DÖVZ KURU VE DI TCARET HACM LKS: TÜRKYE ÖRNE ( )

Transkript

1 DÖVZ KURU VE DI TCARET HACM LKS: TÜRKYE ÖRNE ( ) Ör.Gör.Dr.H.Ali ATA Ör.Gör.Dr.brahim ARSLAN ÖZET Son yllarda küresellemenin de etkisiyle sermaye ve fiyat hareketleri önem kazanm ve bu durum ülkelerin dünyay tek pazar olarak görmelerine sebep olmutur. Türkiye nin bu süreci iyi bir ekilde de erlendirmesi; istikrarl bir fiyat düzeyi ortam oluturmas ve d ticaret alannda rekabet gücünü ön plana çkartan bir ekonomi politikas uygulamasna ba ldr. Bu çalmada Türk ekonomisinde yer alan makro de ikenler arasndaki iktisadi ve ekonometrik testlerin sonuçlar rapor edilmektedir. Türkiye gibi yüksek enflasyonun kronikleti i ülkelerde enflasyonla etkileim halinde bulunan ekonomik büyüklüklerin etkileim yönü ekonomi politikasnn ekillendirilmesi açsndan da önem tamaktadr. De ikenler arasndaki ilikileri test etmek üzere dönemine ait yllk veriler kullanlarak iktisadi ve ekonometrik analizler yaplmaktadr. Sisteme granger anlamnda nedensellik açsndan bakld nda döviz kuru ile d ticaret hacmi arasnda dolayl ve do rudan olmak üzere karlkl etkileim bulundu u görülmektedir. ABSTRACT In the last few years, with the effect of globalism capital and price must on gained importan and this situation caused the countries to see the world on the only market. Turkey s evaluating this process in a good sense to the formation of a steady prive level and application of a economical politics that makes the power of competition come into fore in foreign tarde of area. In this study, the economics and econometric test result between the macro changeable in Turkey economy are being reported. Gaziantep Üniversitesi, 0.0.B.F. 0letme Bölümü Gaziantep Üniversitesi, Nizip M.Y.O. Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 105

2 In countries that high inflation has become a chronic on it is in Turkey, the direction of the effection of economical greatnesses have relation with inflation has importan for shaping of the politics of economy. In order to test the relation between the changeables, economics and econometric analys are being done by using the annual datum of , A mutual direct and indirect effection is being seen between foreign exchange and foreign trade volume. I. GR Bir ülkenin önemli ekonomik problemlerinden biri olan istikrarl bir döviz kuru, dikkatleri bu konuya çekmekte ve dolaysyla aratrmaclar da problemin dinamiklerini belirlemeye dönük çalmalara yönlendirmektedir. Ancak bu çalmada konu bütün yönleriyle ele alnmayp, sadece d ticaret ile döviz kuru arasndaki ilikiler aratrlmaktadr 1. Burada döviz kuru ile d ticaret hacmi arasnda do rusal bir iliki bulunabilece i eklindeki görülerin, yllar arasn kapsayan dönemde Türkiye uygulamas ile geçerlili i ortaya koyulmaya çallmakta ve bu ilikinin yönü ekonometrik olarak analiz edilmektedir. D ticaret-döviz kuru ilikisi, yerli ve yabanc literatürde, çeitli aratrmaclar tarafndan farkl yöntemlerle incelenmitir. Yabanc çalmalara örnek olarak, Antonio Fatias (2002), Nouriel Roubini (1992), Abeysinghe (1998), Alexei Krouglov (1999), Jordi Gali/Mark Gertler (2000), Klaus Reiner(2001), Rose (1991), verilebilir. Bu modeli olutururken daha önce yaplm çalmalardan yararlanlmtr. Türkiye de döviz kuru-d ticareti ilikisi, Ahmet Zengin (2001), Burç Ülengin (1995), Recep Tar (1997), K.Metin/Aenay Üçdo ruk (1998), Süleyman Ulutürk (2001), Durusoy/Tokatlo lu (1997) gibi yazarlarca aratrlmtr. Döviz kuru ile d ticaret hacmi arasndaki ilikinin aratrlmas için Türkiye deki veriler kullanlarak test edilecektir. Model kurulmasnda, hem iktisat teorilerinden hem de daha önce yaplan çalmalardan yararlanlarak, döviz kuru ile d ticaret hacmi ilikilendirilmitir. 1 Miguel BRAUN And Rafel Di TELLA, Inflation and Corruption, NBER Working Paper Series, March, 2001, pp Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

