İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırımlar ve İşsizlik: Türkiye Örneği*

Transkript

1 Volue 4 Nuber pp ISSN: İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği* İset Göçera Mehet Mercanb Osan Pekerc Özet: 2008 küresel ekonoik krizinin de etkisiyle hızla artan işsizlik oranları, pek çok ülkede, en öneli akroekonoik sorunlardan biridir. Bu sorun, iç talepte darala ve ekonoik büyüede yavaşlaayı da beraberinde getirektedir. Çözü bulunadığı takdirde, uzun süren yüksek işsizlik oranlarının, öneli sosyal ve ekonoik aliyetleri olabilektedir. Bu sorunu çözebilek için ülkeler, farklı polikalar geliştireye ve uygulaaya çalışaktadırlar. İhracat ve doğrudan yabancı yatırılar, işsizliğin azaltılasında öneli birer çözü aracı olabilir. Bu çalışada, Türkiye de ihracat ve doğrudan yabancı yatırıların işsizlik üzerindeki etkisi, 2000:Q1-2011:Q1 dönei verileri kullanılarak, sınır testi yaklaşııyla, üç farklı odelle analiz ediliştir. Analiz sonucunda, serilerin eş-bütünleşe ilişkisi içinde olduğu görülüştür. Elde edilen apirik bulgulara göre, uzun dönede, ihracat ve doğrudan yabancı yatırılar, işsizliği azaltıcı etkiye sahiptir ve ihracatın etkisi daha yüksektir. Kısa döne analizinde, odellerin hata düzelte terileri çalışakta, yani seriler arasında kısa dönede eydana gelen sapalar, uzun dönede ortadan kalkaktadır. Anahtar Sözcükler: İşsizlik, İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar, Türkiye JEL Sınıflandırası: E24, F16, F21, F23 Export, Foreign Direct Investent and Uneployent: The Case of Turkey Abstract: Uneployent rates, also swiftly rising by the effect of 2008 crisis, are one of the ost iportant acro-econoic probles in ost of the countries. This proble brings about doestic deand constriction and slowdown in econoic growth. Unless a solution is found, longlasting high uneployent rates ay result in soe significant social and econoic costs. In order to solve this proble, states try to develop and apply different policies. Exports and foreign direct investents ay be iportant solution instruents to decline uneployent. In this study, the effect of export and foreign direct investents on uneployent was analysed by boundary test approach wh three different odels by using the data of the period 2000:Q1-2011:Q1. As a result of the analysis, was seen that series are in co-integrated relationship. According to the epirical evidences, in long ter, export and foreign direct investents have a declining effect on uneployent and the influence of export is higher. In short ter analysis, error correction ters of the odels was found statistically significant and negative, that is, the deviation in short ter aong the series disappears in long ter. Keywords: Eployent, Exportation, Foreign Direct Investent, Turkey JEL Classification: E24, F16, F21, F23 * Bu çalışa, Haziran 2011 tarihleri arasında Anadolu Üniversesi tarafından Eskişehir de düzenlenen Anadolu Uluslararası İktisat Kongresi: EconAnadolu 2011 de, aynı isile sunuluş olan çalışanın, yeniden düzenleniş ve geliştiriliş şeklidir. a b c PhD., Adnan Menderes Universy, Faculty of Econoics and Adinistrative Sciences, Departent of Econoics, Aydin, Turkiye, igocer@adu.edu.tr PhD., Hakkari Universy, Faculty of Econoics and Adinistrative Sciences, Departent of Econoics, Hakkari, Turkiye, ercan48@gail.co Assoc. Prof., Adnan Menderes Universy, Faculty of Econoics and Adinistrative Sciences, Departent of Econoics, Aydin, Turkiye, opeker@adu.edu.tr

2 İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği 1. Giriş Ülke ekonoileri açısından doğrudan yabancı yatırılar (DYY) ve ihracat artışının pek çok faydası olduğu kabul edilektedir. Birleşiş Milletlerin dünya yatırı raporunda, DYY nin etkileri; ali kaynakların ve yatırıların arttırılası, teknolojik gelişenin sağlanası, ihracat olanaklarının artırılası, istihda oluştura ve iş gücü becerisinin geliştirilesi olarak ifade edilektedir (WIR, 1998). İktisat yazınınında; DYY ile teknoloji transferinin artacağı, sanayi sektöründe verililik ve rekabet artışı sağlanacağı, bunların yüksek kaleli ürünlerin üreti aliyetini düşürerek üreti düzeyini uyaracağı, hizet ve bilgi paylaşıının kolaylaşacağı, bu sürecin ihracat perforansını arttıracağını ve bütün bunların istihdaı olulu yönde etkileyeceğini ifade edilektedir (Sun 1996; Barrell ve Pain, 1997; Sun,1998; Jayaraan, 1998; Borensztein vd., 1998; Javorcik, 2004). Ayrıca DYY nin, ihracata dönük sanayileşe stratejisi izleyen ülkelerin ekonoik büyüelerine daha fazla katkı sağlayacağı ifade edilektedir (Balasubraanyan vd., 1996). İhracatın da ülkede üreti ölçeğini büyüteceği, dış dünya ile olan rekabeti ve kaleli üretii arttıracağı, bütün bunların ülkede verililiği ve karlılığı arttırıp, istihda hacinin genişleesine katkı sağlayacağı kabul edilektedir (Sh, 1776; Lewis, 1954; Chabers ve Gordon, 1966). Bu bağlada, vent for surplus 1 (artık-kapağı) teorisine göre, açık bir ekonoide, uluslararası ticaret ve DYY, yeni yatırı ve pazar olanaklarını büyüterek; atıl üreti faktörlerinin harekete geçirilesini ve istihdaın artasını sağlayacaktır. DYY ve ihracatın, istihda ve toplusal refah artışına etki süreci, Grafik 1 de yer alaktadır. 2 Grafik 1: İhracat ve DYY ile İstihda Artışı Grafik 1 de başlangıçta, ülkenin üreti olanakları eğrisi aa, bütçe veya ödeeler bilançosu doğrusu B1, toplusal fayda düzeyi U1 iken, üreti A noktasında gerçekleşekte ve ülkede yerleşik kişilerin tüketii D noktasında dengeye gelektedir. Ekonoi bu düzeydeyken, ülkeye DYY girişi olduğu ve gelen yatırıların seraye yoğun üreti yapacağı varsayılsın. Bu duruda Rybczynski teoreine 3 göre; seraye yoğun alların üretii ve ihracatı artarken, eek yoğun alların üretii, (eğer eek arzı değişez ve eeğin ta istihdaı söz konusu olursa) azalır. Bu duruda, üreti olanakları eğrisi bb konuuna gelir 104

