Crude Oil Import and Economic Growth: Turkey

Transkript

1 MPRA Munich Personal RePEc Archive Crude Oil Impor and Economic Growh: Turkey Erginbay Ugurlu and Aydın Ünsal Isanbul Aydın Universiy, Gazi Universiy 28 May 2009 Online a hps://mpra.ub.uni-muenchen.de/69923/ MPRA Paper No , posed 16 March :20 UTC

2 Ham Perol İhalaı ve Ekonomik Büyüme: Türkiye Erginbay UĞURLU 1 Aydın ÜNSAL 2 ÖZET Dünya ekonomileri, ekonomik kalkınmanın en emel ağırlıklı enerji girdisi olan perole, gün geçikçe daha fazla gereksinim duymakadır. Perol; diğer enerji kaynaklarına göre, ekonomik kalkınma üzerinde daha ekili ve sraejik bir konuma sahip olmuşur. Türkiye de de perol ürünleri sekörü, diğer sekörlere sağladığı girdiler iibariyle önemli bir sekördür. Ancak bu sekörün girdisi olan ham perolün büyük kısmı yabancı perol üreicileri arafından karşılanmaka yani ihal edilmekedir. Bununla birlike ham perol fiyalarında yaşanan değişimler girdi fiyalarına yansımaka, fiyalar genel seviyesini ve üreimi ekilemekedir. Bu çalışmanın amacı; Türkiye ekonomisinin ham perol ihalaı mikarı ile ekonomik büyümesi arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığının araşırılmasıdır. Bu çalışmada; dönemi Ham Perol İhalaı ve GSYİH yıllık verileri kullanılmışır. Öncelikle iki serinin durağanlıkları ADF ve Phillips Perron birim kök sınamaları ile sınanmışır. Yapılan sınamalar sonucunda Ham Perol İhalaı ve GSMH serilerinin ilk farka durağan olduğuna karar verilmişir. Yapılan eşümleşme analizi sonucunda seriler arasında uzun dönemli ilişki olmadığı sapanmışır. Kısa dönemli ilişkinin incelenmesi amacıyla VAR modeli kurulmuşur. VAR modeli sonucunda bu iki değişkende meydana gelen değişmelerin beş dönem sonra bile büyük kısmının kendileri arafından açıklandığı görülmüşür. Anahar Kelimeler: Ham Perol İhalaı, Ekonomik Büyüme, Eşümleşim, VAR Model 1 Öğr. Gör. Erginbay UĞURLU, Hii Üniversiesi, İ.İ.B.F., İkisa Bölümü, erginbayugurlu@hii.edu.r 2 Prof. Dr. Aydın ÜNSAL, Gazi Üniversiesi, İ.İ.B.F., Ekonomeri Bölümü, aunsal@gazi.edu.r

3 1. GİRİŞ Günümüzde, enerji üreim ve ükeim mikarları ülkelerin gelişmişliğinin en önemli gösergelerinden biri haline gelmişir. Enerjinin ucuz güvenilir ve sürdürülebilir şekilde karşılanması, ekonomilerin rekabe düzeylerini arırmaka; karşılanamaması ya da ileimin aksamasıysa ciddi ekonomik ve sosyal sorunlara yol açmakadır. Bu yönüyle ele alındığında enerji sekörü, Türkiye gibi gelişmeke olan ekonomiler için diğer ülkelere göre daha büyük önem aşımakadır. Fidan (2006:5); dünya enerji gereksiniminin %84 ü kömür, perol ve doğalgaz gibi fosil yakılarca, geri kalan %16 sı da başa hidrolik ve nükleer enerji olmak üzere, hayvan, biki arıkları, rüzgâr, güneş, jeoermal gibi kaynaklardan karşılandığını belirmişir. Fosil yakıların dünyada bilinen rezerv dağılımları perol eşdeğeri olarak %68 kömür, %18 perol, %14 doğalgaz olarak hesaplanmakadır Perol yalnızca enerji hammaddesi olarak kullanılmakla kalmayıp, aynı zamanda boya, plasik, eczacılık, kozmeik, demir-çelik, alüminyum vb. sanayilerinde ana girdilerinin üreildiği hammaddeler arasında yer almakadır. Yerli ham perol üreimi oldukça düşük olduğundan Türkiye de perol hammaddesi alebini büyük ölçüde dışalım yoluyla karşılamakadır. Büyük ölçüde dışa bağımlı olarak karşılanılan ham perol ürünleriyse üreimin önemli girdilerinden biri olmakadır. Üreim sekörünün önemli girdisi olarak belirilen perol ürünlerinin üreiminde kullanılan ham perolün birçok ülkede ihala yolu ile karşılanmakadır. Türkiye de ham perol ihalaçısı ülkeler arasında yer almakadır. Bu çalışmanın amacı Türkiye nin ham perol ihala mikarı ile ekonomik büyümesi arasındaki ilişkinin incelenmesidir. Araşırma dör bölümden oluşmakadır. Birinci bölüm giriş bölümüdür. İkinci bölümde Türkiye ham perol alebi ve dünyada ve Türkiye de bu konuda yapılan çalışmalar hakkında bilgi verilmekedir. Üçüncü bölüm uygulama bölümü olup öncelikle bu konuda yapılan çalışmalara değinilmiş, bu çalışmanın daha önce yapılan çalışmalardan farkı belirilmişir. Uygulanacak yönem hakkında bilgi verildiken sonra uygulama sonuçları sunulmuşur. Dördüncü ve son bölümde ise bölümde ise çalışma özelenmiş sonuç düşünceleri sunulmuşur.