3 Burada döviz kuru ba ml de iken, di er de ikende ba msz de iken olarak kabul edilmektedir. Y=ba ml de iken Ba ml De iken = f(ba msz De ikenler) DK = f(dth) X=D ticaret hacmi Y=Döviz kuru de ikenleri ile ifade eden basit regresyon modeli kullanlmtr. De ikenlerin katsaylar b ler, söz konusu de ikenlerin bir birim de iti inde toptan eya fiyat indeksinde meydana gelecek de iimi verecektir. Model denklemi Y= b 0 + b 1 X 1 + e Bu çalmada Türkiye de döviz kuru, d ticaret ilikisi yukarda özetlenen yazarlarn yöntemine benzer bir yöntemle aratrlmtr. Önce döviz kuru ile d ticaret hacmi arasnda bir iliki olup olmad ve daha sonrada bu ilikinin yönü belirlenmeye çallmtr. Aratrmada hem dönemleri hem de yöntemleri farkl olarak ele alnmtr. D ticaret göstergeleri ile fiyat serilerindeki trendler, daha sonra bu iki seri arasndaki uzun dönem ilikileri ve en sonunda da bu de ikenler arasndaki nedensellik ilikileri aratrlmtr. Bunlar yaplrken de, srasyla birim kök, regresyon, ko-entegrasyon ve granger nedensellik analizleri kullanlmtr. Bu nedenle, koentegre olan (uzun dönem ilikisine sahip olan) seriler arasndaki nedensellik ilikileri aratrlm ve sonuçta d ticaret ve döviz kuru arasnda pozitif bir iliki oldu u ortaya çkmtr. II. ARATIRMA YÖNTEM VE VERLER Bu uygulamada, Türkiye de 1980 ile 2000 yllar arasnda, d ticaret hacmi ve döviz kuru verileri arasndaki iliki aratrlm ve bu amaçla regresyon analizi yaplmtr. Bulunan bu regresyonun yalanc olup olmad ise ebütünleim kavram içerisinde incelenmi ve birim Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 107

4 kök testleri ile iki serinin ebütünleim seriler olup olmadklar aratrlmtr. Çalmada kullanlan veriler dönemini içermektedir. D ticaret hacmi ve döviz kuru na ait veriler TCMB ile D0E nin istatistik göstergeler yaynndan alnarak düzenlenmitir. Her de ikenin zaman serisi özelliklerini incelerken öncelikle serilerin dura an olup olmadklarn saptamak gerekir. III. AMPRK SONUÇLAR VE DEERLENDRME 0ktisadi analiz, ekonominin fonksiyonel ilikilerini inceleyip, ekonomik faaliyetlerin gidiini belirtmeye yarayan istatistikleri ifade eder. Bu analizler ekonomik ve mali politikalar düzeltmekle görevli kamu yetkililerince sürekli olarak izlenir ve gerekli politika de iiklikleri yaplarak ekonomik sorunlarn ortaya çk önceden önlenmeye çallr. Ele alnan de ikenlerin de erlerinin tablo ve grafik yardmyla iktisat teorisi ile uyuup uyumad na baklr. Bunu yaparken de grafik biçimde gösterip yorumlanabilir. 0ktisadi göstergeler çok çeitlidir. Bunlardan bazlar öyle belirtilebilir. Döviz kuru, d ticaret hacmi, v.s. gibi göstergelerden olumaktadr. 0ncelenen iktisadi olaya ilikin de ikenler önce iktisadi bir ön analize tabi tutulmutur. Bu analizlerde ortaya çkan anlaml ilikiler daha sonra ileri ampirik analizlere konu olmutur. Tablo 1:Döviz Kuru ve D9: Ticaret Hacmi Göstergeleri (%Y9ll9k) Y9llar DK 1,2 7,4 6,4 9 1,8 2,3 9,5 6,5 5, ,6 9,9 70,4 4,3 7,6 6,6 1,7 0,6 9,3 DTH 6,8 2, ,3 0,2 7,1 2 1,4 3,6 8,1 4,6 4,3 2,1 7,8 0,6 3,2 4,1 8,7 5, Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

5 DTH &/TL ekil 1: Döviz Kuru ile D9: Ticaret Hacmi Aras9ndaki li:ki (%Y9ll9k) 0hracat ve ithalat bir ülkenin genel ekonomik dengesinin kurulmasnda önemli yer tutan d ticaret hareketleridir. Türk ekonomisinin yapsal özellikleri bilhassa sanayinin yaps, d ekonomik politikalar çerçevesinde enflasyonun basksn artracak etkiye sahiptir ylndan günümüze kadar d ticaret hacminin genilemesi; ksmen ihracatn yurt içi mal arzn daraltmas ve özellikle ithalatn girdi maliyetlerini yükseltmesi nedeniyle döviz kuru üzerindeki arttrc basksn göreceli olarak devam ettirmektedir. Tablo 1 deki veriler incelendi inde, döviz kurunun düük oldu u yllarda d ticaret hacminde bir azalma oldu u görülmektedir. Bu nedenle döviz kuru ile d ticaret hacmi arasnda do ru yönde bir iliki oldu u görülmektedir. A) B0R0M KÖK TEST0 SONUÇLARI Bu iki seri arasnda yaplacak bir regresyon analizinin gerçek bir iliki mi yoksa sahte bir ilikiyi mi belirtti ini anlamak için önce d ticaret hacmi serisi, sonra da döviz kuru birim kök testine tabi tutulmaktadr 2. D ticaret hacmi serisinin orijinal hali birim kök testine tabi tutuldu unda E-views çktsnda aa daki sonuçlar elde edilmektedir. 2 Ertu rul ÇOLAK, Zaman Serilerinde Ebütünleim (Cointegration), Bilim Dergisi, Say:2, Ankara, 2001, ss Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 109

