için , Solomon Adaları için ve Samoa için ise yıllarına ai zaman serileri oluşurulmuşur. Elde edilen sonuçlara göre Papua Yeni Gine ve Samoa için döviz kuru oranları durağan diğer bir deyişle, şokların reel döviz kurları üzerindeki ekisi geçici; Fiji ve Solomon Adaları için ise durağan değil yani şokların ekisinin kalıcı olduğu sonucuna varılmışır. Döviz kurlarının değişmesinin saın alma gücü pariesi üzerinde yaraığı eki kalıcı ise şokların ekisi kalıcı; eğer saın alma gücü pariesi üzerinde yaraılan eki geçici ise şokların ekisi de geçici olacakır. Benzer şekilde, oplam alepe kalıcı bir kayma yaraıyorsa şokların ekisi kalıcı; oplam alebi kaydırmadan sadece dalgalanmaya neden oluyorsa şokların ekisi geçicidir. Sivri (2010) çalışmasında Türkiye ekonomisinin dönemi için uris sayısı, yapıkları harcamaları ve kişi başına uris harcamalarının durağanlığı incelemişir. Yapısal kırılmanın dikkae alınmadığı durağanlık esi (Ng-Perron esi), serilerin durağan olmadığını gösermekedir. Buna karşılık bir ve iki yapısal kırılmaya izin AĞUSTOS

4 veren durağanlık esleri (Zivo-Andrews ve Lee-Srazicich) kullanıldığında, serilerin durağan olduğu oraya çıkmışır. Narayan (2011) çalışmasında döneminde Avusralya için eorik olarak gelişirilen bir makro model çerçevesinde urizm harcamaları ile GDP üzerindeki değişmelere şokların geçici ya da kalıcı bir ekisinin olup olmadığını ARDL esi ile araşırmışır. Turizm harcamaları ile GDP arasında orak rend ve döngüsellik ilişkisi bulmuşur. Ayrıca urizm harcamalarında şoklarının geçici ekisinin olduğu sonucuna ulaşmışır. 3. Model ve Veri Sei Bilindiği üzere iş çevrimleri eorilerinin emel yaklaşım nokası gelirdeki dalgalanmaların nedenlerini açıklamaya çalışmasıdır. Yani deki değişmenin nedenlerini belirlemesidir. Y Y Y Ancak gelirdeki değişme ( Y ) doğası gereği ooregresif bir süreci içerisinde barındırmakadır. Bu ooregresif süreci Eşilik (2) deki gibi gösermek mümkündür. Y p Y u (2) Denklemde, ooregresif süreçle bağlanılı olarak şokların ekilerini yansıan haa erimini ifade emekedir. Diğer arafan ; p 0,1 koşulu alında sabi bir kasayıdır. Bu süreç dâhilinde poziif bir şokun ( 0 ) çıkı düzeyini arıracağı buna karşın negaif bir şokun ise ( mümkündür. 1 1 u u p (1) 0 ) am aksine çıkı düzeyini azalacağını söylemek Burada bahsedilen şok kavramı genel anlamda makro ekonomik bir şok anımını içermekedir ve spesifik bir şok anımı da ooregresif süreci içereceği söylenebilir. Dolayısıyla bu çalışma için geçerli olacak ooregresif süreci içerisinde barındıran ve oralaması sıfırdan farklı, normal dağılıma sahip urizm alebi şok süreci aşağıdaki Eşilik (3) deki gibi ifade edilebilir. u ln, (3) s ln s s s Burada ln s, Türkiye ye yönelik urizm alebini ve da ooregresif süreçle bağlanılı olarak alep şokların ekilerini yansıan haa erimini ifade emekedir. 94 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