4 2. TÜRKİYE HAM PETROL TALEBİNİN GENEL ÖZELLİKLERİ Türkiye de perol arama amacıyla açılan ilk derin kuyu 20 Mayıs 1933 de, 2189 sayılı yasa ile kurulan Perol Arama ve İşleme İdaresi arafından delinen ve 1351 mere derinlike kuru olarak biirilen Baspirin-1 arama kuyusudur. İlk icari perol keşfi 20 Nisan 1940 da Raman sahasındaki Raman-1 kuyusunda 1048 mere de yapılmışır. Türkiye de perol arama çalışmaları yılları arasında MTA ve TPAO nun kurulmasıyla birlike giderek hızlanmış ve Güneydoğu Anadolu Bölgesinde Raman ve Garzan sahaları keşfedilmişir. Bu keşiflerden sonra 7 Mar 1954 arihinde, 6326 sayılı Perol Yasası çıkarılarak yerli ve yabancı firmaları da perol arama ve üreim çalışmaları yapmalarına olanak sağlanmışır (DPT 2001; 54). Ancak Türkiye deki jeolojik yapı nedeniyle arama yaırımları maliyeleri yüksek olmakadır. Ayrıca üreim yapılan perol sahalarının oralama rezerv derinliği mere dolaylarındadır. Bu yapı nedeniyle Türkiye ham perol ihalaçısı bir ülke konumundadır. Türkiye birincil enerji ükeiminin yaklaşık yarısını ham perol ükeimi oluşurmaka ancak bu oran giikçe azalmakadır Bu alebin büyük bir kısmı yabancı perol üreicilerinden sağlanmaka olup yur içi üreim giikçe azalmakadır. (Alinay 2007; 5830). Türkiye nin perol ihiyacının % 90 ı ihala yoluyla karşılanmakadır. Türkiye nin oplam ihalaının yaklaşık % 9 unu ham perol oluşururken, GSYİH in % 2.27 si perol ihalaı için harcanmakadır (Bayraç; 2007). Türkiye ham perol ihalaında yaşanacak arz riskini azalmak amacıyla arz edicileri çeşilendirmeye çalışmakadır. Ham perol ihalaının yapılan ülkeler; Suudi Arabisan, İran, Irak ve Suriye gibi Ora Doğu ülkeleri; Libya, Mısır, Cezayir gibi Kuzey Afrika ülkeleri ve kuzey komşusu Rusya dan karşılamakadır.

5 Tablo 1: Türkiye Ham Perol İhala Mikarı (Bin Ton) Ülkeler İran S.Arabisan Libya Irak (Boru Haı) Suriye Cezayir Rusya Fed Diğer Anlaşmalı TOPLAM Kaynak: PİGM, DPT, 2006, 51.(Akaran: Bayraç,2007) Görüldüğü gibi son yıllarda Rusya Federasyonu ndan ihal edilen perol mikarında önemli ölçüde arışa gidilmişir. Genel olarak ham perol ihalaının seyrinin incelenmesi için, Türkiye Ham Perol İhalaını (HPI) serisinin yılları arasındaki grafiği sunulmuşur Şekil 1 : Ham Perol İhaları (M) Türkiye ham perol ihalaı genel olarak aran bir eğilimle ilerlemekedir lerin sonunda bir daralma yaşanmış 1980 yılından sonra arış eğilimi sürmüşür yılından sonra 1990 Körfez Savaşı nın ekisiyle yaşanan düşüş dışında 2000 yılına kadar ihalaın ararak sürdüğü görülmekedir yılındaki ekonomik krizden sora ise daha yaay bir seyir izlendiği görülüyor perol krizlerinde fiyalar 1972 ye göre yaklaşık 3,6, krizinde ise 1978 yılına göre yaklaşıl 2,9 luk arış gösermişir (Kibriçioğlu ve Kibriçioğlu 1999;5). Bu HPI