6 DTH ADF Test Statistic % Critical Value* *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. 5% Critical Value % Critical Value Yukardaki E-views çktsnda D ticaret hacmi serisinin dura an olmad görülmektedir. Çünkü Dickey-Fuller test istatisti i , %1, %5 ve %10 MacKinnon Kritik DeHerleri nden mutlak de er olarak küçüktür. Bu durumda D ticaret hacmi serisinin birinci farkn alnr ve tekrar birim kök testine tabi tutulur. Birinci farkn birim kök testi aa da verilmitir. DTH ADF Test Statistic % Critical Value* % Critical Value % Critical Value *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Yukardaki E-views çktsnda d ticaret hacmi serisinin dura an oldu u görülmektedir. Çünkü Dickey-Fuller test istatisti i , %1, %5, ve %10 MacKinnon Kritik DeHerleri den mutlak de er olarak büyüktür. Sonuçta d ticaret hacmi serisi birinci dereceden dura andr. DK ADF Test Statistic % Critical Value* % Critical Value % Critical Value *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Yukardaki E-views çktsnda Döviz kuru serisinin dura an olmad görülmektedir. Çünkü Dickey-Fuller test istatisti i , %1, %5 ve %10 MacKinnon Kritik DeHerleri den mutlak de er olarak küçüktür. Bu durumda Döviz kuru serisinin birinci farkn alnr ve tekrar birim kök testine tabi tutulur. Birinci farkn birim kök testi aa da verilmitir. 110 Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

7 DK ADF Test Statistic % Critical Value* % Critical Value % Critical Value *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Yukardaki E-views çktsnda Döviz kuru serisinin dura an oldu u görülmektedir. Çünkü Dickey-Fuller test istatisti i , %1, %5 ve %10 MacKinnon Kritik DeHerleri nden mutlak de er olarak büyüktür. Sonuçta döviz kuru serisi birinci dereceden dura andr. Tablo 2: Geni:letilmi: Dickey Fuller Birim Kök Analizi(ADF) Sabit terimli DeHi:kenler Sabit terimli ve trendli MacKinnon Kritik DeHerleri MacKinnon Kritik DeHerleri ADF 1% 5% 10% ADF 1% 5% 10% DTH ,5121-2,8972-2, ,4652-3,1589 DK ,5121-2,8972-2, ,4652-3,1589 DDTH ,5121-2,8972-2, ,4652-3,1589 DDK ,5121-2,8972-2, ,4652-3,1589 ADF testinden elde edilen bulgular çerçevesinde, Tablo 2 de görüldü ü gibi, de ikenlerin orijinal de erlerine ait ADF istatistiklerinin mutlak de erleri, çeitli anlamllk düzeylerindeki Mac Kinnon kritik de erlerinin mutlak de erlerinden büyük olmaktadr. B) KORELASYON ANAL0Z0 Korelasyon yöntemi, iktisadi de ikenler arasnda varolan ilikileri ölçmek için kullanlan di er bir yöntemdir. De iimleri rakamla ifade edilen olaylar arasndaki ilikiler korelasyon analizi metoduyla incelenebilir. Korelasyon, iki veya daha çok de iken arasndaki ilikinin derecesi olarak tanmlanabilir. Tesadüfi etkiler altnda bulunan kollektif nitelikteki olaylar arasndaki ilikiyi açklamada kullanlan korelasyon kavram istatistikte önemli bir rol Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 111

8 oynamakta ve kantitatif de ikenlerin incelendi i tüm alanlara baar ile uygulanabilmektedir 3. Tablo 3: Korelasyon Analizi DK DTH DK , DTH 0, * Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed). ** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). Tablo 3 de ba ml ve ba msz de ikenlerin birbirini etkileme oran gösterilmektedir. Tabloya göre, yllar arasndaki Türk ekonomisine ilikin olarak yaplan bu gözlemler, döviz kurunun d ticaret hacmini olumlu yönde etkiledi ini göstermektedir. Özellikle 1983 ylndan sonra döviz kurunun d ticaret hacmi üzerindeki etkisi belirgin bir biçimde ortaya çkmaktadr li yllarla birlikte sürekli olarak artan bir enflasyon yaanmtr. Özellikle finansal liberalizasyonun gerçekletirildi i 1990 l yllarda enflasyon daha yüksek seviyelerde seyretmeye balamtr. Bu durum ekonomideki en büyük belirsizli i beraberinde getirmektedir. Bu belirsizlik beraberinde yatrm maliyetlerini arttrmaktadr. Bu da iç talepte bir gerileme meydana getirmektedir. Genel olarak açklanmaya çallan döviz kurunun d ticaret hacmini olumlu yönde etkiledi i görüü yaplan ekonometrik çalmalar tarafndan da desteklenmektedir. Türk ekonomisinde döviz kuru ile d ticaret hacmi arasndaki ilikiye bakld nda 0, oranla iki de iken arasnda pozitif bir iliki bulundu u görülmektedir. Türkiye de 1980 ylndan sonra alnan ekonomik önlemlerle ekonominin da açlmas ile ihracatn sürükledi i sanayileme stratejisi benimsenmitir. Bununla birlikte emek yo un sektörlerde gelien ekonomisi ile d dünyada rekabet edemeyen Türkiye, teknoloji yo unluklu sanayilemek için sermaye ihtiyacn karlayamad ndan bir takm zorluklarla karlamtr. Çeitli dönemler kura müdahale ile bir üretim ve ihracat hamlesi 3 A. KOUTSOY0ANN0S, Ekonometri Kuram*, Verso Yaynlar, Ankara, 1989, s Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