5 Yine benzer şekilde ooregresif bir süreci içerisinde barındıran ve oralaması sıfırdan farklı, normal dağılıma sahip döviz kuru şoku ise aşağıdaki Eşilik (4) deki gibi ifade edilebilir. ln, ln (4) dk s dk s dk s Diğer arafan çalışma kapsamında kullanılan veriler Türkiye için aylık olarak Ocak Eylül 2012 dönemine ai döviz kuru (DK, ABD Doları) ile uris sayısı (T) verileridir. Turis sayısı verileri T.C. Külür ve Turizm Bakanlığının, döviz kuru verileri de T.C. Merkez Bankasının isaisik veri abanlarından elde edilmişir. Bu nokada ilk olarak verilerin logarimik formları kullanılarak Eşilik (3) ve (4) deki regresyon modelleri ahmin edilmiş ve alep şoklarının gösergesi olarak kullanılan s dk s ile döviz kuru şoku kurunun gösergesi olarak kullanılan değerleri hesaplanmışır. İkinci aşamada ise hesaplanan şok serilerinin ADF birim kök esi ile durağan olup olmadığı analiz edilmişir. Üçüncü aşamada ise Granger nedensellik analizi uygulanarak ilgili seriler arasında bir nedensellik ilişkisinin olup olmadığı analiz edilmişir. Son aşamada ise espi edilen nedensellik ilişkisi kapsamında nedensellik ilişkisinin yönü ve söz konusu değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi olup olmadığını anlamak için Johansen eşbüünleşme esleri ( max ve race) yapılmışır. Kullanılan eslerde lieraürde en çok ercih edilen 0.05 anlamlılık düzeyi kullanılmışır. İlk eapa incelenen değişkenlere ADF Birim kök esinin sabi erimli modeli sonucuna göre Granger nedensellik analizi uygulanmışır. Bu analiz için gerekli olan en uygun gecikme uzunluğu seçiminde asimpoik olarak daha uarlı sonuçlar veren Schwarz Bilgi Krieri (SIC) kullanılmışır (Lükepohl, 1993). 4. Ekonomerik Yönem Ekonomerik zaman serisinde, değişkenler arasında anlamlı ilişkiler elde edilebilmesi için sağlanması gereken en önemli varsayım, kurulan regresyon modellerinde analizi yapılan serilerin durağan olması gerekiğidir. Bu ekin ve uarlı ahminler için gerekli bir varsayımdır. Zaman serisinin oralaması ile varyansı zaman içerisinde sisemaik olarak değişmiyorsa ve kovaryans zamana değil de yalnızca iki dönem arasındaki uzaklığa bağlı ise durağanlık söz konusudur. Bu nedenle durağanlık, zaman serisi ekonomerisinde en önemli kavramlardan biridir. Ancak ekonomerik zaman serileri, zaman içinde özellikle arma eğiliminde olduğundan serilerin çoğu durağan değildir. AĞUSTOS

6 Durağan serilerde serilerin dengeden uzaklaşmasına neden olan ekiler genellikle kısa vadede ekilerini kaybeden dışsal şoklardır. Geçici kabul edilen bu şoklar uzun vadede serinin dengesini bozmayacağından oluşurulan regresyon modelleri geçerli olacakır. Durağan olmayan değişkenlerin regresyon analizinde kullanılmasının yaraacağı sahe regresyon başa olmak üzere birçok sakınca vardır. Bu yüzden durağan olmayan zaman serileriyle yapılan analizler genelde güvenilir sonuçlar vermemekedir. Bu nedenle durağan serilerin kullanılması halinde bu sorunların önemli ölçüde giderileceği gerçeği üzerinde yoğun bir biçimde incelemeler başlamış ve bu amaçla birçok eknik gelişirilmişir (Gujarai, 2005). İlgilenilen ekonomik serilerin durağan olup olmadıkları birim kök esleriyle incelendiken sonra seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olup olmadığı eşbüünleşme analizi ile belirlenir. Eşbüünleşme analizi seriler durağan olmadığında, serilerin doğrusal bileşiminin durağan olabileceğini ve bunun ekonomerik olarak belirlenebileceğini ifade emekedir. Ayrıca değişkenler arasındaki ilişkinin