Koyck Modeliyle Türkiye de Buğday Üretimi ve Fiyatı İlişkisinin Analizi

Transkript

1 TARIM BİLİMLERİ DERGİSİ 26, 12 (4) ANKARA ÜNİVERSİTESİ ZİRAAT FAKÜLTESİ Koyc Modeliyle Türiye de Buğday Üreimi ve Fiyaı İlişisinin Analizi Ahme ÖZÇELİK 1 Osman Oran ÖZER 1 Geliş Tarihi: Öz: Bu araşırmanın amacı, Türiye de buğday üreimi ile fiya arasındai ilişiyi oraya oymaır. Üreicilerin üreim ararını, bir öncei yılın fiyaına göre vermesi, ürün miarı ve fiyaıyla ilgili dalgalanmalara neden olmaadır. Buğday üreimi de, piyasada oluşan oralama fiyaın gecimeli değerinden eilenmeedir. Gecimeli değerlerin hesaplanması için Koyc modelinden yararlanılmışır. Modelde yılları buğday üreimi (bağımlı) ve buğday fiyaı (bağımsız) değişenler olara alınmışır. Değişenler üzerinde ararlılı sağladığı için doğal logarimaları alınmışır. Modelin çözüm sonucuna göre buğday üreimi geriye doğru en fazla 3 yılın fiyaından eilenmeedir. Ayrıca, buğday fiyalarında meydana gelen değişimin, buğday üreiminde hissedilir ölçüde bir eiye neden olabilmesi için geçmesi gereen zamanın,8325 yıl (1 ay) olduğu hesaplanmışır. Anahar Kelimeler: Buğday Üreimi, Buğday Fiyaı, Gecimesi Dağıılmış Model, Koyc Modeli Analysis of Correlaion of Whea Producion and Prices wih Koyc Models in Turey Absrac: A his research, i was aimed o deermine he correlaions beween whea producion and is price in Turey. All producers mae a decision while looing a previous year price level. So, his aiude causes a flucuaion of price and producion level. Whea producion was effeced delayed value of average price. Koyc model was used a he calculaion of delayed value. A his model, whea producion (dependen) and whea prices (independen) oo a consider as variables beween 1973 and 23. Variables were convered ino logarihmic scheme o sabilize hem. According o he model resuls, whea producion was effeced owards bac from maximum 3 years prices. In addiions, i was calculaed ha i needed.8325 year (1 monhs) ha whea producion was affaced imporan level a whea prices changes. Key Words: Whea producion, Whea prices, Disribued Lag Models, Koyc Model Giriş Buğday, nüfusun beslenmesi açısından önemli bir üründür. Geniş bir çifçi ilesi arafından yeişirilmeedir. Dünyadai buğday üeimi gelişmiş ülelerde daha az olmasına arşın, Türiye de ve işi başına gelir düzeyi düşü olan ülelerde olduça fazladır. Buğday üreimi Türiye de genel olara uru arım yapılan alanlarda gerçeleşirilmeedir. Dolayısıyla, sadece doğal yağışlarla ıraç alanlarda üreilen buğdayın verimi düşü olmaadır. Son on yılda dünya verimi g/ha arasında gerçeleşiren, Türiye buğday verimi g/ha ile dünya veriminin alında almışır (Kün ve ar. 24). Türiye de genel arım alanlarının yalaşı olara %35 inde buğday üreimi yapılmaadır (DİE 25). Biisel üreim, genel özelliği nedeniyle, mevsimlere bağlı olara sürdürülebildiğinden, esili bir yapıya sahipir. Tarımsal üreimdei risler, üreim