The Relation among retail price main of consumption center of fruit and vegetables and Region of Mediterranean (Turkey) : Test of Market Integration

Transkript

1 MPRA Munich Personal RePEc Archive The Relation among retail price main of consumption center of fruit and vegetables and Region of Mediterranean (Turke) : Test of Market Integration Seval Mutlu and Erkan Aktas and Özlem KARAHAN UYSAL Çukurova Üniversitesi, Ziraat Fakültesi, Tarım Ekonomisi Böl, Kö Hizmetleri Tarsus Araştırma Enstitüsü, Ege Üniversitesi, Ziraat Fakültesi, Tarım Ekonomisi Böl 2004 Online at MPRA Paper No. 8656, posted 10. Ma :29 UTC

2 Akdeniz Bölgesi ve Başlıca Tüketim Merkezlerinde Yaş Meve ve Sebze Perakende Fiatları Arasındaki İlişkiler: Pazar Entegrasonunun Testi Seval MUTLU 1 Erkan AKTAŞ 2 Özlem KARAHAN UYSAL 3 1 Çukurova Üniversitesi, Ziraat Fakültesi, Tarım Ekonomisi Böl.,, smutlu@cu.edu.tr 2 Kö Hizmetleri Tarsus Araştırma Enstitüsü,, erkan@khgm.gov.tr 3 Ege Üniversitesi, Ziraat Fakültesi, Tarım Ekonomisi Böl., İzmir, karahan@ziraat.ege.edu.tr ÖZET: Türkie aş meve ve sebze sektöründe önemli üretici iller olan,, ve önemli tüketim merkezleri olan İstanbul, ve İzmir illerinde bazı aş meve ve sebze perakende fiatları arasındaki ilişkiler incelenmiş ve söz konusu fiatlar açısından iller arasında pazar entegrasonunun mevcut olup olmadığı Vektör Oto Regreson (VAR) ve Pazar Entegrasonunun Dinamik Analizi öntemleri kullanılarak test edilmiştir. Kullanılan veriler, belirtilen iller için, Devlet İstatistik Enstitüsün den sağlanan, dönemine ait meve sebze alık perakende fiat serilerinden oluşmaktadır. Yaş meve sebze perakende fiatlarını temsilen limon, marul ve domates perakende fiatları ele alınmıştır. Sonuç olarak, Limon piasasında VAR model nın lider market durumunda olduğunu, diğer illerdeki limon fiatlarının ise lider pazar olan fiatlarına bağlı olarak hareket ettiğini ortaa komuştur. nın limon pararındaki lider konumu, bu pazarda entegrason düzeinin Ravallion un dinamik analiz aklaşımı ile test edilmesine izin vermiş, analiz sonucu ise il pazarları arasındaki entegrason ilişkisinin uzun dönemli denge olduğunu ortaa komuştur. Marul piasasında VAR model her bir ildeki perakende fiatların diğer illerin fiatlarından önemli ölçüde bağımsız davrandığını ortaa komuştur. Domates fiatlarında nın diğer iller üzerinde kısmen etkisi olduğu gözlenmekte ise de, ve in de belirgin etki alanları olduğu saptanmıştır. nın domates pazarındaki liderlik düzei, bu pazarda entegrason derecesinin dinamik analizi için eterli olmamıştır. Anahtar Kelimeler: VAR model, Pazar Entegrason Testi, Yaş Meve Sebze, Perakende Fiatlar, Akdeniz Bölgesi ABSTRACT: Spatial price differentials for selected fresh fruits and vegetables, among six cities of Turke, namel,,,, important production centers, and İstanbul, and İzmir, main consumption centers, were investigated. The relations among retail prices of different cities were analzed using Vector Auto Regression (VAR) models for each product. The existence or not, and the level of integration in the affirmative case among cit markets regarding each product were tried to be analzed using Ravallion s dnamic analsis method of the market integration. Monthl data used are the retailer price series from 1994 to 2004, obtained from DIE for each of the cities. Retail prices of lemons, lettuce and tomatoes are considered as representative of fresh fruits and vegetables market. Results of the VAR model for lemons market revealed that was the leader market, and that the prices of the other cities were dependent on those of the leader. The highlighted leader position of in this market permitted the dnamic analsis method of market integration suggested b Ravallion to be applied in the lemons market. As the result, longrun market integration with for three out of five local markets was detected. In the lettuce market, on the other hand, the VAR model suggested the retail prices in each cit to behave fairl independentl from each other. Regarding tomato prices, even though virtual influence of on other cities was identified examining the impulse response functions (IRF) and the variance decomposition obtained from the VAR model, and were also observed to have their respective regions of impact. The level of leadership assigned to in tomatoes market was not highlighted enough for dnamic analsis of integration. Kewords: Var model, Market Integration, Fruit and vegetables, Retail Price, Region of Mediterranean 