yönü Granger nedensellik analizi ile belirlenmekedir. Eşbüünleşme analizi ile her biri ayrı ayrı durağan olmayan iki ya da daha fazla zaman serisi arasındaki ilişki açıklanabilmekedir. Değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığı, bu değişkenlerin uzun dönemde birlike hareke eiği anlamına gelmekedir (Enders, 1995). X ve Y birinci dereceden farkı (I(1)) alınmış iki zaman serisi olmak üzere bu iki serinin doğrusal birleşimi de I(1) olacakır. Ancak bazı koşullarda iki I(1) değişkeninin doğrusal birleşimi I(0) olan bir değişken oraya çıkarsa bu iki değişkene eşbüünleşik seriler denir (Cromwell e al, 1994). Uygulamada çok sayıda eşbüünleşme esi olmasına karşın Johansen eşbüünleşme esi çoğunlukla başvurulan bir es konumundadır. Johansen esinin emeli maris rankı ile karakerisik kökler arasındaki ilişkidir. Aslında bu es EG esinin çok denklemli genelleşirilmesinden ibareir (Bozkur, 2007; Kular, 2005; Pekmezci, 2011). Engle-Granger (EG), iki ya da daha fazla değişken arasında bir denge ilişkisi olabileceğini gösermişir. Popüler bir yaklaşım olmasına karşın değişkenler arasında birden fazla denge ilişkisi söz konusu olduğunda, sadece bir denge ilişkisi varmış gibi bir kısılamaya gidilmekedir. Bunun kapsamını genişlemek için Johansen (1988), çoklu eşbüünleşme vekörünün ahmin edilmesinde vekör ooregresif (VAR) modeli ile en çok olabilirlik yönemine dayanan bir es gelişirmişir. Diğer arafan; Johansen (1988) ve Johansen-Juselius (1990) ek denklem yaklaşımının zayıf dışsallık, iyi anımlanmış sınırlı bir dağılıma sahip olmaması ve ek eşbüünleşik vekör varsayımlarından kaynaklanan zorlukları oradan kaldıran ve en çok olabilirlik yönemine dayanan bir sisem yaklaşımı oraya koymuşlardır. 96 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

7 Johansen eşbüünleşme esleri birden fazla eşbüünleşik vekörün belirlenmesine olanak sağlamakadır. İsaisiksel özellikleri bakımından Johansen esinin EG esine göre daha güçlü olduğu genellikle kabul görmekedir (Charemza ve Deadman, 1993). Bu çalışmalarda ele alınan değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını anlamada En Büyük Özdeğer (lmax) ve İz (lrace) isaisikleri kullanılır. Değişkenler arasındaki üm eşbüünleşik ilişkiler bir büünlük içinde eşanlı olarak gözlenmekedir (Bozkur, 2007; Kar, 2001). Kullanılan değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını anlamada kullanılan lmax ve lrace isaisikleri Eşilik (5) deki gibi hesaplanmakadır. k i r 1 ln(1 ˆ race T i) ˆ max T ln(1 r 1) (5) Burada r değişkenler arasında en fazla eşbüünleşme vekör sayısını gösermekedir. race eşbüünleşik vekörlerin sayısını, max eşbüünleşik vekörlerin anlamlılığını sınamakadır. max ve race esi ile X ile Y serisi arasında eşbüünleşme ilişkisi yokur şeklindeki H 0 hipoezi es edilir. race > Tkriik veya max > Mkriik ise H 0 hipoezi reddedilir ve seriler arasında eşbüünleşme ilişkisi vardır (Enders, 1995; Johansen ve Juselius, 1990). EG eşbüünleşme esinde bağımlı-bağımsız değişken ayrımı yapılması gerekli iken Johansen yaklaşımının emelinde modeldeki üm değişkenlerin bağımlı değişken kabul edilmesi ve normalleşirme için değişken seçimine gerek duyulmaması yamakadır. Johansen var olabilecek üm farklı eşbüünleşme ilişkilerinin ahminine olanak veren bir es gelişirmiş ve bunlarla ilgili isaisiksel esleri oluşurmuşur (Tarı, 2010). Bu es, ilgilenilen değişkenler arasındaki en fazla sayıda eşbüünleşme vekörünü belirlemek ve paramerelerin en çok olabilirlik ahminlerini elde emek için kullanılmakadır (Holden ve Thompson, 1992). Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkilerinin belirlenmesi, verileri doğru bir isaisiksel modele ourabilmek için önemli bir aşamadır. Ayrıca ikisadi modellerde değişkenlerin sınıflandırılmasında yol gösericidir. Nedenselliğin yönü belirlendiğinde değişkenlerin hangisinin bağımlı hangisinin bağımsız olduğu oraya çıkacakır (Zellner, 1988). İsaisiksel olarak nedenselliği, bir zaman serisi değişkeninin gelecekeki ahmin değerlerinin, kendisinin ya da ilişkili başka bir zaman serisi değişkeninin geçmiş dönem değerlerinden ekilenerek elde edilmesi olarak anımlamak mümkündür. Nedensellik analizinin emel koşulu değişkenlerin durağan olmasıdır (Işığıçok, 1994). Değişkenler durağan ise nedensellik ilişkisinin varlığı ve yönü hakkında bilgi veren Granger, Sims ve Haugh gibi farklı nedensellik analizleri kullanılabilir. Ampirik AĞUSTOS

8 çalışmalarda Granger nedensellik analizi uygulamadaki kolaylığı nedeniyle en çok ercih edilen yönemdir. Granger nedensellik ilişkisi Eşilik (6) ve (7) de durağan olduğu bilinen seriler için bağımlı ve bağımsız değişkenlerin yer değişirmesiyle elde edilen ooregresif modeller ile açıklanmakadır. k X c X Y u 1 i i i i i 1 i 1 m (6) k Y c Y X v 2 i i i i i 1 i 1 m (7) Eşiliklerde yer alan u, v oralaması sıfır ve sonlu kovaryans marisine sahip olan bağımsız rassal haa erimleridir. Eşiliklerde yer alan k, m en uygun gecikme uzunluklarını gösermekedir. Bunun için AIC, SIC gibi çeşili bilgi krierleri kullanılmakadır. Granger nedensellik analizi eşiliklerde yer alan bağımsız değişkenin gecikmeli değer kasayılarının (, ) grup halinde sıfıra eşi olup olmadığı es edilerek yapılır. Belirlenen anlamlılık düzeyinde Eşilik (6) da H : 0 0 i hipoezi reddedilirse Y, X in nedenidir (Y X ), Eşilik (7) de H : 0 0 i hipoezi reddedilirse X, Y nin nedenidir ( X Y). Her iki H 0 hipoezi de reddedilirse X ile Y arasında karşılıklı (iki yönlü) bir nedensellik (Y X ) vardır. Sadece Eşilik (6) daki H 0 hipoezi reddedilirse Y den X e doğru ek yönlü, sadece Eşilik (7) deki H 0 hipoezi reddedilirse X den Y ye doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi vardır. i ve i kasayıları sıfırdan farklı değilse bu iki değişken arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi yokur (Kadılar, 2000; Karaca, 2003). 5. Uygulama Sonuçları ve Bulgular Yapılan analizler sonucunda mevsimsel ekilere sahip olduğu anlaşılan Turizm alebi şok serisi (T_S) Census X12 yönemi kullanılarak mevsimsel ekilerden arındırılmışır. Çalışmada kullanılacak değişkenlerin birinci dereceden durağan olup olmadığını belirlemek için lieraürde en yaygın kullanılan birim kök eslerinden ADF esi uygulanmışır. Değişkenler önce düzey değerleriyle, daha sonra birinci farkı alınmış değerleriyle ese abi uulmuşur. Analiz sonucu değişkenlerin hesaplanan es isaisiği değerleri Tablo 1 de verilmekedir. i i 98 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