3 I. Gocer - M. Mercan - O. Peker ve üreti B noktasında yapılaya başlanır. Grafik 1 den de görüleceği üzere, Y alı üretii artasına karşın, X alı üretii ve dolayısıyla eek istihdaı azalıştır. Üreti utlak anada arttığı için, topluun fayda düzeyi U2 ye yükseliştir. DYY girişiyle ortaya çıkan eek arzı fazlası, reel ücretlerin düşesine neden olur. Bu kez yerli ve yabancı firalar, bu ucuz işgücünü istihda ederek, ihracata yönelik üreti yapaya yönelirler. İstihda ve ücretlerin artışını takip eden bu süreçte, üreti olanakları eğrisi, cc konuuna, üreti C noktasına, ülkede yerleşik kişilerin tüketii F noktasına ve toplusal fayda düzeyi de U3 seviyesine yükselir. Böylece, DYY ve ihracat, ülkede istihda ve refah artışına ikân sağlaış olur. Bu bağlada, bu çalışanın aacı; Türkiye de DYY, ihracat ve işsizlik arasındaki ilişkinin, sınır testi yaklaşııyla araştırılasıdır. Çalışada, DYY ve ihracatın işsizlik üzerindeki etkileri, Türkiye de güçlü ekonoiye geçiş prograının uygulandığı 2000 yılı sonrası dönei verileri kullanılarak, üç farklı odelle analiz edilektedir. Bu yönüyle diğer çalışalardan ayrılakta ve leratüre bir katkı sağlayacağı düşünülektedir. Çalışa topla beş bölüden ve sonuç ve değerlendire kısından oluşaktadır. Birinci bölüde teorik çerçeve veriliş, ikinci bölüde ekonoetrik odele uygun ateatik çözülee yapılıştır. Üçünü bölüde leratür taraası yapılış, dördüncü bölüde ise, Türkiye de DYY, ihracat ve işsizlik arasındaki ilişki, tablo ve grafiklerle inceleniştir. Beşinci bölüde, apirik analize yer veriliş, sonuç ve değerlendire bölüüyle çalışa taalanıştır. 2. Mateatiksel Çözülee İhracat ve DYY nin istihda üzerindeki etkisini inceleek için, Milner ve Wright (1998) ile Greenaway vd. (1999) tarafından kullanılan yaklaşı takip ediliştir. Modele, Cobb- Douglas üreti fonksiyonu ile başlanaktadır. Y A K L (1) Burada, i ; bölgeyi, t; zaanı, Y ; reel çıktıyı, A; teknolojik gelişeyi, K ; seraye stokunu, L; işgücü girdisini, α ve β faktör paylaşı katsayılarını, ƴ da üreti sürecinde etkinliğin (verililiğin) büyüesini ifade etektedir. Kârını aksiize etek isteyen fira, serayenin arjinal getirisi, seraye kullanı aliyetine (r) eş oluncaya kadar, seraye; işgücünün arjinal getirisi, ücrete (w) eş oluncaya kadar da eek istihda eder. Bunun için denkle (1) in K ve L ye göre türevi alınıp, r ve w ye eşlendiğinde; Y K A K L r 1 (2) Denkle (2), daha açık ifade edilirse; Y L 1 A K L w (3) şeklinde yazılabilir. Denkle (3) ten K çekilip; 1 A K K L r (4) 105

4 Elde edilen İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği K değeri, denkle (4) de yerine yazılırsa; K w A L 1 (5) A w K L r 1 (6) 1 A L elde edilir. Bu eşlikte K yalnız bırakılırsa; K L w * (7) r bulunur. Bu değer (1) nolu denklede yerine yazıldığında; L w Y A * L (8) r ifadesine ulaşılır. Eşliğin her iki tarafının logarası alınarak, işgücü talebi yalnız bırakıldığında; L w LnY LnA Ln * LnL (9) r w LnY LnA Ln LnL Ln LnL r w LnY LnA Ln LnL Ln LnL r w LnY LnA Ln Ln ( ) LnL (12) r sonucuna ulaşılır. Milner-Wright-Greenaway odeli, DYY ve ihracatın istihdaa etkisini gösterecek şekilde genişletilebilir. Bunun için odele teknolojik gelişe paraetresini eklenecektir. İhracat ve DYY ile teknoloji transferi gerçekleşir ve üreti süreci etkinlik kazanır. Böylece, ülkenin dış ticarette rekabet gücü artar. Bu yüzden teknolojik gelişe paraetresinin (A) zaanla aşağıdaki gibi değişeceği varsayılabilir; (10) (11) A e X DYY 0 1 2,, 0 (13) Bu eşliğin her iki tarafının logarası alındığında; LnA 0 1LnX 2 LnDYY (14) 106

5 I. Gocer - M. Mercan - O. Peker teknololoji paraetresi ihracata ve DYY ye bağlı yazılabilir. Bu ifade, (12) nolu işgücü talep denkleinde yerine yazıldığında; w LnY ( 0 1LnX 2LnDYY ) Ln Ln ( ) LnL (15) r ve buradan LnL yalnız bırakılırdığında; w LnL Ln Ln LnY LnX LnDYY r /( ) (16) denkleine ulaşılır. Burada; w 0 0 Ln Ln LnY / ( ); r 1 ve alınırsa, işgücü talep denklei ihracata ve DYY ye bağlı olarak Denkle 17 deki gibi yazılabilir. LnL 0 1LnX 2 LnDYY (17) 3. Leratür Özeti Leratürde; DYY, ihracat ve istihda arasındaki ilişkiyi araştıran apirik çalışalar, DYY nin istihdaı ve ihracatı olulu yönde etkilediğini belirtse de, bu değişkenler arasında ilişki oladığını ifade eden çalışalarda vardır. Sachs ve Shatz (1994), ABD nin gelişekte olan ülkelerle olan dış ticaretinin, ilgili ülkelerde, vasıfsız işçilerin çalıştığı sektörlerde istihda azalasına, vasıflı işçilerin çalıştığı sektörlerde ise istihda artışına yol açtığı sonucuna ulaşıştır. Milner ve Wright (1998), gelişekte olan ülkelerde ihracatın istihdaa olan etkisini, dinaik panel veri yönteiyle inceleiş ve uzun dönede, ihracatın istihdaı artırdığı bulgusunu elde etiştir. Andersen ve Hainaut (1998), OECD ülkeleri için, DYY ile istihda arasındaki ilişkiyi, panel regresyon yöntei ile kaynak ülke açısından inceleiş ve DYY nin istihdaı arttırdığına ilişkin bulgular elde etiştir. Hunya ve Geishecker (2005), AB ye üye olan Doğu Avrupa Ülkeleri nde DYY nin nelikli işgücünde daha fazla istihda artırıcı etkisi olduğunu tesp etiştir. Jayaraan ve Singh (2007), Fiji ekonoisinde, DYY ile istihda arasındaki uzun döne ilişkisini inceleiş ve DYY nin istihdaı olulu yönde etkilediği bulgusuna rastlaıştır. Kiyota (2010), Japon ekonoisinde, ihracat ile istihda arasındaki ilişkiyi, girdi-çıktı yaklaşııyla analiz etiş ve ialat sektöründeki istihdaın, yaklaşık yüzde otuzunun ihracat sayesinde olduğuna ilişkin kanıtlar elde etiştir. Türkiye için yapılan çalışalarda ise şu sonuçlara ulaşılıştır: Erlat (2000), Türkiye ekonoisinde, ihracata dayalı büyüe stratejisine geçildiği 1980 yılından sonra, dış ticaretin, istihdaı etkilediğine işaret etiştir. Sunal ve Aykaç (2005), Türk ialat sanayinde istihda, kapase kullanı oranları ve ihracat arasındaki ilişkiyi, panel eş-bütünleşe yönteiyle analiz etiş ve uzun dönede seriler arasında bir ilişki oladığı sonucuna ulaşıştır. Karagöz (2007), Türkiye de DYY ile istihda arasında anlalı bir ilişki bulunadığı sonucunu elde etiştir. Vergil ve Ayaş (2009), Türkiye de DYY nin istihda üzerindeki etkisini dört sektör bazında, panel eş-bütünleşe yönteiyle analiz etiştir. Türkiye ye son dönede gelen 107

