TÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDAKİ İLİŞKİNİN KOİNTEGRASYON YÖNTEMİYLE İNCELENMESİ

Transkript

1 1030 TÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDAKİ İLİŞKİNİN KOİNTEGRASYON YÖNTEMİYLE İNCELENMESİ ÖZET Erdal KARAGÖL Alpaslan SEREL Bu çalışmada, Türkiye de ihraca ve GSMH arasındaki ilişki koinegrasyon yönemi kullanılarak dönemi için incelenmişir. Haa düzelme yönemi ve nedensellik eslerinden yararlanılarak ihraca ve GSMH arasındaki ilişkinin yönü espi edilmişir. Tes sonuçlarından, GSMH den ihracaa yönelik ek araflı bir nedenselliğin olduğu gözlenmişir. Bu anlamda GSMH ihracaın Granger nedenidir. Bu çerçevede Türkiye de sürdürülebilir bir büyüme oramını sağlayacak poliikaların ihraca performansı için önemli bir unsur olduğu ifade edilebilir. ABSTRACT This sudy ries o explore he relaionship beween expor and GNP using coinegraion in Turkey during period. In order o deermine he causaliy beween expor and GNP, he Error Correcion Mehod and causaliy ess are employed. We found ha here is a oneway causaliy exiss from GNP o expor. These findings indicae ha in order o have susainable growh, counry should encourage he policies which are increase expor. Doç. Dr., Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İ.İ.B.F., Öğreim Üyesi. Yrd. Doç. Dr., Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İ.İ.B.F., Öğreim Üyesi. 1. GİRİŞ Ekonomik büyüme fiziksel ve beşeri sermaye birikimi, icare, rekabe koşulları, fiya dalgalanmaları, siyasal koşullar, gelir dağılımı ve coğrafi özellikler gibi çeşili değişkenlere bağlı olan bir süreçir. İkisa lieraüründe, söz konusu değişkenler ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiler çok sayıda çalışmaya konu olan bir araşırma alanı olarak dikka çekmekedir. Bu çerçevede özellikle 1960 lı yıllarda bir ülkenin genel olarak ekonomik büyümesinin sadece işgücü ve sermaye mikarlarındaki arışlara bağlı olarak açıklanamayacağının ve bu nedenle büyüme sürecinde ihraca arışlarının da emel bir belirleyici olarak dikkae alınması gerekliliğinin vurgulandığı İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımı nın öne çıkığı görülmekedir. İhraca ve büyüme ilişkisinin, bir ülkenin ekonomik yapısında dünya piyasalarına kaılım yolu ile oraya çıkardığı ve mevcu kaynakların ekin kullanımı, ölçek ekileri ve işgücünün uzmanlaşmasından kaynaklanan poziif ekilerin öneminin vurgulandığı İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımının es edilmesi ile ilgili ampirik lieraürde 1980 li yıllarda önemli bir değişim yaşanmışır (Medina-Smih, 2001). Bu alandaki geçmiş çalışmalarda (Kravis, 1970; Michaely, 1977; Heller ve Porer, 1978; Balassa, 1978) ihracaı eşvik poliikaları yolu ile uyarılan ihraca arışından üreimdeki büyümeye yönelik ek yönlü ekiler üzerinde durulmuş ve İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımının ekinliği, iki-değişkenli bir model çerçevesinde, oraya konmaya çalışılmışır. Ancak 1980 li yıllardan sonra yapılan ampirik çalışmalarda ise nedensellik kavramı öne çıkmışır (Giles ve Williams, 2000). Bu çerçevede ülke içi dinamiklerin harekelendirdiği bir büyüme sürecinde aran üreimin, ülke içinde aynı oranda alep bulamayacağı ve ülke içindeki alep eksikliğinin üreicileri ihraca pazarı aramaya yönelerek ihracaı ekileyebileceği görüşü incelenmeye başlamışır İhraca-büyüme ilişkisinde nedenselliğin yönü ile ilgili ilk önemli inceleme, Junk ve Marshall ın 37 ülkenin yıllarını kapsayan verilerinin ele alındığı çalışmadır (Junk ve Marshall, 1985). Bu çalışmada ampirik lieraürdeki kırılmanın ilk verileri oraya konmuş ve ihraca arışından büyümeye yönelik ek yönlü ekilerin yalnızca 4 ülkede (Endonezya, Mısır, Kosa Rika ve Ekvador) gözlendiği ifade edilmişir.

