TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ

Transkript

1 Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXII, SAYI 1 TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Araş. Gör. Burcu KIRAN * Öze Bu çalışmada, reel döviz kuru ile kısa vadeli sermaye harekeleri ve uzun vadeli sermaye harekeleri arasındaki uzun dönem ilişkileri ve kısa dönem dinamikleri yapısal kırılmalar dikkae alınarak Haa Düzelme (VECM) Modeli ve Vekör Ooregresif (VAR) model çerçevesinde incelenmişir. Reel döviz kurunda meydana gelecek bir sandar sapmalık şok karşısında, kısa vadeli sermaye harekelerinin uzun vadeli sermaye harekelerine göre daha uzun süreli epki vermesi, kısa vadeli sermaye harekelerinin reel döviz kurundaki dalgalanmalara daha duyarlı olduğunu gösermekedir. Anahar Kelimeler: Sermaye harekeleri, ZA birim kök esi, Koenegrasyon Analizi, Haa Düzelme Modeli. Absrac In his paper, he long-run informaion and he shor-run dynamics beween real exchange rae and shor- and long-erm capial flows are examined wih srucural breaks employing Vecor Error Correcion (VEC) and Vecor Auoregression (VAR) modelling approaches. Our esimaion resuls indicae ha a one sandard deviaion shock on real exchange rae affecs shor-erm capial flows longer erm han long-erm capial flows. We conclude ha shor-erm capial flows are more sensiive o volailiy of real exchange rae han long-erm capial flows. Keywords: Capial Flows, ZA uni roo es, Coinegraion Analysis, Vecor Error Correcion Model. * İsanbul Üniversiesi, İkisa Fakülesi, Ekonomeri Bölümü. 269

2 Araş. Gör. Burcu KIRAN 1. Giriş Ulusal piyasaların birleşmesiyle yoğunlaşan küreselleşme sürecinde, icare ve sermaye harekeleri serbesleşirilmiş, yur içi piyasa faaliyeleri dışa açılmış ve ekonominin üm piyasalarında engeller kaldırılmışır lı yıllardan iibaren ülkelerin büyümelerini dış kaynaklara dayandırmaları sermaye harekelerini özendirmişir (Eren ve Süslü, 2001). Ülkelerin finansal olarak dışa açılmaları özellikle az gelişmiş ülkeler için, doğrudan iki fayda sağlamakadır. Finansal dışa açılma sonucunda gelen yabancı sermaye yur içi yaırımları arırıp, yur içi yaırım ve ükeim harcamalarındaki dalgalanmalar sonucu oraya çıkabilecek riski de oradan kaldırmakadır. Aynı zamanda bilgi aşması ekisi yaraarak, kaynak dağılımı ekinliğini arırmaka ve gelişmeke olan ülkelerin finans piyasalarını güçlendirmekedir (Kula, 2003). Ancak sınırların kalkması, gümrüklerin ve yasakların azalılması, para ve sermaye piyasalarının liberalleşmesi anlamındaki küreselleşme en çok uluslar arası sermayeye yaramaka, bu sermaye büün dünya mali piyasalarını akip ederek, karlı an ve alanlara ani giriş çıkışlar yapmakadır. Bu giriş ve çıkışlar spekülaif olduğu gibi manipülaif de olabilmeke ve ilgili ülkelerin mali piyasalarından sonra reel piyasalarında da dalgalanmalar meydana geirmekedir (Akdiş, 2002). Sermaye akımları, yüksek asarruf açıkları olan gelişmeke olan ülkelerde asarruf açıklarını kapaarak yaırım, ekonomik büyüme, isihdam ve eknolojik gelişmeyi arırmasına rağmen spekülaif döviz harekelerini de arırır, makro ekonomik dengeleri bozarak krizlere yol açar. Bunun en önemli sebebi; gelişmeke olan ülkelerin yapısal sorunlarını çözemeden ve am bir isikrar sağlamadan serbesleşmeye gimeleridir. Olumsuz ekileri olmasına rağmen serbesleşme harekelerine izin verilmesi özellikle az gelişmiş ülkeler açısından şu şekilde açıklanabilir. Az gelişmiş ülkeler ekonomik kalkınma çabalarında önemli bir sermaye kısıı ile karşı karşıya bulunurken, gelişmiş ülkelerde sermaye bol olarak bulunmakadır. Ülkeler arasında sermaye donanımları açısından oraya çıkan bu dengesizlik dünya ekonomisinde kaynak dağılımının ekin olmaması sonucunu doğurmuşur. Dışa kapalı bir ekonomide sermaye birikiminin ek kaynağı ulusal asarruflardır. Dışa açık bir ekonomide ise, ulusal yaırımlar yabancı sermaye ile finanse edilmekedir. Bu nedenle az gelişmiş ülkelerin dışa açılması uluslar arası sermaye harekelerinden yararlanmalarını sağlamakadır (Kula, 2003). Sermaye harekelerinin neden olabileceği olumsuzluk boyuunun sapanmasında, bu harekelerin ürü de çok önemlidir. Faiz kur arbirajına dayanarak ülkeden ülkeye kolaylıkla kayabilen kısa vadeli sermaye harekeleri (İnsel ve Sungur, 2003) sürekli dolaşım halinde olduğundan, ülkeyi erk eme baskısı yaramaka ve ülke ekonomisinde isikrarsızlığa neden olmakadır. Sıcak para olarak anımlanan kısa vadeli sermaye harekeleri, makro ekonomik olumsuzluklara karşı yüksek duyarlılığa sahipir ve uzun vadeli sermaye harekelerine göre daha oynak bir yapıdadır. Ciddi krizlere neden olmasının en önemli sebebi de budur. Uzun vadeli sermaye harekeleri ise gireceği ülkede isikrarlı bir büyüme koşulunun var olması, poliik isikrar gibi özellikler aramakadır lı yıllarda Asya ülkelerinin ardı ardına yaşadığı krizlerde kısa vadeli sermaye harekelerinin ekili olduğu düşüncesi, bu ür sermaye harekeleri konusundaki arışmaları hızlandırmışır. 270