1. Giriş: Büük bir ekolojik zenginliğe sahip olan Türkie, insan beslenmesinde önemli ere sahip olan sebze ve meve etiştiriciliğinde önemli bir avantaja sahiptir. Ilıman iklim türlerinden tropik iklim türlerine kadar uzanan azlık ve kışlık çok saıda meve ve sebze türü etiştirilmektedir (Abak ve ark., 2002). Bu çeşitlilik taze tüketime önelik üretimin gelişmesinde de etkili olmuştur. Halen, Türkie ılda aklaşık 22 milon ton sebze üretimile dünada 5. sırada ve ıllık aklaşık 11 milon ton meve üretimile ise dünada 9. sırada er almaktadır (İGEME, 2002). Bununla beraber, söz konusu üretim sektörde aşanan çeşitli sorunların tehdidi altında bulunmaktadır. Arazilerin miras olula bölünmesi üretim alanlarını sürekli küçültmekte, bu durum da verimliliği olumsuz önde etkilemektedir. Yaş meve sebze üretiminin küçük ve dağınık birimlerde gerçekleştirilmekte oluşu nedenile, finansman sıkıntısı içinde olan üreticiler, eni üretim teknolojilerinden eterince ararlanamamaktadır. Arıca üreticilerin eğitim eksikliği, fiat ve satış garantisine sahip olmamaları, üretimde kalitenin ükselmesini sınırlamaktadır (DTM, 2002). Fiatları serbest pazarlarda teşekkül eden aş meve ve sebzenin çabuk bozulabilir hassas ürünler olması, arz ve talepteki değişmelere bağlı olarak bu ürünlerin fiatlarında önemli dalgalanmalara ol açmaktadır. Belirli zamanlarda çok saıda üretici tarafından hasadı apılan ürünlerin, ugun koşullarda depolanabilme olanaklarının etersizliği

3 nedenile, anı dönemde satışa çıkarılması önemli fiat düşüşlerine, dolaısıla üreticilerin gelirlerinde büük kaba neden olmaktadır (Yurdakul ve ark., 2002). Söz konusu kaıpların giderilmesine önelik çabaların etkinliğini arttırmak açısından, aş meve sebze piasasının analizinin büük önem taşıdığı açıktır. Bu çalışmanın amacı Türkie aş meve ve sebze sektöründe önemli üretici iller olan,, ve önemli tüketim merkezleri olan İstanbul, ve İzmir illerinde bazı aş meve ve sebze perakende fiatları arasındaki ilişkileri incelemek olmuştur. Bu kapsamda, özellikle, söz konusu fiatlar açısından iller arasında pazar entegrasonunun mevcut olup olmadığı test edilmiş ve mevcut olması halinde entegrasonun düzei belirlenmee çalışılmıştır. 2. Materal ve Yöntem 2.1 Materal Bu çalışmada kullanılan veriler, Devlet İstatistik Enstitüsün den sağlanan dönemine ait,,, İzmir, ve İstanbul meve sebze perakende fiat serilerinden oluşmaktadır. Yaş meve sebze perakende fiatlarını temsilen limon, marul ve domates perakende fiatları ele alınmıştır. İncelenen illerde limon, domates ve marul üretiminin Türkie toplam üretimleri içindeki paları Çizelge 1 de verilmiştir. Çizelge 1. Domates, Limon ve Marul üretiminin Türkie Toplam Üretimleri İçindeki Paları (%) İzmir İstanbul Domates 0,55 16,95 5,68 6,11 1,89 0,38 Limon 20,91 8,27 61,56 2,55 Marul 6,99 1,69 14,23 9,77 12,62 0,66 Kanak: DİE, Yöntem Akdeniz bölgesi ve başlıca tüketim merkezlerinde aş meve ve sebze perakende fiatları arasındaki ilişkileri analiz etmek için VAR (Vektör Oto Regreson) modelleri kullanılmıştır. Piasa etkinliğinin koşullarından olan, fiat geçişkenliği ve pazar entegrasonunun düzei ise Fiat İlişkilerinin Dinamik Analizi öntemi (Ravallion, 1986) ile saptanmıştır. TÜFE genel gıda indeksi baz alınarak limon, marul ve domates fiat serileri bugünki değerlerine çevrilmiştir. Çalışmada kullanılan değişkenler, logaritmik olarak ifade edilmiştir. Modelleme çalışmasına başlamadan önce, birim kök testi ile serilerilerin durağan olup olmadıkları incelenmiştir VAR Modeli Ele alınan üretim ve tüketim merkezlerine ait perakande meve sebze fiatlarının, dolaısıla erel pazarların arasındaki ilişkileri analiz etmek, herhangi bir piasanın fiatlarında medana gelecek değişmelerin, diğer piasalardaki fiatlara apacağı etkinin zamana aılımını ortaa koabilmek için VAR modelden ararlanılmıştır. Eşanlı denklem sistemlerinin özel bir hali olan VAR, apısal ekonometrik modellerde içsel ve dışsal değişkenlerin seçiminin öznel kararlara konu olması sorununu aşmak amacıla Sims (1980) tarafından geliştirilmiştir. Yöntem teorie umadığı önünde eleştirler almışsa da (Coole ve LeRo, 1985; Darnell ve Evans, 1990), model kuruluşunun basit ve objektif olması, oluşturulan modelin en küçük kareler öntemi ile kolaca tahmin edilmesi ve VAR ile tahmin edilen modelin apısal eşanlı modellerden daha ii öngörüde bulunması gibi nedenlerle, ekonomik analiz çalışmalarında agın olarak kullanılmaktadır (Greene, 1993; Enders, 1995; Darnell ve Evans, 1990). VAR modelinin genel ifadesi