İhracata Dayalı Büyüme Hipotezi Türkiye İçin Geçerli Mi?

Transkript

1 YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:203 Cil:20 Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezi Türkiye İçin Geçerli Mi? Yrd. Doç Dr. Burcu ÖZCAN Fıra Üniversiesi, İ.İ.B.F., İkisa Bölümü, ELAZIĞ Yrd. Doç. Dr. Oğuzhan ÖZÇELEBİ İsanbul Üniversiesi, İkisa Bölümü, İSTANBUL ÖZET Genellikle dış icarein ülkelerin ikisadi kalkınma süreçlerinde önemli bir role sahip olduğu düşünülmekedir. Örneğin, aran ihraca düzeyinin eknik bilgi düzeyinin yayılmasına yol açığı varsayılmakadır. Daha da öesi, ihalaın da ihraca sekörü için gerekli olan ara ve sermaye mallarının eminini gerçekleşirerek ekonomik performansa kakıda bulunduğu kabul görmekedir. Bahsedilen bu fikirler sırasıyla ihracaa dayalı büyüme ve ihalaa dayalı büyüme hipoezleri şeklinde adlandırılmakadır. Bu çalışmada, Türkiye için 2005()-20() dönemi boyunca Johansen eşbüünleşme meodu kullanılarak ihraca, ihala, sanayi üreim endeksi ve reel döviz kuru arasındaki ilişkiler irdelenmekedir. Sonuçlar, ihracaa dayalı büyüme hipoezinin geçerliliği yönünde kanılar sunmakadır. Anahar Kelimeler: İhracaa dayalı büyüme, ihalaa dayalı büyüme, icari serbesleşme, Johansen eşbüünleşme meodu. JEL Sınıflaması: F, F3, F43 Is Expor-Led Growh Hypohesis Applicaple To Turkey? ABSTRACT I is generally hough ha expor has a crucial role in he economic developmen processes of counries. For insance, i is assumed ha increasing level of expor conribues o diffusion of echnical knowledge. Furhermore, impor is acceped o conribue o economic performance providing inermediae and capial goods necessary for expor secors. These ideas are called expor-led growh hypohesis and impor-led growh hypohesis, respecively. In his sudy, i is aimed o explore he relaionships beween indusrial producion index, expor, impor, and real exchange rae using Johansen co-inegraion mehod for Turkey over he period 2005()- 20(). The resuls are in suppor of expor-led growh hypohesis. Key Words: expor-led growh, impor-led growh, rade liberalizaion, Johansen coinegraion mehod. JEL Classificaion: F, F3, F43 GİRİŞ İhracaa dayalı büyüme fikrini savunan çoğu çalışma, İkinci Dünya Savaşı nda sonra birçok gelişmeke olan ülke arafından uygulanan ihal ikamesine dayalı sanayileşmenin yani dışa kapalı icare poliikasının dezavanajlarını oraya koymuşur. Burada dışa açık icare poliikası uygulayan dör büyük Asya kaplanının (Hong Kong, Kore, Singapur ve Tayvan gibi) 960 lı yıllardan iibaren sergilemiş oldukları ekonomik başarıları ile dışa kapalı icare poliikası uygulayan (Hindisan, Lain Amerika gibi) ülkelerin ekonomik başarısızlıkları kanı olarak göserilmişir. Faka çoğu Lain Amerika ülkesi,

2 B. Özcan & O. Özçelebi / İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezi Türkiye İçin Geçerli Mi? 980 li yıllara kadar IMF ve Dünya Bankası gibi uluslar arası borç veren kuruluşlarca ekonomik reformları ve piyasa serbesleşirilmesini içeren kapsamlı yapısal uyum poliikalarını uygulamaya zorlanana kadar dışa kapalı icare poliikaları izlemeye devam emişlerdir (Awokuse, 2008:63). 980 li yıllar ise ihracaa dayalı sanayileşme poliikalarının uygulanmaya başladığı dönemi emsil emekedir. Bu gelişmeler ışığı alında Türkiye, döneminde liberal icare poliikası benimsemesine karşın, döneminde ihal ikameci sanayileşme poliikası uygulamışır. Söz konusu değişim ile birlike sanayileşmenin hızlanması ve döviz asarrufu elde edilmesi gibi olumlu ekilerin oraya çıkması beklenmişir. Ancak beklenenin aksine, 970'lerdeki perol krizlerinin de ekisiyle önemli döviz darboğazlarının yaşanması, söz konusu poliikaların sürdürülebilirliğini arışmalı hale geirmişir. 970'li yılların sonuna gelindiğinde ise Türkiye ekonomisinde cari açıklarla birlike şiddei giderek aran enflasyon sorunu, 24 Ocak 980 Kararları nın alınmasını kaçınılmaz hale geirmişir (Olgun, 979:65). Bu kararlar ile Türkiye ekonomisinde önemli yapısal dönüşümlere gidilmiş, dışa dönük ve ihracaa dayalı sanayileşme poliikası benimsenmiş ve dış icare önemli ölçüde liberalleşirilmişir Bu çalışmada ihraca, ihala, reel döviz kuru ile büyümeyi emsilen kullanılan sanayi üreim endeksi arasındaki uzun vadeli ilişki incelenmekedir. Çalışma, 3 emel bölüm ile sonuç kısmından oluşmakadır. Birinci bölümde, ihracaa ve ihalaa dayalı büyüme hipoezlerine ilişkin eorik açıklamalara, ikinci bölümde konu ile ilgili lieraür aramasına yer verilmeke, üçüncü bölüm ise veri sei, meodoloji ve ampirik bulguları kapsamakadır. Sonuç kısmı ise, ampirik bulguların değerlendirilmesini ve poliika önerilerini içermekedir. I. İHRACATA VE İTHALATA DAYALI BÜYÜME HİPOTEZLERİ Neoklasik büyüme modelleri, eknolojik değişmenin dışsal olduğunu ve bir ülkenin icare poliikasından ekilenmediğini varsaymakadır. Faka yeni büyüme modelleri (endojen büyüme modelleri) ise eknolojik değişmenin içsel olduğunu varsaymaka ve eknolojik değişmenin bir ülkenin icari açıklık derecesinden ekilenebildiğinden söz emekedir. Bir ülkenin icari açıklığı ulusal mal ve hizme ihalaını arırmakadır ki, bu durum yeni eknolojilerin ihalini de içermekedir. Dolayısıyla icari açıklık, yerli eknolojiyi gelişirmeke, ürün süreçlerinin daha ekin olmasına ve verimliliğin yükselmesine yol açmakadır (Jin, 2000:6). Bu bağlamda hızlanan uluslar arası icare, İkisa yazınında ise ihracaa dayalı büyüme (İHDB) ve ihalaa dayalı büyüme (İTDB) hipoezlerini gündeme geirmişir. İHDB hipoezinde, ihraca arışı büyümenin belirleyenlerinden biri şeklinde ele alınmaka ve ülkelerin büyüme süreçlerinin, sadece ekonomi içerisindeki emek ve sermaye mikarının değil, ihraca arışının da bir fonksiyonu olduğundan söz edilmekedir (Smih, 200). Savunucularına (Bhagwai, 978; Balassa, 978; Chenerey, 96; Krueger, 978) göre, ihraca büyümenin mooru şeklinde görev yapmakadır. 2