6 nedenle 1970 lerin sonundaki ham perol ihalaında bir düşüşün nedeninin fiyalardaki bu arışlar olduğu anlaşılmakadır. Irak perollerinin Türkiye üzerinden baıya aşınmasını sağlayan 965 km uzunluğundaki Kerkük-Yumuralık Boru Haı, 8 Ağusos 1990'da, BM'nin Irak'a ambargo kararlarına uyarak kapaıldı. Günde 1,1 milyon on perol aşıma kapasiesi olan boru haı ile 1. Körfez Savaşı öncesinde 700 bin varil perol pompalanmaka iken, 2001 yılında 230 bin varil, 2002 yılında ise, 175 bin varil perol aşınabilmişir. (Bayraç ve Yenilmez; 15). TOBB (2004) a göre BM arafından Irak a verilen izinler çerçevesinde, Aralık Eylül 2002 döneminde Boru Haından yaklaşık 184 milyon on ham perol aşınmışır. Yukarıda belirildiği üzere enerji, ekonominin önemli bir girdisi olması dolayısıyla üm dünyada ekonomi üzerinde ekili bir değişkendir. Tablo 2 de dünya perol ihalaçısı ve ihracaçısı başlıca ülkeler görülmekedir. Tablo 2: Dünya Ham Perol İhalaçısı ve İhracaçısı Ülkeler İhracaçılar M İhalaçılar M Suudi Arabisan 358 ABD 587 Rusya 248 Japonya 203 İran 130 Çin 145 Nijerya 119 Kore 120 Norveç 109 Hindisan 111 Birleşik Arap Emirliği 106 Almanya 110 Meksika 99 İalya 94 Kanda 93 Fransa 82 Venezüella 89 İspanya 61 Kuvey 88 Birleşik Krallık 59 Diğerleri 794 Diğerleri 713 Dünya 2203 Dünya 2285 Kaynak: IEA, Key World Saisics 2008, S:13 Türkiye özelinde ise dışa bağımlılık oranındaki büyüklük nedeniyle daha da büyük bir önem aşımakadır. Son yıllarda ekonomisler arafından enerji ve ekonomik büyüme ilişkisi üzerine çalışılan konulardan bir olmuşur. Ayrıca birçok ülke enerji ihalaçısı konumunda

7 olduğundan ham perol ihalaı ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki ikisa lieraüründe son yıllarda araşırılan bir konu olmuşur. Kibriçioğlu ve Kibriçioğlu (1999) ham perol ve akaryakı ürün fiya arışlarının Türkiye üzerindeki enflasyonis ekilerini araşırmışır. Çalışmada 1979, 1985, 1990 abloları kullanılarak Girdi-Çıkı analizi ve 1986: :03 aylık verileri kullanarak VAR analizi yapılmışır. VAR analizinde kullanılan değişkenler; ham perol fiyaları, nominal döviz kuru, para arzı(m2), ihale yoluyla saışa çıkarılan devle iç borçlanma senelerinin saış mikarı ile ağırlıklandırılmış yıllık oralama bileşik faizi, TEFE dir. Yapılan analizler sonucunda ham perol ihal fiya arışlarının enflasyon üzerindeki dolaysız ekilerinin oldukça düşük olduğu, enflasyon ve deflasyonun belirleyici olarak ham perol ihal fiyaları dışındaki fakörlerin aranmasının doğru olacağı belirilmişir. Krichene (2002) yılları için dünya piyasasındaki ham perol ve doğalgaz arz ve alep esnekliliklerini incelemişir. Yazar çalışmasında kullandığı verileri ve olmak üzere iki al döneme ayırmışır. Yapılan uygulama sonucunda dünya ham perol alebinin kısa dönem fiya esneklerinin yılları için 0,06 ve isaisiksel olarak anlamlı olduğu bulunmuşur. İki al dönem için ise kasayı isaisiksel olarak anlamsız bulunmuşur. Krichene (2005) ham perol ve doğal gaz piyasalarını eşanlı denklem sisemleri kullanarak incelemekedir. Çalışmada kullanılan veriler; ham perol üreimi; ham perol nominal fiyaı, ham perolün beklenen fiyaı, doğal gaz üreimi, doğal gaz nominal fiyaı, reel doğal gaz fiyaının beklenen değeri ve Reel GSYİH ve kukla değişkenlerdir yıllık verileri kullanılmış ve bu dönem , olmak üzere iki al döneme ayrılmışır. Yazar doğalgaz ve ham perol ihalaı esneklikleri bu dönemler için ayrı ayrı hesaplanmışır. Çalışmada elde edilen önemli bulgu ham perol ve doğalgazın kısa dönemde fiya esnekliğinin düşük olduğudur. Ayrıca ham perolün arası dönemde büyük yapısal bir değişiklik geçirdiği sapanmışır. Chedid ve diğ (2007), ESCWA (UN Economic and Social Commission for Wesern Asia,Birleşmiş Milleler Baı Asya Ekonomik ve Sosyal Komisyonu) ülkelerini kapsayan çalışmasında yıllık verilerini kullanmışır. Çalışmanın amacı ESCWA bölgesi için ham perol ve doğal gaz arzının öngörüleceği bir ekonomerik model gelişirmekir. Yazar kullandığın modeli maemaiksel modelle olarak anımlanmış ve bu iki değişken için öngörü yapılmışır. Yapılan inceleme sonucunda perol arzunda 2010 yılına kadar önemli bir yükseliş olmayacağı sapanmışır.