Denlem (1) de verilmiştir: + t = µ + β 1 t β p t p (1) VAR Modelindeki denklemlerin biresel ifadeleri ise, Denklem 2 da sunulmuştur. p p p = mt µ m + ( β j ) m t j + j m t j , ( β ) 2 2,.. ( β j ) mm j= 1 j= 1 j= 1 v t M, t j (2) Denklem (1) ve Denklem (2) da M içsel değişkenlerin ( t ) saısını, p bu değişkenlere ait gecikmeli değerlerin saısını, β ise tahmin edilecek parametreleri temsil etmektedir. VAR model aracılığı ile hesaplanan etkitepki fonksionları (impulseresponse function) (IRF), sistemdeki bağımlı değişkenlerin, denklemlerin hata terimlerinde medana gelen şoklara tepkisini ölçmek olanak sağlamaktadır. IRF, içsel değişkenlerden herbirinin, diğer içsel değişkenlerdeki şok değişmelere zaman içinde nasıl bir duarlılık göstereceğini ortaa komaktadır. Burada, şok değişme, hata terimlerinde 1 standart sapmalık değişmei ifade etmektedir Pazarların Entegrasonu ve Fiat İlişkilerinin Dinamik Analizi Pazarların Entegrasonu Belirli varsaımlar altında pazarlar arasında rekabetçi denge ve etkinliğin sağlanabileceği tezi, bir ekonomide aralarında sabit naklie masrafları üzerinden ticaretin oluştuğu bölgeler için de geçerlidir (Takaama ve Judge, 1964). Bölesi bir dengenin kurulabilmesi halinde, eğer iki bölge arasında ticaret apılmakta ise, malı satın alan bölgedeki fiat, satıcı bölgedeki fiat ile iki bölge arasındaki ulaşım malietinin toplamına eşit olacaktır. İşte bu eşitliğin sağlanması durumunda bölgesel pazarların entegrasonundan sözedilir. + mt

4 Pazar entegrasonu rekabetçi denge ve etkinliğin eterli koşulu olmamakla beraber, bölgesel pazarlar arasındaki entegrason düzeinin belirlenmesi belirli pazarların işleiş mekanizmasını anlamada temel verileri ortaa koması açısından büük ilgi uandırmaktadır. Nitekim, pazar entegrasonunun düzeini belirlemee önelik çalışmalar, statik fiat korelasonlarından, durağan olmaan seriler arasındaki uzun dönemli denge ilişkilerinin ortaa konulmasını sağlaan koentegrason analizine uzanan, çok saıda ve sürekli gelişen öntemler dizisini ortaa komuştur. Son zamanlarda bölgesel tarımsal pazar entegrason düzeini belirlemede çok sık başvurulan koentegrason analizi öntemi, verilerin birim kök içermesini gerektirdiğinden, durağan seriler söz konusu olduğunda farklı öntemlere başvurulmaktadır. Bunlar arasında en çok kullanılanları, statik regreson analizi, dinamik analiz, VAR modellerin sunduğu etki tepki fonksionları ve varans dekompozisonu ve nihaet, Granger nedensellik testleri saılabilir. Saılan bu öntemler arasında, dinamik regreson analizi, gerek statik modellerin ortaa koduğu bazı sakıncaları gidermesi, gerekse Ravallion (1986) un geliştirdiği bir mekanizma ile pazar entegrasonunun var olup olmadığını ve düzeini test etme olanağı sağlaması açısından literatürde geniş ugulama alanı bulmuştur. Ele alınan fiat serilerinin durağan olduğunun belirlendiği bu çalışmada da, belirtilen nedenlerle, Bölgesel Fiat İlişkilerinin Dinamik Analizi ve bu bağlamda Ravallion un modeli öntem olarak benimsenmiştir. Arıca, gerek, farklı dinamik modellerin oluşturulmasından önce bölgeler arası fiat ilişkilerinin genel analizini apabilmek amacıla, gerekse pazarlar arasındaki ilişki modelinin Ravallion un mekanizmasına umadığı durumlar için, VAR modeller ve sağladıkları Etki Tepki Fonksionları ve Varans Dekompozisonlarından ararlanılmıştır. Kullanılan dinamik analiz öntemi aşağıda açıklanmaa çalışılmıştır. Fiat İlişkilerinin Dinamik Analizi Yukarıda tarif edilen bölgeler arası Pazar entegrasonunun ekonometrik olarak modellenmesi, statik olarak aşağıdaki eşitlik ardımıla apılabilir. β1 β 2 β 3 P 1, t = P2. t Tt Rt (3) P i,t, bölgeler arası homojen malların fiatları, T t muamele (ulaşım, indirme, bindirme, işleme ve garanti) malieti ve R t iki bölge arası fiatı etkileebilecek diğer gözlenemeen değişkenleri gostermektedir. β 1, β 2, β 3 ve β 4 ise tahmin edilecek olan parametreleri göstermektedir. Pazarların entegrasonu β 1 =β 2 =β 3 =1 ve β 4 =0 olmasını gerektirir. Denklem 3 de T t ve R t i gözlenemeen değerler olarak göz ardı edersek, denklemi logaritmik olarak, lnp 1, t = β 1 ln P 2.t (4) Pazarlar arasında entegrasonun eksik olması, diğer bir anlatımla iki bölge fiatı arasındaki farkın muamele malietinden üksek olmasında; pazarlar arası bilgi akışının eksik olması, farklı erlerdeki ürünlerin birbirleri erine ikame edilememesi, ticari engellerin olması, bölgeler arasında arbitrajlar olula bağlantı olmaması, arbitrajcılar açısından risklerin olması, pazarlar arasında eksik rekabet olması, pazarlar arasındaki mesafe, miktar ve kalite bilgisi eksikliği, pazar büüklüğü ve ticaret hacmi gibi faktörler etkili olabilir. Bunun anı sıra, çeşitli nedenlere bağlı olarak pazar entegrasonu kısa vedede gerçekleşmeebilir. Bu nedenlerin en önemlileri aşağıdaki gibi sıralanabilir. 