9 Tablo 1. İncelenen Değişkenlerin ADF Birim Kök Tesi Sonuçları Model Cinsi Değişkenler Düzey Hali Birinci Fark Durağanlık Derecesi DK_S -2, ,33813* I(1) Sabi T_S -2, ,553267* I(1) Tablo Değeri -2, , * İlgili serilerin durağan olduğunu gösermekedir. İncelenen değişkenlerin düzey halinde hesaplanan es isaisiği değerleri ablo değerinden büyük olduğundan seriler durağan değildir ve birim köke sahipir. Ancak serilerin birinci farkı alındığında hesaplanan es isaisiği değerleri ablo değerinden küçük olduğundan seriler durağandır ve birim köke sahip değildir. İncelenen değişkenlerin I(1) olduğu söylenebilinir. İncelenen değişkenlerin bağımlı-bağımsız diye sınıflandırılması yani aralarındaki ilişkinin yönünü belirlemek için Granger nedensellik analizi uygulanmışır. Bu çalışmada incelediğimiz veri sei aylık olduğundan maksimum gecikme uzunluğu olarak 48 alınmışır. Opimal gecikme uzunluğu SIC ye göre 12 olarak belirlenmişir. Analiz sonucu değişkenler arasında oluşan olasılık değerleri Tablo 2 de verilmekedir. Tablo 2. İncelenen Değişkenlerin Granger Nedensellik Analizi Sonuçları Opimal Gecikme Uzunluğu T_S DK_S DK_S T_S 12 3,03013 (0,00072*) * Değişkenler arasındaki ilişkinin yönünü gösermekedir. 1,40438 (0,16842) İkinci süunda hesaplanan F isaisiğinin olasılık değeri 0,05 değerinden küçük olduğundan Turizm alebi şoku Döviz kuru şokunun Granger nedeni değildir şeklindeki H 0 hipoezi %5 anlamlılık seviyesinde reddedilmişir. Dolayısıyla, urizm alebi şoku döviz kuru şokunun bir nedenidir sonucuna varmak mümkündür. Üçüncü süunda hesaplanan F isaisiğinin olasılık değeri 0,05 değerinden büyük olduğundan Döviz kuru şoku Turizm alebi şokunun Granger nedeni değildir şeklindeki H 0 hipoezi %5 anlamlılık seviyesinde kabul edilmişir. Dolayısıyla, döviz AĞUSTOS

10 kuru şoku urizm alebi şokunun bir nedenidir sonucuna varmak mümkün değildir. Sonuç olarak urizm alebinden döviz kuruna doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi söz konusudur. Ayrıca bu analizden harekele bağımlı değişkenin döviz kuru şoku, bağımsız değişkenin ise urizm alebi şokunun olduğu söylenebilinir. Değişkenlerin durağanlık dereceleri I(1) ve aralarında ek yönlü nedensellik ilişkisi bulundukan sonra değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olup olmadığını belirlemek amacıyla max ve race eşbüünleşme esleri uygulanmışır. Analiz sonucu değişkenler arasında hesaplanan eşbüünleşme es isaisiği değerleri Tablo 3 de verilmekedir. Tablo 3. İncelenen değişkenlerin Eşbüünleşme Teslerinin Sonuçları İlişkinin Yönü T_S DK_S Tablo Değeri max 54,05916* 14,26460 race 54,86867* 15,49471 * İlgili serilerin aralarında uzun dönem ilişki olduğunu gösermekedir. race eşbüünleşik vekörlerin sayısını, max eşbüünleşik vekörlerin anlamlılığını sınamakadır. Bu eslerde Değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi yokur şeklindeki H 0 hipoezi es edilir. Oserwald-Lenum ablosuna göre race > Tkriik veya max > Mkriik olduğundan H 0 hipoezi reddedilir ve değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi vardır yani aralarında uzun dönemli