3 Yöneim ve Ekonomi 20/ (203) -4 İHDB hipoezini desekleyen dör emel eorik yaklaşım ileri sürülmekedir. İlki, Keynesgil yaklaşımı akiben ihraca arışının dış icare çarpanı yolu ile gelir arışına neden olduğudur. İkincisi, ihracaan elde edilen dövizin büyümeye kakıda bulunacak olan ara ve sermaye malı ile eknolojinin ihalini finanse emek üzere kullanılmasıdır. Üçüncüsü, rekabein ölçek ekonomilerinin oluşumuna, eknolojik ilerlemeye ve büyüme yol açmasıdır. Dördüncü ve sonuncusu ise, ihraca sekörünün daha ekin yöneim ve üreim eknikleri şeklinde ekonomiye poziif dışsallıklar kazandırmasıdır (Dawson, 2006:890; Reppas ve Chrisopoulos, 2005:930; Moosa, 999:903). İhracaın büyümenin mooru olması dışında ihalaın da büyümeye kakıda bulunacağından söz edilmekedir. Bu bağlamda ihalaa dayalı büyüme (İTDB) hipoezinden bahsedilmekedir. Awokuse (2008:62) arafından belirildiği üzere aran ihala, ekonomik performansı hızlandırmada önemli bir role sahipir. Örneğin, birçok küçük ve açık gelişmeke olan ekonomide ihala, ihraca seköründe kullanılan ve çok ihiyaç duyulan üreim fakörlerini sağlamakadır. Ayrıca ihala aracılığı ile gelişmiş ülkelerden, gelişmeke olan ülkelere doğru yapılan eknoloji ransferi, ekonomik büyümenin önemli bir kaynağını oluşurmakadır. Endojen büyüme modelleri, ihalaın ulusal firmalara yabancı eknolojiye ve bilgiye erişim imkânı sağlamasından öürü uzun dönem ekonomik büyümesi için bir kanal oluşurduğundan söz emekedirler. II. LİTERATÜR TARAMASI 970 li yıllar ile birlike İHDB hipoezini sorgulayan ampirik çalışmalar yapılmaya başlanmışır. Bu çalışmaların ilk grubu kesi veri analizine dayalı iken, 990 lı yıllar ile birlike ülkeye özgü ekileri de dikkae alan zaman serisi analizine dayanan ve değişkenler arasındaki ilişkisini de konu edinen çalışmalar hız kazanmışır. Kesi veri çalışmalarında, ihraca ve büyüme arasındaki ilişki Sperman ın sıra korelasyonu ve en küçük kareler (EKK) yöneminin kullanımı ile incelenmişir. Tablo I ve Tablo II uluslar arası lieraürden ve ulusal lieraürden seçilmiş örnekleri içermekedir. Söz konusu çalışmaların bulguları bir öze halinde sunulmakadır. Tablo I de yer alan çalışmalar incelendiğinde ulaşıkları sonuca göre şu şekilde gruplandırılabilirler. İlk grupa yer alanlar ihracaan büyümeye doğru bir ilişki espi emişir. Örneğin, Feder (983), Ram (985) ve Balassa (985) ya ai kesi veri çalışmaları ile Awokuse (2003), Marin (992), Adjaye ve Chakrabory (999), Smih (200), Mamun ve Nah (2005), Abual-Foul (2004), Ullah vd. (2009), Herrerias ve Ors (200) e ai zaman serisi çalışmaları. 3