1. Pazarlarda, ürünlerin taşınması gibi arbitraj olanaklarının olduğu pazarlar arasında farklılaştırılmış fiatların belirlenmesi ve saptanması için zamana ihtiaç duulmaktadır. 2. Bazı ürünler depolanmış vea orta dönemde alışsatış kontratları apılmış olabilir. 3. Talep ve arz koşullarındaki değişim ve eni bilgilerin uarlanması için pazarlarda eterli zamana ihtiaç vardır (Sanjuan, 1996). Yukarıda sıralanan nedenlerle, fiat ilişkilerinin dinamik analizini pazar entegrasonunun test edilmesinde sıkça kullanılan öntemlerden biridir. Pazarlar arası ilişkinin dinamik analize ilk kez uarlaması Ravallion (1986) tarafından apılmıştır. Buna göre; n n P t = p t i + β p t i + ε (5) γ i i = 1 i = 0 Bölgesel vea erel pazardaki ürün fiatı(p 1 ), geçmiş dönemdeki fiatı(p 1 ti) ve lider pazar fiatlarının (P 2 ti) fonksionu olarak ifade edilebilir. Tahmin edilen parametrelerle aşağıda belirtilen hipotezler test edilebilir. a) Pazar bölümleme: β i =0 ise lider pazardaki fiatlar, pazar fiatını etkilemez. b) Kısa dönemde entegrason: β 0 =1 ve β i = γ i = 0 ise, P 1 erel pazarı P 2 lider pazarı ile bir dönem içinde entegredir denilebilir. Kısa donemde entegrason kısıtı aşağıdaki şekildedir. n i = 1 β i + γ i = 0 Bu kısıtlamanın sağlanması durumunda pazarlar arasındaki kısa dönem entegrasonu zaıf formda kabul edilmektedir. c) Uzun dönemde entegrason: Uzun dönem dengesinde pazar fiatları zaman içinde sabittir. n i = 1 γ i n + i = 0 β = 1 i Yukardaki kısıt kabul edilirse uzun dönemde fiatlar arasında dengenin var olduğunu gösterir. Kısa dönemde entegrason uzun döneme göre daha i t

5 kısıtlaıcıdır. Yani, kısa dönemde iki pazar arasında entegrason varsa uzun dönemde de vardır. Ancak bunun tersi geçerli olmaabilir. Pazarların uzun dönemli entegrasonunda bölgelerdeki farklı fiatlar uzun dönemde denge paritesini sağlar. Ancak kısa dönem dengeden sapmalar ve düzensizlikler mümkündür. Uzun dönemde ise, arbitraj faalietleri denge paritesini sağlaıcı etki apacak olan ekonomik güçlerdir. 3. Bulgular ve Tartışmalar Çizelge 2 de limon, domates ve marul perakende fiatlarının ADF Birim Kök Durağanlık testi sonuçları verilmiştir. %1 anlamlılık düzeindeki MacKinnon kritik değerleri ile karşılaştırıldığında incelenen fiat serilerinin durağan I(0) olduğu belirlenmiştir. ADF testi 1 gecikmeli olarak ugulanmıştır. Çizelge 2. Limon, Domates ve Marul Perakende Fiatları için ADF Birim Kök Durağanlık Testi Sonuçları Limon ,45 3,83 Domates ,11 5,22 Marul ,14 MacKinnon Kritik Değeri (%1): 3,48 İstanbul 4,15 5,78 6,44 İzmir 4,33 5,58 5,29 Çizelgeden izlenebileceği gibi, ADF testi sonucunda, ele alınan serilerin orijinal halile durağan olduğu belirlenmiştir. Bu bulgu, pazarlar arasında fiat ilişkilerinin analizinde kullanılan VAR modellerin değişkenlerin farklarını almaksızın Şekil 1. Limon Alık Reel Fiatları TL/kg ( ) Oca.94 Tem.94 Oca.95 oluşturulabileceği anlamına gelmektedir. Seriler entegre olmadıkları için pazar entegrasonunu koentegrason analizi ile test etme olanağı bulunmamaktadır. Dolaısıla, çalışmada pazar entegrasonu, ugun dinamik model üzerinde Ravallion (1986) un hipotezleri ile test edilmiştir Limon Fiatlarının Analizi: Şekil 1 de perakende alık limon reel fiatları verilmiştir. Elül aından Şubat aına kadar olan dönem limon ihracatının apıldığı dönemlerdir (AKİB, 2000). Genel olarak Elül aında perakende fiatlara en üksek düzede bulunmaktadır. Kış alarında fiatlar düşmekte bahar alarında ise tekrar ükselme seri izlemektedirler. Akdeniz Bölgesi özellikle limon üretiminde önemli bir bölgedir. Türkie toplam limon üretiminin %62 si ilinde, %21 i ilinde ve %8 i da üretilmektedir (Çizelge 1). Çizelge 3 de üretici ve tüketici bölgeler arasındaki limon perakende fiatları için VAR model tahmin edilmiştir. Modelde içsel değişkenler olarak, illerin perakende fiatları ve dışsal değişken olarakta, kukla değişkenler ve sabit terim alınmıştır. Alık fiat hareketlerini ifade eden 11 kukla değişken kullanılmıştır. Bu model seçilirken; AIC(Akaike Information Criteria) ve SC(Schwarz Criteria) değerlerin küçük olmasına dikkat edilmiştir. Çeşitli denemeler sonucunda iki gecikmeli VAR modelin veri setine en ugun seçeneği oluşturduğu belirlenmiştir. Bir ve iki gecikmeli limon perakende fiatlarının, İstanbul, İzmir ve limon perakende fiatlarında etkisi olduğu belirlenmiştir. Tem.95 Oca.96 Tem.96 Oca.97 Tem.97 Oca.98 Tem.98 Oca.99 Tem.99 Oca.00 Tem.00 Oca.01 Tem.01 Oca.02 Tem.02 Oca.03 Tem.03 Oca.04 İstanbul İzmir İçel Türkie