planının olmaması pazar organizasyonunun yeersizliği gibi sebeplerle üreiciler, üreeceleri ürünlerin seçiminde genellile bir öncei dönem içinde oluşan saış fiyaını diae almaadır. Üreim ararının, bir öncei yılın fiyaına göre verilmesi, ürün miarı ve fiya üzerinde dalgalanmalara neden olmaadır. Buradan da anlaşılacağı gibi arımsal ürünlerde denge fiyaını belirleyen ein faör arz miarı olmaadır. Eonomide bu oluşuma örümce ağı eorimi denilmeedir (Eraan ve Açıl 2). Bu sonuca göre, buğday üreimi de, piyasada oluşan oralama fiyaın gecimeli değerinden eilenmeedir. Koyc modeli bu gecimeli değerleri oraya oyma açısından uygun bir modeldir. Bu çalışmada, Türiye de buğday üreimi ile fiya arasındai ilişiyi Koyc modeli ile açılama amaçlanmışır. Fiya değişeninin birbirini izleyen 1 Anara Üniv. Ziraa Fa. Tarım Eonomisi Bölümü-Anara

2 334 TARIM BİLİMLERİ DERGİSİ 26, Cil 12, Sayı 4 dönemlerdei gecimeli eilerini üreim açısından ölçme amacıyla ullanılan bu model sayesinde, buğday üreimine yöneli arımsal deseleme poliialarının ne şeilde ein olacağı onusunda izlenece yollar için bir göserge olacaır. Gecimesi dağıılmış modeller iisadi eorilerin açılanmasında olduça yaygın bir şeilde ullanılmaadır. Türiye de yapılan çalışmalar içinde, arımsal üreim ve arım seöründe gecimesi dağıılmış Koyc modeli çalışmaları bulunmaadır. Bu çalışmalara örne olara pamu üreimi ve fiya arasındai ilişiyi oraya oyma amacıyla (Yurdaul,1998), üün üreiminde fiya arasındai ilişiyi oraya oyma için (Dimen,25) ve doğrudan gelir deseği ve ama değer arasındai ilişiyi göserme amacıyla (Eraan ve ar. 24) Koyc modelinden yararlanılan çalışmalardır. Bu çalışmada, buğday üreimi ve fiyaları arasındai ilişinin gecimesi dağıılmış model olara düşünülmüş olup, analiz için Koyc yalaşımı yönem olara alınmışır. Maeryal ve Yönem Koyc Modellerini uygulama amacıyla, buğday üreimi seçilmişir. Bağımlı değişen olara buğday üreimi (DİE,25), bağımsız değişen olara buğday fiyaı (TMO 25) alınmışır. Buğday fiyaı, günümüzde serbes piyasa oşullarında oluşmasına rağmen, piyasadai fiyaı eilemesi ve bir aban fiya oluşurması nedeniyle Topra Mahsulleri Ofisi ne ai buğday alım fiyaı veri sei olara abul edilmişir. Değişenlere ai veriler yıllıır ve yılları arasını apsamaadır. Fiya değişeni üzerinde ren meydana geirmesi nedeniyle, fiyalar enflasyondan arındırılara reel fiyalar ullanılmışır. Değişenler üzerinde ararlılı sağladığı için doğal logarimaları alınmışır. Gecimesi dağıılmış modellerin, iisa eorilerinin açılanmasında yaraığı olaylı nedeniyle önemli bir yeri vardır. Bu ür modellerde bağımsız değişenler arasında, açılayıcı değişenin gecimeli değerleri yer alır. Bu ip modellere sonlu bir değer verilmişse (açılayıcı değişene) sonlu model, verilmemişse sonsuz model adı verilir (Kular,25). Gecimesi sonsuz, yani gecimenin geçmişe doğru uzunluğu anımlanmamış model aşağıdai şeilde ifade edilir (Dimen,25), Y