4 B. Özcan & O. Özçelebi / İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezi Türkiye İçin Geçerli Mi? Tablo I: İhraca, İhala ve Büyüme İlişkisine Yönelik Ampirik Çalışmalar Çalışma Dönem aralığı Ülke örneklemi Kullanılan eknik Ulaşılan sonuç Feder (983) Yarı sanayileşmiş az gelişmiş ülkeler Kesi veri analizi Ram (985) ve 73 az gelişmiş ülke Kesi veri analizi Balassa (985) gelişmeke olan ülke Kesi veri analizi Chow (987) Çoğu ülke için hem li 8 yeni Sims e ai İHDB, hem BDİH yıllar sanayileşmiş ülke esi. geçerli. Marin (992) 960()-987(2) Henriques ve Sadorsky (996) Shan ve Tian (998) Adjaye ve Chakrabory(999) Lawrence ve Weinsein (999) Afxeniou ve Serleis (2000) No: İHDB(ihracaa dayalı büyüme), İTDB (ihalaa dayalı büyüme), BDİH(büyümeye dayalı ihraca), BDİT(büyümeye dayalı ihala), ECM(haa düzelme modeli), VAR(vekör ooregressif model) anlamına gelmekedir. 4 Birleşmiş Milleler, Almanya, Japonya ve Birleşik Krallıklar Eşbüünleşme ve Granger Kanada VAR modeli BDİH geçerli 990()- 996(2) (960-94) (973-93) (969-93) Şangay Hindisan, Nijerya, Fiji ve Papua Yeni Gine Toda ve Yamamoo Johansen eşbüünleşme, Granger BDİH geçerli Sadece iki ülke için Japonya Regresyon analizi İTDB deseklenmiş gelişmeke olan ülke Smih (200) Cosa Rica Engle-Granger eşbüünleşme ve Granger Johansen ve Engle- Granger eşbüünleşme değil. Haemi-J (2002) Japonya Granger İHDB ve BDİH geçerli Awokuse (2003) 96: -2000:4 Kanada ECM, Toda ve Yamamoo Abual-Foul (2004) Ürdün VAR ve ECM Karim (2005) Bangladeş Granger değil Mamun ve Nah (2005) Bangladeş Engle-Granger eşbüünleşme ve Granger Mah (2005) Çin Sınır esi (ARDL- Bounds) eşbüünleşme analizi İHDB ve BDİH geçerli Chaudhary vd. (2007) Bangladeş Toda ve Yamamoo İHDB ve BDİH ile İTDB ve BDİT geçerli. Sao ve Fukushige (2007) Kuzey Kore Toda ve Yamamoo Dönemin ilk yarısında İTDB geçerli Ullah vd. (2009) Pakisan Johansen eşbüünleşme ve Granger Johansen eşbüünleşme, Uddin ve Noman (2009) 973(7)-2006(8) Bangladeş ECM ve Granger İHDB ve BDİH geçerli Herrerias ve Ors (200) Çin Johansen eşbüünleşme ve ECM Lorde (20) Meksika Johansen eşbüünleşme ve Uzun dönemde BDİH ECM geçerli

5 Yöneim ve Ekonomi 20/ (203) -4 İkinci grupa yer alan çalışmalar ise ilişkinin yönünün büyümeden ihracaa doğru olduğunu oraya koymuşur. Örneğin, Shan ve Tian (998), Henriques ve Sadorsky (996) ve Lorde (20). Üçüncü grupa yer alanlar ise, ihraca ve büyüme arasında karşılıklı bir ilişki olduğu sonucuna ulaşmışır. Örneğin, Chow (987), Mah (2005), Haemi-J (2002), Chaudhary vd. (2007) ile Uddin ve Noman (2009). Dördüncü grup çalışmalar ise, söz konusu değişkenler arasında herhangi bir ilişki espi edememişir. Örneğin, Afxeniou ve Serleis (2000) ile Karim (2005). Beşinci grupa yer alan çalışmalar, ihalaa dayalı büyüme hipoezini desekleyici yönde kanılara ulaşmışır. Örneğin, Lawrence ve Weinsein (999) ile Sao ve Fukushige (2007). Tablo II: Konu İle İlgili Türkiye ye İlişkin Ampirik Çalışmalar Çalışma Dönem aralığı Kullanılan eknik Ulaşılan sonuç Bahmani-Oskooe ve Johansen eşbüünleşme İHDB ve BDİH Domac (995) ve ECM geçerli BDİH geçerli Yiğidim ve Köse Granger (değişkenlerin (997) logarimik farkları ile) Tuncer (2002) Toda ve Yamamoo BDİH, İTDB ve BDİT geçerli Johansen Şimşek (2003) eşbüünleşme, ECM ve Granger, eki-epki analizi BDİH geçerli Johansen Demirhan (2005) 990()-2004() eşbüünleşme, ECM, Granger Johansen Karagöl ve Serel eşbüünleşme, ECM ve (2005) Granger BDİH geçerli Erdoğan (2006) Johansen İHDB ve BDİH eşbüünleşme, ECM ve geçerli Granger Sınır(Bounds) esi Halıcıoğlu (2008) eşbüünleşme analizi, Granger Gerni vd. (2008) Regresyon analizi ve Granger İTDB geçerli Johansen Bilgin ve Şahbaz eşbüünleşme, Granger (2009) ile Toda ve Yamamoo İspir vd. (2009) Daralma döneminden geçerli Markov rejim genişleme dönemine değişimleri geçerken İHDB Taşan (200) 985: ve 2009:5 Spekral analiz İTDB ve BDİH geçerli Koil ve Konur (200) Granger No: İHDB(ihracaa dayalı büyüme), İTDB (ihalaa dayalı büyüme), BDİH(büyümeye dayalı ihraca), BDİT(büyümeye dayalı ihala), ECM(haa düzelme modeli) anlamına gelmekedir. 5