6 Çizelge 3. Limon Perakende Fiatları için VAR model tahmini İstanbul İzmir C * *** ( ) ( ) (851) ( ) ( ) ( ) (1) * *** *** ** * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (2) * * ** * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (1) * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (2) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (1) * *** ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (2) *** ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (1) * * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (2) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) İstanbul (1) * ** ( ) (465) ( ) ( ) ( ) ( ) İstanbul (2) *** (872) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) İzmir (1) * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) İzmir (2) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) R Düzeltilmiş R Log Likelihood Akaike AIC Schwarz SC *%1 önem düzeinde anlamlı, ** %5 önem düzeinde anlamlı, *** %10 düzeinde anlamlı. a parantez içinde belirtilen değerler t istatistikleridir. Not: Tabloda alık fiat hareketlerini ifade eden 11 kukla değişken gösterilmemiştir. T testi sonuçları anlamlıdır. Var modelden elde edilen etkitepki (impulseresponse) fonksionlarına göre, çeşitli illerdeki limon fiatlarında bir standart sapmalık değişime, farklı illerdeki tepki Şekil 1 de görülmektedir. Grafikler bir bütün olarak değerlendirildiğinde, her ildeki fiatın, kendi fiatındaki şok değişmelerin anı sıra, ençok daki şok fiat değişimlerinden etkilenmekte olduğu fade edilebilir. Buradan nın ele alınan limon pazarları arasında lider konumda olduğu anlaşılmaktadır. Bir başka ifade ile, ili perakende limon fiatlarındaki her hangi bir şok değişim diğer illerdeki limon fiatları üzerinde önemli ve uzun süreli etkiler aratırken, diğer illerin limon fiatlarında medana gelecek bir şok değişimin Şekil 1. Limon Perakende Fiatlarındaki Şokların İllere göre Etkileri ilindeki limon fiatlarına etkisi sınırlı ölçekte ve kalıcılıkta olmaktadır. Örneğin, ilk grafikte (sol üst köşe) diğer illerin fiatlarındaki bir standart sapmalık değişim karşısında fiatlarının 12 a gibi bir sürede eski haline döndüğü görülmektedir. Osa, sağ üst köşede, benzer bir durumda daki limon fiatlarının eski haline dönmesi için 20 aa akın zaman geçtiği anlaşılmaktadır. nın belirgin liderliği dışında, daki fiat değişiminin İstanbul üzerindeki etkisi önemli ve uzun süre kalıcı görünmektedir. İzmir ve deki şok fiat değişimlerinin herbir ildeki fiatlar üzerinde kısmen etkili olduğu anlaşılmaktadır. Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi 0.16 Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi nın limon pazarındaki bu etkileici konumu, anı zamanda, bu bölgesel pazar fiatları aracılığı ile ele alınan tüm illerin limon pazarları arasında belirli düzede entegrasonun varlığını işaret etmektedir. Nitekim, Ravallion un pazar entegrasonun düzeini belirlemede kullandığı dinamik model de bölesi bir lider pazarın varlığını gerekli kılmaktadır. VAR modelin ortaa koduğu sonuçlar, öntem bölümünde belirtilen lider pazarın olabileceği önünde ip uçları ortaa

7 koduğundan, çalışmada bu varsaıma daalı olarak Ravallion un ortaa atmış olduğu bölgesel pazar entegrasonu hipotezleri test edilmiştir. Bu amaçla, öncelikle, ili fiatları için kendi ve diğer illerdeki geçmiş dönem limon fiatlarına bağlı, otoregresif bir regreson modeli oluşturulmuştur. Daha sonra, ili limon fiat serisi bu model ardımı ile eniden hesaplanmış ve diğer illere ait fiat serilerinin modellenmesinde kullanılmıştır. Buna göre, diğer illere ait her bir modelde bağımsız değişkenler, ile ait fiat serisinin ugun saıdaki gecikmeli değerleri ile, için hesaplanan fiat sersine ait bugünki ve gecikmeli değerlerden oluşmaktadır. serisi için tahmin edilen değerlerin kullanılma nedeni, illere ait regreson modellerindeki eş anlılığı gidermek olmuştur. Çizelge 4. Türkie de Bölgesel Yaş Meve Sebze Pazarlarının Entegrasonuna İlişkin Testler Hipotezler İstanbul İzmir Pazar segmentasonu 37,39(2, 105) 8,59(5, 96) 15,98(3, 102) 20,19(3, 102) 26,52(3, 102) Kısa Dönem Entegrason 66,93(3, 105) 23,94(9, 96) 563,85(5, 102) 256,16(5, 102) 211,21(5, 102) Uzun Dön. Ent. Empoze ediltikten