6 İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği DYY nin, çoğunlukla şirket evliliği ve şirket satın alıı biçiinde olasından dolayı, istihdaın DYY den olusuz etkilendiği sonucuna ulaşıştır. Aktar ve Öztürk (2009), Türkiye de DYY nin istihdaı arttırada herhangi bir katkısının oladığı bulgusuna ulaşıştır. Kalkan ve Başdaş, (2009), küresel ekonoiye entegre oluş, ihracat odaklı ülkelerin veya illerin, ihracatlarını gerçekleştirdikleri ülkelerde eydana gelen ekonoik krizlerden çok etkilendiğini, bunun da istihda kayıplarına neden olduğunu belirtiştir. Hisarcıklılar vd. (2009) çalışasında, DYY nin istihda üzerindeki etkisini dönei verileriyle, düşük, orta ve yüksek teknolojili endüstri sınıflaası yaparak dinaik panel veri yönteiyle inceleiştir. Analiz sonucunda DYY nin istihda üzerinde negatif etkisi olduğu bulgusunu elde etiş, bunun sebebinin Türkiye ye gelen DYY nin şirket alıları ve birleşeler şeklinde olasından kaynaklanabileceğini belirtiştir. Ayrıca DYY nin düşük teknolojili endüstrilerden orta ve yüksek teknolojili endüstrilere kayasının da işgücü piyasasını olusuz etkileyeceğini ifade etiştir. Polat ve Uslu (2010), Türkiye ialat sanayinde dış ticaretle istihda arasındaki ilişkiyi incelediği çalışasında, uzun dönede dış ticaretin istihda üzerinde anlalı bir etkiye sahip oladığını, kısa dönede ise istihda üzerinde pozif ve anlalı bir etkiye sahip olduğunu görüştür sonrası döneini sınır testi yaklaşııyla araştıran Peker ve Göçer (2010) ise, DYY nin işsizlik üzerinde anlalı bir etkisinin oladığı bulgusunu elde etiştir. 4. Türkiye de DYY ve İhracatın İstihda ile İlişkisi Çalışanın bu bölüünde Türkiye ekonoisinde DYY ile ilgili bilgiler verilecek, yapılan yasal düzenleeler ve Türkiye ye gelen DYY türleri gözden geçirilecek ve yıllar ibariyle gelen DYY iktarları grafik yardııyla incelenecektir. Ayrıca ihracat ve işsizlik oranlarının yıllara göre değişii grafikler ve tablolar yardııyla anlatılacaktır Türkiye de DYY Türkiye de DYY nin ekonoi açısından öneli olduğu fikri, 1923 İzir İktisat Kongresi ne kadar dayanaktadır. Kongre nin açış konuşasında Atatürk, DYY nin faydalarına inandığını ifade etekte ve yabancı seraye sahiplerini Türkiye de yatırı yapaya davet etektedir yılında, 6224 sayılı Yabancı Seraye Kanun unu yürürlüğe koyan Türkiye, 1980 li yıllarda yeni ekonoik odelle birlikte uygulaaya başladığı liberalizasyon polikaları ve kabiyo evzuatı değişiklikleriyle, yabancı serayeyi ve serbest dış ticareti destekleiştir (DPT, 2000: 8). Bu destek, 1990 lı yıllarda dışa açıla polikaları, Avrupa Birliği (AB) üyelik çalışaları ve 1996 Gürük Birliği (GB) süreciyle daha da güçlendiriliştir yılında kabul edilen 4875 sayılı kanunla 4, DYY yeni bir çerçeveye oturtuluştur yılında AB adaylığının resiyet kazanasıyla birlikte Türkiye, yabancı yatırıcılar için, daha güvenilir bir ülke haline geliştir. Bütün bu gelişelere paralel olarak, Türkiye ye giren DYY iktarı hızla artaya başlaıştır yılında sadece 99 ilyon dolar olan DYY iktarı, 2007 yılında 22 ilyar doları aşıştır. Türkiye ye gelen DYY nin yıllar ibariyle dağılıı Grafik 2 de yer alaktadır. Grafik 2 incelendiğinde, Türkiye ye yönelik DYY nin 2000 yılına kadar bir ilyar doların altında kaldığı, 2001 deki canlananın, krizle birlikte kesintiye uğradığı görülektedir den ibaren, dünyadaki likide bollaşasına paralel olarak, hızlı bir şekilde artaya başlayan DYY, 2007 de 22 ilyar dolara ulaşıştır küresel ekonoik kriziyle birlikte azalaya başlayan DYY, 2011 de 15 ilyar doları aşıştır ve daha da artacağı yönünde, öneli dinaiklerin var olduğu düşünülektedir. 108