8 Demirci ve Er (2007) ham perol fiyalarının Türkiye deki cari açığa ekilerini ARMAX, VAR ve Eşümleşim Analizi ile incelemişlerdir. Araşırmada 1991: :12 cari açık ve ham perol fiyaları aylık verileri kullanılmışır. Çalışmada perol fiyaları ile cari açık arasında uzun dönemli ilişki olduğu sapanmışır. Çalışmamızın emellerini oluşuran iki makale Alınay (2007), Ghosh (2008) makaleleridir. Alınay (2007) çalışmasında ham perol ihalaının uzun dönem ve kısa dönem fiya esnekliğini ARDL(Auoregressive Disribued Lag) yaklaşımı kullanarak incelemişir. Her ne kadar bu makalede fiya esnekliği araşırılsa da kullanılan yönem ve veriler nedeniyle eşümleşme analizi sonuçları da elde edilmişir. Analizde yıllık ham perol ihalaı mikarı, perolün reel fiyaı ve reel GSYİH verileri kullanılmışır. Ayrıca Körfez Savaşı nı göseren 1991 yılı ve 14 Ağusos depremini göseren 2000 yılı kukla değişkenleri kullanılmışır. Alınay (2007) den farklı olarak bu çalışmada yıllık verileri kullanılacak ve Engle-Granger iki aşamalı eşümleşme yaklaşımı uygulanacakır. Ayrıca VAR analizi ile değişkenlerin kısa dönemli ekileri incelenecekir. Alınay (2007) yapılan analizler sonucunda ham perol ihala mikarı ile çalışmada kullanılan açıklayıcı değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğunu sapamışır. Hesaplanan uzun dönemli gelir esnekliğinin 0,61 ve kısa dönemli fiya esnekliğinin -0,18 olduğu sapanmışır. Kısa dönemde ise bunlar sırasıyla 0,64 ve -0,10 olarak sapanmışır. Ayrıca 2000 yılı kuklası da isaisiksel olarak anlamsız bulunmuşur. Bu bulguların perol alebinin fiyalara duyarlı olduğunu ve Türkiye nin fiya şoklarına karşı savunmasız olduğunu göserdiği belirilmişir. Ghosh (2008) Hindisan için ham perol ihalaı ve ekonomik büyüme arasındaki uzun dönemli ilişkiyi incelemişir. Çalışmada; den arası yıllık ham perol ihala mikarı, reel GSYİH ve ham perol ihala fiyaı verileri kullanılmışır. Çalışmada eşümleşim, ARDL sınır esi yaklaşımı kullanarak incelenmişir. Yapılan analizler sonucunda uzun dönem ham perolün gelir esnekliğinin 1,97 olduğu sapanmışır. Bulunan uzun dönem ve kısa dönem fiya esneklikleri ise isaisiksel olarak anlamlı bulunmuşur. Yapılan Granger nedensellik esi sonucunda; ekonomik büyümeden ham perol ihalaına ek yönlü nedensellik olduğu sapanmışır. 3. YÖNTEM VE UYGULAMA 3.1. Yönem Engle-Granger(E-G) Eşümleşme Tesi

9 ümleşik ise Engle ve Granger (1987) de yapılan anıma göre; her iki değişken de d inci sırada ( x, y ~ I(d)) ve bu değişkenin α 1x + α 2 x şeklindeki doğrusal birleşimi b>o iken, (d b) inci sırada ümleşik ise bu iki değişkene eşümleşik denir. Elde edilen ahmin modellerinin haaları incelenerek eşümleşme olup olmadığı incelenecekir. Eğer incelenen haalar durağan ise kurulan modeldeki seriler arasında uzun dönemli ilişki olduğu söylenir. Enders (2004); , Engle-Granger Yönemini dör aşamada sunmuşur. Bu dör aşamayı kısaca aşağıdaki gibi özeleyebiliriz: 1. Aşama: Serilerin durağanlıkları sınanır. Bu yönemi gereği iki serinin aynı dereceden ümleşen olması gerekmekedir. 2. Aşama: Eğer ilk aşamada serilerin (serileri y ve I(1) olduğu bulunmuşsa uzun dönem denge ilişkisi ahmin edilir: z olarak adlandıralım) ikisinin de y β + z + e (1.1) = 0 β1 Bu modelden elde edilen ê I(0) ise bu iki seri eşümleşikir. 3. Aşama: Haa Düzelme modeli ahmin edilir. Haa düzelme formu aşağıdaki gibidir. y z 1 + y ( y 1 z 1) + 11( i) y i + 21( i) z i + i= 1 i= 1 = α α β α α ε (1.2) 2 + y ( y 1 z 1) + 21( i) y i + 22 ( i) z i + i= 1 i= 1 = α α β α α ε (1.3) y z Burada; β, 1.1 de verilen eşümleşik vekördür. ε y, ε z beyaz gürülü bozucu erimleridir. 4. Aşama: Modelin geçerliliğini es edilmesi. Bu aşamada kasayıların anlamlılığı sınanarak modelin geçerliliği sınanır. Seriler arasında uzun dönemli ilişki bulunmaması durumunda VAR modeli kurularak şokların ekisi incelenecekir. VAR analizinde haa erimleri üzerinde değişkenlerin beklenmedik şoklarını oraya çıkarmak mümkün olmakadır. Yapısal ekonomerik ve ek denklemli zaman serisi modellerine göre VAR yöneminin üsünlüğü, verilen şokların yorumlanabilmesinden kaynaklanmakadır. Ekonomerik modellemeye VAR yaklaşımının kaılması, Sims (1980) i genel denge analizinde üm ikisadi değişkenlerin diğer üm değişkenleri ekilemesi nedeniyle eşanlı denklemler siseminin belirlenebilmesi amacıyla birakım kısılar konmasının akıl almaz