3 Reel faiz oranı ve döviz kuru rejimi kısa vadeli sermaye harekeleri için önemli belirleyicilerdendir. Eğer döviz kuru dalgalı ise, ülkeye yönelen sermaye harekeleri doğrudan döviz kurunu ekiler. Döviz kuru sabi ya da konrol ediliyorsa, ek araflı sermaye harekelerinin ekilerini oradan kaldırmak için ülke, kendi iç kaynaklarını kullanmak zorundadır. Reel faiz oranı ise sermaye harekelerinin yönünün belirlenmesinde önemli bir unsurdur. Yüksek reel faiz ve düşük döviz kuruna dayalı spekülaif arbiraj olanakları yaraan ülkeler, sermaye harekeleri için çok çekicidir. Faiz haddi yükseldikçe arbiraj geliri arar, ulusal para yabancı para karşısında değer kaybeikçe arbiraj geliri azalır (Yeldan, 2005). Yüksek reel faiz ve düşük kur dengesindeki bozulmayla birlike yabancı yaırımcılar ekonomideki belirsizlikleri görmeye başlayınca, ülkeye girmiş olan sermaye hızla yur dışına çıkmaka ve sonuç olarak ülkeler krize sürüklenmekedir. Türkiye Ekonomisi de bu süreçen nasibini almışır. Türkiye Ekonomisi nde 1980 sonrası dönemde büyük değişim yaşanmış ve bu dönemden sonra izlenmeye başlanan serbes piyasa ekonomisi çerçevesinde ekonomide çeşili düzenlemelere gidilmişir e uygulamaya koyulan bir kararla yerleşiklerin icari faaliyelerinden kazandıkları dövizleri bankalarda mevdua olarak umalarına izin verilmişir da Sermaye Piyasası Kurulu (SPK) kurulmuş ve İsanbul Menkul Kıymeler Borsası (İMKB) açılmışır. Nihaye 1989 yılında Türk Parası Kıymeini Koruma Hakkında (TPKKH) 32 sayılı karar ile Türkiye dışa amamen açık bir konuma gelmişir. Dışa açılmadan beklenen kazançlar uluslar arası sermayenin gelmesi ile ülkenin rekabe gücünün arması, eknolojinin ve bilginin yayılması, makro ekonomik isikrarın sağlanması olabilirken, Türkiye dışa açılma sürecinden yararlanamamış, doğrudan yaırımlar yerine Türkiye ye kısa vadeli sermaye akımları yönelmişir (Gökalp ve Baydur, 2004). Kısa vadeli sermaye harekelerinin ülke ekonomilerinde isikrarsızlık yaraığı düşüncesi, bu konuda bir çok çalışmayı gerekli kılmışır. Yeldan (1996), kısa vadeli sermaye harekelerinin isikrarsız büyümeye yol açığını oraya koymuşur. Berksoy ve Saloğlu (1998), finansal piyasalardaki küreselleşme olgusuyla birlike uluslar arası sermaye harekelerinin oluşurdukları sermaye büyüklüklerinin gelişmeke olan ülkelerdeki finans piyasalarına yöneldiği sonucuna ulaşmışlardır. Rodrick ve Velasco (1999), dönemleri arasında piyasa ekonomileri üzerine yapıkları çalışmalarında, kısa vadeli sermaye harekelerinin olumsuz ekileri olduğunu espi emişlerdir. İnsel ve Sungur (2003), yılları arasında Türkiye Ekonomisi nde sermaye harekelerinin makro ekonomik gösergeler üzerindeki ekilerini analiz emişler, sermaye harekelerinin reel ve finansal gösergelerde oynaklıkları arırıp, isikrarsızlığa yol açığı sonucuna ulaşmışlardır 1 Bu çalışmada reel döviz kurunun, kısa vadeli sermaye harekeleri ve uzun vadeli sermaye harekeleriyle kısa ve ya uzun dönem ilişkileri yapısal kırılmalar dikkae alınarak Johansen Koenegrasyon Tesi, Haa Düzelme Modeli(VECM) ve Vekör Ooregresif Model (VAR) analizleri çerçevesinde araşırılmışır. Çalışmanın 2. bölümünde analizde kullanılan ekonomerik yönem, 3. bölümünde de veriler ve uygulama sonuçları sunulmuşur. Analiz sonuçlarının genel bir değerlendirmesi ise 4. bölümde yapılmakadır. 1 Lieraürde, reel döviz kuru ile diğer ikisadi değişkenler arasındaki ilişkileri analiz eden bir çok çalışma da yer almakadır (Kaya ve Yılmaz (2003), Zengin (2001), Kasman (2003), Şimşek (2004), Özürk ve Acaravcı (2003)). 271

