TÜRKYE VE TÜRKYE NN DI TCARET PARTNERLER ARASINDAK K YANLI J ERS: DÖNEM NCELEMES

Transkript

1 TÜRKYE VE TÜRKYE NN DI TCARET PARTNERLER ARASINDAK K YANLI J ERS: DÖNEM NCELEMES Onur Akkaya Özet Çalmada, dönemi içinde çeyrekli veriler kullanlarak, Türkiye ve Türkiye nin d ticaretinde önemli paya sahip olan ülkeler (Almanya, Fransa, Amerika Birleik Devletleri, 'ngiltere, 'talya, vb.) arasndaki J e-risinin ksa ve uzun dönemde ölçülmesi amaçlanmaktadr. Analizde kullanlan ülkeler seçilirken ülkelerin Türkiye ile olan d ticaret a-rlklar [j ülkesi (ithalat+'hracat) / Türkiye (ihracat+ithalat)] dikkate alnmtr. Yaplan analizlerde ele alnan ülkelerin verileri için gerekli olan birim kök testleri kullanlacaktr. Ayrca de-ikenler arasndaki ksa ve uzun dönemli ilikinin belirlenmesi için Bounds Snr testi kullanlacaktr. Ayrca yaplmak istenen çalmada konu ile ilgili literatür taramasna, bulunan ampirik sonuçlara ve bulunan ampirik sonuçlara yer verilecektir. Abstract This paper aim that Turkey and Foreign Trade Partners of Turkey (Germany, USA, England, Italy, etc.) were relation in the economic area. Then they have J curve short and long terms. This date analyzed unit roots test. Valuable tested bounds test in the short and long economic terms. This paper have J curve literature. Author write analize results for Turkey. Economics. So he tell analized result. He tell future view of foreign trade balance of Turkey in this paper. Giri( Ülkelerin ulusal paralarnn, d ülke paralarna kar tek tarafl olarak de-er kaybettirilmesine devalüasyon denilmektedir. Devalüasyon, ülkedeki ekonomik artlarda meydana gelen bozulmalara ba-l olarak kullanlan sabit kur sistemi içinde döviz kurunda meydana gelmektedir. Özellikle ülkelerin d ticaret açklarnn sürdürülemez oldu-u durumlarda yaplan devalüasyon ülkenin ithal etti-i mallar ile ihraç etti-i mallarn sahip olduklar esnekliklere ba-l olarak ksa dönemli düzelmelere sebep olabilmektedir. Gerçekleen toparlanma süreçlerinde d ticaret dengesinin negatiften pozitife çk çeitli ekillerle benzemektedir. Bu tanmlamalarn ilki olan J e-risi özellikle 1970 lerden sonra dünyada finansal sermayenin serbestlemesi ve ülkelerin kulland- döviz kuru sisteminin farkllamasnn ülke ekonomilerinde meydana getirdi-i de-imeden etkilenerek ortaya çkmtr. J e-risinin oluum süreci u ekilde ele alnabilir; yerli ülkede d ticaret için kullanlan döviz kurunun de-er kazand- bir durumda, (ihracat/ithalat) dengesine dayanan d ticaret dengesinde yerli ülkenin yapaca- ihracat miktar artarken, yerli ülkenin gerçekletirece-i ithalat miktarnn azalacaktr. Bunun sonucunda ise d ticaret dengesinin pozitif etkilenmesi sonucu ve d ticarette var olan aç-n kapanaca- söylenebilir. Çalmann hazrlanmasndaki katklarndan dolay Yrd. Doç. Dr. Evrim Turgutlu ve Oktay Küçükkiremetçi ye teekkür ederim. Dokuz Eylül Üniversitesi, ('ngilizce) 'ktisat Bölümü, Yüksek Lisans Ö-rencisi, (onr.akkaya@gmail.com) 1