9 balatm, ancak görece rekabet gücünü kaybetmemek için firmalara verdi i vergi ve benzer konularda ki tavizlerle, ülkenin ihracattan sa layaca fayday uzun süreli gerçekletirememitir. Türkiye nin dünya ticaret trendine ayak uydurmas, pazar payn artrrken, bundan sa layaca yarar azaltmamas gerekir. Türkiye nin d pazarlarda rekabet edebilmesi için istikrarl büyümeyi sa lamas, bunun için de sanayi üretimini artrmas gerekmektedir. C) REGRESYON ANAL0Z0 Ele alnan olaylar arasnda belirlenen ilikilerin teorik olarak gösterilmesi regresyon analizi ile yaplmaktadr. Regresyon analizi birden fazla de iken ve bunlar arasndaki ba ntlarn incelenmesinde kullanlan bir yöntemdir. Üzerinde durulan de ikenlerden ba ml de iken y, ba msz de iken x ise, y=f(x) eklindeki fonksiyona regresyon denir 4. y= b 0 +b 1 X 1 +u dk= b 0 +b 1 dth+u dk= döviz kuru (ba ml de iken) dth=d ticaret hacmi (ba msz de iken) b 0 : Do runun y-eksenini kesti i yer b 1 : Do runun e imi veya regresyon katsays u: Aansa ba l hata de eri Burada b 0 ve b 1 de erleri tüm popülasyon verileri kullanlarak hesaplanan teorik de erlerdir. Ancak yine de dikkate alnmayan ba msz de ikenler olabilece inden, verilerin rassal (ansa ba l) de iimlerini gösteren hata de eri (u) modele eklenmitir. Birim kök testleri sonucu DTH ve DK serilerinin ebütünleen seriler oldu u ortaya çkmtr, çünkü her iki seri de birinci dereceden dura andr (bütünleendir). Bu iki seri arasnda yaplacak olan bir regresyon analizi bize gerçek bir ilikiyi gösterir. Döviz kuru de ikenin ba ml de iken ve d ticaret hacmi açklayc de iken 4 Recep TARI, Ekonometri, Alfa Yaynlar, 0stanbul, 2001, ss Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 113

10 olarak alnd nda ve regresyon analizi uyguland nda aa daki sonuçlar elde edilmektedir. 5 Tablo 4: Regresyon Analizinin Sonuçlar9 Dependent Variable: D(DK) Method: Least Squares Date: 01/01/01 Time: 09:44 Sample(adjusted): Included observations: 19 after adjusting endpoints Convergence achieved after 27 iterations Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. D(DTH) C AR(1) R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Yukardaki E-views çktsnda d ticaret hacmi ile döviz kuru arasnda anlaml bir regresyon analizi bulunmutur. Bu analize göre R 2 = olarak elde edilmitir. Bu sonuca göre, döviz kurunda meydana gelen de iimin %16 i d ticaret hacminde meydana gelen de imelerle açklanmaktadr. Modelin açklanma gücü yüksek olup, regresyon do rusunun gözlemlere uyumu oldukça iyidir. DW= olarak elde edilmitir. Durbin Watson istatisti i bir regresyonda artklar arasnda otokorelasyon olup olmad n saptamada kullanlan bir ölçüttür. Burada elde edilen DW nin de eri tablodaki de erden büyük oldu undan dolay kabul edilmektedir. F istatisti i olarak elde edilmitir. Ba msz de ikenlerin ba ml de iken üzerinde etkili olup olmadklarn anlamak için F testi uygulanmaktadr. Seçilen belli bir anlam düzeyi ve açklayc de iken says ile serbestlik derecesine göre F tablosundan bir tablo F de eri bulunur. Elde edilen F de eri, tablo F de erinden küçükse 5 D.A., DICKEY and W.A., FULLER, Likelihood Ratio Statistics For Autoregresive Time Series With A Unit Root, Econometrica, 49, 1981, ss Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