7 I. Gocer - M. Mercan - O. Peker DYY nin geliş biçiine göre, istihda üzerindeki etkileri de farklı olabilektedir. Mevcut bir firayı satın ala 5 veya serayesine ortak ola biçiinde gelen DYY, istihdaı çok fazla arttırazken, yeni fabrika vb. kura biçiinde gelen DYY nin istihdaı daha çok artıracağı öngörülebilir. Bu bağlada, Türkiye ye gelen DYY türleri Tablo 1 de veriliştir. Grafik 2: Doğrudan Yabancı Yatırıları (Milyar Dolar) Kaynak: TCMB-EVDS- Ödeeler Dengesi Analik Sunu;C-9 Tablo 1: Kuruluş Türlerine Göre Türkiye ye Gelen DYY li Şirket Sayısı Yıl Yeni İştirak Şube Topla /Mart Genel Topla Kaynak: Ekonoi Bakanlığı - Uluslararası Doğrudan Yatırı Verileri Bülteni-Mayıs Tablo 1 incelendiğinde, Türkiye ye gelen DYY nin ortalaa %80 inin yeni fira kuruluu şeklinde olduğu görülektedir. Bunun istihda açısından olulu neticelerinin olası beklenebilir Türkiye de İhracat 24 Ocak 1980 kararları ile Türkiye, hal ikaesine dayalı sanayileşe stratejisini terk ederek; ihracata dayalı bir sanayileşe polikası beniseiştir. Bunun sonucu olarak, ihracat hızla artaya başlaıştır. Türkiye de ihracatın gelişii, Grafik 3 te veriliştir. Buna göre, 1985 yılında 8 ilyar dolar olan ihracatın, 2008 de 132 ilyar dolara yükseldiği görülektedir. Küresel ekonoik krizin etkisiyle, 2009 da 102 Milyar dolara gerileyen ihracat, 2010 da tekrar yükseleye başlaış ve 2011 de 134,6 Milyar dolar ile en yüksek değerine ulaşıştır

8 İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği Grafik 3: İhracatın Yıllara Göre Değişii (Milyar Dolar) Kaynak: TCMB, EVDS- Dış Ticaret Geniş Ekonoik Kategorileri Sınıflaasına Göre Türkiye de İşsizlik Oranları İşsizlik, Türkiye nin her dönede en önde gelen ekonoik sorunları arasında yer alıştır ekonoik krizi sonrası genelde %10 civarında olan işsizlik oranları, 2008 küresel ekonoik krizinin de etkisiyle, Şubat 2009 da %16,1 e yükseliştir. Kriz döneinde işsizlik oranının daha fazla artasını önleek ve yeni istihda oluşturabilek için hüküet; işverenlerin SGK (Sosyal Güvenlik Kuruu) paylarında 5 puanlık indiri yapış, özel sektörde çalışanların sigorta prilerinin yarısını üstleniş, işçi çıkartaksızın yeni kişileri istihda edenlerin sigorta prilerini 6 ay süreyle kendisi ödeeyi taahhüt etiş, nelikli (esleki eği sertifikalı) ve yaş arası yeni istihdalarda, bu kişilerin sigorta prilerin 36 ay süreyle devlet tarafından ödeneceğini bildiriştir. Ayrıca, iç talebi canlandırak için özel tüketi vergilerinde öneli indirilere giştir. Alınan bu tedbirler sonucu Türkiye de işsizlik oranı, düşe eğiliine giriştir. İşsizlik oranları Grafik 4 te yer alaktadır. Grafik 4: Türkiye de İşsizlik Oranları (%) Kaynak: TUİK-İşgücü İstatistikleri Grafik 4 ten görülebileceği gibi, Türkiye de işsizlik oranları 2001 kriziyle birlikte %10 un üzerine çıkış, 2008 küresel ekonoik krizin etkisiyle %14 e yükseliş, 2011 sonunda tekrar %10 un altına iniştir. 110

9 I. Gocer - M. Mercan - O. Peker 5. Analiz 5.1. Veri Seti ve Yönte 2000:Q1 2011:Q1 döneini kapsayan bu çalışada, topla üç değişken kullanılıştır. Değişkenler için kullanılan harf sebollerinde, U; işsizlik oranını (%), DYY; net doğrudan yabancı yatırı girişlerini (Milyon $), X; ihracatı (Milyon $) gösterektedir. Bütün değişkenleri aynı düzeye getirek için doğrudan yabancı yatırı ve ihracat değişkenlerinin de yüzde değişileri alınarak analizde kullanılıştır. DYY ve X değişkenleri, Türkiye Cuhuriyet Merkez Bankası web sayfasından ( U değişkeni ise, Türkiye İstatistik Kuruu web sayfasından ( tein ediliştir. Bu çalışada, değişkenler arası ilişkiyi araştırak aacıyla, Pesaran vd. (2001) tarafından geliştirilen sınır testi yaklaşıı kullanılıştır. Bu yaklaşı Engle-Granger (1987), Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) tarafından geliştirilen eş-bütünleşe yönteleriyle karşılaştırıldığında, daha kullanışlı olduğu kabul edilektedir. Söz konusu yöntelerde analize dâhil edilen bütün serilerin, düzeyde biri kökünün olası ve birinci farkı alındığında, durağan hale geleleri gerekektedir. Dolayısıyla serilerden biri ya da bir kısı düzeyde durağan ise eş-bütünleşe ilişkisi araştırılaaaktadır. Oysa sınır testi yaklaşıında böyle bir kısıtlaa yoktur. Serilerin durağanlık düzeyleri farklı olsa da, eşbütünleşe ilişkisinin varlığı test edilebilektedir. Sınır testi yaklaşıının diğer bir avantajı ise düşük sayıda gözle içeren verilerle de odel tahinin ükün olasıdır (Narayan ve Narayan, 2004). Bu çalışada, bir teel odel (U=f(X, DYY)), ve iki alt odel (U=f(X) ve U=f(DYY)) olak üzere, üç farklı odel tahin edilecektir Biri-Kök Testi Bir zaan serisinin durağan olabilesi için ortalaası ile varyansının zaan içinde değişeesi ve iki döne arasındaki kovaryansının, bu kovaryansın hesaplandığı dönee değil, sadece iki döne arasındaki uzaklığa bağlı olası gerekektedir (Gujarati, 1999: 713). Durağan olayan zaan serileriyle tahin edilen odellerde, sahte regresyon sorunuyla karşılaşılası nedeniyle (Granger ve Newbold, 1974), elde edilen sonuçlar gerçek ilişkiyi yansıtaz. Böyle bir duruda t ve F testleri, geçerliliğini kaybeder (Gujarati, 1999: 725, 726). Serilerin durağanlık dereceleri, önce genişletiliş Dickey Fuller (Augented Dickey Fuller: ADF) testiyle araştırılıştır. Dickey-Fuller (DF) testi, üç regresyon denkleine dayalı olarak yapılaktadır: Yalın hali: Sab terili hali: Sab terili ve trendli hali: Yt Yt 1 ut (18) Yt 0Yt 1 ut (19) Yt 0 1 t Yt 1 ut (20) Bu testlerin sonucunda elde edilen DF istatistikleri, MacKinnon (1996) krik değerleriyle karşılaştırılarak; sıfır hipotezi (H 0 :ƴ=0), alternatif hipoteze karşı (H 1 :ƴ 0) test edilektedir. Sıfır hipotezi serinin durağan olaası duruunu, yani biri köke sahip olduğunu, alternatif hipotez ise serinin durağan olduğunu gösterektedir. Burada eğer hata terii u t içsel bağıntılı ise denkle (20) şu şekilde yeniden düzenlenektir: 111