αβ β 1 1 β u ise; Gecimesi sonlu dağıılmış gecimeli bir model Y αβ β 1 1 β β u Bu model ısaca, Y α βx u i i Bu, açılayıcı değişen in sadece bugünü değeri ( ) ile değil, geçmiş dönemlerdei değerleri ile de (Y...Y- ) bağımlı değişeni (Y ) eilediğini ifade eder. Bir başa deyişle in belli sayıdai geçmiş değerleri de bağımlı değişen üzerinde eilidir. Çoğu zaman Y, e bir süre sonra epi göserir, geçen bu süreye gecime denir (Dimen 25). Gecimesi dağıılmış modellerin modele özgü ahmini sıradan en üçü areler (EKK) yönemi ullanılara yapılır (Al 1942) (Tinbergen 1949). Bu çeşi modellerde uygulamada oraya çıaca en önemli sorunlardan biri, bağımsız (eileyici) abul edilen değişenler arasındai çolu doğrusal bağlanıdır (Kılıçbay 1983), çünü aynı değişenin gecimeleri modelde yer aldığından paramerelere ai sandar haalar büyü çıabilir. İincisi, eğer gecimelerin sayısı büyüse ve örne üçüse, paramereleri ahmin edilemeyebilir. Çünü isaisi baımdan anlamlılı eslerinin yapılması için serbesli derecesi yeerli olamayabilir, anca bu güçlüleri aşma için önerilen çeşili yönemlerin hepsi emel amaç olara gecimeli değişenlerin sayısını anlamlı biçimde azalmaya çalışırlar, β lere sınırlamalar onara ve gecimeli değişenlerin doğrusal bir bileşiminden (Wi) diyebileceğimiz yeni değişenler üreere bu amaca ulaşılır (Kousoyiannis 1989). Koyc modeli bağımsız değişenlerin birbirini izleyen dönemlerdei gecimeli eilerini ölçme amacıyla ullanılan bir modeldir. Koyc modelinde gecime sayısı arıça gecimeli değişenlerin asayıları (bağımsız değişenin gecimeli değerleri) gidere azalmaadır. Bu da değişenin zaman içindei eisinin azaldığını göserir. Koyc modelinde, bağımsız değişen gecimelerinin bağımlı değişeni belirli bir oranda eiledileri ve söz onusu gecime oranının da geomeri olara azaldığını söylemeedir. Bu düşünceyle haree edildiğinde, modeli indirgemiş bir hale geirere regresyon denleminin ahmin yapılmışır. Modele ulaşma için, yuarıda göserdiğimiz gecimesi sonsuz dağıılmış bir modelde Koyc, büün bağımsız değişene ai gecimeli değerlere ai β asayılarının aynı işareli olduğunu, bu değerlerin geomeri bir şeilde azaldığını

3 ÖZÇELİK, A. ve O. O. ÖZER, Koyc modeliyle Türiye de buğday üreimi ve fiyaı ilişisinin analizi 335 söylemeedir. Bu varsayımın göserimi aşağıdai gibidir: β β λ,1,2,.. Burada λ, ( < λ < 1 ) dağıılan gecimenin azalma ya da düşme oranı, 1 λ ise uyarlanma hızıdır ve β gecime asayısının değeridir (Koyc 1954). λ nın değeri 1 e ne adar yaınsa β dei azalma oranı o adar düşer, λ, sıfıra ne adar yaınsa β dei azalma oranı o adar hızlı olur. Oralama gecime sayısı gecimelerin ağırlılı oralamasını vermee olup aşağıdai gibidir: Oralama gecime λ (1 - λ ) Oralama gecime sayısı, bağımsız değişeninde oluşan bir birimli değişimin, bağımlı değişen Y üzerinde hissedilir ölçüde bir ei yaraabilmesi için geçmesi gereen zaman sürecini göserir (Dimen 25). Yuarıdai