11 hipotez kabul, büyükse reddedilir. Burada F hes. =9,910369> F tab.. =3,24 oldu undan, hipotez red edilir, alternatifi kabul edilir. Baka bir ifade ile regresyon bütünüyle anlamldr. Açklayc de iken olan DTH nin katsays olarak bulunmu ve t test istatisti i p=0.0000<0,05 düzeyinde anlamldr. Baka bir ifade ile t hes = < t tab = 1,725 oldu undan, hipotezi kabul edilmektedir. Bu durumda enflasyon oran, d ticaret hacmini negatif yönde etkileyen önemli bir de iken olmaktadr. Türkiye de döviz kuru ile d ticaret hacmi arasnda pozitif yönde bir iliki bulunmaktadr, yani döviz kuru arttkça d ticaret hacminde de bir art gözlenmektedir. Döviz kuru ile d ticaret hacmi ilikisi, büyümenin süreklili i açsndan da önemlidir. Makro ekonomik politikalarn baars uzun dönemde sürdürülebilir bir büyüme performansyla ölçülmektedir ylnda, liberalizasyon programnn yürürlü e girmesinden sonra oldukça tutarl götürülebilen gelirler politikasnn da gevetilmesiyle, hem tüketim a rlkl bir büyümenin kaynaklarndan biri harekete geçirilmi, hem de mali genilemenin finansman için sermaye hareketlerini kullanmann önü açlmtr. Mali disiplin sa lanmadan sermaye hareketlerinin serbest braklmas faizin yüksek seyrini kaçnlmaz klarken, sermaye girileri,yüksek faiz hadleri ve kurda TL nin de er kaybna yönelik politikalarn izlenmeyece i beklentisiyle yüksek düzeylerde seyretmeye devam etmitir. Ancak ekonomideki krlganl n yapsal olarak artyor olmas sermaye hareketlerini gerçekletiren yatrmclar gittikçe daha çekingen, dolaysyla daha yüksek bir risk primi talep eder konuma getirmitir. Böyle bir ortamda sermaye giriinin devam etmesini sa lamak için döviz kuru üzerindeki bask devam etmi ve böylece TL daha da de erlenmitir. Bütün bu gelimelerle birlikte sabit sermaye yatrmlar ekonomik büyümeyle bir paralellik arz etmektedir. Bu de ikenler regresyon denklemi ile ifade edilecek olursa aa daki ba nt bulunur. DK= b 0 +b 1 DTH +u DK= DTH + u Sonuç olarak, bu uygulamada de ikenlerin zaman serisi bakmndan regresyonun gerçek oldu u birim kök testleri ile ortaya Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 115

12 konulmaktadr. Ayrca her açklayc de ikenin hangi oranda açklanan de ikene etki yapt açklanmaktadr. D) KO-ENTEGRASYON ANAL0Z0 Teorik olarak birbirleriyle ilikili oldu u düünülen çok sayda ekonomik de ikenden iki veya daha fazlasnn birlikte hareket edip etmedi inin ko-entegrasyon analizi çerçevesinden tespit etmek mümkündür. Ko-entegrasyon analiz yönteminin iktisatçlar için asl önemi rakip iktisat teorilerinin test edilmesine olanak tanmasdr. Ko-entegrasyon yönteminde Türkiye nin, döviz kuru ile d ticaret hacmi tek tek test edilmektedir.test sonucunda ko-entegrasyon ilikisinin varl bulunursa (yani de ikenler arasnda uzun dönem teorik ilikisinin varl söz konusu ise) bunun anlam söz konusu iki ekonometrik de iken arasnda öngörülen neden-sonuç ilikisinin Türkiye için do ruland dr 6. Burada kullanlan ko-entegrasyon yöntemi Engle ve Granger (1987) de literatüre sunulan klasik yöntemdir. Buna göre, ilk aamada aa daki uzun dönem denkleminin en küçük kareler yöntemi(ekky) ile regresyon tahmini gerçekletirilir 7 : X t =a 0 + a 1 Y t + u t (8) Y t =b 0 + b 1 X t + u t (9) Regresyonlarndan biri kullanlarak yaplabilmektedir. Bu regresyonlardan biri bulunarak, onun yardm ile e t hata terimleri elde edilir. Buna göre, e t = \ et-1 +v t (10) olarak elde edilebilir. Burada X ve Y, aralarnda uzun dönem teorik nedensellik ilikisi yani ko-entegrasyon ilikisi arand iki de ikeni; a 0 ve b 0 sabit terimleri; a 1 ve b 1 ise, regresyon tahmin katsaylarn; u t ve u t ise regresyon hata terimlerini göstermektedir. 6 Nebiye YAMAK ve Yakup KÜÇÜKKALE, Türkiye de Kamu Harcamalar Ekonomik 0likisi, ktisat, /letme ve Finans Dergisi, Say:131, 1997, ss R.F., ENGLE and W.J. GRANGER, "Cointegration and Error Correction: Represantation, Estimation and Testing", Econometrica, 55, 1992, pp Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