6 B. Özcan & O. Özçelebi / İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezi Türkiye İçin Geçerli Mi? Tablo II üzerinde ulusal çalışmalar incelendiğinde ise, Koil ve Konur (200), Halıcıoğlu (2008), Demirhan (2005), Bilgin ve Şahbaz (2009) ile İspir vd. (2009) e ai çalışmaların İHDB yi desekleyici yönde kanılar elde eikleri sapanmışır. BDİH yi desekleyici yönde sonuçlar ise, Yiğidim ve Köse (997), Tuncer (2002), Şimşek (2003), Karagöl ve Serel (2005) ile Taşan (200) arafından elde edilmişir. Üçüncü grup çalışmalar ise, ihraca ve büyüme arasında iki yönlü ilişki espi emişir. Örneğin, Bahmani-Oskooe ve Domac (995) ile Erdoğan (2006). Son olarak Gerni vd. (2008) ile Taşan (200) ise, İTDB yi desekleyici bulgular elde emişir. III. VERİ SETİ, METODOLOJİ ve AMPİRİK BULGULAR Çalışmada 2005 Ocak-20 Kasım döneminde zaman serisi analiz meoları kullanılarak ihala, ihraca, döviz kuru ve sanayi üreimi arasındaki ilişkiler kısa ve uzun vadeli dinamikleri dikkae alan Vekör Haa Düzelme (VEC) modeli yardımıyla incelenmişir. Analiz için gerekli olan aylık seriler TCMB veri bankasından emin edilmişir. Sanayi üreimi serisi 2005 baz yıllı endeks ile emsil edilirken, mal bedeli, navlun, sigora ve yur dışından yapılan diğer giderleri hesaba kaan 2003 yılı bazlı ihala ve ihraca değer endeksleri kullanılmışır. Türkiye nin rekabe gücünü yansıan bir göserge olan üreici fiyaları bazlı reel döviz kuru endeksi ise 2003 yılını emel almakadır. A.Durağanlık Analizi: Birim Kök Tesi Çalışmamızda zaman serisi modellemesi kapsamında incelenmesi amaçlanan logariması alınmış serilere Dickey-Fuller esine dayalı Genelleşirilmiş Dickey Fuller (ADF) durağanlık esi uygulanmışır. ADF esi en genel haliyle () nolu modele göre uygulanmakadır. p * ϕ ϑj j j= Δ y = y + Δ y + u () Yukarıdaki modelin En Küçük Kareler Yönemi OLS ahminine dayalı olarak gerçekleşirilen H : ϕ = 0 ve 0 H : 0 ϕ < hipoezlerinin ϕ ın -isaisiğe dayalı esi, ilgili zaman serisinin durağan olup olmadığını oraya koymakadır. Eğer, H 0 hipoezi kabul edilirse seri durağan olmaka, H 0 red edilirse ise bu durum serinin durağan olmadığını gösermekedir. Bu nokada, ADF birim kök esinin gerçekleşirilmesi için, serilerinin rend barındırıp barındırmadığı önem aşımakadır. Panula (978) arafından gelişirilen prensibe göre; eğer, bir y serisinin durağanlık esinde rend erimi kullanılmış ise, Δ y nin durağanlık esinde ise sadece sabi erimin kullanılması gerekmekedir. Benzer şekilde, y nin durağanlık esi için sadece sabi erim kullanılmış ise, Δ y nin durağanlık TCMB arafından hesaplanan üreici fiyaları bazlı reel döviz kuru endeksine göre endeksin yükselişi Türk lirasının değer kazandığını, endeksin düşüşü ise değer kaybeiğini gösermekedir. 6

7 Yöneim ve Ekonomi 20/ (203) -4 esi sabi erim kullanılmadan gerçekleşirilir (Lükepohl, 2007:55). Çalışmada ADF esinin gerçekleşirilmesinde Panula prensibinden isifade edilmişir. Tablo III: ADF Durağanlık Tesi Sonuçları Değişken Deerminisik Terimler Gecikme Uzunluğu Genelleşirilmiş Dickey- Fuller Tes İsaisiği lsan Sabi Terimli -3,20 lsan Terimsiz 0-5, lihde Sabi Terimli -,89 lihde Terimsiz 0-5,00 lihde Sabi Terimli 3-2,26 lihde Terimsiz 2-2,87 lrkur Sabi Terimli 4-2,46 lrkur Terimsiz 3-5,9 No: ADF esi için % kriik değerler; -3,5 (sabi erimli es), -2,59 (erimsiz es). Kriik değerler McKinnon (996) a dayanmakadır. ADF esinin gecikme uzunluğu Akaike Bilgi Krierini (AIC) minimum yapan değere göre belirlenmişir. Analize dahil edilen üm seriler düzey durumlarında rend barındırmamakadır. Dolayısıyla, lsan, lihde, lihde ve lrkur serilerinin ADF esi yalnızca sabi erim ile gerçekleşirilmişir. Tablo III de belirildiği gibi üm seriler. farklarında durağan hale gelmişir. B.Vekör Ooregressif (VAR) Modeli Zaman serisi analizinde değişkenler arasında eş-anlılık mevcu ise değişkenlerin içsel ve dışsal olarak ayrılması gerekmemeke, dolayısıyla büün değişkenlerin içsel olarak kabul edilmesi gerekmekedir (Aseriou and Hall, 2007: 279). Bu çerçevede, y ve z gibi iki değişken birbirlerinin hem içinde bulunulan hem de geçmiş dönemlerdeki değerinden ekileniyorsa basi iki değişkenli bir model (2) ve (3) nolu modeller ile ifade edilebilir. y = b 0 -b 2 z +γ y - +γ 2 z - +ε y (2) z=b20-b 2y+γ 2y-+γ 22z -+ε z (3) 2 ve 3 no lu modellerde y ve z değişkenleri durağan, ε y ve ε z korelasyonu olmayan beyaz gürülü haa erimleri olarak kabul edildiğinde 2 ve 3 no lu denklemler. dereceden bir VAR (VAR()) modelini meydana geirmekedir. Buna göre, y değişkeni z değişkenini eş-anlı olarak ekilemeke bu eki -b 2 ile göserilmeke ve z nin y üzerindeki eş-anlı ekisi ise -b 2 ile göserilmekedir. Maris cebiri kullanılarak söz konusu sisem (4) nolu model şeklinde de yazılabilir (Enders, 2004:265). Bx=Γ 0+Γ x-+ ε (4) Burada; 7