10 olduğunu ileri sürmeye yönlendirmişir. Bu, üm değişkenlerin (modelde yer alabilen zaman değişkeni ve ya da mevsimsel kukla değişkenler gibi deerminisik değişkenler dışında) içsel olduğunu ve yalnızca açıklayıcı/dışsal değişkenlerin gecikmeli değerlerinden oluşan indirgenmiş denklemlerin ahmin edilebileceğini ima eder (Kennedy, 2006, sf. 352) Uygulama Çalışmada; yıllık verileri kullanılmışır. Ekonomik büyümenin gösergesi olarak GSYİH seçilmişir. Kullanılan veriler; Dünya Banksı web sayfası WDI (World Developmen Indicaors) dan elde edilen GSYİH (2000 sabi fiyalarıyla,usd) ve UEA (Uluslarası Enerji Ajansı) web sayfasından (hp:// elde edilen Türkiye ham perol ihalaı verileridir. Yönem bölümünde anlaıldığı gibi öncelikle serilerin durağanlık derecelerinin belirlenmesi gerekmekedir. Verilerin durağanlıkları ADF ve Phillips Peron (PP) kullanılarak incelenmişir. Ekonomeri yazınında PP esinin özellikle yapısal kırılma varsa ercih edilmesi önerilir. Dickey Fuller yaklaşımı ile kırılma olan bir seriyi kırılmadan önceki ve sonraki dönemlere bölmek gerekmekedir. Ama bu al dönemler yeerince gözlem içermiyorsa serbeslik derecesi kaybından dolayı sapmaya yol açacakır. Böyle durumlarda PP esi ile serbeslik derecesi kaybı önlenmekedir. Bu es yanlış bir H 0 hipoezini reddemek için daha güçlüdür. GSYİH serisi GSYIH, ham perol ihalaı ise HPI olarak adlandırılmışır. Aşağıda bu iki serinin inceleme dönemi için grafikleri göserilmekedir. esi 4.00E+11 GSYIH HPI 3.50E E E E E E E Şekil 2: Kullanılan Serilerin Grafikleri Durağanlık incelemesinde rendin olduğu ve sabiin olduğu modeller kullanılmışır. Tablo 3 de ADF esi sonuçları, Tablo 4 de Phillips Perron Tesi sonuçları özelenmişir.

11 Tablo 3 : ADF Tesi Sonuçları Değişkenler Model Tes isaisiği %1 kriik %5 kriik GSYIH Trendli -0,00 (0) -4,23-3,54 Sabili 2,51 (0) -3,62-2,94 HPI Trendli -2,19 (0) -4,23-3,54 Sabili -1,86 (0) -3,62-2,94 DGSYIH Trendli -5,91 (0)*** -4,24-3,54 Sabili -5,01 (0) *** -3,63-2,94 DHPI Trendli -4,01 (3)** -4,27-3,55 Sabili -6,37 (0) *** -3,63-2,94 **, ***, sırasıyla %5 de %1 de boş hipoezin red edildiğini gösermekedir. D, serinin farkı alınarak elde edilen seriyi gösermekedir. Paranez içindeki değerler gecikmeleri (AIC) gösermekedir. Tablo 4 : Phillips Perron Tesi Sonuçları Değişkenler Model Tes isaisiği %1 kriik %5 kriik GSYIH Trendli -0,00 (0) -4,23-3,54 Sabili 2,51 (0) -3,62-2,94 HPI Trendli -2,19 (0) -4,23-3,54 Sabili -1,98 (4) -3,62-2,94 DGSYIH Trendli -5,91 (1)*** -4,23-3,54 Sabili -5,13 (3)*** -3,63-2,94 DHPI Trendli -7,17 (6)** -4,24-3,54 Sabili -6,59 (0) *** -3,63-2,94 **, ***, sırasıyla; %5 de %1 de boş hipoezin red edildiğini gösermekedir. D, serinin farkı alınarak elde edilen seriyi gösermekedir. Paranez içindeki değerler gecikmeleri (Barle Kernel) gösermekedir. Yapılan durağanlık esleri sonucunda iki serininde ilk farka durağan yani I(1) olduğu sapanmışır. Bu iki serinin regresyon modeli kurularak haa eriminin durağanlığı incelenecekir. Ghosh (2008) de uzun dönemli ilişkinin kurduğu modeller içinde yalnızca ham perol ihalaının bağımlı değişken olduğu modelde olduğunu belirmiş ve nedensellik ilişkisinin de yalnızca GSYİH den ham perol ihalaına doğru olduğunu bulmuşur. Alınay (2007) de ham perol ihalaının bağımlı olduğu modeli sınamış ve uzun dönem ilişkinin olduğu sonucuna varmışır. kullanılmışır. Bu nedenle regresyon modelinde HPI değişkeni bağımlı değişken olarak