2 Türkiye ve Türkiye nin D Ticaret Partnerleri Arasndaki 'ki Yanl J E-risi: Dönemi 'ncelemesi Literatür ncelemesi J e-risi üzerine yaplan çalmalara bakld-nda; Magee nin (1973) yapt- çalmada Amerika da uzun dönemde devalüasyonun ticaret dengesine etki etti-ini ve J e-risinin ise tam anlamyla olmasa da varl- tespit edilmitir. Bahmani Oskee nin ( ) yapt- çalmada ise incelenen ülkelerden Yunanistan, Hindistan ve Kore de J e-risi tespit edilmitir. Ayn çalmada d ticaret dengesi ile döviz kurlar de-iimi arasndaki uzun dönemli ilikinin ise sadece incelenen ülkelerden Tayland için var oldu-u bahsedilmektedir. Brissimis ve Laventankis in (1989) yaptklar çalmada ise Yunanistan için, J e-risinin varl-n tespit edilirken, uzun dönem sonuçlar Bahmai-Oskee nin (1985) ylndaki çalmasnda buldu-u sonuçlara paralellik göstermitir. Rosenweig and Koch un (1989) çalmasnda Amerika Birleik Devletleri için ertelenmi etkili J e-risi varl-n tespit etmitir. Noland n (1989) Japonya için yapt- çalmada ele alnan dönemler içinde Japonya için J e-risinin varl- tespit edilmitir. Bahmani-Oskee ve Pourheyderian n (1991) Avusturalya için yapt- çalmada ertelenmi J e-risinin varl-n saptanmtr. Reel döviz kuru de-iimlerinin ticaret dengesini etkiledi-i savunulmaktadr. Mahdavi ve Sohbebian nn (1993) çalmasnda ise Amerika Birleik Devletlerinde ertelenmi J e-risinin varl-na iaret etmitir. 'hracat ile reel ve nominal döviz kuru arasnda güçlü iliki bulunurken, ithalat ve reel ve nominal döviz kuru arasnda iliki bulunamamtr. Bahmani-Oskee ve Alse nin (1994) çalmasnda Kosta Rika, 'rlanda, Hollanda ve Türkiye için J e-risinin etkisi görülmütür. Zhang n (1996) çalmasnda Çin için J e-risinin varl-na rastlanamamtr. Shirvani ve Willoretta nn (1997) çalmasnda ise Amerika Birleik Devletleri ve 6 tane d ticaret partneri arasnda yaplan incelemede L e-risinin varl-na rastlanmtr. Gupta-Kapok ve Romak Rishnan n (1999) Japonya için yaplan çalmasnda J e-risinin varl- saptanmtr. Bahmani-Oskee nin ve Kenitpong un (2001) çalmasnda Tayland n, 5 d ticaret partneri ile arasndaki ilikilerinden 3 ülke arasnda J e-risi bulunmutur. Arora, Bahmani-Oskee ve Gaskowi nin (2003) çalmasnda ise Hindistan n d ticaret partnerleri arasndaki iliki ele alnmtr. Çalmaya göre Hindistan n, Avustralya, Almanya, 'talya ve Japonya ile olan ilikilerde J e-risi görülmütür. Bahmani-Oskee ve Ratha (2003) ylndaki çalmasnda ise Amerika Birleik Devletlerinin 18 ticari orta- ile olan ilikisinin 7 sinde J e-risi bulunmutur. Ekonometrik Model Bahmani-Oskooee ve Brooks (1999) ylnda yaptklar çalmada yaplan analizler denklem (1) de gösterildi-i eklinde ölçülmütür. LnTBj,t = a + b LnGDPj,t + c LnGDPIN,t + d LnRERj,t + t (1) Denklem (1) e göre Türkiye ile d ticaret partneri olan j ülkesi arasndaki ilikinin ölçülmesinde kullanlan de-ikenler; TBj,t de-ikeni Türkiye ile j ülkesi arasndaki ihracat ve ithalat verilerine göre oluturulan (ihracat / ithalat) zaman serisini tanmlamaktadr. GDPj,t de-ikeni ise ele alnan dönemde Türkiye nin d ticaret partneri olan j ülkesinin gayri safi yurtiçi hasla de-erleri olumaktadr. GDPIN,t de-ikeni ise ele alnan dönemde Türkiye nin gayri