8 8 B. Özcan & O. Özçelebi / İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezi Türkiye İçin Geçerli Mi? b2 B = b2, = y 0 x z, Γ 0 = b 2 b, Γ = y 20 γ 2 γ ve = ε ε 22 ε z ile - göserilmekedir. (4) no lu ifadenin her iki arafı B ile çarpıldığında sandar bir VAR modeli aşağıdaki şekilde ifade edilir. x= A0+ Ax -+ e (5) a i0, A 0 vekörünün i. elemanı, a ij A marisinin i. saır, j.süundaki elemanı ve e i e vekörünün i. elemanı olarak anımlandığında (5) no lu model aşağıdaki biçimde ifade edilebilir. y=a 0+a y-+a 2z-+ e (6) z=a 20+a 2y-+a 22z-+ e 2 (7) (2) ve (3) no lu ifadelerden oluşan sisem yapısal VAR modeli olarak anımlanabilirken, (6) ve (7) no lu denklemler sandar VAR modelini oluşurmakadır. Burada, e ve e 2, ε y ve ε z şoklarının bileşimidir, ayrıca - e= B ε olduğundan e ve e 2 (8) ve (9) no lu denklemlerde görülüğü gibi hesaplanabilir. Beyaz gürülü süreci olan ε y ve ε z hem e hem de e 2 sıfır oralamaya, sabi varyansa sahip ve ardışık korelasyon içermemekedirler (Enders, 2004:265). e =( ε - b ε )/(- b b ) (8) y 2 z 2 2 e2 =( ε z - b2ε y )/(- b2b2) (9) Analizimizdeki üm seriler. fark değerlerinde ( I () ) durağan olduklarına göre; serilerin. fark değerleri ile VAR modeli kurmak seriler arasında özgün düzeylerince belirlenen uzun dönem ilişkisinin yiirilmesine neden olabilmekedir. Çoğu ikisa kuramı,. farklar arasında değil düzey değerleri arasındaki ilişkiden söz emekedir. Eğer, seriler birbirine paralel eğilimler izliyor ise bu durum, birlike dans eden bir çife benzemeke olup her bir serinin rassal ilerlediğini ama aralarında ise bir birlikelik bulunduğuna işare emekedir. Eşbüünleşik zaman serilerinin arakasındaki düşünce sezgisel olarak eşzamanlılıkır (Gujarai, 999: ). Dolayısıyla, çalışmadaki seriler arasında eş-büünleşiklik ilişkisinin var olup olmadığının esi gereklidir. C. VEC Modeli VAR modeline dâhil edilen değişkenlerin durağan olmaması durumunda, durağanlığı sağlamak için fark alma işlemi gerçekleşirilmekedir. Bu nokada, eşbüünleşme (coinegraion) yaklaşımı, değişkenler arasında uzun dönem denge ilişkisinin varlığını oraya çıkarmak için kullanılmaka ve fark alma işlemi sonucu oluşan bilgi kaybını engellemekedir. Değişkenlerin arasında bir uzun dönem denge ilişkisinin varlığı ise değişkenlerin aynı dereceden büünleşik olmalarına bağlıdır. Eşbüünleşme ilişkisi (0) no lu denklem çifi ile ifade edilebilir (Bozoklu, 2005:82).

9 x = β + β x + β x + β x + e e = x β β x β x β x Yöneim ve Ekonomi 20/ (203) -4 Durağan olmayan seriler arasında uzun dönem bir denge ilişkisi varsa, bu durumda değişkenlerin eşbüünleşik olduğu kabul edilmekedir. Değişkenlerin uzun dönem denge ilişkisinden sapmalar gösermesi ve zaman içinde dengeye doğu yönelme süreci ise haa düzelme (error corrrecion) olarak anımlanmakadır (Brooks, 2002:388). Değişkenlerin denge değerlerinden sapması ise denge haası (e ) (equilibrium error) olarak anımlanmaka ve değişkenler arasındaki ilişkinin durağan olması denge haasının durağan olmasını gerekirmekedir (Enders, 2004 :322). (3) no lu ifade maris biçimi ile ifade edildiğinde; x ( β β2 β3 β4) x 2 = e () x3 x 4 şeklini almakadır. Kapalı biçimde ise, β x = e olmakadır; burada, β vekörü eşbüünleşme vekörüdür. Eşbüünleşik değişkenlerin önemli bir özelliği, zaman paikalarının uzun dönem denge değerinden sapmalar arafından ekilenmesidir. Sisem uzun dönem dengesine dönüyorsa, bu durum değişkenlerden en az birinin kısa dönem dengesizliğe uyum göserdiğine işare emekedir. Her eşbüünleşik sisem için bir haa düzelme mekanizması işlemeke ve haa düzelme modelleri değişkenler arasındaki kısa dönem dengesizliklerini de incelemekedir (Bozoklu, 2005:83-84). Haa düzelme mekanizması 4 değişkenli ve gecikmesiz bir model için (2), (3), (4) ve (5) nolu denklemler ile ifade edilebilir. Δ x = α x( x β β2x2 β3x3 β4x4) + εx (2) Δ x2 = α x2( x β β2x2 β3x3 β4x4) + εx2 (3) Δ x3 = α x3( x β β2x2 β3x3 β4x4) + εx3 (4) Δ x4 = α x4( x β β2x2 β3x3 β4x4) + εx4 (5) şeklini almakadır. Burada, ( x β β2x2 β3x3 β4x4) ifadesi uzun dönem dengesinden sapmaları gösermeke iken, her bir denklemdeki α kasayısı, haa düzelme (error correcion) ya da uyum kasayısı (adjusmen coefficien) olarak isimlendirilmekedir. Haa erimleri ε beyaz gürülü özellikleri aşımaka, β kasayıları ise, uzun dönem denge kasayılarıdır. n değişkenli bir modelin kapalı maris biçiminde göserimi ise (6) no lu biçimdeki gibidir. p n+ (0) Δ y =Π y +Γ Δ y Γ Δ y + u (6) 9