12 Arıklara yapılan bu ese uygulanacak es isaisiği değer Engle-Yoo (1987) ablosunda bulunan değerle karşılaşırılır. Tablo 5 de kurulan regresyon modeli sonuçları görülmekedir. Tablo 5: Regresyon Modeli Sonuçları Bağımlı Değişken: HPI Değişken Kasayı -is Sabi 5245,41*** 4,37 GSYIH 6.14E-08*** 11,17 2 R =0,78 F is =124,97*** *** ; %1 de boş hipoezin red edildiğini, gösermekedir. Bu modelin haa erimleri Haa olarak adlandırılımışır. Yapılan es sonucunda haa erminin durağan olmadığı yani bu ikiserinin eşümleşik olmadığı sonucuna varılmışır. Tablo 4 de yapılan esin sonuçları incelenebilir. Tablo 6 : ADF Tesi Sonuçları Değişkenler Model Tes isaisiği Engle-Granger Eşümleşme Kriik % 1 % 5 % 10 Haa Trendli -0,98 (0) -5,41-4,70-4,38 Haa Sabili (0) -5,41-4,70-4,38 Paranez içindeki değerler gecikmeleri (AIC) gösermekedir. T=50 için eşümleşme vekörü ilişkisi (sabiin olduğu eşümleşme vekörü) için hesaplanmışır Engle-Granger İki Aşamalı Tesi sonucunda iki serinin eşümleşik olmadığı yani ham perol ihalaı ile büyüme arasında uzun dönemli bir ilişki olmadığı sonucuna varılmışır. Kibriçioğlu ve Kibriçioğlu (1999) ham perol ihala fiyaları ile enflasyon arasında bir ilişki olmaması bulgusuna koşu olarak bu çalışmada da ekonomik büyüme ile ham perol ihala mikarı arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmadığı sapanmışır. Bu iki değişkenin birbirleri üzerindeki şokların görülmesi amacıyla VAR analizi yapılacakır. VAR modellerinde hesaplanan kasayıları kendi başlarına yorumlamak genellikle zor olduğunda Eki-Tepki fonksiyonu (Impulse-Response funcion) ve varyans ayrışırması (variance decomposiion) yönemleri ile yorumlama yapılır (Kibriçioğlu ve Kibriçioğlu 1999;30). Eki-Tepki (Impulse-Response) fonksiyonları, rassal haa erimlerinden birindeki bir sandar sapmalık şokun, içsel değişkenlerin şimdiki ve gelecekeki değerlerine olan ekisini yansıır. İncelenilen değişkenin poliika aracı olarak kullanılabilir olup olmadığı Eki-Tepki