sonra Kısa Dön. Ent. 52,34(3, 109) 12,91(8, 102) 150,04(4, 108) Kısa Dönem Entegrason (zaıf version) 76,23(2, 105) 77,10(2,96) 1033,62(2,102) 487,09(2,102) 451,66(2, 102) Uzun Dönem Entegrason 4,96*(1, 105) 2,22***(1, 96) 12,34(1,102) 5,06*(1, 102) 12,49(1,102) Bölgesel mevsimsel dalgalanma ok 5,66(11, 105) 1,63***(11,96) 0,87***(11,102) 1,69**(11,102) 2,64(11, 102) Modeldeki gecikme saısı Kısıtsız regreson modeli, 6 nolu eşitliğin her bir il için hesaplanması ile elde edilmiştir. Çizelgede her bir hipotez testine ait F testi değerleri verilmektedir. * (%1 önem düzeinde), ** (%5 önem düzeinde) ve *** (%10 önem düzeinde) işareti taşıanlar dışında tüm kısıtlamalar reddedilmiştir. a parantez içinde belirtilen değerler, ilgili F testlerine ait serbestlik derecelerini göstermektedir. Elde edilen nihai modellere, öntem bölümünde açıklanan Pazar entegrasoun hipotezleri empoze edilmiştir. Hipotezlere ait kısıtlamalar altında elde edilen F testi sonuçları Çizelge 4 de verilmiştir. Buna göre, pazar segmentasonu, ani illerdeki limon fiatlarının Lider Pazar olan fiatlarından bağımsız hareket ettiği hipotezi, beklenildiği üzere, her bir ilde reddedilmiştir. Bununla beraber, kısa dönemde Pazar entegrasonu hipotezi de, ne katı ne de daha esnek versionu ile hiç bir ilde kabul görmemiştir. Ancak, pazarlar arasında uzun dönemli bir entegrason olduğu hipotezi, ele alınan beş ilin üçü için (sırası ile,, ) doğrulanmıştır. Mevsimsel fiat dalgalanmalarını gidermek amacıla modele ilave edilen ve aları temsil eden 11 kukla değişkenin toplu olarak önemli olup olmadığına ait test sonuçları,, İstanbul ve da kukla değişkenlerin alara bağlı fiat dalgalanmalarının modelde kullanımını onalamaktadır. ve İzmir de bu değişkenlerin toplu olarak anlamlılığı kabul görmese Şekil 3. Reel Alık Marul Fiatları TL/kg ( ) de, bu durumun bağımsız değişkenler arasındaki üksek korelason ihtimalinden (multi collinearit) doğabileceği ifade edilerek, değişken saısının azaltılması önerilmemektedir (Ravallion, 1996) Marul Fiatlarının Analizi Şekil 3 te üretici ve tüketici bölgelerdeki alık reel perakende marul fiatları verilmiştir. Perakende marul fiatları az alarında artarken, üretimin oğun olduğu kış ve bahar mevsimlerinde düşmektedir ılı başlarında Çukurova bölgesinde Aralık ve Ocak alarında m2 e 671,8 kg ağış düşmüştür. Bu iki a ağan toplam ağmur ıllık ortalama ağıştan (620,6) daha fazla olmuştur (KHGM, 2003). Bunun sonucu olarak, marul fiatları taban apacağı bir dönemde tavan apmıştır. Türkie toplam marul üretiminin %21 inin gerçekleştiği ve deki perakende fiatlar incelenen diğer illere göre daha düşüktür. Fakat az alarında tam tersi bir durum aşanmaktadır. Bunun nedeni, az alarında aşırı sıcak nedenile bu illerde üretim apılamaışı ve anı zamanda mevsimsel tüketim alışkanlığıdır Oca. 94 Oca.95 Oca.96 Oca.97 Oca.98 Oca.99 Oca. 00 Oca.01 Oca.02 Oca. 03 Oca.04 İstanbul İzmir İçel Türkie Çizelge 5 de marul perakende fiatları için tahmin edilen VAR model verilmiştir. Modelde içsel değişkenler olarak, illerin perakende fiatları, dışsal değişken olarak ise, kukla değişkenler ve sabit terim alınmıştır. Modelde, alık fiat hareketlerini ifade eden 11 kukla değişken kullanılmıştır. Bir gecikmeli VAR modelinin marul perakende fiatları arasındaki ilişkii en ii açıklaan model olduğu tespit edilmiştir. VAR modelden elde edilen etkitepki (impulseresponse) fonksionlarına göre, çeşitli illerdeki marul fiatlarında bir standart sapmalık

8 değişime, farklı illerdeki tepki Şekil 4 de görülmektedir. Grafikler bir bütün olarak değerlendirildiğinde, her ildeki fiat, en çok kendi fiatındaki şok değişmelerden etkilenmektedir. Genel olarak her bir ildeki marul perakende fiatları diğer illerin fiatlarından çok az etkilenip, birbirlerinden bağımsız hareket etmektedir. Marul fiatlarında da nın diğer iller üzerinde etkili olduğu görülmektedir. Ancak bu etkinin düzei düşüktür. Herhangi bir ilde bir standart sapmalık fiat şokunun ardından marul fiatlarının eski haline dönmesi için,, ve İstanbul da aklaşık 1214 a; ve İzmir de ise 1418 a zaman geçtiği anlaşılmaktadır. Ravallion un pazar entegrasonun düzeini belirlemede kullandığı dinamik model lider bir pazar varlığını gerekli kılmaktadır. Ancak bu marul piasası için tespit edilememiştir. Çizelge 5. Marul Perakende Fiatları için VAR model tahmini İstanbul İzmir C * * ** * * *** ( ) a ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) LADA(1) * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) LANT(1) * ** ( ) ( ) ( ) (445) ( ) ( ) LMER(1) * *** ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) LIST(1) * ** 0527 ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) LANK(1) ** (920) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) LIZM(1) *** * ( ) ( ) (415) ( ) ( ) ( ) R Düzeltilmiş R Log Likelihood Akaike AIC Schwarz SC * %1 önem düzeinde anlamlı, ** %5 önem düzeinde anlamlı, *** %10 düzeinde anlamlı. a parantez içinde belirtilen değerler t istatistikleridir. Not: Tabloda alık fiat hareketlerini ifade eden 11 kukla değişken gösterilmemiştir. T testi sonuçları anlamlıdır. Şekil 4. Marul Perakende Fiatlarındaki Şokların İllere göre Etkileri 0.25 Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Domates Fiatlarının Analizi: Şekil 5 de illerdeki alık reel perakende domates fiatları verilmiştir. Domates perakende fiatları kış alarında artarken, üretimin oğun olduğu az alarında düşmektedir. Domates fiatlarında üretici ve tüketici bölge fiatları arasında önemli farklar görülmemektedir. Çizelge 6 da domates perakende fiatları için VAR modeli tahmin edilmiştir. Modelde içsel değişkenler olarak, illerin perakende fiatları ve dışsal değişken olarak da kukla değişkenler ve sabit terim alınmıştır. Modelde, alık fiat hareketlerini ifade eden 11 kukla değişken kullanılmıştır. Bir gecikmeli VAR modelin ele alınan illerde domates perakende fiatları arasındaki ilişkii en ii açıklaan model olduğu tespit edilmiştir. Bu model, illere göre fiat serilerindeki değişkenliği üzde 70 ler düzeinde açıklamaktadır. İller arasındaki fiat ilişkilerine ait katsaıların önemli kısmı anlamlı bulunmuştur.

9 Şekil 5. Reel Alık Domates Fiatları TL/kg ( ) Oca.94 Nis.94 Tem.94 Eki.94 Oca.95 Nis.95 Tem.95 Eki.95 Oca.96 Nis.96 Tem.96 Eki.96 Oca.97 Nis.97 Tem.97 Eki.97 Oca.98 Nis.98 Tem.98 Eki.98 Oca.99 Nis.99 Tem.99 Eki.99 Oca.00 Nis.00 Tem.00 Eki.00 Oca.01 Nis.01 Tem.01 Eki.01 Oca.02 Nis.02 Tem.02 Eki.02 Oca.03 Nis.03 Tem.03 Eki.03 Oca.04 Nis.04 İstanbul İzmir İçel Türkie Çizelge 6. Domates Perakende Fiatları için VAR model tahmini İstanbul İzmir C * * * * * * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (1) * *** ( ) ( ) ( ) (452) ( ) ( ) (1) ** * *** ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (1) *** * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) İstanbul (1) *** * ( ) ( ) ( ) ( ) (815) ( ) (1) ** * * *** ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) İzmir (1) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) R Düzeltilmiş R Log Likelihood Akaike AIC Schwarz SC * %1 önem düzeinde anlamlı. * %5 önem düzeinde anlamlı *** %10 düzeinde anlamlı. a parantez içinde belirtilen değerler t istatistikleridir.not: Tabloda alık fiat hareketlerini ifade eden 11 kukla değişken gösterilmemiştir. T testi sonuçları anlamlıdır. Var modelden elde edilen etkitepki fonksionlarına göre, çeşitli illerdeki domates fiatlarında bir standart sapmalık değişime, farklı illerdeki tepki Şekil 6 da görülmektedir. Grafikler bir bütün olarak değerlendirildiğinde, her ildeki fiatın, kendi fiatındaki şok değişmelerden ve ili fiatlarından etkilendiği ifade edilebilir. Herhangi bir ilin domates fiatında bir standart sapmalık şok fiat değişiminin ardından domates fiatlarının eski haline dönmesi için, hemen tüm illerde 1012 aa akın zaman geçmesi gerekmektedir. Etki tepki fonksionlarına ve ilgili varans arışımı bulgularına göre nın domates pazarında önemli ölçüde lider rol onadığı Şekil 6. Domates Perakende Fiatlarındaki Şokların İllere göre Etkileri tespit edilmektedir. Ancak, bu pazarda liderlik özelliğini ve ile palaştığından, Ravallion un pazar entegrasonu modeli domates piasasının bütünü için de oluşturulamamıştır. Yine de, ele alınan iller arasındaki domates pazarında fiatlar açısından, ve gibi üretici pazarlar merkez olmak üzere, önemli bir bütünleşme olduğu ifade edilebilir. İstanbul da domates fiatları, nın ardından önemli ölçüde pazarından etkilenirken, ve İzmir pazarları için, ikinci derecede etkili pazarın olduğu görülmektedir Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi 0.14 Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi 0.16 Bir S.S.'lik deg. fi. tepkisi