açılamalara göre gecimesi sonsuz denlemi şöyle yazabiliriz 2 Y α β λβ 1 λ β 2... u Yuarıdai model sonsuz gecimeli bir model olmasından dolayı, bilinen doğrusal regresyon çözüm yönemi uygulanamaz ve ayrıca, λ asayıları doğrusallıan ço uzaır. Modelin bu sorunlarını oradan aldırma için Koyc, sonsuz modeli bir dönem geri çeip aşağıdai modeli elde emişir: λy 1 3 λ β λα λβ 2 n... λ u 2 λ β 1 1 Gecimesi sonsuz denlemden, bir dönem geriye çeilen denlem çıarılırsa: Y λ Y Y α ( 1 λ) β ( u λ u 1) 1 elde edilir. Bu model erar düzenlenirse; α ( 1 λ) β λy ν bulunur. 1 ( ) u λ u 1 u λ u 1 ν ; ile in hareeli oralamasıdır. Koyc modeli ile açılayıcı değişenin gecimeli değerleri oradan aldırılmış, sadece 1 gecime sayısı model içinde yer aldığından, çolu bağlanı sorunu endiliğinden giderilmişir. Başlangıça sonsuz model içinde α ile sonsuz sayıda β i ahmin eme zorunluluğu varen, şimdi yalnızca üç bilinmeyen değişeni, α, β, λ yı ahminiyle gecimesi dağıılmış bir model hesaplanabilir. Buğday üreiminin genel yapısı: Buğday un haline geirilere, eme ve diğer unlu gıdaların imalaında ullanıldığı gibi, bulgur olara da üeilmeedir. Yem seöründe de hammadde olara ullanılan buğday, gıda seörünün dışında, yenilenebilir enerji aynağı olan bioeanol üreiminde de ullanılmaadır (TMO 24). Buğdayın, Türiye nin hemen her bölgesinde yoğun olara İç Anadolu Bölgesinde, üreimi yapılmaadır. Tarla ürünleri içerisinde eiliş alanı ve üreim miarı baımından il sırayı alan buğday üreimi Sosyo-eonomi açıdan da önemli bir ürünüdür. Türiye nin buğday üreimi incelendiğinde, genellile üreicilerin uru arım alanlarında buğday üreimi yapmalarından dolayı üreim miarında son 1 yılda önemli bir değişime raslanmamaadır. 24 yılı buğday üreimi 9.4. on gerçeleşmişir (DİE, 25). Avrupa Birliğinin üreimi incelendiğinde, 24 yılı ahmini üreim miarı Avrupa Birliği 15 lerin üreimi on ve yeni aılan 1 üle ile AB 25 lerin buğday üreimi olara gerçeleşmişir (Eurosa 25). Türiye nin buğday üreimi, Avrupa Birliği 25 lerin oplam üreiminin %6,9 u adardır. Bu öneme rağmen, son on yılda dünya verimi g/ha arasında olup, Türiye buğday verimi g/ha ile dünya veriminin alında gerçeleşmişir (Kün ve ar. 24). Türiye nin buğday verimi yalaşı olara son 2 yıldır önemli bir arış gösermemişir (Şeil 1). Bunun başlıca nedenleri buğdayın genellile uru arım alanlarında yeişirilmesi, opra ve ilim oşullarına uygun ohumlu ullanılmaması, girdi ullanımındai yeersizliir. Buğday ihala ve ihraca miarları incelendiğinde, Türiye 24 yılında on buğday ihal ederen, ihraca 863 on gibi ço düşü bir düzeyde almışır. Türiye de üreim alanı açısından büyü bir yer uan ahıl üreiminin pazarlanması, endüsri biileri, meyve ve sebze üreimine göre farlılılar gösermeedir. Tahıllar pazara üç ayrı yolla ulaşmaadır. Bunların pazarlanması Topra Mahsulleri Ofisi (TMO), üccarlar ve özel seör uruluşları arafından gerçeleşirilmeedir (Emesiz ve ar. 25).