13 Tablo 5: Johansen-Juselius Ko-Entegrasyon Test Sonuçlar9 DeHi:kenler Eigenvalue Olabilirlik Oran testi Kritik DeHer (% 5) Kritik DeHer (%1) Koentere vektör DK r _ 0 DTH r _ 1 *Eviews Programnda Koentegrasyon Analiz Sonuçlar Tablo 5 de verilen ko-entegrasyon bulgular, seriler arasnda uzun dönemli bir ilikinin varl na iaret etmektedir. Bu sonuca de ikenler bazl analiz için, olabilirlik oran istatisti i de erleriyle %5 ile %1 yanlma düzeyindeki tablo de erlerinin karlatrlmas ile ulalmtr. 1,2, tane ko-entegrasyon denklemi yazlabilir. Aeklindeki hipotezler olabilirlik oran istatisti i de erlerinin %5 ile %1 düzeyinde tablo de erlerinden büyük bir de er olmalar nedeniyle red edilmektedir. Dolaysyla seriler arasnda iki tane ko-entegrasyon denklemi yazlabilmekte yani uzun dönemli bir iliki mevcut bulunmaktadr. Böylece de ikenler arasndaki nedensellik ilikilerinin aratrlmas gere i ortaya çkmaktadr. E) GRANGER NEDENSELL0K TEST0 BULGULARI Gecikmeli de ikenlerin incelendi i bir regresyon modelinde incelenebilecek bir di er konu da, ekonomide bir iliki zaman serisi verileri kullanmak suretiyle aratrld nda ilikide nedensellik bulunup bulunmad nn ortaya konulmasdr. Granger Nedensellik Testi (Granger Causality Test) bu amaç için gelitirilmi bir yöntemdir. Nedensellik testi Keynesgil makro-ekonomik teori ve Granger testi ile açkl a kavuturulabilir. Bu çalmann asl amac d ticaret hacmi ile döviz kuru arasndaki ilikinin ne yönde etkilendi i hipotezini Türkiye açsndan test etmektir. Çalmada kullanlan yöntem Granger Nedensellik Testi dir. Ekonomik de ikenler arasndaki sebep-sonuç ilikileri nedensellik testleri ile aratrlmaktadr. D ticaret hacmi-döviz kuru arasnda karlkl bir belirlenme ilikisinin olmas, bunun nedenselli in yönünü aratrmak üzere granger nedenselli i test etmeye yöneltecektir. Dolaysyla ikinci olarak, döviz kuru göstergeleri ile d ticaret hacmi arasnda bir nedensellik irdelemesi yaplacaktr. Bu suretle, Granger s Causality Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 117

14 Test aracl ile, de ikenler arasnda ilk önce bir iliki olup olmad, ve varsa bu ilikinin yönü tespit edilmeye çallacaktr 8. Granger tarafndan 1969 ylnda balatlan iktisatta nedensellik testlerde, Y ve X gibi de ikenler arasndaki nedensellik ilikilerinin yönü belirlenmeye çallmaktadr. Burada iki de iken arasnda u dört farkl durumdan hangisinin geçerli oldu u aratrlmaktadr Y`X (X, Y yi etkilemekte) 2. YaX (Y, X i etkilemekte) 3. YbX (her ikisi de birbirlerini etkilemektedir) 4. YbX (aralarnda bir nedensellik yoktur.) Bir önceki ksmda de ikenlere ait serilerin koentegre olduklar tespit edilmiti. Bu durum ise de ikenler arasnda bir nedensellik olabilece i iaretini vermektedir. Bu yüzden bunu tespit edebilmek amacyla daha evvel de belirtildi i gibi Granger Nedensellik Test i uygulanacaktr. Granger Nedensellik F da lm takip etti inden F testi kullanlacaktr. Granger Nedensellik Test inde nedenselli in yönünü bulabilmek amacyla gecikmeli de ikenler kullanmak gerekmektedir. Dolaysyla, buradaki analizde de ikenlerin gecikmeli de erleri 2 yl gecikmeli olarak analizlere dahil edilmitir 10. DK = a o + 2 i= 1 a dk i ti + i= 1 b dth i ti + u t (11) DTH = b o + 2 i= 1 b dth o ti + 2 i= 1 a dk i ti + u t (12) 8 W.J., GRANGER, Investigating Causal Relations By Econometric Models and Cross Spectral Methods, Econometrica, 1969, pp Recep TARI, Türkiye de Enflasyon-Ücret 0likisi (Ekonometrik Analiz), Kocaeli Üniversitesi BF Dergisi, Say:2, 1998, s A., HALL, Testing For A Unit Root In Time Series With Pretest Data Based Model Selection, Discussion Paper, Dept. of Economics NCSU, 1990, pp Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