4 Araş. Gör. Burcu KIRAN 2. Ekonomerik Mehodoloji 2.1. Koenegrasyon (Eş büünleşme) Analizi Düzeyde durağan olmayan zaman serilerinin uzun dönemde birlike hareke edip emediklerini araşıran koenegrasyon analizine göre, durağan olmayan seriler koenegre ise, bu değişkenlerin farklarının alınması pek uygun değildir. Değişkenlerin birlike hareke eden bir rende sahip olmaları dolayısıyla, farklarının alınması bu orak rendi oradan kaldırmakadır. Buna bağlı olarak koenegre olan ve diğer bir ifade ile uzun dönemde birlike hareke eden serilerin düzey değerleriyle yapılan analizlerde sahe regresyon söz konusu olmamakadır. Engel Granger(1987) arafından ileri sürülen Engel Granger iki aşamalı koenegrasyon esi ve daha sonra Johansen (1988) ve Johansen-Juselius (1990) arafından gelişirilen koenegrasyon esleri, durağan olmayan zaman serilerinin aynı düzeyde farkları alındığında durağanlıklarının sağlanmasını gerekirmekedir. Engel Granger yönemi basi uygulanabilir olmasına rağmen 2 den fazla değişken söz konusu olduğunda, değişken sayısıyla birlike koenegrasyon sayısı da aracağından dolayı sağlıklı sonuç verememekedir ve farklı normalleşirmelerde sonuçlar değişebilmekedir Johansen Koenegrasyon Tesi Johansen Juselius çoklu koenegrasyon yöneminde öncelikle, aşağıda ifade edilen vekör ooregresif (VAR) model ele alınmakadır. X 1X 1 2X2... k Xk e Durağan olmayan X değişkenlerinin 1. farkları alındığında ise, haa düzelme formundaki; X X... X X e 1 1 k1 k1 k süreci elde edilmekedir. 2 Modelde; ( p1) boyulu vekörü, e haa erimi, X I (1) i de enegre olan değişkenlerin ( p p) boyulu paramereler marisidir. ise değişkenlerin uzun dönem ilişkileri hakkında bilgi veren, ( p p) i ile aynı boyua boyulu bir marisir. marisinin rankı; değişkenlerin lineer şekilde bağımsız ve durağan lineer kombinasyon sayısıdır. Maris rankının am olması, X de yer alan üm değişkenlerin durağan olduğunu ifade emekedir. Rankın 0 olması halinde ise, X 1. farklar formunda bir vekör ooregresif (VAR) modele dönüşür. Bu, modelde yer alan değişkenler arasında uzun dönem ilişkisi olmadığının bir ifadesidir. X değişkenleri arasında r sayıda Rank ( ) r p ise; durağan ve ya koenegre olan lineer kombinasyon söz konusu olacakır ve bu durumda marisi '. şeklinde 2 i I 1... i I 1... k