2 TÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDA İLİŞKİ Lieraürde İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımının nedensellik esi ile incelendiği diğer bir çalışma da (Afxeniou ve Serleis, 1991), 16 sanayileşmiş ülkenin yıllarını kapsayan verileri çerçevesinde reel ihraca arışı ve reel GSMH arışı arasında ABD ve Norveç hariç, İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımını desekleyecek sonuca ulaşılamamışır. Avusurya nın yılları arasındaki verilerinin emel alındığı bir çalışmada (Kuns ve Marin, 1989), reel mamul mal ihracaı ile imala sanayinde reel üreim değişkenleri arasındaki ilişki incelenmiş ve nedenselliğin yönü büyümeden ihracaa yönelik olarak bulunmuşur. Nijerya nın yıllarını kapsayan döneminin emel alındığı bir çalışmada (Supo Alege, 1993) perol ihracaı, oplam ihraca ve reel GSYİH değişkenleri arasında nedensellik ilişkisi araşırılmış, oplam ihraca ve reel GSYİH arasında nedensellik ilişkisinin olmadığı sonucuna ulaşılmışır. Çalışmada perol ihracaı ve reel GSYİH değişkenleri dikkae alındığında ise nedensellik ilişkisinin reel GSYİH arışından perol ihracaına yönelik olduğu da belirilmişir. Kanada nın yılları arasındaki verilerinin nedensellik esi ile ele alındığı diğer bir çalışmada da (Serleis, 1992), reel ihraca arışı ve reel GSMH arışı arasında kısa dönemde İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımını desekleyen, ancak uzun dönemde ise değişkenler arasında anlamlı bir ilişkinin olmadığına dair sonuçlara ulaşılmışır. Bu alanda Kanada ile ilgili diğer bir çalışmada (Henriques ve Sadorsky, 1996) yılları arasında reel ihraca arışı ve reel GSMH arışı arasında İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımını desekleyecek hiçbir sonuca ulaşılamamışır. 15 Doğu Asya ülkesinin yıllarını kapsayan verileri çerçevesinde yapılan bir çalışmada da (İslam, 1998), yalnızca 5 ülkede (Japonya, Sri Lanka, Endonezya, Fiji ve Bangladeş) ihraca arışı ve reel GSMH arışı arasında İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımını desekleyecek kısa dönemli delillere ulaşılırken, uzun dönemde bu iki değişken arasında bir nedensellik ilişkisi olmadığı sonucuna ulaşılmışır. Hindisan ın dönemi ihraca ve GSYİH verilerinin ele alındığı bir çalışmada (Chandra, 2003) GSYİH ve İhraca değişkenleri arasında iki yönlü nedensellik sapanmış, ancak nedensellik ilişkisinin GSYİH dan ihracaa doğru daha güçlü olduğu vurgulanmışır. İhracaa Yönelik Büyüme Yaklaşımının nedensellik esi ile incelendiği lieraüre bakıldığında Türkiye verilerinin de kullanıldığı çeşili çalışmaların olduğu görülmekedir. (Du ve Ghosh, 1994) de 26 ülkenin reel GSMH/GSYİH ile reel ihraca değişkenlerinin yılları arasındaki gelişimi değerlendirilmiş ve Türkiye açısından değişkenler arasında bir koinegrasyonun varlığı sonucuna ulaşılmışır. 