4 336 TARIM BİLİMLERİ DERGİSİ 26, Cil 12, Sayı 4 Şeil 1. Türiye de buğday verimi(ha/on) Şeil 2. Buğday fiyaı Kayna: DİE, İsaisii Gösergeler Sayfa: dei veriler ullanılara çizilmişir. Buğday piyasasında, 1999 yılına adar devlee bağlı olan urumların fiya oluşumundai eisi ço yüsei. Bu urumların başında TMO gelmeedir yılından sonra Dünya Para Fonu (IMF) ile yapılan Sand-by anlaşması sonucunda, TMO nun görevleriyle ilgili değişililer yaşanmışır. Bu değişililerin sonucu olara, deseleme alım miarı hızla düşmüşür ve her yıl açılanan deseleme alım fiyaları için, dünya piyasasında oluşan fiyalara yaın bir fiya düzeyi benimsenmişir. Dolar bazındai buğday fiyaında yıllar içinde dalgalanmalar yaşandığı Şeil 2 de görülmeedir yıllından sonra hızla düşen fiyalar 22 yılından sonra oparlanma eğilimine geçere 24 yılında 1996 yıllında elde edilen fiya seviyesine gelmişir. Araşırma Bulguları İncelenece ürünün, gecimesi dağıılmış modellere uygun olup olmadığını anlama için, değişenler arasındai ilişinin orelasyon asayısı incelenmelidir. Eğer aralarındai ilişinin derecesi uvveli ise gecimesi dağıılmış modellere uygun bir arımsal ürün olduğu abul edilmeedir. İncelenen dönemde buğday fiya ve üreim miarının doğal logarimalarının orelasyon asayısı,6384 olara hesaplanmışır. Bu da buğday üreimi ile reel buğday fiyaları arasındai orelasyonun yeerli abul edilebileceğini gösermeedir. Çalışmada ullanılan gecimesi dağıılmış Koyc modeli genel görünümü aşağıdai gibidir: u α β β1p β2p βnp Modelde yer alan değişenler: : Buğday üreim miarı (TON) P : Buğday fiyaı (TL/KG) Kayna: TMO, 25 Koyc modelinin oluşurulabilmesi amacıyla ele alınan verilerden buğday fiyaının gecimeli değerine ihiyaç duyulmaadır. Modelde gecime uzunluğunun belirlenmesi amacıyla Schwarz gecime uzunluğu rierinden (Schwarz 1978) yararlanılmışır (Yurdaul 1998), (Dimen 25). Bunun için ço büyü bir q (gecime uzunluğu) değeriyle işe başlayıp, dağıılmış gecimenin biçimi onusunda hiçbir sınırlama oymadan, bu süre ısalıldığında modelin önemli bir bozulmaya uğrayıp uğramadığına baılır (Davidson ve MacKinnon 1993: ). Gecime uzunluğu Schwarz(SC) Krieri 1,1644 2, , , , , ,785 8,59878 Schwarz rierine göre mula değer alında en üçü değeri veren gecime sayısı modelin gecime uzunluğunu vermeedir. Bu açılamaya göre gecime sayısı 3 olara hesaplanmışır. Bunun anlamı üçüncü yıldan iibaren buğday fiyaının, buğday üreimine olan eisi sıfır olmaadır. Enflasyon oranının çif haneli olduğu oşullarda bu durum belenmeedir. Elde edilen gecime sayısına göre üreimle fiya arasındai ilişi aşağıdai denlemde en üçü areler yönemi ile hesaplanmışır P -.16P 1.14P P 3 (276,16) (-,448) (-,124) (1,134) (-1,195) u Modelde, büün değişenlere ai asayılar isaisisel açıdan anlamlı bulunmamışır. Tahminin sandar haası (,85984) ço düşü, modelin F esi