5 yazılabilir. 3 marisinin rankı 1 yada 1 den fazla ise, bu durumda 1 yada daha fazla koenegre vekör söz konusu olacağından bu, uzun dönem ilişkisini ifade emekedir. Çoklu koenegrasyon analizinde en az 1 koenegre vekörün olması beklenmekedir. 1 ve ya daha fazla koenegre vekör bulunması durumunda koenegrasyonun olmadığını söyleyen 0 hipoezi reddedilir. Johansen-Juselius (1990); koenegre vekör sayısını ya da diğer anlamda marisinin rankını bulmak amacıyla 2 farklı isaisik ileri sürmüşür. İz isaisiği 4 ve maksimum öz değer isaisiği 5 olarak bilinen bu isaisiklerin sonuçları Johansen Juselius arafından önerilen ablo kriik değerleri 6 ile karşılaşırılmakadır Haa Düzelme (VECM) Modeli ve Vekör Ooregresif (VAR) Model Granger(1988) e göre değişkenler arasında bir koenegre vekör varsa, söz konusu değişkenler arasında en azından ek yönlü bir nedenselliğin olması gerekmekedir. Bu durumda nedensellik analizinin haa düzelme (VECM) modeliyle yapılması daha uygundur. Değişkenler arasındaki uzun dönem dengesi ve kısa dönem dinamikleri arasında ayrım yapmada kullanılan bu modelin avanajı; bağımlı ve bağımsız değişkenler arasında sahe ilişkilere meydan vermeden, verinin kısa ve uzun dönem bilgisini kullanabilmesidir. Haa düzelme modeli aşağıdaki gibi göserilebilir. m n X X Y Z EC e i i i i i i 1 i1 i1 i1 Modelde parameresi, değişkenleri uzun dönemde denge değerine yakınlaşmaya zorlayan haa düzelme parameresidir. Bu paramere isaisiksel olarak anlamlı ise dengeden sapma durumu söz konusudur. Uzun dönemde denge değerine yakınlaşma hızı ise paramerenin büyüklüğüne göre belirlenmekedir. Uzun dönemde denge değerine yakınlaşma için, paramerenin negaif ve anlamlı olması beklenir 7. Çünkü dengeden sapmalar haa düzelme kasayısının büyüklüğüne göre düzelilecekir. Modelde p H 3 ve marisleri rankları () r olan ( pr) paramerelerini içerir, ise koenegre vekörler marisidir. ' I (1) olmasına rağmen X durağandır. 4 5 p T. ln(1 ) Trace ir1 max T r 1.ln(1 ) 0 r p i boyulu marislerdir. haa düzelme X ek başına 1. dereceden enegre 6 Johansen esinin kriik değerleri ahmin edilen modele doğrusal rendlerin ve mevsimsel gölge değişkenlerin nasıl ilave edildiğine bağlı olup 3 bölümden oluşmakadır. Birincisinde sabi erim modele hiçbir kısı olmadan ilave edilmişir. 2. bölümde yine sabi erim modele ilave edilmişir faka bu koenegre vekörlere göre kısılanmışır. 3. Bölümde ise sabi erim ilave edilmemişir. 7 Haa düzelme parameresi negaif olmasına rağmen anlamsız ise bu durumda değişkenler arasındaki dinamiklerin anlamlılığı yeeri kadar yansıılmamakadır. Kasayı poziif ise, uzun dönem denge değerinden sapma olduğunda ekrar dengeye gelinemez. 273

6 Araş. Gör. Burcu KIRAN Y ve Z, X deki kısa dönem sapmaların ekisini yansıırken, EC 1 ise koenegrasyon denkleminden elde edilen haa eriminin 1 gecikmeli değerini ifade emekedir., ve paramereleri bağımlı değişken üzerindeki doğrudan ekiyi i i i göseren kısa dönem paramereleri olup, bu paramerelerin opluca F isaisiğinin ya da haa düzelme kasayısının isaisiğinin anlamlı olması nedenselliğin varlığına işare emekedir. Değişkenler arasında koenegrasyon bulunmadığı durumlarda ise, vekör ooregresif (VAR) model ile ifade edilmekedir. VAR modeli; m Y Y X e 1 2 i 3 j 1 i1 j1 p X Y X e 1 2 i 3 j 2 i1 j1 n q X değişkenleri eşanlı denklem sisemlerine benzer. Eşanlı denklem sisemlerinde bazı değişkenler modeldeki diğer değişkenler arafından açıklanırken, bazıları da sadece açıklayıcı değişken görevini üslenirler ve açıklayıcı değişkenlerin değerleri önceden belirlenmişir (Kular; 2000). Faka Sims(1980); değişkenler arasında gerçeken bir eşanlılık söz konusuysa içsel ve dışsal değişkenler arasında bir ayrım yapılmaması gerekiğini söylemiş ve buradan harekele VAR modelini ileri sürmüşür. VAR modelde değişkenlerin ümü içseldir. Bu özelliği dolayısıyla VAR modelleri eşanlı denklem sisemlerinden ayrılmakadır. Pagan (1987) ye göre VAR modeli için öncelikle zaman serilerinin durağan olması gerekmekedir. Faka durağanlığı sağlamak amacıyla fark alımının bilgi kaybına sebep olması arışma konusudur. Sims (1980) ve Doan (1992) birim kökün var olması durumunda dahi fark alınmasına karşı görüş belirmişler ve VAR analizinin amacının paramere ahmini değil, değişkenler arası ilişkilerin belirlenmesi olduğunu söylemişlerdir. VAR analizi ile, haa erimleri üzerinde değişkenlerin beklenmedik şoklarının oraya çıkarılması bu yönemin önemli bir özelliğidir. Eki epki fonksiyonları, sisemde yer alan değişkenlere birer sandar sapmalık şok uygulandığında diğer değişkenlerin göserdikleri epkiyi gösermekedir. Buna bağlı olarak ilgili değişkenler üzerinde en ekili değişkenin bir poliika aracı olarak kullanılıp kullanılamayacağı oraya koyulmakadır. Varyans ayrışırma yolu ile ise, değişkenlerin birbirini ekileme dereceleri bulunmakadır. 3. Veriler ve Ampirik Sonuçlar Çalışmada / dönem aralığını kapsayan aylık Reel Efekif Döviz Kuru (RDK), Kısa Vadeli Sermaye Harekeleri (TKV) ve Uzun Vadeli Sermaye Harekeleri (TUV) değişkenleri kullanılarak reel döviz kurunun kısa vadeli sermaye harekeleri ve uzun vadeli sermaye harekeleri üzerindeki ekileri ayrı ayrı araşırılmışır. TCMB den elde edilmiş verilerden kısa vadeli sermaye harekeleri; ödemeler bilançosunun porföy yaırımları ve diğer kısa vadeli yaırımlar kalemlerinin oplanmasıyla, uzun vadeli sermaye harekeleri ise; doğrudan yaırımlar ve diğer uzun vadeli yaırımlar kalemlerinin 274