30 gelişmeke olan ülkenin yılları arasında reel GSYİH ve reel ihraca değişkenlerinin değerlendirildiği diğer bir çalışmada (Sharma ve Dhakal, 1994) Türkiye açısından değişkenler arasında bir nedensellik ilişkisinin olmadığı sonucuna ulaşılmışır.türkiye nin yılları arasında reel GSMH ve reel ihraca değerlerinin kullanıldığı bir çalışmada (Bahmani-Oskooee ve Domaç, 1995) değişkenler arasında iki yönlü nedensellik olduğuna dair deliller elde edilmişir. Du ve Ghosh (1996) ise 26 ülkenin reel GSMH/GSYİH ile reel ihraca değişkenlerinin yılları arasındaki gelişimi değerlendirilmiş ve Türkiye açısından nedensellik ilişkisinin ihracaan büyümeye yönelik olduğu sonucu elde edilmişir.126 ülkenin yılları arasında GSYİH ve ihraca değişkenleri arasındaki ilişkilerinin incelendiği bir çalışma da (Riezman, Summers ve Whieman, 1996) Türkiye verileri çerçevesinde GSYİH ve ihraca değişkenleri arasında bir nedensellik ilişkisi olmadığı sonucuna ulaşılmışır yıllarını kapsayan dönemde reel GSYİH ve reel ihraca değişkenleri ile ilgili Türkiye verilerinin 32 gelişmeke olan ülke ile birlike ele alındığı diğer bir çalışmada (Xu, 1996) değişkenler arasında iki yönlü nedensellik olduğu oraya konmuşur. Dolayısıyla, yukarıda belirildiği gibi lieraürde Türkiye verilerinin de kullanıldığı çalışmalarda ihraca-gsmh ilişkisinde nedenselliğin yönü açısından değişik sonuçlara ulaşıldığı görülmekedir. Bu nedenle, makalede ihraca ve GSMH arasındaki nedensellik ilişkisi, yılları için, Türkiye açısından incelenmişir. Çalışma şu şekilde düzenlenmişir; ikinci bölümde araşırma yönemi ve veriler verilmiş, üçüncü bölümde ise çalışmada elde edilen ahmin sonuçları değerlendirilmişir. Çalışmanın son bölümünde sonuç ve değerlendirmeler yer almışır.

3 TÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDA İLİŞKİ ARAŞTIRMA YÖNTEMİ VE VERİLER Bu çalışmada zaman serilerinin durağanlıklarının esinde, uyarlanmış Dickey-Fuller (ADF) (Dickey- Fuller, 1979) esi uygulanacakır. Eğer üm seriler aynı düzeyde enegre ise bu kez aralarında koinegrasyon olup olmadığı es edilecekir. Bu amaçla Johansen en yüksek olabilirlik prosedürü (Johansen, 1988; Johansen and Juselius, 1990) uygulanacakır. Johansen (1988) arafından önerilen prosedür, değişkenler arasındaki VAR ilişkisinde koinegre bir vekörün olup olmadığının, maksimum olabilirlik yönemiyle, sınanmasına dayanır. Örneğin, n sayıda içsel değişkenin yer aldığı bir VAR modelinde X (nx1) boyuunda bir vekörü gösersin; X = Π1X 1 + Π 2 X Π k X k k 1 i= 1 X = Γ X + ΠX + u k Γi = 1 i= 1 Π i i i k + u Burada Π i, (i=1,2,3,..., için) modeldeki paramereleri göseren (nxn) boyuundaki marisi; u ise (nx1) boyuundaki vekörün göserdiği haa erimidir. X de daha önce ifade edildiği gibi I(1) değişkenlerin oluşurduğu (nx1) boyuundaki vekörü gösermekedir. L gecikme operaörü olmak üzere =(I-L) olarak anımlanırsa yukarıdaki eşilik, haa düzelme modeli (ECM) şeklinde yeniden yazılabilir. Burada X, I(0) olan bir vekördür. Ayrıca I, (nxn) boyuundaki birim marisi gösermek üzere; I, i=1, 2, 3,..., k-1 (3) k ve Π = Π j I (4) j=1 2 no lu eşilik vekör haa düzelme modelini (VECM) gösermekedir. Bu eşilike Π marisi, her biri (nxr) boyuundaki α ve β gibi iki marise bölünebilir. Burada r her bir mariseki bağımsız vekör sayısını yani söz konusu vekörlerin rankını vermekedir. Buna göre, Π=α β olacakır. Bu ki marisen α marisi süun sayısı kadar yani r ade (1) (2) koinegre vekör içermekedir. Johansen in en yüksek olabilirlik yaklaşımı, X marisinin elemenleri arasında r ade koinegre ilişki olduğunu öne süren sıfır hipoezinin es edilmesini sağlar. Bu durumda H 0 : Π=α β olacakır. Eğer, değişkenler arasında koinegre ilişki yoksa yani r=0 ise Π=0 olacakır. Bu nedenle, koinegrasyon esi, Π kasayı marisinin, sıfırdan anlamlı derecede farklı, eigen değerlerinin olup olmadığını es eder. Bu yaklaşım aynı zamanda sıfır ile n arasında ( 0 r n) kaç ade koinegre ilişki olduğunu da es eder. Çalışmada İhraca (EX) ve GSMH (Y) olarak ifade edilmişir. GSMH ve ihraca verileri Devle Planlama Teşkilaından (DPT, 2004) alınmışır. Tüm veriler 1987 yılı baz alınarak reel hale geirilmişir. 3.TAHMİN SONUÇLARI VE DEĞERLENDİRME Tablo 1. ADF Tes Sonuçları Değişken T İsaisikleri ADF Tes isaisikleri %1 ADF Tes isaisikleri % 5 Y EX Y *** EX (Y) Gecikme uzunluğu: 1 ( Akaike Informaion Crieria (AIC), Maksimum gecikme=5) ( Y) Gecikme uzunluğu: 0 ( Akaike Informaion Crieria (AIC), Maksimum gecikme=5) (EX) Gecikme uzunluğu: 0 ( Akaike Informaion Crieria (AIC), Maksimum gecikme=5) ( EX) Gecikme uzunluğu: 0 ( AkaikeInformaion Crieria (AIC), Maksimum gecikme=5) ADF esi yapılırken uygun gecikmenin seçimi için Akaike Bilgi Krieri (AIC) kullanılmışır. Buna göre maksimum gecikme beş olarak alınmış ve en küçük AIC değerini veren gecikme, uygun gecikme olarak seçilmişir. ADF esinin sonuçlarına göre, GSMH (Y) ve ihraca (EX) değişkenlerinin düzey durumları için hesaplanan kriik değerler, hem %1 hem de %5 düzeylerinde eşik değerleri aşmamakadır. Dolayısıyla seriler durağan değildir. Ancak söz konusu değişkenlerin birinci farkları alındığında ( Y, EX) elde edilen kriik değerler %1 ve %5 düzeylerinde eşik değerlerini aşmakadır. Sonuç olarak, değişkenlerin birinci farklarının durağan olması, birinci dereceden büünleşik (I(1)) olduğunu gösermekedir ve değişkenler koinegrasyon esine abi uulabilir.