5 ÖZÇELİK, A. ve O. O. ÖZER, Koyc modeliyle Türiye de buğday üreimi ve fiyaı ilişisinin analizi 337 (5,646315) %1 de anlamlı ve belirlili asayısı R çımışır. Model F esine göre anlamlı çımasına rağmen gecimesi dağıılmış modellerde ii önemli sorun modelin güvenirliğini bozmaadır. Birincisi bağımsız değişenlerin gecimeli değerlerinin ullanılmasından dolayı, çolu bağlanı sorununun oraya çıması, diğeri de gözlem aybıdır. Eğer veri sayısı ço değilse gecimelerden dolayı ahmin değerleri uarsız olabilir. Bu ii soruna çözüm olara Koyc modeli ullanılara ahmin yapılacaır. Regresyon denleminin Koyc modeli ile ahmini aşağıda verilmişir. Bu modelde buğday üreiminin bir gecimeli değeri bağımsız değişen olara modele alınmışır. 5,314,89P, (4,5846) (1,846) (3,7778) R F 22,41 Sandar haa:.129 Modelin isaisiî anlamlılı düzeyleri incelendiğinde buğday fiyaı esi sonucu %1 düzeyinde anlamlı bulunmuşur. Buğday üreiminin bir gecimeli değerinin 1 ise esi sonucu % 1 düzeyinde anlamlıdır. Oralama buğday fiyalarında g başına %1 li arış, buğday üreiminde yalaşı olara %.9 arışa yol açmaadır. Bir dönem önce üreilen buğday miarında yaşanaca %1 li bir arış, buğday üreimini %,45 oranında arırmaadır. Buğday alebindei arış diae alındığında bu sonuç normaldir. Denlemdei bilgilere göre oralama gecime sayısı, Oralama Gecime λ / 1(1-λ),4543 /(1 4543),8325 olara hesaplanır. Bu değer buğday fiyalarında meydana gelen değişimin, buğday üreiminde hissedilir ölçüde bir eiye neden olabilmesi için geçmesi gereen zamanın,8325 yıl(1 Ay) olduğu görülmeedir. Koyc modelini erar yazarsa; b P λ 1 α u ve b < λ < 1 olduğundan; İl denleme aşağıdai şeilde ulaşılır, λ b β β ( λ β (.4543) (.89),89 ) β1 λ 1 β ) (.4543) 1 (.89),44 ( λ b ( λ 2 β ) β2 (.4543) 2 (.89),184 β3 λ 3 β ) (.4543) 3 (.89),83 ( β 3 3 α β β P β P β P P u 2 α β P ( λβ ) P 1 ( λ β ) P 3 ( λ β ) β P 3 3 u 2 Bu elde edilen sonuçlar yuarıdai denleme göre, Koyc modelinden üreilmiş olara yeniden yazılırsa, 5.314,89 P,4 P 1, 18 P 2, 8 β P 3 3 u Gecimesi dağıılmış bu modelde λ asayısının <λ<1 arasında olması sebebiyle, gecimeli fiyaların buğday üreimi üzerinde gidere azalan bir eiye sahip olduğu görülür. Gecimeli fiyalara ai paramerelerin gidere azalmasının nedeni λ asayısının modelde gidere sınırlandırıcı bir eiye sahip olmasından aynalanır. Bu sonuca göre 1 gecimede fiyaai %1 li değişme, üreimi %,4 arırıren, 2 gecimede %,2 ve 3 gecimede %,8 oranında arışa yol açacağını gösermeedir. Bu ei 3 yıl sürmee olup 4. yılda sıfıra inmeedir. Yüzde olara verilen ifadeler düşü olmasına arşın, 24 yılı buğday üreim miarı verileri diae alındığında, fiyalar %1 düzeyinde arığında bir yıl sonra oluşaca üreim miarı yalaşı olara 168. on aracağı bu modelle ahmin edilmeedir. Sonuç Bu çalışmada, buğday üreimi ve alım fiyaları arasındai ilişinin Koyc modeli yalaşımıyla belirl enmesi amaçlanmışır. Modelde buğday üreimi bağımlı değişen, fiya ise bağımsız değişen olara alınmışır. Buğday üreimi üzerine eili fiya ve fiyaın