13 fonksiyonları ile belirlenebilir. Varyans ayrışırmasının amacı, her bir rassal şokun, gelecek dönemler için öngörünün haa varyansına olan ekisini oraya çıkarmakır. Bir makroekonomik büyüklüğün üzerinde en ekili değişkenin hangisi olduğu varyans ayrışırması ile bulunabilir. Varyans ayrışırması değişkendeki değişmelerin ne kadarının kendisinden ne kadarının sisemdeki diğer değişkenlerden kaynaklandığını belirler. VAR modellerinin alında yapılacak olan Varyans Ayrışırması yöneminde degişkenlerin sıralaması sonuça elde edilen değerlere eki emekedir, bu sıralama en dışsaldan en içsele doğru yapılmalıdır. Hem bu sıralamanın yapılması hem de değiskenler arasındaki nedensellik ilişkisinin araşırılması amacıyla Granger Nedensellik Tesi yapılmışır. Granger nedensellik esi, modelde yer alan bağımsız değişkenlerin grup halinde sıfıra eşi olup olmadığını es eder. Bu ilişki es edilirken modelde yer alan değişkenlerin grup halinde F-esine bakılarak karar verilir. Granger nedensellik esi, serilerin durağan olmasını gerekirmekedir (Granger 1969, 1986; Akaran: Terzi ve Olulular 2005;5). Tablo 7: Granger Nedensellik Tesi Sonuçları (1 gecikme) Sıfır Hipoezi F-İsaisiği Kuyruk olasılığı DHPI, DGSYIH in Granger Nedeni 0,00 0,92 DGSYIH, DHPI nın Granger Nedeni ,58 Yapılan Granger nedensellik analizi sonucunda DHPI, DGSYIH in Granger Nedeni değildir ve DGSYIH, DHPI nın Granger Nedeni değildir hipoezleri reddedilememişir. Faka birinci hipoez daha yüksek bir kuyruk olasılığıyla reddedildiğ için GSYIH dışsal olarak alınmışır. Bu sıralamaya göre VAR modeli (model ve gecikme krierleri için bkz: EK1) kurulmuşur. Ekonomik büyüme üzerinde ekisi incelenilen HPI da yaşanan şoklara GSYIH ın verdiği epki aşağıda görülmekedir. (Tüm Eki Tepki sonuçları için bkz: EK2) Şekil 3: Eki Tepki Fonksiyonu Grafiği

14 Görüldüğü gibi ham perol ihalaında meydana gelecek bir sandar sapmalık bir şok GSYİH değişkeninde ilk dönem poziif ikinci dönemde negaif eki yapmaka üçüncü yıldan sonra ise eki kalmamakadır. HPI da yaşanacak bir şok ise GSYIH daki gecikmeli ekilerin ilk iki dönem negaif eki yaraığı, üçüncü dönemden sonra ekinin kalmadığı görülmekedir. Bu analiz sonucunda bu iki değişkenin birinde yaşanacak bir şokun diğeri üzerindeki ekisinin kısa dönemli ve azalıcvı bir eki olduğu görülmekedir. Üç dönemde sisem dengeye dönmekedir. Bu iki değişkenden birinin diğeri üzerindeki ekilerinin görülmesi amacıyla da Vayryan Ayrışırması Analizi Yapılmışır. Analiz sonuçlarına göre GSYIH da meydana gelen değişmeleirn yaklaşık %99 u üm dönemlerde kendi arafından açıklanmakadır. Ham perol ihalaının meydana gelen değişmelerin ise ikinci dönemden sonra yaklaşık %3 ü GSYİH arafından açıklanmakadır. Tablo 8 : Varyans Ayrışırması Sonuçları HPI Dönem DGSYIH DHPI 1 0,98 99,01 2 3,02 96,97 3 3,02 96,97 4 3,02 96,97 5 3,02 96,97 Varyans ayrışırması sonuçları gösermekedirki bu iki değişkenin birbirlerinin harekelerini açıklamakaki ekileri de çok düşükür ve bu eki GSYİH için üçüncü, HPI için ikinci dönemden sonra sabi kalmakadır. 4. SONUÇ Bu çalışma dönemi yıllık verilerini kullanarak, Türkiye de ham perol ihalaı ve ekonomik büyüme arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığı Engle Granger İki Aşamalı Eşümleşme yönemiyle incelenmişir. Ekonomik büyümeyi gösermek üzere GSYİH değişkeni kullanılmışır. Yapılan analiz sonucunda bu iki değişken arasında uzun dönemli ilişki olmadığı sapanmışır. Kısa dönemli ilişkinin incelenmesi amacıyla VAR analizi uygulanmış ve burada da bu iki değişkenin herhangi birinde meydana gelen şoka diğer değişkenin verdiği epkinin genel olarak negaif olduğu ve üç dönem içinde bu ekinin kaybolduğu görülmüşür.