4 TÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDA İLİŞKİ Yapılan çalışmada, ihraca (EX) ile GSMH (Y) arasındaki ilişki açıklanmakadır. Değişkenler, dönemine ilişkin olarak yıllık değerleri ile analize dahil edilmişir. Tablo 1 den gözleneceği gibi; ADF es sonuçlarına göre, sisemdeki değişkenlerin amamı birinci fark durağan sürece sahipirler. Değişkenler, yıllık değerleriyle yer aldığından ve de birinci farkları ile durağanlaşırıldıklarından, bir gecikme seviyesi ile uygulanan oplu es sonuçları, Tablo 1 de göserilmişir. Buna göre; seviyelerinde birim köke sahip olan, ancak birinci farklarında durağanlaşan değişkenler arasında, koinegrasyon ilişkisi araşırılabilir. Tablo 2 deki Trace isaisiği esi, değişkenler arasında bir koinegre vekörün (r=1) varlığına işare emekedir. Tablo 2. Koinegrasyon Tes Sonuçları Trace isaisiği H 0 H 1 Değerler % 95 Maksimum isaisiği Değerler % 95 r=0 r * * 15.7 r=1 r En uygun gecikme Akaike s Informaion Crieria (AIC) ile belirlenmişir. * %5 anlamlılık düzeyini göserir ** %1 anlamlılık düzeyini göserir Y= EX (5) Tablo 2 den elde edilen sonuçlara göre, hem race isaisiği hem de maksimum isaisiği, r=0 olduğunu söyleyen sıfır hipoezini redderken, r=1 olduğunu söyleyen sıfır hipoezini kabul emekedir. Ayrıca race isaisiği için hesaplanan değer (23.17) kriik değerden (20.00) büyük olduğu için ve maksimum isaisik değer (19,63) kriik değerden (15,7) büyük olduğu için söz konusu değişkenler arasında, en fazla bir koinegre vekör vardır. Bu koinegre vekör ise 5 nolu eşilike de göserilmekedir. Yukarıdaki denklemde bakığımızda ihraca, GSMH üzerinde uzun dönemde poziif eki yapmakadır. Lieraürde, ihraca ile GSMH arasında bulunan poziif ve doğrusal ilişkinin çeşili nedenlerine işare edilmekedir (Medina-Smih, 2001). Bir ülkede ihraca düzeyinde belirli bir büyüme rendine ulaşılmasıyla oraya çıkan kapasie kullanım oranlarındaki arış, ölçek ekonomilerinden sağlanan avanajlar, üreim sürecine uygulanan eknolojik yenilikler, isihdam ve işgücü verimliliğindeki arışlar, daha ekin kaynak ahsisi, ödemeler dengesinde oraya çıkan baskıların ihraca kazançları ile belli ölçülerde sınırlanmasının yaraığı olumlu ekilerle ihraca arışının yüksek ekonomik büyümeye (GSMH) yol açabileceği vurgulanmakadır Nedensellik Tesi Sonuçları Tablo 3. Haa Düzelme Nedensellik Sonuçları Bağımlı Nedenselliğin Yönü (Bağımsız değişken) değişken Kısa Dönem Nedensellik Uzun Dönem Nedensellik Y EX ECT ECT/ Y ECT/ EX Y EX ** ** ** En uygun gecikme Akaike s Informaion Crieria (AIC) ile belirlenmişir. * %5 anlamlılık düzeyini göserir ** %1 anlamlılık düzeyini göserir İhraca ve GSMH arasındaki koinegre ilişki incelendiken sonra, kısa ve uzun dönemde nedensellik ilişkisini olup olmadığının es edilmesi için ECM (haa düzelme meodu) ahmin edilecekir. ECM (haa düzelme meodu) uygulanırken, modeldeki üm içsel değişkenlerin (ihraca ve GSMH) birinci farklarının, koinegre denklemin bir dönem gecikmeli değeri ile birlike sisemdeki üm içsel değişkenlerin birinci farklarının bir dönem gecikmeli değerleri üzerine regresyonu hesaplanacakır. 3.2 Haa Düzelme Yönemi (ECM) ECM ilk olarak Engle ve Granger (1987) arafından oraya aılmışır. ECM, kısa ve uzun dönem ilişkisi arasındaki dengesizliğin giderilmesi ve koinegre değişkenler arasında kısa ve uzun dönemli nedenselliğin es edilmesi için kullanılmakadır.