ilişki olduğu görülmekedir. Bu sonuçlardan harekele, doğrusal olduğu varsayılan döviz kuru şoku ile urizm alebi şoku arasındaki ilişkinin model yapısını oraya koyan basi regresyon analizi yapılmış ve elde edilen model Tablo 4 de verilmekedir. Tablo 4. Döviz kuru şoku ile urizm alebi şoku arasındaki regresyon analizi sonuçları Değişkenler Kasayı Değerleri Anlamlılık Düzeyi Sabi -0, ,0000 T_S -4, ,0000 R 2 0, F 97, ,0000 DW 0, ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

11 Döviz kuru şoku ile urizm alebi şoku arasında negaif bir ilişki mevcuur. Tahmin edilen T_S parameresi ve modelin anlamlılığını göseren F isaisiği isaisiksel olarak %5 anlamlılık düzeyinde anlamlıdır. Korelasyon ilişkisini göseren R 2 kasayısı da değişkenler arasında zayıf bir ilişki olduğunu gösermekedir. Tahmin edilen T_S kasayısı (-4,391325) ise urizm alebi şokunda bir birimlik arış olduğu zaman döviz kuru şokunda yaklaşık 4 birimlik bir azalış olacağı seklinde yorumlanır. Ayrıca R 2 =0, > DW=0,00994 olduğundan kurulan regresyonun sahe olmadığı da görülmekedir. 6. Sonuç ve Değerlendirme Hizme sekörünün en önemli al sekörlerinden birisi olan urizm sekörü; imala sanayine, arım ve diğer sekörlere sağlamış olduğu poziif dışsallıklar yanında isihdamı arırıcı bir sekör olarak dünyada önemini her geçen gün arırmakadır. Turizm sekörünün özellikle 1980 sonrası dönemde, Türkiye nin küresel ekonomiye enegrasyonu ile birlike döviz kazandıran bir sekör olması nedeniyle Türkiye deki önemi de her geçen gün armakadır. Dolayısıyla urizm sekörü açısından dünya ölçeğinde ciddi bir rekabe yaşanmaka ve gerek yerel gerekse küresel sosyoekonomik ve sosyo-külürel gelişmeler urizm faaliyelerinin seyrini önemli ölçüde ekilemeke ve urizm olgusu da küresel bir kavram olarak karşımıza çıkmakadır. Diğer arafan sekörde fiya rekabeine dayalı bir büyüme sraejisi izleyen ülkelerde yaşanan fiya isikrarsızlıklarının, sekörü çok daha fazla ekilediği, buna karşın sekörde desinasyon çeşililiğini sağlayan ve fiya-kalie bağlanısını ve algısını iyi bir şekilde anımlayan ülkelerde ise yaşanan fiya isikrasızlıklarının sekörü daha az ekilediği görülmekedir. Turizm sekörü açısından fiya isikrarsızlıklarının kaynaklarına bakıldığında ise başa doğrudan fiya harekelerindeki belirsizliklerin yaramış olduğu sosyoekonomik gelişmeler ki birçok çalışmada bu durum kurlardaki değişmelerle açıklanmaya çalışılmışır ve urizm desinasyonlarının nicelik ve nielik açısından değerlendirilmesi nokasında söz konusu ülkede yaşanan sosyo-külürel gelişmeler önem arz emekedir. Zira gerek sosyo-ekonomik gerekse sosyo-külürel gelişmelerin yaramış olduğu değişimler hizme sekörünün doğası gereği urizm sekörü açısından fiya inibak mekanizmasının çok daha hızlı işlemesine neden olmakadır. AĞUSTOS