10 İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği Y 0 1 t Yt 1 i Yt i ut (21) i 1 Burada, ; gecike uzunluğunu, Δ; fark operatörünü belirtektedir. Gecike sayısı, içsel bağıntısız odelin elde edilesine bağlıdır. Bu şekilde yapılan test, genişletiliş DickeyFuller (Augented Dickey Fuller: ADF) testi olarak bilinektedir. Yapılacak olan analiz, serilerin durağanlık derecesine duyarlı olduğu için, çalışa Phillips -Perron (1988) (PP) biri kök testiyle genişletiliştir. PP testi, özellikle trend içeren serilerde, ADF testinden daha güçlüdür (Perron, 1990). Bu testte MA (Moving Average: Hareketli Ortalaa) sürecinin kullanılaya başlanası, trend durağanlık kavraının testinin daha güçlü yapılasına ikân sağlaıştır (Peron, 1990). ADF testi, hata terilerinin istatistikî olarak bağısız olduklarını ve sab varyansa sahip olduklarını varsayaktadır. Phillips ve Perron (1988), hata terileri ile ilgili olan bu varsayıı genişletiş ve paraetrik olayan bir biri kök testi geliştiriştir. PP testi, yine Dickey-Fuller testindeki denkleleri kullanakta, ancak denkledeki, bir önceki terie a paraetrenin τ istatistiğinde, paraetrik olayan düzelte yaparak, ardışık içsel bağılılık sorununu çözektedir. ADF ve PP test sonuçları Tablo 2 de veriliştir. Tablo 2: ADF ve PP Biri Kök Test Sonuçları Değişkenler U ΔU DYY ΔDYY X ΔX ADF Testi PP Testi -2.80[5] -2.99[9] -2.67[7] [6] -1.68[2] -3.73[7] -3.71[6] [1] -2.40[4] [1] -2.56[1] -6.07[4] Krik Değerler % % Not: Δ sebolü, değişkenlerin birinci farkının alındığını belirtir. [ ] içindeki değerler; ADF testi için Akaike bilgi ölçütüne (Akaike Inforation Crerion: ) göre belirleniş optial gecike uzunluğunu, PP testinde Barlett kernel band genişliğini gösterektedir. Tablo 2 de U, PP testine göre düzeyde durağan, yani I(0), diğer seriler, birinci farkları alındığında durağan, yani I(1) dir. Bu duruda, diğer eş-bütünleşe testleri kullanılaazken, sınır testi yaklaşıı kullanılabilecektir Eş-Bütünleşe Testi Birçok akroekonoik değişkenin düzey değerleri durağan değildir. Eğer seriler arasında bir eş-bütünleşe ilişkisi varsa, yani seriler uzun dönede birlikte hareket ediyorsa, düzey değerleriyle yapılacak analizde sahte regresyon probleiyle karşılaşılayacaktır (Pesaran vd. 2001; Gujarati, 1999: 802). Ancak, uzun dönede birlikte hareket eden değişkenlerin dinaik davranışları, denge ilişkisinden bazı sapalar gösterebilir (Enders, 1996: 151). Bu, eş-bütünleşiş değişkenlerin teel bir özelliği olup, kısa döne dinaiği üzerinde belirleyici bir rol oynar. Bu süreçle ortaya çıkan dinaik odel, hata düzelte odeli olarak adlandırılır (Enders, 1995: 365). Sınır testi yaklaşıının uygulanası için önce, kısıtlanaış hata düzelte odelleri (unrestricted error correction odel: UECM) kuruluştur. Modellerin bu çalışaya uyarlanış biçileri şu şekildedir: 112

11 I. Gocer - M. Mercan - O. Peker Teel. Model: U t 0 i 1 i 0 i 0 1i U t i 2i X t i 3i DYYt i 4U t 1 5 X t 1 6 DYYt 1 1t Model 1: Model 2: i 1 i 0 i 1 i 0 U t 0 1i U t i 2i X t i 3U t 1 4 X t 1 2t (22) U t 0 1i U t i 2i DYYt i 3U t 1 4 DYYt 1 3t Burada, ; optiu gecike uzunluğunu, ; fark operatörünü, Ɛ; hata teriini, diğer harf kısaltalarıyla verilenler ise, değişken tanıındaki anlaları ifade etektedir. Bu çalışada optiu gecike uzunluğu, Kaas ve Joyce ye (1993) izlenerek, Akaike bilgi ölçütü yardııyla belirleniştir. Kaas ve Joyce ye göre, testin sağlıklı sonuçlar verebilesi için, optiu gecike uzunluğundaki odelin hata terileri arasında, ardışık bağılılık sorununun olaası gerekektedir. nin en küçük olduğu gecike uzunluğunda ardışık bağılılık sorunu çıktığında, bir büyük değerinin olduğu gecike uzunluğu, optiu gecike uzunluğu olarak alınır. Gecike uzunluğuna ilişkin test sonuçları, Tablo 3 te sunuluştur. Tablo 3: Sınır Testi İçin Gecike Uzunluğu Testi Teel odel Model Model Not: ; Lagrange-Multiplier ardışık bağılılık testi olasılık değerleridir. Maksiu gecike uzunluğunun sekiz alındığı tabloda, sınır testi için optiu gecike uzunluğunun; teel ve birinci odelde sekiz, ikinci odelde beş olduğu tesp ediliş ve bu gecike uzunluklarında, ardışık bağılılık sorununun oladığı gözleleniştir. Gecike uzunluğunun belirlenesinden sonra, değişkenler arasındaki eş-bütünleşe ilişkisinin test edilesi sürecine geçiliştir. Sınır testi yaklaşıda değişkenler arasındaki eşbütünleşe ilişkisi, sıfır hipotezinin (H0:α4=α5=α6=0) test edilesi yoluyla yapılaktadır. Sıfır hipotezinin kabulü veya reddine F testi ile karar verilektedir. Hesaplanan F istatistik değeri, Pesaran vd. (2001) deki tablo alt ve üst krik değerleriyle karşılaştırılır. Hesaplanan F istatistik değeri tablo alt krik değerden küçük olduğunda, seriler arasında eş-bütünleşe ilişkisi oladığına karar verilektedir. Hesaplanan F istatistik değeri, tablo alt ve üst krik değer arasında kaldığında, kesin bir yoru yapılaaakta, kararsız kalınaktadır. Bu duruda alternatif eş-bütünleşe yönteleri denenelidir. Hesaplanan F istatistik değeri, tablo üst 113