5 TÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDA İLİŞKİ DLY = DLEX = Bu çalışmada kullanılacak ECM şu şekilde oluşurulmuşur: q r α 1 + δ y i DLEX -i + σ yi DLY - j + θ1 ECT -1+ i=1 j=1 m n α 2+ β DLY -i + DLEX - j ei γ + θ 2 ei i=1 j=1 ECT -1 ε y + ε Yukarıdaki eşiliklerde, DLEX ve DLY, sırasıyla, ihraca ve GSMH nin birinci farklarını gösermekedir. ECT ise uzun dönem koinegre ilişkiden elde edilmiş ve geçmiş dengesizliğin boyuunu göseren, haa düzelme erimidir (ECT denmesinin nedeni, uzun dönemli dengeden sapmaların, kısa dönemli uyarlamalarla düzelilmesidir). Her bir değişkende, içsel değişkenlerdeki değişmeler, sadece söz konusu değişkenlerin gecikmelerinden değil aynı zamanda önceki dönemden de kaynaklanmakadır. ECM veri iken, nedenselliğin var olup olmadığı es edilebilir. Örneğin 7. eşilike, eğer GSMH nın gecikmeli değerleri için ahmin edilmiş kasayılar isaisiksel olarak anlamlı ise, bu durumda kısa dönemde, GSMH nin, ihracaın Granger nedeni olduğu söylenebilir.bu sonuca göre, lieraürde değişik ülkeler için yapılan çeşili çalışmalarda (Kuns ve Marin,1989; Oxley,1993;Mallick,1996; Henriques ve Sadorsky,1996; Xu,1996;Amin Guierrez de Pineres ve Ferranino,1997;Shan ve Sun,1998; Chandra, 2003) elde edilen sonuçlara benzer şekilde,ihraca ve GSMH arasındaki nedensellik ilişkisi GSMH den ihracaa doğrudur.yani kısaca, GSMH ihracaın Granger nedenidir. Faka ihracaan, GSMH ye doğru bir nedensellik ilişkisi mevcu değildir. Bu sonuç, ihracaa yönelik büyüme yaklaşımında vurgulanan ihraca arışından büyümeye yönelik ekilerin aksine, Türkiye için, iç dinamiklere dayalı olarak oraya çıkan GSMH arışının ihraca üzerinde ekili olduğuna ve GSMH arışını eşvik edecek poliikaların ihraca üzerinde olumlu eki yaraacağına işare emekedir. e (6) (7) esinin (ADF) sonuçlarına göre, her ikisi de birinci dereceden durağan olan seriler arasında, bir uzun dönemli ilişkinin varlığı, koinegrasyon meodu ile es edilmişir. Koinegrasyon esinin sonuçları, ihraca ve GSMH arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığı yönündeki beklenimizi doğrulamakadır. Yapılan Granger nedensellik esinin sonuçlarına göre ihraca ve GSMH arasındaki nedensellik ilişkisi, GSMH dan ihraca doğrudur.bu anlamda GSMH, ihracaın Granger nedenidir. Bu çerçevede Türkiye de sürdürülebilir bir büyüme oramını sağlayacak poliikaların ihraca performansı için önemli bir unsur olduğu ifade edilebilir. 4.SONUÇLAR Bu makalede, yılları için, Türkiye de ihraca ile GSMH arasında uzun dönemli bir ilişkinin bulunup bulunmadığı ve bu iki değişken arasında nedensellik ilişkisinin varlığı incelenmişir. Birim kök

6 TÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDA İLİŞKİ KAYNAKÇA JOHANSEN, S. ve JUSELIUS, K. (1990) Maximum Likelihood Esimaion and AFXENTIOUS, P.C. ve Serleis, A. (1991) Expors and GNP Causaliy in he indusrial counries: , Kyklos, 44, 2 (May): AMIN GUTIERREZ DE PINERES, S. ve FERRANTINO, M. (1997) Expor diversificaion and srucural dynamics in he growh process: a case of sudy Chile Journal of Developmen Economics, 52, BAHMANI-OSKOOEE, M. ve DOMAÇ, İ. (1995) Expor Growh and Economic Growh in Turkey:Evidence from Coinegraion analysis Middle Eas Technical