safi yurtiçi hasla verilerinden olumaktadr. RERj,t de-ikeni ise üretici fiyat endeksine göre düzeltilmi reel döviz kuru de-eri serisini tanmlamaktadr.denklem (1) de tahminlenen modelde ele alnan de-ikenlerin logaritmik de-erine çevrilerek kullanlmtr. Denklem (1) e göre ele alnan de-ikenlerin beklenen iaretleri bulunmaktadr. Literatüre göre b katsaysnn pozitif olmas beklenmektedir. Bu saplamann ardnda ticaret partneri olan j ülkesinin gayri safi yurtiçi haslasnn ertelenmi etkili J e-risi : delayed J curve 2

3 artmas sonucu Türkiye den daha fazla ithalat yapmas yatmaktadr. De-ikenlerden c nin ise negatif iaretli olmas beklenmektedir. Buna göre Türkiye deki gayri safi yurtiçi hasla art yurtdndan yaplan ithalatn artmasna neden olmas beklenir. Buna göre d ticaret dengesi negatif yönde de-iecektir. Denklemdeki d de-ikenine göre ise reel döviz kurundaki de-imenin d ticaret dengesini pozitif yönde etkilemesi beklenir (Bahmani-Oskee; 1991). Ele alnan analizde J e-risinin görülebilmesi için denklem (1) den oluacak ksa dönemli modelin bulunmas ve bu modeller arasndaki hata düzeltme mekanizmasnn çalmas incelenmesi gerekmektedir. Peseran ve di-erleri tarafndan (1996) ylnda hazrlanan çalmada bahsedilen Gecikmesi Da23t3lm34 Otoregresif Model (ARDL) yöntemine göre ksa dönemli model, denklem de gösterilmektedir. LnTBj,t = a + 1 LnGDPj,t LnGDPIN,t LnRERj,t LnTBj,t-1 + k k k ilntb j, ti + i 1 ilngdp j, ti + i= 1 i= 1 = k i= 1 LnRER + µ t i j, ti LnGDP + i IN, ti Peseran ve di-erleri (2001) yaptklar çalmada bahsedilen Bounds Testi ne göre; Wald (F) istatisti-ine dayanan yaklamn ileri sürmülerdir. De-ikenlerin arasnda ebütünlemenin olmad- bo hipotezi ve alternatif hipotez arasnda snama yaplmaktadr. Peseran ve di-erlerinin hazrladklar tablo de-erlerine göre F üst [I(1)] ve alt [I(0)] kritik tablosu çkarlmtr. Denklem de tahminlenen denklemin hesap F de-eri bu iki kritik de-erden büyükse de-ikenler arasnda ebütünleme vardr. E-er hesaplanan F de-eri, üst ve alt kritik tablo F de-eri arasnda ise ebütünleme belirsizdir. E-er hesaplanan F de-eri, alt F kritik tablo de-erinden küçükse de-ikenler arasnda ebütünlemenin olmad- kabul edilmektedir. Amprik Sonuçlar Çalmada kullanlan veri aral- 1990Q1-2002Q4 yllar arasn kapsamaktadr. Çalmadaki veriler IMF 2002, TCMB EVS ve Eurostat veri tabanlarndan derlenmitir. Çalmada yaplan ekonometrik analizde Eviews 5,1 sürümü kullanlmtr. Çalmada kullanlan de-ikenler u ekilde tanmlanmaktadr; TBj,t: 'hracat/'thalat oran (D ticaret partneri ülke ile Türkiye arasnda gerçekleen ithalat ve ihracat miktar), GDPj,t: j ülkesinin gayrisafi yurtiçi haslas, GDPTURKEY,t: Türkiye nin gayrisafi yurtiçi haslas, RERj,t: TEFE bazl reel efektif döviz kurudur. Tablo.1 de de-ikenlerin ADF, PP ve KPSS birim kök testlerine göre bulunan de-eri verilmitir. ADF birim kök testinde parantez içindeki saylar de-ikenler için hesaplanm optimum gecikme de-erlerini göstermektedir. Optimum gecikme de-erleri AIC (Akaike Bilgi Kriteri) de-eri dikkate alnarak hesaplanmtr. Bütün birim kök testlerinde tüm de-ikenler için hem sabitli hem de trendli model kullanlmtr. Elde edilen birim kök sonuçlarna göre tahminlenecek modellerdeki de-ikenlerin farkl birim kök düzeylerine sahip oldu-u görülmektedir(tablo 2). Kullanlan döviz kuru seri (YTL/USD) eklinde hazrlanmtr. Ancak döviz kurundaki de-er kaybnnn etkisini analizde göre bilmek amacyla (USD/YTL) eklinde de-itirilmitir. 3