gecimeli değerleri oraya onmuşur. İncelenece üreim dalının gecimesi dağıılmış modellere uygun olup olmadığını anlama için, değişenler arasındai ilişinin orelasyon asayısı incelenmelidir. Fiya ve üreim miarının doğal logarimalarının orelasyon asayısı,6384 olara hesaplanmışır. Koyc modelinin analizi için, ele alınan verilerden buğday fiyaının gecimeli değeri Schwarz rierine göre hesaplanılara, gecime sayısı 3 olara sapanmışır. Elde edilen gecime sayısına göre üreimle fiya arasındai gecimesi dağıılmış bir model

6 338 TARIM BİLİMLERİ DERGİSİ 26, Cil 12, Sayı 4 uru lara, asayıların isaisiî anlamlılıları dolayı piyasaya alıcı olara girmesi gereebilir. Bu sınanmışır. Bu sınamanın sonucu olara, büün değişenlerin asayılarının isaisiî olara anlamlı durumda yapılan Koyc analizine göre devlein alıcı olara piyasa fiyaını en az,8325 yıl (1 ay) önceden olmadığı bulunmuşur. belirlemesi geremeedir. Piyasa fiyaının önceden belirlenmesi sonucu fiyaai %1 li değişme, üreimi Bu modelden hareele Koyc modeline %,4 arırıra bileceği analiz sonucu bulunmuşur. geçilmişir. Koyc modelinin isaisiî anlamlılı düzeyleri incelendiğinde buğday fiyaının esi sonucu %1 düzeyinde anlamlı olduğu bulunmuşur. Günümüzde devle poliiaları, daha ein bir şeilde geleceğe yöneli ahminlerde bulunulması ve Buğday üreiminin bir gecimeli değerinin 1 ise bu ahminler doğrulusunda yapılanmaya girere üreim düşüşünden önce müdahale fiyaının belirlemesi esi sonucunun %1 düzeyinde anlamlı olduğu espi ihiyacını doğurmaadır. Bu amaçla piyasa pazarlama edilmişir. Modelin es isaisileri ümüyle anlamlı anallarının ein bir şeilde oluşurulması ve yerel çımışır. Oralama buğday fiyalarında g başına arım ürünleri borsaları gibi piyasa fiyaını belirleyen %1 li arış, buğday üreiminde %.9 li arışa yol pazarlama anallarının einliğinin arırılması açmaadır. Bir dönem önce üreilen buğday geremeedir. Bu sayede geleceğe yöneli öngörülerin miarında yaşanaca %1 li bir arışın, buğday uarlılığı arırılmış olacaır. üreimini %,45 oranında arırdığı bulunmuşur. Buğday fiyalarında meydana gelen değişimin, buğday üreiminde hissedilir ölçüde bir eiye neden olabilmesi için geçmesi gereen zamanın,8325 yıl (1 ay) olduğu hesaplanmışır. Koyc modelinden 3 gecimeye göre üreilmiş değerler modele onulara üreilmiş model oluşurulmuşur. Bu sonuca göre 1 gecimede fiyaai %1 li değişme, üreimi %,4 arırıren, 2 gecimede %,2 ve 3 gecimede %,8 oranında arışa yol açacağını gösermeedir. Bu ei 3 yıl sürmee olup 4. yılda sıfıra inmeedir. Fiyaa yapılaca bir değişiliğin buğday üreimine olan eisi gecime değerine göre 3 yıl olara espi edilmişir. Tarla ürünleri içerisinde eiliş alanı ve üreim miarı baımından buğday üreimi il sırayı %35,1 li oranla alması nedeniyle, imi zamanlar devlein Sosyo-eonomi açıdan alıcı olara piyasaya çeşili şeillerde girmesi ihiyacını doğurmaadır. Arz miarına doğrudan bir müdahalede bulunmasızın arzın