7 oplanmasıyla elde edilmişir. Öncelikle serilerin mevsimsel düzelmesi yapılarak 8, durağanlıkları Genelleşirilmiş Dickey Fuller (ADF) ve Philips Perron (PP) esleriyle araşırılmışır. Birim kök esi sonuçları Tablo 1 de sunulmuşur. Tablo 1: ADF ve PP Birim Kök Tesi Sonuçları Değişkenler ADF Tesi PP Tesi RDK (0) b c TKV (0) a a TUV (0) a (1) Paranez içindeki değerler ise uygun gecikme uzunluklarıdır. (2) a, b, c %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerini ifade emekedir. Sonuçlara göre reel döviz kuru ve kısa vadeli sermaye harekeleri düzey değerleri ile durağan, uzun vadeli sermaye harekeleri ise ADF esine göre düzey değeri ile durağan olmamasına rağmen PP esine göre durağandır. PP esinin bu nokada ADF esiyle çelişmesi serilerde yapısal kırılmanın olabileceğini akla geirmekedir. Bu nokadan harekele yapısal değişiklikleri dikkae almadan birim kök eslerini yapmak yanılıcı sonuçlar verip, esin gücünü azalacağından dolayı kırılmayı içsel olarak belirleyen, Zivo ve Andrews (1992) arafından ileri sürülmüş ZA birim kök esi 9 uygulanmışır. Yapısal değişikliği dikkae almayan birim kök eslerinde gerçeke durağan olmayan bir zaman serisi durağan kabul edilebilir ve bu da yanılıcı sonuçlar vermekedir (Perron, 1989, 1990; Zivo ve Andrews, 1992). ZA birim kök es sonuçları Tablo 2 de yer almakadır. 8 Mevsimsel düzelme işlemi, mevsimsel gölge (dummy) değişken kullanımı ile gerçekleşirilmişir. 9 ZA esi 3 model üzerinden yapılmakadır. k 1 TB Model A : y y 1 1DU ( ) d jy j e DU ( ) j 1 0 diğer Model B : y y DT ( ) d y e 1 1 j j j 1 k k TB TB Model C : y y 1 1DU ( ) 1DT ( ) d jy j e DT( ) j 1 0 diğer = TB ve TB kırılma nokasıdır. y T 1 in kasayısının isaisiki olarak anlamlılığına bakılarak karar verilir. Eğer isaisiği Zivo Andrews kriik değerinden büyükse zaman serisi durağandır. Kriik değerler Zivo Andrews (1992) çalışmasında yer almakadır. 275