12 İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği krik değerinden büyük olduğunda, seriler arasında eş-bütünleşe ilişkisinin olduğuna karar verilektedir. Buna göre, H0 hipotezini sınaak için, hesaplanan F istatistik değeri, Pesaran vd. den (2001) alınan krik değerlerle, Tablo 4 te karşılaştırılıştır. Bu krik değerler, teel odel için; iki bağısız değişken ve %1 anlalılık düzeyi, diğer odeller için; bir bağısız değişken ve %10 anlalılık düzeyi için veriliştir. Tablo 4: Sınır Testi Sonuçları Tabloda her üç odel için hesaplanan F istatistiğinin, üst krik değerden yüksek olduğu görülektedir. Bu duruda H 0 hipotezi reddedilekte ve değişkenler arasında eşbütünleşe ilişkisinin olduğu sonucuna ulaşılaktadır. Bu şekilde, eş-bütünleşe ilişkisi tesp edildiği için, seriler arasındaki uzun ve kısa döne ilişkilerinin araştırılası aacıyla, sınır testine dayalı, gecikesi dağıtılış otoregresif (Autoregressive Distributed Lag: ARDL) odellerin tahin edilesi sürecine geçiliştir Uzun Döne Analizi k F Hesaplanan Alt Sınır Üst Sınır Karar Teel Model Eş-Bütünleşe Var Model Eş-Bütünleşe Var Model Eş-Bütünleşe Var Not: k, bağısız değişken sayısını tesil etektedir. Krik değerler Pesaran vd deki. (2001: 300) Tablo CI(iii) den alınıştır. Uzun döne ilişkisinin incelenesi aacıyla kurulan ARDL odelleri şu şekildedir: t 0 1i ti 2i ti 3i ti 1t i1 i0 i0 t 0 1i ti 2i ti 2t i1 i0 t 0 1i ti 2i ti 3t i1 i0 p n U U X DYY U U X U U DYY n p (23) Burada, n ve p gecike uzunlukları olup, kullanılarak belirleniştir. Bu işle, Kaas ve Joyce un (1993) nedensellik analizlerinde gecike uzunluğunun belirlenesi için önerdiği yöntele yapılıştır. Buna göre, önce bağılı değişkenin kendi gecikeli değerlerine göre regresyonu yapılış ve en küçük değerini veren, içsel bağıntısız odelin gecike uzunluğu bulunuştur. Daha sonra, bağılı değişkenin belirlenen gecike uzunluğu sab tutulup, birinci bağısız değişkeninin olası tü gecikeleri ile regresyon odelleri oluşturuluş ve en küçük değeri dikkate alınarak, bu bağısız değişkenin gecike sayısı belirleniştir. Benzer işleler diğer bağısız değişken için de tekrarlanarak optiu gecike sayıları elde ediliştir. Bu işlelere ilişkin test sonuçları, Tablo 5 te sunuluştur. 114

13 I. Gocer - M. Mercan - O. Peker Tablo 5: Uzun Döne Analizi İçin Gecike Uzunluğu Tesp Sonuçları (U) Teel Model n(x) p(dyy) (U) Model 1 n(x) (U) Model 2 n(dyy) Tablo 5 e göre, tahin edilecek uzun döne odellerinin sırasıyla ARDL(6,8,0), ARDL (6,5) ve ARDL(6,8) olduğuna karar veriliştir. İlgili ARDL odelleri tahin ediliş ve bu katsayılar kullanılarak hesaplanan uzun döne katsayıları Tablo 6 da sunuluştur.7 Tablo 6: Uzun Döne Katsayıları ve Model Doğrulaa Test Sonuçları Uzun Döne Katsayıları Döneler Teel Model Model 1 Model 2 Tanısal Testler X DYY R R2 DW Fist 2BGAB 2WDV 2RRMKH [2.02] 0.004[0.09] [2.51] [2.02] Not: Burada, sırasıyla Breusch-Godfrey ardışık bağılılık, Whe değişen varyans ve Rasey regresyonda odel kura hatası olasılık değerlerini, [ ] içindeki değerler, t istatistiklerini gösterektedir. 2 2 BGAB, WDV ve 2 2RRMKH Tanısal test sonuçları tahinlerin başarılı olduğunu gösterektedir. Tahin sonuçları incelendiğinde, teel odelde, ihracattaki % 100 lük artışın işsizliği %8.7 azalttığı, DYY nin işsizlik üzerindeki etkisinin istatistiki olarak anlasız olduğu; odel 1 de, ihracattaki %100 lük artışın işsizliği %15 azalttığı; odel 2 de, DYY deki %100 lük artışın işsizliği %1.5 azalttığı görülektedir Kısa Döne Analizi: Hata Düzelte Modeli Değişkenler arasındaki kısa döne ilişkisi, yine sınır testi yaklaşıına dayalı ARDL hata düzelte odelleriyle araştırılıştır. Buna göre, odellerin bu çalışaya uyarlanış biçileri şu şekildedir: n p i 1 i 0 i 0 n i 1 i 0 n i 1 i 0 U t 0 1 ECt 1 2i U t i 3i X t i 4i DYYt i 1t U t 0 1 ECt 1 2i U t i 3i X t i 2t U t 0 1 ECt 1 2i U t i 3i DYYt i 3t 115 (24)

14 İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği Burada, EC t-1 ; hata düzelte terii olup, uzun döne ilişkisinden elde edilen hata terileri serisinin bir döne gecikelisini tesil etektedir. Bu değişkenin katsayısı, kısa dönedeki sapaların ne kadarının bir döne sonra düzeleceğini belirtektedir. Bu katsayının işaretinin negatif olası, seriler arasında eydana gelen sapaların, uzun dönede ortadan kalkacağını ve serilerin tekrar uzun döne denge değerine yakınlaşacağını, pozif olası ise uzun döne denge değerinden uzaklaşacağını ifade etektedir (Tarı, 2008: 417). Değişkenlerin gecike uzunlukları belirlenirken, uzun döne ARDL odellerinin belirlenesinde uygulanan işleler tekrar ediliştir. Kısa döne sınır testi için gecike uzunluğu test sonuçları, Tablo 7 de sunuluştur. Tablo 7: Hata Düzelte Modeli İçin Gecike Uzunluğu Test Sonuçları Teel Model Model 1 Model 2 (U) n(x) p(dyy) (U) n(x) (U) n(dyy) Tablo 7 deki bulgulara göre, kısa döne hata düzelte odellerinin sırasıyla ARDL (5,6,8); ARDL(8,0) ve ARDL(8,0) olduğu tesp ediliştir. Tahin edilen kısa döne ARDL odellerinden elde edilen hata düzelte terileri ve odel doğrulaa test sonuçları Tablo 8 de sunuluştur. Tablo 8: Hata Düzelte Modeli Katsayıları ve Model Doğrulaa Test Sonuçları Döneler Hata Düzelte Terii Katsayıları Tanısal Testler R 2 2 R DW F ist 2 BGAB 2 WDV 2 RRMKH Teel Model [-1.95] Model [-2.33] Model [-1.78] Not: Burada, 2 BGAB, 2 WDV ve 2 RRMKH sırasıyla Breusch-Godfrey ardışık bağılılık, Whe değişen varyans ve Rasey regresyonda odel kura hatası olasılık değerlerini gösterir. [ ] içindeki değerler, t istatistiklerini gösterektedir. 116