yönlendirilmesi fiyalar yoluyla olmaadır. Fiyalarda yapılaca değişilerle üreici imi ürünlerin üreimine özendirilebilir veya üreimin ısılanması sağlanabilir. Bir fiya poliiası güdülmesi devlein belli bir fiyaan piyasalara girmesi anlamına gelmeedir. Bu şeilde üreicinin saış garanisi elde edere pazar güvencesine avuşurulması da sağlanma isenmeedir (Eraan 21). Gelecee buğday üreiminde bir düşüş yaşanması belenisi içine girilmesi durumunda, devle poliialarının üreimi arırmaya yöneli olara Dünya Para Fonu (IMF) ile yapılan 1999 yılı sand-by anlaşmasına rağmen Sosyo-eonomi nedenlerden Kaynalar Al, F Disribued Lags, Economerica, 1, : Davidson,R., J. G. MacKinnon Esimaion and Inference in Economerics, Oxford Universiy Press, New Yor : DİE. 25,hp:// Erişim arihi: Dimen, N. 25. Koyc - Almon Yalaşımı İle Tüün Üreimi ve Fiya İlişisi, VII. Ulusal Eonomeri ve İsaisi Sempozyumu,26-27 Mayıs 25 İsanbul Üniversiesi, webadresi:hp:// 6s1.pdf Erişim arihi: Emesiz, F., M. Almayra, E. Güneş, A. Özçeli, O. O. Özer, K.Taşan. 25. Türiye de Tarımsal Ürünlerin Pazarlama Kanalları ve Araçlarının Değerlendirilmesi, VI. Türiye Ziraa Mühendisleri Odası Teni Kongresi, Bildiriler(II): , 3-7 Oca 25 Anara. Eraan, S. F. Açıl. 2. Eonomi, Anara Üniv. Ziraa Fa. Yayınları:1512 Ders iabı:465, Anara. Eraan, G. 21. Tarım Poliiası Temelleri ve Türiye de Tarımsal Deseleme Poliiası, s:57, Uzel Yayınları, Anara. Eraan, G., C. Abay, B. Miran, E. Olhan. 24. Türiye de Tarımın Teşviinde Doğrudan Gelir Deseği Sisemi ve Sonuçları, İsanbul Ticare Odası Yayını:24-53: 68-71, İsanbul Eurosa, 25. hp://europa.eu.in/comm/eurosa/ Erişim Tarihi: Kılıçbay, A Uygulamalı Eonmeri, s.183 Filiz Kiabevi, İsanbul.

7 ÖZÇELİK, A. ve O. O. ÖZER, Koyc modeliyle Türiye de buğda y üreimi ve fiyaı ilişisinin analizi 339 Kousoyıannıs, A Eonomeri Kuramı, (Çev. Şenesen, ÜMİT. Şenesen, GÜLAY GÜNLÜK). s , Verso Yayıncılı, Anara. Koyc, L. M. 1954, Disribued Lags and Invesmen Analysis, s.21-5,norh- Holland Publishing Company, Amserdam. Kular, A. 25. Uygulamalı Eonomeri, Nobel Yayın No: 769, Teni Yayınlar:97:25-27 II. Bası, Nisan, İsanbul. Kün, E., Y. C. Çifçi, M. Birsin, A. C. Ülger, S. Karahan, N. Zencirci, A. Öem, M. Güler, N. Yılmaz ve M. Aa. 24. Tahıl ve Yemeli Dane Balagiller Üreimi, VI. Türiye Ziraa Mühendisleri Odası Teni Kongresi, Bildiriler(I): , 3-7 Oca 25 Anara. Schwarz, G Esimaing he Dimension of a Model, The Annals of Saisics,5(2): Tinbergen, J Long-Term Foreign Trade Elasiciies, Macoeconomica, 1: TMO, Yılı Hububa Rapor web adresi:hp:// aporu.pdf Erişim Tarihi: TMO, 25. Topra Mahsulleri Ofisi Kayıları, Yayınlanmamışır. Yurda ul, F Pamu Üreimi ile Pamu Fiyaı Arasındai İlişinin Eonomeri Analizi: Koyc Almon Yalaşımı, Çuurova Üniv. İisadi ve İdari Bilimler Fa. Dergisi: 8 (1): İleişim adresi: Osman Oran ÖZER Anara Üniv. Ziraa Fa. Tarım Eonomisi Bölümü-Anara Tel: E-posa:ozer@agri.anara.edu.r