4 Türkiye ve Türkiye nin D Ticaret Partnerleri Arasndaki 'ki Yanl J E-risi: Dönemi 'ncelemesi Tablo.1 De4i(kenlerin Hesaplanan Birim Kök Testi De4erleri ADF PP KPSS De4i(kenler Düzey De-eri Birinci Farklar Düzey De-eri Birinci Farklar Düzey De-eri Birinci Farklar Ln RER (3) * (3) * * LnY USA (4) * (4) * ** LnY 'NG'LTERE ** ** ** LnY FRANSA *** ** ** LnY HOLLANDA (4) * (4) * * LnY ALMANYA (3) *(3) * ** LnY TÜRK'YE (4) ** (4) * ** LnY 'TALYA 3,2068 (3) *** 6,2129(3)* 2,3818 6,2838 0,0696 0,0495 LnY PORTEK'Z 2,2307(7) 10,7113(7)* 2, ,5844* 0,1923* LnY BELÇ'KA 2,8861(4) 34,3628(4)* 9,9598* 0,1363** LnY Ç'N 1,7626(9) 6,9781(9)* 1,7767 6,9844* 0,2029* LnY KANADA 2,1454(3) 4,1246(3)** 1,7647 3,6709** 0,2200 0,0518*** LnY 'SVEÇ 9,8122* 0,1537** 4,3983(5)** LnY 'SPANYA 1,0443(5) 5,0636(5)** 0, ,6675* 0,2303 0,0622*** LnY F'NLAND'YA 2, ,5215* 0,2133 0,1140** 3,6020(4)** LnTB USA * * * (3) LnTB 'NG'LTERE ** * ** LnTB FRANSA * * *** LnTB HOLLANDA (3) * (3) * ** LnTB ALMANYA ** ** *** LnTB 'TALYA 2,8864(3) 6,4190(3)* 2,7611 8,9176 0,1834 0,1799* LnTB PORTEK'Z 2, ,4738* LnTB BELÇ'KA 4,0420 (4)** 4,2815** 4,1122** 0,2244 0,1987* 0,0759 *** LnTB Ç'N 2,3100 (3) 7,6650(3)** 1,9180 4,9810* 0,0949*** LnTB KANADA 6,2862 6,2554* 0,1104* (1)* LnTB 'SVEÇ 1,3703(3) 10,3606(3)* 2, ,3296* 0,1806** LnTB 'SPANYA 2,8413(7) 8,4427(7)* 2,9243 8,4003* 0,1534** LnTB F'NLAND'YA 4,3673 (3)** 4,4344** 01485* Not: 1 Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992) tablo de-erleri kullanlmtr. 2. PP testi için Barlett Kemel ve Newey West in gösterdikleri gecikme 3 tür. 3. MacKinnon (1996) tablo de-erleri kullanlmtr. 4.ADF testinde Akaike bilgi, Schwarz Bayesian ve Hannan Ouinn kriterleri dikkate alnarak ele alnan gecikme says gösterilmektedir. Kullanlan tablo de-erleri MacKinnon (1996) tablo de-erleri kullanlmtr. 5.*,**,*** srasyla, %1,%5 ve %10 düzeyinde red edilen bo hipotezleri göstermektedir. 6.Testlerde hem sabitli hemde trendli model analiz edilmitir. 4

5 Tablo.2 De4i(kenlerin Birim Kök Düzeyleri De4i(kenler ADF PP KPSS Ln RER I(1) I(1) I(0) LnY USA I(1) I(1) I(1) LnY 'NG'LTERE I(0) I(0) I(0) LnY FRANSA I(1) I(0) I(1) LnY HOLLANDA I(1) I(1) I(1) LnY ALMANYA I(1) I(0) I(1) LnY TÜRK'YE I(1) I(1) I(0) LnY 'TALYA I(0) I(1) I(0) LnY PORTEK'Z I(1) I(1) LnY BELÇ'KA I(1) I(0) I(0) LnY Ç'N I(1) I(1) I(0) LnY KANADA I(1) I(1) I(1) LnY 'SVEÇ I(0) I(0) I(0) LnY 'SPANYA I(1) I(1) I(1) LnY F'NLAND'YA I(0) I(1) I(1) LnTB USA I(0) I(0) I(0) LnTB 'NG'LTERE I(0) I(0) I(0) LnTB FRANSA I(1) I(1) I(1) LnTB HOLLANDA I(1) I(0) I(1) LnTB ALMANYA I(0) I(0) I(0) LnTB 'TALYA I(1) I(1) I(0) LnTB PORTEK'Z I(1) I(0) I(1) LnTB BELÇ'KA