15 Burada DK, döviz kuru, DTH, d ticaret hacmi olarak ele alnmtr. Döviz kuru ile d ticaret hacmi arasnda nedensellik ilikisi için 1 ve 2 nolu denklemler kullanlmtr 11. Test edilen hipotezler srasyla eklindedir. Bu hipotezler, 1.denklemde DK dan DTH ne nedensellik olmad 2.denklemde DTH den DK na nedensellik olmad 2 i= 1 a i 2 i= 1 b i = anlamna gelmektedir. Bunlarn alternatifleri olan o ise ilgili de ikenler arasnda nedensellik ilikisi oldu unu ifade eder. Bu hipotezlerin testinde F de eri hesaplanr. Burada karlatrmada kullanlacak tablo F de eri F (m, n-k) olarak bulunur. Tablo 6: Granger Nedensellik Testi Sonuçlar9 Denklemler li:kilerin Yönü Hesaplanan F deherleri Kritik F deherleri o ve 2 i= 1 2 i= 1 b a i Anlaml9l9k düzeyi 1. denklem DKODTH denklem DTHODK F (m, n-k) =0,05 (2, 82)= 3.15 Hesaplanan F de eri ile tabloda bulunan F de eri karlatrlarak bir sonuç bulunmaktadr. Hesaplanan F de eri, Tablo 6 da bulunan F de erinden küçük ise, DK dan DTH ne do ru bir nedensellik olmad hipotezi kabul edilir. Hesaplanan F de eri tablodan bulunan F de erinden büyük ise, hipotez red edilerek, DTH den DK na nedensellik vardr eklindeki alternatif hipotez kabul edilir. Tablo 6 da denklemlere ait F de erleri, kritik F de erini i = o o ve 11 Recep TARI, Türkiye de Enflasyon, Faiz ve Döviz Kuru Arasndaki Nedensellik 0likileri (Ekonometrik Analiz: Dönemi), Kocaeli Ünv..BF Dergisi, Cilt:1, Say:1, 1997, s.227 Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 119

16 geçmekte; bu nedenle de ikenler arasnda nedensellik ilikisi olmaktadr 12. F hes. =5,92258 >F tab. 3,15 oldu undan, hipotez red edilip, alternatifi kabul edilmektedir.yani DK dan DTH ne do ru bir nedensellik ilikisi vardr. F hes. =3,44640 >F tab. 3,15 oldu undan, hipotez red edilip, alternatifi kabul edilmektedir.yani DTH den DK na do ru bir nedensellik ilikisi vardr. Baka bir ifade ile, döviz kuru ile d ticaret hacmi arasnda iki yönlü bir nedensellik ilikisi ortaya çkmtr. Yani, d ticaret hacmi döviz kurunu etkiledi i gibi; döviz kuru da d ticaret hacmini etkilemektedir. Türkiye ekonomisinde dönemi için döviz kurunun d ticaret hacmine etkisi ve de ikenler aras etkileim yollar yllk veriler kullanarak test edilmitir. Nedensellik ilikilerin test edilmesinde, testlerin üzerinde gerçekletirdi i modelin tanmlanmas testlerin do rulu u açsndan önemlidir. Ksaca açklamaya çallan teorik yaklamn sonuçlar ile paralellik göstermektedir. Yaplan nedensellik testi sonucunda anlaml bir iliki bulunmu ve döviz kurunun d ticaret hacmini etkiledi i ortaya çkmtr. Elde edilen sonuçlar de ikenler arasnda etkileimin oldu u göstermektedir. IV. SONUÇ Dünyada küresellemeyle birlikte sermaye hareketleri daha da önem kazanm ve ülkelerin dünyay tek pazar olarak görmelerine sebep olmutur. Türkiye nin bu süreci iyi de erlendirmesi istikrarl bir makroekonomik ortam yaratmas ve rekabet gücünü ön plana çkartan bir ekonomi politikas uygulanmasna ba ldr. Bu ba lamda, Türkiye de makro ekonomik istikrarn tesis edilmesinin yan sra, orta ve uzun dönemli perspektif çerçevesinde d ticaret stratejisi ve politikalarnn uygulanmas gerekir. Bu çerçevede, enflasyonun neden oldu u belirsizliklerin ortadan kaldrlmas ve di er makro ekonomik dengesizliklerin giderilmesi gerekmektedir. 12 Recep TARI Türkiye de Enflasyon-Ücret 0likisi (Ekonometrik Analiz), Kocaeli Üniversitesi, BF Dergisi, Say:2, 1998, ss Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