8 Araş. Gör. Burcu KIRAN Tablo 2: ZA Birim Kök Tesi Sonuçları RDK Model A TKV Model C TUV Model C TB 1994/ / /02 (1) ( ) a ( ) c ( ) a ( ) a ( ) b (-2.682) a (2.6437) a (4.9340) a k Kriik Değerleri % % % Paranez içindeki değerler isaisiklerini ifade emekedir. k, seçilen gecikme uzunluğudur. (2) a, b, c %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerini ifade emekedir. ve paramereleri için kriik değerler %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerinde 2.576, 1.96 ve dir. Tablo incelendiğinde, kısa vadeli sermaye harekeleri ve uzun vadeli sermaye harekeleri için ve paramerelerinin anlamlı olması dolayısıyla C modeli, reel döviz kuru için ise parameresinin anlamlı olması dolayısıyla A modeli uygun bulunmuşur. parameresinin isaisik değeri her 3 değişken için de kriik değerlerinden büyükür. Bu, yapısal kırılma durumunda değişkenlerin düzey değerden durağanlığını ifade emekedir. Değişkenlerin aynı düzeyden durağan olmasıyla birlike, koenegrasyonun araşırılması için gerekli ön koşul sağlanmışır. Tahmin edilmiş kırılma nokalarını da dikkae alarak renden arındırılmış durağan seriler 10 elde edilmişir. Reel döviz kuru ve kısa vadeli sermaye harekelerinin koenegre olup olmadıkları Johansen koenegrasyon esi ile araşırmak için öncelikle uygun gecikme uzunluğunu seçilmesi gerekmekedir. Bu es gecikme uzunluğu seçimine duyarlıdır. Akaike (AIC), Son Öngörü Haası (FPE: Final Predicion Error) ve Hannan-Quinn (HQ) bilgi krierlerine göre uygun gecikme uzunluğu 2 olarak espi edilmişir. Koenegrasyonun varlığı ve koenegre 10 Kırılma nokaları dikkae alındığında durağan seriler, y DU DT y regresyon denkleminden elde edilmekedir. y, renden arındırılmış durağan seriyi ifade emekedir. 276

9 vekör sayılarının belirlenebilmesi için hesaplanmış İz ve Maksimum özdeğer isaisiklerinin sonuçları Tablo 3 de ayrınılarıyla sunulmuşur. Tablo 3: Johansen Koenegrasyon Tes Sonuçları Temel Hipoez Alernaif Hipoez İz İsaisiği Kriik Değer (%5) r = 0 r a r 1 r a Temel Hipoez Alernaif Hipoez Maks. Özdeğer İsaisiği Kriik Değer (%5) r = 0 r = a r 1 r = a a %5 anlamlılık düzeyini göserir. Johansen koenegrasyon es sonuçlarına göre, reel döviz kuru (RDK) ile kısa vadeli sermaye harekeleri (TKV) arasında koenegrasyon ilişkisinin espiinden sonra, bu iki değişken arasındaki uzun dönem dengesi ve kısa dönem arasındaki dinamikleri haa düzelme modeli (VECM) ile açıklanacakır. Tahmin sonuçları Tablo 4 de yer almakadır. Tablo 4: Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayılar -isaisikleri TKV(-1) RDK(-1) EC (-1) Modelde paramerelerin opluca F isaisiğinin ya da haa düzelme erimine ilişkin paramerenin isaisiğinin anlamlı olması gerekmekedir. Haa düzelme erimi parameresi beklenildiği gibi isaisiksel olarak anlamlı ve ( ) negaifir. Bu paramere, değişkenleri uzun dönem denge değerine yakınlaşmaya zorlamakadır. Paramerenin anlamlı olması dolayısıyla reel döviz kuru ve kısa vadeli sermaye harekeleri arasında nedensellik söz konusudur. Reel döviz kurunun kısa vadeli sermaye harekeleri üzerinde ekili olup olmadığını araşırdığımız bu çalışmanın amacına bağlı olarak oluşurduğumuz eki epki fonksiyonunun grafiği aşağıdaki gibidir. 277

10 Araş. Gör. Burcu KIRAN Grafike reel efekif döviz kurundaki bir sandar sapmalık şoka karşılık, kısa vadeli sermaye harekelerindeki değişimler gözlenmekedir. Reel döviz kurunda meydana gelecek bir sandar sapmalık şok karşısında kısa vadeli sermaye harekeleri 2. dönemden iibaren epki vermiş, bu dönemden sonra azalış göseren bu epki 5. dönemden sonra sabi kalmışır. Tablo 5 de yer alan varyans ayrışırma sonuçlarına bakıldığında, kısa vadeli sermaye harekelerinin 1. dönem varyansında meydana gelen değişmenin amamı kendisi arafından açıklanırken, bu giderek azalmış ve reel döviz kurunun ekisi de armaya başlamışır. 12. döneme gelindiğinde ise, kısa vadeli sermaye harekeleri varyansının % 1.2 sinin reel döviz kuru arafından açıklandığı görülmüşür. Tablo 5: Varyans Ayrışırma Tablosu Dönem Sandar Haa Kısa Vadeli Sermaye Harekeleri (TKV) Reel Döviz Kuru (RDK)