12 Bu çalışmada, urizm sekörü için sosyo-külürel bir yaklaşım yerine sosyoekonomik bir yaklaşım ercih edilmişir ve doğrudan kurlarda yaşanan değişmelerin ve/veya belirsizliklerin, urizm alebi ile nasıl bir ekileşim içerisinde olduğu sorusuna cevap aranmaya çalışılmışır. Bu bağlamda, Türk urizm sekörü için yapılan analizler sonucunda, döviz kuru şoku ile urizm alebi şoku arasında uzun dönemde negaif bir nedensellik ilişkisinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Söz konusu ampirik bulgular Türk urizm seköründeki fiyaa dayalı rekabe sürecinin kur değişmeleri ve/veya belirsizlikleri karşısında urizm alebine negaif bir ekisinin olduğunu gösermekedir. Diğer bir ifadeyle eorik olarak döviz kurunda yaşanan poziif bir şokun yuriçindeki urizm hizmelerinin fiyalarını söz konusu döviz kuru cinsinden ucuzlaacağı beklenmekedir. Ancak uygulama sonuçları Türk urizm sekörü için bu eorik çıkarımın am ersi bir durumun yaşandığını vurgulamakadır. Bu nokada mal piyasası için genel kabul görmüş olan düşük fiya- yüksek rekabe gücü eorik yaklaşımının urizm sekörü için geçerli olmadığı söylenebilir. Diğer arafan urizm seköründe, döviz kuru şoku ile urizm alebi şoku arasındaki negaif yönlü söz konusu nedensellik ilişkisinin, fiya- kalie algısı arasındaki ilişkiden kaynaklandığını da söylemek mümkündür. Diğer arafan döviz kurunda yaşanan negaif bir şok durumunda yuriçindeki urizm hizmelerinin fiyaları söz konusu döviz kuru cinsinden pahalılaşacağı, yerli para döviz karşısında değer kazanacağı için urizm alebi şokunda negaif bir eki yaraması beklenmekedir. Ancak uygulama sonuçları uzun dönemde yine am ersi bir durumun yaşandığını vurgulamakadır. Bu negaif şokun neicesi, kur cinsinden yüksek fiyaların yüksek hizme kaliesi olarak algılanmasına ve urizm alebinin armasına neden olabilecekir. Bu nokada göreli olarak Türk urizm sekörünün rakibi olan ülkelerin döviz kurlarını da dikkae almak daha kesin yargılara ulaşmamızı sağlayacakır ve söz konusu ülkelerin döviz kurlarını ile uris sayılarını dikkae alan başka bir çalışma ile bu çalışmanın oraya koymuş olduğu bulguların geçerliliği kuvvelendirilebilir. 102 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

13 Kaynaklar Bahar, O. (2007), Türkiye deki Devalüasyon Uygulamalarının Turizm Sekörü Üzerindeki Ekisi, Süleyman Demirel Üniversiesi İİBF Dergisi, 12 (1), Bhaacharya, M. ve Narayan, P. K. (2005), Tesing for he Random Walk Hypohesis in he Case of Visior Arrivals: Evidence from Indian Tourism, Applied Economics, 37, Bozkur, H. (2007), Zaman Serileri Analizi, Ekin Kiabevi, Bursa. Crouch, G. I. (1994), The Sudy of Inernaional Tourism Demand: A Review of Findings, Journal of Travel Research, Cromwell, J. B., Hannan, M. J., Labys, W. C. and Terraza, M. (1994), Mulivariae Tess for Time Series Models, Sage Publicaions Inc., USA. Demirel, B., Bozdağ, E. G. ve İnci, A. G. (2008), Döviz Kurlarındaki Dalgalanmaların Gelen Turis Sayısına Ekisi: Türkiye Örneği, DEÜ Ulusal İkisa Kongresi, İzmir, hp:// (Erişim Tarihi: 18/2/2014). Drisakis, N. (2004), Tourism as a Long-run Economic Growh Facor: An Empirical Invesigaion for Greece using Causaliy Analysis, Tourism Economics, 10, Eila, Y. ve Einav, L. (2004), Deerminans of Inernaional Tourism: A Three- Dimensional Panel Daa Analysis, Applied Economics, 36, Enders, W. (1995), Applied Economeric Time Series, John Wiley and Sons., New York. Eugenio-Marin, J. L., Moralis, N. M. ve Scarpa, R. (2004), Tourism and Economic Growh in Lain American Counries: A Panel Daa Approach, Noa Di Lavoro 26, Gallego, M. S., Ledesma-Rodriguez, F. J. ve Perez- Rodriguez, J. V. (2007), On he Impac of Exchange Rae Regimes on Tourism, Documenos de Economia y Finanzas Inernacionales, 1-16, hp:// final.pdf (Erişim Tarihi: 18 Şuba 2014). Gujarai, D. N. (2005), Temel Ekonomeri, Çev.: Ümi Şenesen ve Gülay Günlük Şenesen, Lieraür Yayıncılık, İsanbul. Holden, K. ve Thompson, J. (1992), Co-inegraion: An inroducory Survey, Briish Review of Economic Issues, 14 (33), AĞUSTOS