17 Yllar arasnda kalan dönemde Türkiye ekonomisine ilikin olarak yaplan bu gözlemler, enflasyonun d ticaret hacmini olumsuz yönde etkiledi ini göstermektedir. Özellikle 1983 ylndan sonra enflasyonun d ticaret üzerindeki olumsuz etkisi belirgin bir ekilde ortaya çkmaktadr. Özellikle finansal liberalizasyonun gerçekletirildi i 1990 l yllarda enflasyon daha yüksek seviyelerde seyretmeye balamtr. Bu durum ekonomideki en büyük belirsizli i oluturmutur. Bu çalmada Türkiye de döviz kuru, d ticaretin ilikisi döneminde incelenmitir. De ikenler olarak döviz kuru, d ticaret hacmi ilikisi aratrlmtr. Bu amaçla önce iktisadi analiz ile de ikenlere ait serilerin bir ön analize tabi tutulmutur. Çünkü ekonomik istikrarn sa lanmasnda de ikenlerin önceden tahmini çok önem tar. Gecikmi müdahaleler hem ekonomiye daha büyük maliyet yüklemekte, hem de bunlarn etkinli i düük olmaktadr. 0ktisadi analizde önce her bir de iken yllk dönemler eklinde ayr ayr incelenmi ve daha sonra birbiriyle karlatrarak tablo ve grafik eklinde incelenmitir. Elde edilen sonuçlar döviz kuru ve d ticaret hacminin olumlu yönde bir etkileim içinde oldu unu ve de ikenlerin birbiriyle anlaml ve ekonometrik modele uygun iliki içinde olduklarn göstermitir. Ekonometrik analizde, önce birim kök testi ile de ikenlere ait serilerin dura an olup olmadklar aratrlmtr. Modelde kullanlan döviz kuru, d ticaret hacmi, de ikenlerin orjinal de erleri dura an çkmlardr. Daha sonra de ikenler arasnda regresyon ve korelasyon analizleri yaplmtr. Bir de dura anl sa lanan de ikenler arasnda ko-entegrasyon testi yaplmtr. Analiz sonucunda de ikenlerin ko-entegre olduklar baka bir ifade ile uzun dönemli bir ilikiye sahip olduklar görülmütür. En sonunda nedensellik testi yaplarak, bu ilikinin yönü aratrlmtr. Buna göre yaplan aratrmada aa daki sonuçlara ulalmtr: Türkiye de döneminde döviz kurundaki art d ticaret hacmini olumlu yönde etkilemitir. Yani döviz kuru ile d ticaret hacmi arasnda uzun dönemde anlaml ve pozitif bir iliki vardr. Döviz kuru arttkça d ticaret hacmi de artmaktadr. Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 121

18 KAYNAKÇA AKKAYA, Aahin, "Türkiye'de Enflasyon-Faiz Oran 0likisi: ", (henüz yaynlanmad), III. Ulusal Ekonometri ve statistik Sempozyumu, Mays 1997, Uluda Üniv., Bursa. ALKINOdLU, Lale, Türkiye de Uygulanan 0stikrar Politikalar ve Sonuçlar, Erciyes Üniversitesi,..B.F. Dergisi, Say:15, 1999 BARTH, J.R. and James, T.B., Cost Push Versus Demand-Pull Inflation, Journal of Money, Credit and Banking, Vol:7, No:3, BRAUN, Miguel And Rafel Di TELLA, Inflation and Corruption, NBER Working Paper Series, March 20, 2001 ÇOLAK, Ertu rul, Zaman Serilerinde Ebütünleim (Contegraton), Bilim Dergisi, Ankara, Say:2, DICKEY D.A. and W.A. FULLER, "Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series With Unit Root", Economýetrica, 49,1998. D.0.E., 0statistiki Göstergeler ENGLE R.F. and W.J. GRANGER, "Cointegration and Error Correction: Represantation, Estimation and Testing", Econometrica, 55, FULLER W.A., Introduction to Statistical Time Series, John Wiley Sons,Inc., New York,1976. GRANGER, C.W.J., Investigating Causal Relations By Econometric Models and Cross Spectral Methods, Econometrica, GR0MES, A., The Effect of Inflation on Growth: Some International Evidence, Weltwirtschaftliches Archive,127, GÜVEN, Samih, Türkiye de Banka Kredileri ve Büyüme 0likisi, ktisat /letme ve Finans Dergisi, 2002 HALL A., Testing for a unit root in time series with pretest data based model selection,discussion Paper, Dept. of Economics NCSU, Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

19 JOHANSEN S., "Statistical Analysis of Cointegration Vectors", Journal of Economics Dynamics and Control, 12, KOUTSOY0ANN0S, A., Ekonometri Kuram*, Ankara, Verso Yaynlar, MUTER, Aener, Mali Kriz ve Reel Sektöre Etkileri, /veren Dergisi, XXXV-4, TARI, Recep, Ekonometri, 0stanbul, Alfa Yaynlar, TARI, Recep, Türkiye de Enflasyon-Ücret 0likisi (Ekonometrik Analiz), Kocaeli Üniversitesi, BF Dergisi, Say:2, TARI, Recep, Türkiye de Enflasyon, Faiz ve Döviz Kuru Arasndaki Nedensellik 0likileri (Ekonometrik Analiz: Dönemi), Kocaeli Ünv. BF Dergisi, Cilt:1, Say:1, TERZ0, H., ve A., ZENG0N, Kur Politikasnn D Ticaret Dengesini Sa lamadaki Etkinli i: Türkiye Uygulamas, Ekonomik Yakla/*m, 10, 33 (Yaz), YAMAK Nebiye ve Yakup KÜÇÜKKALE Türkiye de Kamu Harcamalar Ekonomik 0likisi, ktisat, /letme ve Finans Dergisi, Say:131, Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 123