11 Reel döviz kurunun (RDK), uzun vadeli sermaye harekeleri (TUV) üzerindeki ekisini es emek için ise, öncelikle 12 gecikme kullanılarak uygun gecikme bulunmaya çalışılmışır. Akaike (AIC) ve Son Öngörü Haası (FPE) krierlerine göre uygun gecikme sayısı 7 olarak alınmış ve Johansen koenegrasyon esi uygulanmışır. İz ve maksimum özdeğer isaisiklerinin sonuçları Tablo 6 de yer almakadır. Tablo 6: Johansen Koenegrasyon Tes Sonuçları Temel Hipoez Alernaif Hipoez İz İsaisiği Kriik Değer (%5) r = 0 r a r 1 r a Temel Hipoez Alernaif Hipoez Maks. Özdeğer İsaisiği Kriik Değer (%5) r = 0 r = a r 1 r = a a %5 anlamlılık düzeyini göserir. Tes sonuçlarına göre uzun vadeli sermaye harekeleri ve reel döviz kurunun koenegre olduğu bulunmuşur, dolayısıyla 6 gecikmeli haa düzelme (VECM) modelinin kurulması gerekmekedir. Haa düzelme modelinin paramere ahmin sonuçları Tablo 7 de yer almakadır. Tablo 7: Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayılar -isaisikleri TKV(-1) TKV(-2) TKV(-3) TKV(-4) TKV(-5) TKV(-6) RDK(-1) RDK(-2) RDK(-3) RDK(-4) RDK(-5) RDK(-6) EC (-1)

12 Araş. Gör. Burcu KIRAN Haa düzelme erimi negaif ( ) ve isaisiksel olarak anlamlı olduğundan, reel döviz kuru ve uzun vadeli sermaye harekeleri arasında da bir nedensellik söz konusudur ve iki değişken arasındaki kısa dönem dengesizlikler uzun dönemde dengeye gelecekir. Aynı zamanda reel döviz kuru ile uzun vadeli sermaye harekeleri arasındaki ilişkileri oraya çıkarmak adına eki epki fonksiyonları incelenmiş ve varyans ayrışırması yapılmışır. Sonuçlar, Grafik 2 ve Tablo 8 de ayrınılarıyla sunulmakadır. Reel döviz kurunda meydana gelen bir sandar sapmalık şok karşısında uzun vadeli sermaye harekelerinin epkisi 2. dönemden iibaren başlamışır. Genel olarak dalgalı bir seyir göseren bu epki, 12 döneme gelindiğinde kaybolma eğilimine girmişir. Tablo 8 deki varyans ayrışırma sonuçlarına göre, uzun vadeli sermaye harekelerinin 1. dönem varyansında meydana gelen değişmenin amamı kendisi arafından açıklanırken, bu giderek azalmış ve reel döviz kurunun ekisi de armaya başlamışır. 12. döneme gelindiğinde, reel döviz kurunun uzun vadeli sermaye harekeleri varyansının %4.86 sını açıkladığı görülmekedir. Tablo 8: Varyans Ayrışırma Tablosu Dönem Sandar haa Uzun Vadeli Sermaye Harekeleri (TUV) Reel Döviz Kuru (RDK)

13 Bu sonuçlara bağlı olarak; reel döviz kurunda meydana gelebilecek 1 sandar sapmalık şokun kısa vadeli sermaye harekelerinde, uzun vadeli sermaye harekelerine göre daha uzun süreli bir eki yaraacağı espi edilmişir. 4. Sonuç Reel döviz kurunun, kısa vadeli sermaye harekeleri ve uzun vadeli sermaye harekeleri ile uzun dönem ilişkilerinin ve kısa dönem dinamiklerinin ayrı ayrı araşırıldığı bu çalışmada serilerin durağanlıkları öncelikle ADF ve PP birim kök esleriyle sınanmışır. Faka uzun vadeli sermaye harekeleri için bu birim kök eslerinin farklı sonuçlar vermesi serilerde bir yapısal kırılmanın olabileceğini ve es sonuçlarının bundan ekilenebileceğini akla geirmişir. Kırılmayı içsel belirleyen Zivo ve Andrews (ZA) birim kök esi, serilerde kırılmanın söz konusu olduğunu ve yapısal kırılma dikkae alındığında reel faiz oranı, uzun vadeli sermaye harekeleri ve kısa vadeli sermaye harekeleri serilerinin düzeyden durağan olduğunu gösermişir. Serilerin düzey değerleri ile durağan olmaları dolayısıyla, koenegrasyon analizi için ön koşul sağlanmışır. Analiz sonuçlarına göre reel döviz kurunun kısa vadeli sermaye harekeleri ve uzun vadeli sermaye harekeleri ile uzun dönemde ilişkili olduğu espi edilmişir. Reel döviz kuru ile kısa vadeli sermaye harekeleri ve uzun vadeli sermaye harekeleri arasındaki uzun dönem ilişkisini oraya çıkarmak için kurulan haa düzelme (VECM) modellerinde, haa düzelme erimi paramerelerinin beklendiği gibi negaif ve anlamlı olması uzun dönemde dengeye dönüleceğinin bir gösergesidir. Eki epki fonksiyonları ve varyans ayrışırması yoluyla, reel döviz kurunda meydana gelebilecek bir sandar sapmalık şokun kısa vadeli sermaye harekeleri ve uzun vadeli sermaye harekelerinde yaraacağı epki incelenmiş, kısa vadeli sermaye harekelerinin, uzun vadeli sermaye harekelerine göre daha uzun süreli epki verdiği ve uzun dönemde epkisinin kaybolmayıp sabi kaldığı görülmüşür. Bu sonuç, kısa vadeli sermaye harekelerinin uzun vadeli sermaye harekelerine göre reel döviz kurundaki dalgalanmalara daha duyarlı olduğunu gösermekedir. 281