15 Türkiye verileri ile yapılan iki çalışma; Kibriçioğlu ve Kibriçioğlu (1999) ham perol ihala fiyaları ile enflasyon arasında bir ilişki olmadığını, Alınay (2007) ise büyüme ile ham perol ihalaı arasında yılları arasında uzun dönemli ilişki sapamışır. Görülmekedir ki her ne kadar üreim sekörünün önemli bir girdisi olsa da, GSYİH in % 2,27 si perol ihalaına harcanmakadır. Ayırca doğalgaz piyasasının da gelişmesi ile perole olan bağımlılık giikçe düşmekedir. Bu bilgiler ışığında uzun dönem ilişkinin görülmemesi beklenen bir durumdur. Ayrıca doğalgaz ihala mikarının, doğalgaz ihala mikarının fiyaının ve perol fiyalarının da olduğu bir model kullanılarak daha bir inceleme yapılması daha kapsamlı sonuçlar elde edilmeisni sağlayacakır. KAYNAKÇA ALTINAY, G., 2007., Shor-run and long-run elasiciies of impor demand for crude oil in Turkey, Energy Policy, 35, BAYRAÇ, N, 2007, Uluslararası Perol Piyasasının Ekonomik Analizi,hp:// (ErişimTarihi: ) BAYRAÇ N., VE YENİLMEZ F., 2005, Türkiye de Perol Sekörü, Turkiyeekonomisi/Naci1.doc(Erişim Tarihi: ) CHEDID R. ve diğ., 2007, A supply model for crude oil and naural gas in he Middle Eas, Energy Policy, 35, DEMİRCİ E., VE ER Ş.,2007, Ham Perol Fiyalarının Türkiye deki Cari Açığa Ekisinin İncelenmesi, 8. Türkiye Ekonomeri ve İsaisik Ulusal Kongresi, Mayıs 2, İnönü Üniversiesi, Malaya DPT (2001), VIII. Beş Yıllık Kalkınma Planı, Madencilik Özel İhisas Komisyonu Raporu, Enerji Hammaddeleri Al Komisyonu Perol-Doğalgaz Çalışma Grubu, Ankara: DPT Ya. No: ÖİK: 620. ENDERS, W., 2004, Applied Economeric Time Series. 2nd Ediion, Wiley: New York ENGLE, R.F. ve GRANGER, C.W.J., 1987, Coinegraion And Error Correcion: Represenaion, Esimaion And Tesing, Economerica, 55, ENGLE, R.F. ve YOO, B.S., Journal of Economerics, 35, , Forecasing ve Tesing in Coinegraed Sysems, FİDAN A., 2007, Türkiye de Enerji Tükeimi ve Ekonomik Büyüme İlişkisi, (Yayınlanmamış Yüksek Lisans Tezi), Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü İkisa Teorisi Bilim Dalı, Ankara

16 GHOSH S., 2008, Impor demand of crude oil and economic growh: Evidence from India, Energy Policy (Basımda) GRANGER, C. W. J., (1969) Invesing Causal Relaions by Economeric Models and Cross- Specral Mehods, Economerica, 37, s IEA, 2008, Key World Saisics 2008, key_sas_2008.pdf (Erişim Tarihi: ) KENNEDY P., 2006, Ekonomeri Kılavuzu, çev.muzaffer Sarımeşeli, Şenay Açıkgöz, Gazi Kiabevi, Ankara. KRİCHENE, N., 2002., World crude oil and naural gas: a demand and supply model, Energy Economics, 24, KRİCHENE, N., 2005, A Simulaneous Equaions Model for World Crude Oil and Naural Gas Markes, IMF Working Paper, WP/05/32 KİBRİTÇİOĞLU A., KİBRİTÇİOĞLU, B., 2007, Ham Perol ve Akaryakı Ürünü Fiya Arışlarının Türkiye'deki Enflasyonis Ekileri, Ankara: Hazine Müseşarlığı Ekonomik Araşırmalar Gen. Müd., Araşırma ve İnceleme Dizisi, No. 21 TERZİ H. VE OLTULULAR S. 2005, Yüksek Enflasyon Enflasyon Belirsizliğini Arırıyor mu?, VII. Ulusal Ekonomeri Ve İsaisik Sempozyumu, Mayıs, İsanbul Üniversiesi EK 1 VAR Modeli Gecikme Belirleme Krierleri VAR Lag Order Selecion Crieria Endogenous variables: D(GSYIH) D(HPI) Exogenous variables: C Sample: Included observaions: 31 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA* 2.75e+26* * * * e e e e e * indicaes lag order seleced by he crierion LR: sequenial modified LR es saisic (each es a 5% level) FPE: Final predicion error AIC: Akaike informaion crierion SC: Schwarz informaion crierion

17 HQ: Hannan-Quinn informaion crierion VAR Modeli Sonuçları Vecor Auoregression Esimaes Sample (adjused): Included observaions: 35 afer adjusmens Sandard errors in ( ) & -saisics in [ ] D(GSYIH) D(HPI) D(GSYIH(-1)) E-08 ( ) (2.8E-08) [ ] [ ] D(HPI(-1)) ( ) ( ) [ ] [ ] C 7.50E (2.2E+09) ( ) [ ] [ ] R-squared Adj. R-squared Sum sq. Resids 3.02E S.E. equaion 9.72E F-saisic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependen 8.22E S.D. dependen 9.55E Deerminan resid covariance (dof adj.) 2.26E+26 Deerminan resid covariance 1.89E+26 Log likelihood Akaike informaion crierion Schwarz crierion

18 EK 2 Eki-Tepki Fonksiyonları Response o Cholesky One S.D. Innovaions 1.0E+10 Response of D(GSYIH) o D(GSYIH) 1.0E+10 Response of D(GSYIH) o D(HPI) 8.0E E E E E E E E E E E E Response of D(HPI) o D(GSYIH) 1600 Response of D(HPI) o D(HPI)