10 0 B. Özcan & O. Özçelebi / İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezi Türkiye İçin Geçerli Mi? (6) no lu modelde, kapalı maris biçimi ile ifade edilen vekör haa düzelme mekanizmasında, r[ Π ] ile göserilen Π marisinin rankı, eşbüünleşik vekör sayısını gösermekedir. n değişkenli bir modelde, Π marisinin rankı sıfır ise, değişkenler arasında uzun dönem ilişkisi bulunmamaka ve model durağan olmayan değişkenlerin farkı alınarak oluşurulmuş VAR modeline dönüşmekedir (Lükepohl, 2007:89-90). (6) no lu modeldeki Π marisi, uzun dönem denge ve kısa dönem uyum kasayıları cinsinden ifade edildiğinde, ane eşbüünleşme vekörü için Π marisinin uzun ve kısa dönem kasayı marisleri (7) no lu biçimde göserilebilir. α x α ' 2 x2 Π x = αβ x = ( β β2 β3 β4 ) (7) α 3 x 3 α4 x4 Model içinde birden fazla eşbüünleşme vekörü varololabileceği için, Π marisinin rankını belirleyerek eşbüünleşme vekörlerinin oraya çıkarılması gerekli olmakadır. Bu çerçevede, Johansen (988) arafından gelişirilen yönem Π marisinin isaisiksel olarak sıfırdan farklı olan köklerinin belirlenmesine dayanmakadır (Bozoklu, 2005:86). n ^ λrace() r = T ( λi ) (8) i= r+ (8) no lu ifade iz (race) isaisiği olarak isimlendirilir ve boş hipoezi eşbüünleşim vekörünün r kadar ya da r den küçük olmasıdır. Alernaif hipoezi ise boş hipoezden büyük bir rank sayısıdır. r Π marisinin rankını, ^ λi marisin ahmin edilen özdeğerlerini (karakerisik kökler), T ise gözlem sayısını ifade emekedir (Brooks, 2002: 405). Tablo IV: Johansen Eş-büünleşim Tesi Sonuçları Sıfır Hipoezi Alernaif Hipoez Öz değerler Trace İsaisiği 0,05 Kriik Değer r = 0 r > 0 0,39 75,9 47,85 4 r r > 0,7 28,33 29,79 4 r 2 r > 2 0,07,28 5,49 4 Tablo 4 de görüleceği üzere Johansen (988) arafından gelişirilen yöneme göre değişkenler arasında bir uzun dönemli ilişki (bir eşbüünleşme vekörü) espi edilmiş, dolayısıyla eşbüünleşme ilişkisi VAR sisemine eklenmiş ve buradan da VEC modeli elde edilerek model ahmin edilmişir. Eşbüünleşme ilişkisine göre normalleşirilmiş sanayi üreimi endeksinin ihraca, ihala ve reel döviz kuru ile olan uzun dönemli ilişkisi 26 (no) lu ifadede verilmişir. Model ahmin sonuçlarına göre, uzun dönemde ahmin edilen üm kasayılar eorik bekleni ile uyumludur. AIC

11 Yöneim ve Ekonomi 20/ (203) -4 Δ lsan = 3,97 + lsan( ) + 2, 75 lihde( ) 2,93 lihde( ) 0, 05 lrkur ( ) (26) -isaisiği: [6,52] [-8,3] [-0,33] VEC modelli sonuçları uzun vadede, ihracaaki arışın sanayi üreimini olumlu yönde ekileyeceğini oraya koymakadır. Buna göre, ihracaın armasının uzun vadede sanayi üreimini desekleyici bir unsur olarak ikisadi büyümeyi ve isihdamı olumlu yönde ekileyeceğini söylemek yanlış olmayacakır. Bu durum İHDB hipoezinin doğrulandığını oraya koymakadır. Bu nokada, Türk sanayi sekörünün yapısına uygun mikro ve makro ölçekli poliikaların uygulanmasının yanı sıra reel döviz kurunun seviyesi de sürdürülebilir kalkınma açısından önem aşıyacakır. Model bulgularına göre, TCMB arafından hesaplanan reel döviz kurunun yükselmesi yani TL nin değer kazanması, uzun vadede sanayi üreimini eşvik edici bir unsur olmayacak ve haa sanayinin rekabe gücünü olumsuz ekileyen bir unsur halini alabilecekir. Ancak, kasayının isaisiksel olarak anlamsız bulunması TCMB arafından hesaplanan reel döviz kuru endeksinin sanayi üreimi üzerindeki ekileri ölçmeke yeersiz olduğunu da oraya koymakadır. Türk sanayi önemli ölçüde ara ve sermaye malı ihalaına bağlıdır. Dolayısıyla, Türkiye de ihalaın sanayi üreimini önemli yönde ekileme poansiyeli mevcuur. VEC modeli bulguları ihala arışından uzun vadede sanayi sekörünün olumsuz ekileneceğini oraya koymakadır. Buna göre, ihalaın arışı sonucunda uzun vadede sanayi sekörünün hacminin daralacağı, yur içi alebin daha çok ihal malları ile karşılanacağı söylenebilir. Bu durum İTDB hipoezinin geçerli olmadığını oraya koymakadır. VEC modellerinde haa düzelme kasayısının negaif ve isaisiksel açıdan anlamlı olması durumunda değişkenler uzun dönem denge değerine doğru yönelecek, denge durumundan kısa dönemli sapmalar ise düzelilecekir. VEC modeli ahmini sonucunda, sanayi üreimi denklemine ai haa düzelme kasayısı (-0,32) nın -isaisiği -,77 olarak bulunmuşur. Haa düzelme kasayısının hem negaif hem de %0 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlı bulunması kısa dönemli dengesizliklerden dengeye doğru yönelme olduğunu oraya koymakadır. Böylelikle, ihraca, ihala ve reel döviz kuru nun neden olduğu sanayi üreimindeki belirsizliğin oradan kalkacağına ve ihraca, ihala ve reel döviz kurunun sanayi üreiminde değişmeye neden olacağına işare edilmişir. SONUÇ Türkiye ekonomisi, 24 Ocak 980 kararları ile birlike yapısal değişim süreci içerisinde girmişir. Ekonomik liberalizasyon ilkesi doğrulusunda, 980 yılına kadar uygulanan ihal ikameci sanayileşme sraejisi erk edilerek bunun yerini dışa açık büyüme sraejisi almış ve ihracaa yönelik sekörler eşvik edilmişir. Ancak, bu süreçe sanayi üreiminin önemli ölçüde sermaye ve ara malı ihalaına bağlı olması ihracaın önemli ölçüde ihalaa bağlı olması sonucunu da beraberinde geirmişir. Dolayısıyla, sanayi üreimi, ihraca ve ihala arasındaki ilişkilerin bu makroekonomik değişkenler arasındaki karşılıklı ilişkileri dikkae alan zaman serisi meoları ile irdelenmesi zorunlu hale gelmişir.