14 Araş. Gör. Burcu KIRAN Kaynakça Akdiş, M., Globalleşme, Global Sermaye Harekeleri ve Finansal Krizler, Pamukkale Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 2002, (Çevrimiçi) hp://makdis.pamukkale.edu.r/global.hm. Berksoy, T., Saloğlu B., Türkiye Ekonomisinde Sermaye Harekeleri, İsanbul Ticare Odası, 1998, 58. Doan, T.A., RATS User s Manual, Version 4, Esima,, Evanson IL, Engle, R.F., Granger C.W.J., Coinegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion and Tesing, Economerica, 1987, 55, s Eren, A., Süslü B., Finansal Kriz Teorileri Işığında Türkiye de Yaşanan Krizlerin Bir Değerlendirilmesi, Yeni Türkiye, 2001, 41, 7, s Gökalp, M. F., Baydur C.M., Serbes Ticare Poliikasının Türkiye Deneyimi: Bir Başarı Öyküsü mü?, Dokuz Eylül Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 2004, 6, 4, s Granger, C.W.J., Some Recen Developmens in a Concep of Causaliy, Journal of Economerics, 1988, 39, s İnsel, A., Sungur N., Sermaye Akımlarının Temel Makro Ekonomik Gösergeler Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği-1989:III 1999: IV, Türkiye Ekonomi Kurumu Tarışma Meni, 2003, 8. Johansen, S., Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, 1988, 12, s Johansen, S., Juselius K., Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 1990, 52, s Kasman, A., Türkiye de Reel Döviz Kuru Oynaklığı ve Bunun İhraca Üzerine Ekisi: Sekörel Bir Analiz, Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 2003, 12, 2, s Kaya, V., Yılmaz Ö., Türkiye de Doğrudan Yaırımların Belirleyicileri: , Aaürk Üniversiesi İİBF Dergisi, 2003, 17, 3-4, s Kula, F., Uluslar arası Sermaye Harekelerinin Ekinliği: Türkiye Üzerine Gözlemler, Cumhuriye Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 2003, 4, 2, s Kular, A., Ekonomerik Zaman Serileri, Ankara, Gazi Yayınları, Özürk, İ., Acaravcı A., Döviz Kurundaki Değişkenliğin Türkiye İhracaı Üzerine Ekisi: Ampirik Bir Çalışma, Review of Social, Economic and Business Sudies, 2003, 2, s

15 Pagan, A.R., Three Economeric Mehodologies: A Criical Appraisal, Journal of Economic Surveys, 1987, 1, s Perron, P., The Grea Crash, The Oil Price Shock, and The Uni Roo Hypohesis, Economerica, 1989, 57, 6, s Perron, P., Tesing for a Uni Roo in a Time Series wih a Changing Mean, Journal of Business and Economic Saisics, 1990, 8, s Rodrik, D., Velasco A., Shor Term Capial Flows, Naional Bureau of Economic Research Working Paper, 1999, 7364, (Çevrimiçi) hp://ksghome.harvard.edu/~avelasco/files/research/shorerm.pdf). Sims, C., Macro economics and Realiy, Economerica, 1980, 48, s Şimşek, M., Türkiye de Reel Döviz Kurunu Belirleyen Uzun Dönemli Ekenler, Cumhuriye Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 2004, 5, 2, s Yeldan, E., Kısa Vadeli Sermaye Akımlarının Türk Finans Piyasalarına Olan Ekileri Üzerine Gözlemler, Ekonomide Durum, Türk İş Araşırma Merkezi, Yeldan, E., Yükselen Piyasa Ekonomisi Olarak Türkiye, (Çevrimiçi) hp:// , Zengin, A., Reel Döviz Kuru Harekeleri ve Dış Ticare Fiyaları: Türkiye Ekonomisi Üzerine Ampirik Bulgular, Cumhuriye Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 2001, 2, 2, s Zivo, E., Andrews, D.W.K., Furher Evidence on he Grea Crash, The Oil-Price Shock and he Uni Roo Hypohesis, Journal of Business and Economic Saisics, 1992, 10, s