14 Işığıçok, E. (1994), Zaman Serilerinde Nedensellik Çözümlemesi, Uludağ Üniversiesi Basımevi, Bursa. İçöz, O., Var, T. ve Kozak, M. (1998), Tourism Demand in Turkey, Annals of Tourism Research, 25 (1), Johansen, S. ve Juselıus, K. (1990), Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisic, 52 (2), Johansen, S. (1988), Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamic and Conrol, 12, Kadılar, C. (2000), Uygulamalı Çok Değişkenli Zaman Serileri Analizi, Bizim Büro Basımevi, Ankara. Kar, M. (2001), Finansal Kalkınma ve Ekonomik Büyüme: Nedensellik İlişkisi, Dokuz Eylül Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi, 2 (2), Karaca, O. (2003), Türkiye de Enflasyon Büyüme İlişkisi: Zaman Serisi Analizi, Doğuş Üniversiesi Dergisi, 4 (2), Kular, A. (2005), Uygulamalı Ekonomeri, Nobel Yayın Dağıım, Ankara. Mervar, A. ve Payne, J. E. (2007), Analysis of Foreign Tourism Demand for Croaian Desinaions: Long-Run Elasiciy Esimaes, Tourism Economics, 13, Narayan P. K. (2011), Are Shocks o Tourism Transiory a Business Cycle Horizons?, Applied Economics, 43, Narayan, P. K. (2004), Economic Impac of Tourism on Fiji's Economy: Empirical Evidence from he Compuable General Equilibrium Model, Tourism Economics, 10, Narayan, P. K. (2005), The Srucure of Touris Expendiure in Fiji: Evidence from Uni Roo Srucural Break Tess, Applied Economics, 37, Narayan, P. K. (2008), Examining he Behaviour of Visior Arrivals o Ausralia from 28 Differen Counries, Transporaion Research Par A: Policy and Pracice, 42 (5), Narayan, P. K. ve Prasad, A. (2008), Examining he Behaviour of Visior Arrivals To Ausralia from Tweny Differen Counries: An Applicaion Of Panel Uni Roo Tess, Economic Papers, 27 (3), Pasourais, V., Frangouli, Z. ve Anasasopoulus, G. (2005), Compeiion in Tourism Among he Medierranean Counries, Applied Economics, 37, ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

15 Pekmezci, A. (2011), Eşbüünleşme Yönemlerinin Simülasyon Verileri ile Karşılaşırılması ve Bir Model Uygulaması, Dokora Tezi, Muğla Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü. Sivri, U. (2010), Şokların Yabancı Ziyareçi Sayısı ve Yabancı Ziyareçi Harcamaları Üzerindeki Ekisi Kalıcı Mıdır?, TİSK Akademi Dergisi, 5 (10), Tarı, R. (2010), Ekonomeri, Umuepe Yayınları, Kocaeli. Toh, R. S., Khan, H. ve Ng, F. T. (1997), Prospecs for he Tourism and Hoel Indusry in Singapore: A Regression Model, Cornell Hoel and Resauran Adminisraion Quarerly, 3, Webber, A. (2001), Exchange Rae Voaliy and Coenegraion in Tourism Demand, Journal of Travel Research, 39, Zellner, A. (1988), Causaliy and Casual Laws in Economics, Journal Economerics, 39, AĞUSTOS

16 106 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