15 I. Gocer - M. Mercan - O. Peker Tablo 8 e göre, tanısal test sonuçları, tahinlerin başarılı olduğunu gösterektedir. Bütün odellerin hata düzelte terileri, negatif işaretli ve istatistikî olarak anlalıdır. Yani, uzun dönede birlikte hareket eden seriler arasında, kısa dönede eydana gelen sapalar, ortadan kalkakta ve seriler tekrar uzun döne denge değerine yakınsaaktadır. 6. Sonuç ve Değerlendire Bu çalışada, Türkiye de ihracat ve doğrudan yabancı yatırıların işsizliğe etkisi, dönei üç aylık verileri kullanılarak, sınır testi yaklaşııyla, üç odel yardııyla inceleniştir. Tü odellerde, değişkenler arasında eş-bütünleşe ilişkisinin var olduğu görülüş ve buna dayanarak uzun ve kısa döne ARDL odelleri oluşturuluştur. Teel odelin tahininden elde edilen apirik kanıtlara göre; ihracat işsizliği azaltırken, doğrudan yabancı yatırıların işsizlik üzerinde anlalı bir etkisinin oladığı tesp ediliştir. İhracatın işsizlik üzerindeki etkisinin araştırıldığı Model 1 de, ihracattaki %100 luk bir artış, işsizliği %15 oranında azaltırken; doğrudan yabancı yatırıların işsizlik üzerindeki etkisinin araştırıldığı Model 2 de ise, doğrudan yabancı yatırılardaki %100 lük artış, işsizliği % 1,5 oranında azaltaktadır. Ortaya çıkan sonuçların genel olarak, teorik beklentilerle uyulu olduğu görülektedir. Kısa döne analizinde, odellerin hata düzelte terii katsayıları, negatif ve istatistiksel olarak anlalı bulunuştur. Dolayısıyla, kısa dönede ortaya çıkan sapalar, uzun döne denge değerlerine yakınsaaktadır. Ayrıca, hata düzelte teriinin işaretinin negatif ve t istatistiğinin anlalı olası, ihracat ve DYY nin, istihdaın nedenseli olduğuna ilişkin bir bulgu olarak da yorulanabilir (Granger, 1988). Bu çalışadan elde edilen sonuçlara göre; Türkiye de işsizliğin azaltılası açısından, doğrudan yabancı yatırılara göre, ihracatın daha etkin olduğu görülektedir. Bu nedenle ülkede işsizliğin azaltılabilesi için öncelikle ihracat teşvik edilelidir. Bu kapsada ihracatçıların uluslararası piyasalarda rekabet gücünü arttıracak şekilde haadde ve enerji aliyetleri azaltılalı, uygun döviz kuru polikaları belirlenelidir. Haadde ve sebzeeyve yerine, kata değeri yüksek, teknoloji ve seraye yoğun alların üreti ve ihracatı teşvik edilelidir. DYY konusunda ise (Çin in uyguladığı gibi), yabancı firaların yerli şirketleri satın alası veya serayesine ortak olasından çok, yeni tesis kurası sağlanalıdır. Ayrıca işletelere, istihda ettikleri işgücü sayısına göre teşviklerin uygulanası, uygun bir polika seçeneği olarak görülebilir. Açıklayıcı Notlar 1. Dış ticaretin, ülkedeki atıl kaynakların kullanılasına ikân sağlayan bir pazar oluştura aracı olduğunu belirten teoridir. Ada Sh e göre dışsatı bir tür dışarıya ata kapağı (vent) rolü oynar ve faktörlerin ta istihdaını sağlar. Ada Sh in bu yaklaşıı, önce Mill (1909: ) ve onu izleyerek de Willias (1929: 203) ve Myint (1958: 318) tarafından artık-kapağı (vent for surplus) yaklaşıı olarak adlandırılıştır (Kibrçioğlu, 2007). 2. Grafiğin oluşturulasında ve açıklanasında, Fu ve Balasubraanya (2005) teel alınış, grafik yazarlar tarafından yeniden düzenlenip, yorulanıştır. 117

16 İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği 3. Rybczynski teoreine göre, bir ülkede üreti faktörlerinden biri sürekli artarken diğeri sab kalıyorsa, bu üreti faktörünü yoğun olarak kullanan alın üretii artarken, sab kalan üreti faktörünü yoğun olarak kullanan alın üretii, utlak anlada azalır (Çelik, 2008: 112) Haziran 2003 te yürürlüğe giren 4875 sayılı Doğrudan Yabancı Yatırılar Kanunu ile tarih ve 6224 sayılı Yabancı Serayeyi Teşvik Kanun unu yürürlükten kaldırılarak; doğrudan yabancı yatırıların özendirilesi ve artırılası, yabancı yatırıcının haklarının korunası, yabancı yatırıların gerçekleşesinde izin ve onay sisteinin, bilgilendire sisteine dönüştürülesi aaçlarıyla yeni esaslar getiriliştir. 5. Özelleştire dâhil. 6. TİM, 24 Mart 2011 de, 24 sektör ve 61 ihracatçı birliğin katılııyla hazırladıkları, ihracatçı sektörlerin 2023 projeksiyonlarına göre, 2023 yılı ihracat hedefini 545 ilyar dolar olarak açıklaıştır (TİM, 2023 Strateji Raporu). 7. Uzun döne katsayıları, bağısız değişkenlerin katsayısının ya da katsayılarının (örneğin bir gecike varsa he kendi değerinin he de gecikeli değerinin) toplaının, bağılı değişkenin katsayıları toplaının 1 den farkına bölünesiyle hesaplanıştır (Johnston ve Dinardo, 1997: 245). Kaynaklar Aktar, I. & Ozturk, L. (2009). Can uneployent be cured by econoic growth and foreign direct investent in Turkey? International Research Journal of Finance and Econoics, 27, Anderson, P. ve Hainaut, P. (1998). Foreign direct investent and eployent in the industrial countries, BIS Working Paper, No. 61. Balasubraanyan, V. N., Salisu, M. & Sapsford, D. (1996). Foreign direct investent and growth in EP and IS countries. Econoic Journal, 106(434), Barrell, R. & Pain, N. (1997). Foreign direct investent, technological change, and econoic growth whin Europe. The Econoic Journal, 107(445), Borensztein, E., Gregoria, J. D. & Lee, J. W. (1998). How does foreign direct investent afect econoic growth? Journal of International Econoics, 45(1), Chabers, E. J. & Gordon, D. F. (1966). Priary products and econoic growth: An epirical easureent. Journal of Polical Econoy, 74(4), Çelik, Kenan. (2008). Uluslararası iktisat, 4. Baskı, Murathan Yayınevi, Trabzon. DPT. (2000). Sekizinci beş yıllık kalkına planı. Doğrudan yabancı seraye yatırıları özel ihtisas koisyonu raporu. 532, Ankara. Enders, W. (1995). Applied econoetric tie series. 1 rd edion, Wiley, New York. Enders, W. (1996). Rats handbook for econoetric tie series, John Willey and Song Inc. Engle, R. & Granger, C.W.J. (1987). Co-integration and error correction: Represention, estiation and testing. Econoetrica, 55(2), Erlat, G. (2000). Measuring the ipact of trade flows on eployent in the Turkish anufacturing industry. Applied Econoics, 32, Fu, Xiaolan & Balasubraanya, V. N. (2005). Exports, foreign direct investent and eployent: The case of China. The World Econoy, 28(4),