12 2 B. Özcan & O. Özçelebi / İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezi Türkiye İçin Geçerli Mi? Bu çalışmada, ihraca ve ihalaın sanayi üreimi ve dolayısıyla da ikisadi büyüme üzerindeki uzun vadeli ekileri VEC model çerçevesinde incelenmişir. Model sonuçları, Türkiye nin ihracaındaki arışın ikisadi büyümeye ivme kazandıran bir unsur olacağını oraya koymakadır. Başka bir ifadeyle İHDB hipoezi doğrulanmışır. Dolayısıyla, makro ekonomik isikrarın sağlanmasında ve sürdürülmesinde ihracaa arış meydana geirecek ikisa poliikalarının uygulanmasının önemli olduğu söylenebilir. Sanayi sekörünün önemli ölçüde ara ve sermaye malı ihalaına bağlı olması nedeniyle kısa vadede ihalaaki arış büyümenin dinamiği olabilse de çalışmada elde edilen eşbüünleşme ilişkisi ihalaaki arışın uzun vadede sanayi üreimini olumsuz ekilediğine işare emekedir. Bu durum, İTDB hipoezinin doğrulanmadığını oraya koymakadır. Bu nedenle, dış icare açığını azalmaya yönelik icari poliikaların kararlılıkla uygulanması isikrarlı büyüme oranları elde edebilmek için önem aşımakadır. Çalışmada ayrıca, Türkiye nin rekabe gücündeki değişikliklerin üreim kararları üzerindeki olası ekileri TCMB arafından hesap edilen üreici fiyaları bazlı reel döviz kurunun modele dâhil edilmesiyle incelenmişir. Reel döviz kuru endeksinin kasayısı isaisiksel olarak anlamsız bulunsa da, eşbüünleşme denklemi Türk lirasının değer kazanmasının sanayi üreimini olumsuz ekileyebileceğine işare emekedir. Bu çerçevede, TCMB nin fiya isikrarı amacı doğrulusunda uyguladığı poliikalar Türk Lirasına değer kazandırabilecek ve dolayısıyla yuriçi alebin daha çok ihal malları ile karşılanmasına yol açabilecekir. Kama değeri yüksek mal ve hizme ihracaı arırılmadıkça cari açığın finansmanını kolaylaşırmak için uygulayacağı yüksek faiz-düşük kur poliikası nın uzun vadede Türk sanayinin gelişimini sekeye uğramakan öeye gidemeyeceği açıkır. KAYNAKÇA ABUAL-FOUL, Bassam (2004), Tesing he expor-led growh hypohesis: evidence from Jordan, Applied Economics Leers, :6, ADJAYE, John Asafu ve Debasish CHAKRABORTY (999), Expor-led Growh and Impor Compression: Furher Time Series Evidence From LDCs, Ausralian Economic Papers, 38(2), AFXENTIOU, Panos ve Aposolos SERLETIS (2000), Oupu Growh and Variabiliy of Expor and Impor Growh: Inernaional Evidence from Granger Causaliy Tess, The Developing Economies, XXXVIII-2, ASTERIOU, Dimirios. & Sephen G. HALL (2007). Applied Economerics A Modern Approach using E-Views and Microfi, Palgrave MacMillan. AWOKUSE, Tius O. (2003), Is he expor-led growh hypohesis valid for Canada?, Canadian Journal of Economics, 36(), AWOKUSE, Tius O. (2008), Trade Openness and Economic Growh: Is Growh Expor-Led or impor-led?, Applied Economics, 40,6 73. BAHMANI-OSKOOE, M. ve I. DOMAC (995), Expor growh and economic growh in Turkey: evidence from coinegraion analysis, METU Sudies in Developmen, 22, BALASSA, Bela (978), Expors and economic growh: Furher evidence, Journal of Developmen Economics, 5, BALASSA, Bela (985), Expors, policy choices, and economic growh in developing counries afer he 973 oil shock, Journal of Developmen Economics 4(), BHAGWATI, Jagdish (978), Anaomy and Consequences of Exchange Conrol Regimes: Liberalizaion Aemps and Consequences. Cambridge, MA: Ballinger.

13 Yöneim ve Ekonomi 20/ (203) -4 BİLGİN, Ceva ve Ahme ŞAHBAZ (2009), Türkiye de Büyüme ve İhraca Arasındaki Nedensellik İlişkileri, Gazianep Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi 8(): BROOKS, Chris (2008), Inroducory Economerics for Finance, Cambridge Universiy Press. BOZOKLU, Şeref (2005), Banka Kredisi Akarım Mekanizması: VAR Yaklaşımı, Basılmamış Yüksek Lisans Tezi, İsanbul Üniversiesi CHAUDHARY, Muhammad A., SHIRAZI, Nasim S. ve Munir A.S. CHOUDHARY (2007), Trade Policy And Economic Growh In Bangladesh: A Revisi, Pakisan Economic and Social Review, 45(), -26. CHOW, Peer C.Y. (987), Causaliy beween expor growh and indusrial developmen: empirical evidence from newly indusrialized counries, Journal of Developmen Economics, 28, CHENERY, Hollis B. (96), Comparaive Advanage and Developmen Policy, American Economic Review, 5(), 8-5. DAWSON, Philip J. (2006), The expor income relaionship and rade liberalisaion in Bangladesh Journal of Policy Modeling, 28, DEMİRHAN, Erdal (2005), Büyüme Ve İhraca Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği, Ankara Üniversiesi Sbf Dergisi, 60 (4), ENDERS, Waler (2004), Applied Economeric Time Series, John Wiley Sons ERDOĞAN, Savaş (2006), Türkiye nin İhraca Yapısındaki Değişme Ve Büyüme İlişkisi: Koenegrasyon Ve Nedensellik Tesi Uygulaması, Selçuk Üniversiesi Karaman İİBF Dergisi, Sayı 0, Yıl 9, FEDER, Gershon (983), On expors and economic growh, Journal of Developmen Economics, 2(- 2), GERNİ Ceva, EMSAN, Ö. Selçuk ve M. Kemal DEĞER (2008), İhalaa Dayalı İhraca ve Ekonomik Büyüme: Türkiye Deneyimi, 2. Ulusal İkisa Kongresi, DEÜ, İzmir. GUJARATI Damodar N. (999), Temel Ekonomeri, Lieraür Yayıncılık. HALICIOGLU, Ferda (2007), A Mulivariae Causaliy Analysis of Expor and Growh for Turkey, EERI Research Paper Series, No 5/2007. HATEMI-J, Abdulnasser (2002), Expor performance and economic growh nexus in Japan: a boosrap approach, Japan and he World Economy, 4(), HENRIQUES, I. ve P. SADORSKY (996), Expor-led growh or growh driven expors? The Canadian case, Canadian Journal of Economics, 3, HERRERIAS, María J. ve Vicene ORTS (200), Is he Expor-led Growh Hypohesis Enough o Accoun for China s Growh?, China & World Economy,, 8(4), İSPİR, M. Serdar, AÇIKGÖZ E. Bernur ve Mine YILMAZER (2009), Türkiye nin Büyüme Dinamiğinde İhraca Mı İhala Mı Daha Ekin? Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 24(), JIN, Jang C. (2000), Openness and growh: an inerpreaion of empirical evidence from Eas Asian counries, The Journal of Inernaional Trade & Economic Developmen: An Inernaional and Comparaive Review, 9(), 5-7. JOHANSEN, Soren (988), Saisical Analysis of Coinegraing Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, 2(2-3) pp KARAGÖL, Erdal ve Alpaslan SEREL (2005), Türkiye de İhraca ve GSMH Arasındaki İlişkinin Koinegrasyon Yönemiyle İncelenmesi, İ.Ü.İkisa Fakülesi Sosyal Siyase Konferansları Dergisi, Cil:50, KARIM, Nesarul (2005), Expor and Indusrial Developmen in Bangladesh: An Economeric Invesigaion for Two Way Causaion, Pakisan Journal of Social Sciences, 3 (), KOTIL, Erdoğan ve Faih KONUR (200), The relaionship beween growh and foreign rade inturkey: a Granger causaliy approach ( ), Middle Easern Finance and Economics, (6), KRUEGER, Anne O. (978), Foreign Trade Regimes and Economic Develeopmen: Liberalizaion Aemps and Consequences, Naional Bureau of Economic Research, New York. 3