Universiy in Developmen, 22, BALASSA, B. (1978) Expors and growh: Furher evidence, Journal of Developmen Economics, 5, 2 (June): CHANDRA, R. (2003) Reinvesigaing Expor-Led Growh in India Using A Mulivariae Coinegraion Framework The Journal of Developing Areas, 37,1,73-86 DICKEY, D.A.ve FULLER W. (1979) Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series Wih a Uni Roo Journal of American Saisical Associaion 74, DPT (2004), Sosyal ve Ekonomik Gösergeler: ,Ankara DUTT, S. D. ve GHOSH, D. (1994) An Empirical Invesigaion of he Expor Growh- Economic Growh Relaionship Applied Economics Leers, 1, DUTT, S. D. ve GHOSH, D. (1996) The Expor Growh- Economic Growh nexus:a Causaliy Analysis The Journal of Developing Areas, 30, ENGLE, R. ve GRANGER, C.W.J. (1987) Coinegraion and Error-Correcion: represenaion,esimaion and esing Economerica,55, GILES,J.A. ve WILLIAMS, C. L. (2000) Expor-Led Growh : A Survey of he Empirical Lieraure and Some Noncausaliy resuls Par 1 Economerics Working Paper, (January), 1-48 Inference on Coinegraion-Wih Applicaions o he Demand For Money Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52 (2), KRAVIS, I.B. (1970) Trade as a handmaiden of growh : Similariies beween he nineeenh and wenieh cenruies, Economic Journal, 80, 320 (December): KUNST, R.M. ve MARIN, D. (1989) On expors and produciviy: a causal analysis Review of Economics and Saisics, 71, MALLICK, S.K. (1996) Causaliy beween expors and economic growh in India:evidence from coinegraion based error correcion models Indian Journal of Economics, 76, MEDINA-SMITH,Emilio J. (2001), Is he Expor-Led Growh Hypohesis Valid for Developing Counries? A Case Sudy of Cosa Rica, Policy Issues in Inernaional Trade and Commodiies Sudy Series No:7, UNCTAD MICHAELY, M. (1977) Expors and growh: An empirical invesigaion Journal of Developmen Economics, 4, 1 (March): OXLEY, L. (1993) Coinegraion causaliy and expor-led growh in Porugal : Economics Leers, 43, RIEZMAN, R. G., SUMMERS, P. M. ve WHITEMAN, C.H. (1996) The Engine of Growh or is handmaiden? A Time Series Assessmen of Expor-Led Growh Empirical Economics, 21, SERLETIS, A. (1992) Expor growh and Canadian economic developmen Journal of Developmen Economics, 38, SHARMA, S. C. ve DHAKAL, D. (1994) Causal Analysis beween Expors and Economic Growh in developing counries, Applied Economics, 26, SHAN, J. ve SUN, F. (1998) On he expor-led growh hypohesis:he economeric evidence from China Applied Economics, 30, HELLER, P.S. ve PORTER, R.C. (1978) Expors and growh: An empirical reinvesigaion, Journal of Developmen Economics, 5, 2 (June): SUPO ALEGE, P. (1993) Expor and growh in he Nigerian economy: a causaliy es Indian Journal of Economics, 73, HENRIQUES, I. ve SADORSKY, P. (1996) Expor-led growh or growh-driven expors? The Canadian case Canadian Journal of Economics,96, XU, Z. (1996) On he causaliy beween expor growh and GDP growh: an empirical reinvesigaion Review Inernaional Economics, 4, ISLAM, M.N. (1998) Expor expansion and economic growh: esing for coinegraion and causaliy Applied Economics, 30, JOHANSEN, S. (1988) Saisical Analysis of Coinegraion Vecors Journal of Economic Dynamics and Conrol, 12 (2/3),