17 I. Gocer - M. Mercan - O. Peker Granger, C. W. J. & Newbold, P. (1974). Spurious regressions in econoetrics. Journal of Econoetrics, 2(2), Granger, C.W.J. (1988). Soe recent developents in a concept of causaly. Journal of Econoetrics, 39, Greenaway, D., Hine, R. and Wright, P. (1999). An Epirical Assessent of the Ipact of Trade on Eployent in the Uned Kingdo, European Journal of Polical Econoy, 15, Gujarati, D, N. (1999). Basic econoetrics, 4 th Edion, Mc Graw Hill. Hisarcıklılar, M., Karakaş, D.G., Aşıcı, A. C. (2009). Can FDI Be A Panacea For Uneployent? The Turkish Case (Istanbul Technical Universy), Workshop on Labour Markets, Tade and FDI, Istanbul Technical Universy, Istanbul, October 1-2, 2009 Hunya, G. & Geishecker, I. (2005). Efects of foreign direct investent in Central and Eastern Europe. Research Reports, 321. Javorcik, B. S. (2004). Does foreign direct investent increase the productivy of doestic firs? In search of spillovers through backward linkages. The Aerican Econoic Review, 94(3), Jayaraan, T. K. (1998). Foreign direct investent as an alternative to foreign aid to South Pacific Island Countries. Journal of the South Pacific Society, 21(3), Jayaraan, T. K. & Singh, B. (2007). Ipact of foreign direct investent on eployent in Pacific Island Countries: An eprical study of Fiji. Asia-Pacific Research and Training Network on Trade, Working Paper Series, 35. Johansen, S. (1988). Statistical analysis of cointegration vectors. Journal of Econoic Dynaic and Control, (12), Johansen, S. & Juselius, K. (1990). Maxiu likelihood estiation and inference on cointegration wh application to the deand for Money. Oxford Bulletin of Econoicand Statistics, (52), Johnston, J. & Dinardo, J. (1997). Econoetric ethods, Fourth Edion, McGraw-Hill Copanies, Uned States. Kalkan, Sarp & Başdaş, Ülke. (2009). Kriz döneinde ihracat yapısının işsizlik üzerindeki etkileri, TEPAV Polika Notu, Eylül. Kaas, L. & Joyce, J. P. (1993). Money, incoe and prices under fixed exchange rates: Evidence fro causaly tests and VARs. Journal of Macroeconoics, 15(4), Karagöz, K. (2007). Doğrudan yabancı yatırıların istihdaa etkisi: Türkiye örneği, 8. Türkiye Ekonoetri ve İstatistik Kongresi, Malatya. Kibrçioğlu, Aykut. (2007). On Ada Sh's Contributions to the International Trade Theory. Munich Personal RePEc Archive (MPRA), MPRA_paper_2595.pdf. Kiyota, Kozo. (2010). Japan's exports and eployent. Yokohaa National Universy, Discussion Papers, Japanese, 04. Lewis, W. A. (1954). Econoic developent wh unlied supplies of labour. The Manchester School, 22,

18 İhracat, Doğrudan Yabancı Yatırılar ve İşsizlik: Türkiye Örneği MacKinnon, J. G. (1996). Nuerical distribution functions for un root and cointegration tests, Journal of Applied Econoetrics, 11, Milner, C. & Wright, P. (1998). Modeling labour arket adjustent to trade liberalization in an industrializing econoy. Econoic Journal, 108, Narayan, P. & Narayan, S. (2004). Estiating incoe and price elasticies of iports for Fiji in a cointegration fraework. Econoic Modelling, 22, Peker, Osan & Göçer, İset. (2010). Yabancı doğrudan yatırıların Türkiye deki işsizliğe etkisi: Sınır testi yaklaşıı. Ege Akadeik Bakış, 10(4), Perron, P. (1990). Testing for a un root in a tie series wh a changing ean. Journal of Business and Econoic Statistics, 8, Pesaran, M., Shin Y. & Sh, R. J. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econoetrics, 16, Phillips, P.C.B, & Perron, P. (1988). Testing for a un root in tie series regressions. Bioetrika 75, Polat, Özgür & Uslu, Enes Ertad. (2010). Türkiye ialat sanayinde dış ticaretin istihda üzerindeki etkisi. Gaziantep Üniversesi Sosyal Bililer Dergisi, 9(3), Sachs, Jeffrey D. & Shatz, Howard J. (1994). Trade and jobs in US anufacturing. Brookings Papers on Econoic Activy, 1,1-84. Sh, A. (1776). An inquiry into the nature and causes of the wealth of nations. Eded by Edwin Cannan (London: Methuen & Co., Ltd.), (Reprint in 1904). Sun, H. (1996). Direct foreign investent and linkage efects: The experience of China. Asian Econoies, 25(1), Sun, H. (1998). Macroeconoic ipact of direct foreign investent in China: The World Econoy, 21(5), Sunal, Seçkin & Aykaç, Elçin. (2005). Türk ialat sanayinde istihda, ihracat ve kapase kullanı oranı ilişkisi: Panel koentegrasyon. VII. Ulusal Ekonoetri ve İstatistik Sepozyuu, Mayıs, İstanbul. Tarı, Recep. (2008). Ekonoetri, 8. Baskı, Avcı Ofset, İstanbul. TCMB, [ ]. TUİK, [ ]. TİM (Türkiye İhracatçılar Meclisi), 2023 Strateji raporu, [ ]. Vergil, H. & Ayaş, N. (2009). Doğrudan yabancı yatırılarının istihda üzerindeki etkileri: Türkiye örneği. İktisat İşlete ve Finans Dergisi, 275, World Investent Report (1998). Trends and Deterinants. UNCTAD/WIR/