14 B. Özcan & O. Özçelebi / İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezi Türkiye İçin Geçerli Mi? LAWRENCE, Rober Z. ve David E. WEINSTEIN (999), Trade and growh: impor-led or expor-led? Evidence from Japan and Korea, NBER Working Paper No LORDE, Troy (20), Expor-led Growh: A Case Sudy of Mexico, Inernaional Journal of Business, Humaniies and Technology, (), MACKINNON, James G. (996), Numerical Disribuion Funcions for Uni Roo and Coinegraion Tess,Journal of Applied Economerics, (6), MAH, Jai S. (2005), Expor expansion, economic growh and causaliy in China, Applied Economics Leers, 2:2, MAMUN, K. A. Al ve Hiranya K. NATH (2005), Expor-led growh in Bangladesh: a ime series analysis, Applied Economics Leers, 2, MARIN, Dalia (992), Is he Expor-Led Growh Hypohesis Valid for Indusrialized Counries?, The Review of Economics and Saisics, 74(4), MOOSA, Imad A. (999), Is he expor-led growh hypohesis valid for Ausralia?, Applied Economics, 3(7), OLGUN, Hasan (979), 979 Yılında Türk Ekonomisinde Ana Gelişmeler ODTÜ Gelişme Dergisi, 6 (22-23), PANTULA, Sasry G. (989), Tesing For Uni Roos in Time Series Daa, Economeric Theory, 5(2), RAM, Rai. (985), Expors and economic growh: some addiional evidence, Economic Developmen and Culural Change, 33(2), REPPAS, Panayiois A. ve Dimiris K. CHRISTOPOULOS (2005), The expor-oupu growh nexus: Evidence from African and Asian counries, Journal of Policy Modeling, 27, SATO, Sumie ve Moosugu FUKUSHIGE (2007), The End of Impor-Led Growh? Norh Korean Evidence, COE 2s Cenury Cener of Excellence Program: Behavioral Macrodynamics based on Surveys and Experimens, Discussion Paper No.223 SHAN, Jordan ve TIAN Gary G. (998), Causaliy Beween Expors and Economic Growh: The Empirical Evidence from Shanghai, Ausralian Economic Papers, 37(2), SMITH, Emilio J. (200), Is The Expor-Led Growh Hypohesis Valid For Developing Counries? A Case Sudy of Cosa Rica, Unied Naions Conference on Trade and Developmen, Policy Issues In Inernaional Trade and Commodiies Sudy Series No. 7, Unied Naion Publicaion, New York and Genevo. ŞİMŞEK, Muammer (2003), İhracaa Dayalı Büyüme Hipoezinin Türkiye Ekonomisi Verileri ile Analizi, , D.E.Ü. İ.İ.B.F. Dergisi, 8(2), TAŞTAN, Hüseyin (200), Türkiye de İhraca, İhala Ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Nedensellik İlişkilerinin Spekral Analizi, Ekonomi Bilimleri Dergisi 2(), 200, TUNCER, İsmail (2002), Türkiye de İhraca, İhala Ve Büyüme: Toda-Yamamoo Yönemiyle Granger Nedensellik Analizleri ( ), Çukurova Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 9(9), UDDIN, M. Gazi Salah ve Abdullah M. NOMAN (2009), Causaliy beween Indusrial Producion and Expors in Bangladesh, 2nd Inernaional Conference (GBMF) on World Financial Crisis and Global Business Challenges, Senae Bhaban, Universiy of Dhaka, Dhaka. LUTKEPOHL, Helmu (2007), Univariae Time Series Analysis. In Lükepohl, Helmu and Markus KRATZIG, (Eds.), Applied Time Series Economerics (pp. 8-84). New York: Cambridge Universiy Press. ULLAH, Sami, ZAMAN, B., FAROOQ, M. ve A. JAVID, Coinegraion and Causaliy beween Expors and Economic Growh in Pakisan, European Journal of Social Sciences, 0(2), YİĞİDİM, Aslan ve Nezir KÖSE (997), İhraca ve Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişki, İhalaın Rolü: Türkiye Örneği ( ), Ekonomik Yaklaşım Dergisi, 8 (26),