10 4. Sonuçlar: Fiatları serbest pazarlarda oluşan aş meve ve sebzenin çabuk bozulabilir hassas ürünler olması, arz ve talepteki değişmelere bağlı olarak bu ürünlerin fiatlarında önemli dalgalanmalara neden olmaktadır. Bu nedenle aş meve sebze pazarlarında fiat hareketlerinin ve bu kapsamda bölgesel fiatlar arasındaki ilişkilerin incelenmesi önemli bir konudur. Çalışmada VAR modeli analiz sonuçu, herhangi bir ildeki şok limon fiatı değişiminin ardından fiatların eski sevielerine geri dönmesi, ve üretici illerinde 1820 a sürerken, bu süre, İstanbul, ve İzmir de 24 aı geçmektedir. Ele alınan illerin limon perakende pazarları arasındaki entegrason düzeini belirlemee önelik dinamik model analizinin sonuçlarına göre, illerdeki limon fiatlarının lider pazar olan fiatlarından bağımsız hareket ettiği hipotezi, her bir ilde reddedilmiştir. Kısa dönemde pazar entegrasonu hipotezi kabul görmemiştir. Ancak, pazarlar arasında uzun dönemli bir entegrason olduğu hipotezi,, ve için doğrulanmıştır. Limon perakende pazarı için elde edilen tüm bu sonuçlar bir arada değerlendirildiğinde, limon pazarlarında, lider konumda bulunan aracılığı ile, uzun süreli denge modeline ugun bir entegrason sağlandığı sonucuna varılmıştır. Bu ürünlere karşılık gelen VAR model sonuçlarına göre, Marul pazarında entegrason düzeinin düşük olduğu ve fiatların önemli ölçüde bağımsız hareket ettiği; Domates pazarında ise, pazarı kısmen öne çıkmakla birlikte, liderliğin bu il ile ve arasında palaşıldığı anlaşılmıştır. Domateste, nın ardından, İstanbul için, ve İzmir için ise ikinci derecede etkili pazar görünümündedirler. VAR modellerden elde edilen etkitepki fonksionları incelendiğinde, şok fiat değişimlerinin etkisinin illere göre, marulda 1218; domateste ise 1214 a içinde atlatıldığı anlaşılmaktadır. Ravallion un pazar entegrasonun düzeini belirlemede kullandığı dinamik model tek bir lider pazarın varlığını gerektirdiğinden, söz konusu modele daalı analiz, marul ve domates için ugulanamamıştır. Üç ürün ve altı il bazında apılan bu inceleme sonucunda, üretimin belirli il ve bölgelerde oğunlaştığı ürünlerde pazar entegrasonu düzeinin de arttığı görülmektedir. Marul üretim bölgelerinin dağınık ve fazla olmasının, bu üründe fiatların limona göre daha bağımsız hareket etmesinde etkili olduğu sölenebilir. Limonda ise en önemli üretici ve ihracatçı bölgenin Çukurova olması nın lider pazar olmasında etkili olmuştur. Lider pazarların üretici il pazarları olması, üretimdeki dalgalanmaların fiat hareketlerinin oluşumundaki etkisini ortaa komaktadır. Talep esnekliği düşük ve çabuk bozulan nitelikteki tarım ürünleri için bu bulgunun beklenilen ile uumlu olduğu ifade edilebilir. Ele alınan limon perakende pazarları arasında uzun dönemde de olsa entegrasonun sağlanması, söz konusu pazarın performansı hakkında olumlu bir göstergedir. Ancak, kısa dönemde, arıca İstanbul ve İzmir için uzun dönemde, entegrason hipotezlerinin reddedildiği de dikkate alınmalıdır. Türkie tarım ürünleri pazarında entegrason eksikliğinden doğan etkinlik kaıplarının belirlenip saısallaştırılabilmesi için, fiat ve pazar entegrasonu analizine önelik çalışmaların tüm ürünleri kapsaacak şekilde agınlaşması ve her bir ürün için apılacak araştırmaların çok daha arıntılı şekilde ele alınması gerekmektedir. Bu araştırmaların sonuçları, tarım ürünlerinde pazarlama performansının arttırılmasına önelik çalışmalar için önemli temel oluşturacaktır. Kanaklar: Abak, K., Erkan, O., Eser, B., Halloran, N., Yanmaz, R., Sarı, N., Ekiz, H. Sebze Tarımında 2000'lerde Üretim Hedefleri, Teknik Kongre AKİB, 2000, Turunçgil Dünası, Akdeniz İhracatçılar Birliği, İçel, s.23. Coole, T.F., LeRo, S.F., Atheoretical macroeconometrics; a critique, Journal of Monater Economics, 16, Darnell, A.C., Evans, J.L., The Limits of Econometrics, USA. DİE, Tarımsal Yapı ve Üretim. DTM, Enders, W., Applied Econometric Time Series, John Wile & Sons, Inc. Erkal, S., Şafak A., Türkie'de Yaş Meve ve Sebze Pazarlaması, TOK Dergisi Saı: 59,. Greene, W.H., Econometric Analsis, 2nd. Ed., Macmillan Publ.Co., New York. İGEME, Sektör Profilleri, Karahan, Relaciones Dinamicas Prediccion de los Precios Regionales del Maiz en Espana. Master Tezi. IAMZCIHEAM, Zaragoza, İspana. KHGM, Kö Hizmetler Tarsus Araştırma Enstitüsü Yıllığı Genel Yaın No: 206, Rapor Seri No:140. Tarsus Ravallion, M., 1986, Testing Market Integration, American Journal of Agricultural Economics, 68, s: Sanjuan, A.I., 1996, Integracion Espacial de los Mercados de Porcino Europeos, Master Tezi, IAMZ, CIHEAM, Zaragoza. Sims, C., Macroeconomics and Realit. Econometrica 48 (Jan. 1980), 149. Takaama,T., Judge, G.G., Equilibrium among Spatiall Seperated Markets: Reformulation. Econometrica 32: Yurdakul, O., Emeksiz, F., Şengül, S., Çökmez N., Tarım Ürünleri İç ve Dış Pazarlaması