I(0) I(0) I(0) LnTB Ç'N I(1) I(1) I(0) LnTB KANADA I(0) I(0) I(0) LnTB 'SVEÇ I(1) I(1) I(0) LnTB 'SPANYA I(1) I(1) I(0) LnTB F'NLAND'YA I(0) I(0) I(0) ARDL modeline göre; Türkiye ile d ticaret partnerleri ülkeler arasndaki ebütünlemenin bulunmas için denklem nin tahminlenmesi gerekmektedir. Tablo.3 de optimum gecikme de-erlerine göre tahminlenen denklem modellerinen elde edilen F testi de-erleri gösterilmektedir. Ticaret Partnerleri / Gecikme Says Tablo.3 Bounds Testi Sonucu Bulunan F-statistik De4erleri I(0) I(1) Fhesap De4i(kenler Aras?nda E(bütünle(me Durumu Fransa 2,86 4,01 7,22 Var Amerika Birle(ik Devletleri 2,86 4,01 9,28 Var Hollanda 2,86 4,01 6,36 Var ngiltere 2,86 4,01 2,40 Yok Almanya 2,86 4,01 8,83 Var talya 2,86 4,01 9,39 Var Finlandiya 2,86 4,01 4,61 Var spanya 2,86 4,01 6,60 Var Belçika 2,86 4,01 2,64 Yok Portekiz 2,86 4,01 7,46 Var Çin 2,86 4,01 36,35 Var Kanada 2,86 4,01 3,80 Belirsiz sveç 2,86 4,01 7,57 Var Not: Peseran, Shin vesmith (2001) e göre Table CI(iii) modeline göre %5 e göre I[0] ile I[1] kritik F tablo de-eri srasyla ( 2,86; 4,01 ) dir. 5

6 Türkiye ve Türkiye nin D Ticaret Partnerleri Arasndaki 'ki Yanl J E-risi: Dönemi 'ncelemesi Peseran ve di-erlerinin (1996) ylndaki çalmasnda tahminlenen modeldeki de-ikenlerin arasndaki ebütünlemenin oldu-unu kabul etmek için hesaplanan F-de-erlerinin, F-tablo de-erinden (I[1] için 4.01) büyük olmas gerekti-ini belirtmektedir. Buna göre tablo.3 te incelenen ülkelerden 'ngiltere için hesaplanan F de-erinin, F-tablo de-erinden küçük bulunmutur. Buna göre 'ngiltere ve Belçika için tahminlenen modelde hesaplanan F de-erleri (srasyla; 2,40; 2,64), I[0] F tablo de-erinde küçük oldu-undan bahsedilen model için ebütünleimin olmad- söylenebilir. Di-er taraftan Kanada için tahminden elde edilen F hesap de-eri (3,80), I[0] ve I [1] için belirlenen kritik de-erler arasnda oldu-u için ebütünlemenin varl- belirsizlik tamaktadr (Peseran vd; 2001). Di-er ülkelerde hesaplanan F de-erleri, belirlenen F-tablo de-erinden büyük bulunmutur. Fransa, Amerika Birleik Devletleri, Hollanda, Almanya, 'talya, Finlandiya, 'spanya, Portekiz, Çin ve 'sveç ile Türkiye arasnda tahminlenen modellerde ebütünleme bulunmaktadr. Tablo.4 ARDL Yönteminde Kullan?lan Optimum Gecikme Say?lar? TB j,t GDP j,t GDP TURKEY,t RER j,t Fransa Amerika Birle(ik Devletleri Hollanda talya Almanya Finlandiya sveç Portekiz Çin spanya Ebütünlemenin bulunmasndan sonra Tablo.4 de gösterilen optimum gecikme de-erlerine göre ksa ve uzun dönem modelleri ve hata düzeltme mekanizmas de-erleri hesaplanacaktr. Optimum gecikme de-erleri ise AIC de-eri dikkate alnarak hesaplanmaktadr. Tablo.5 Hesaplanan Hata Düzeltme De4erleri Ticaret Partnerleri / Gecikme Says EC(-1) Fransa 1, (-4,8015)* Amerika Birle(ik Devletleri 1, (2,9417)* Hollanda 0, (-1,7265)** Almanya 1, (-6,1185)* talya 1, (-5,8507)* Finlandiya 0, (0,1217) spanya 1,072339* (-7,6672) Portekiz 0,852100** (-3,5851) Çin 0,952261** (-4,6433) sveç 1,468617* (-10,5995) Not: ( ) içindeki de-erler de-ikenler için bulunan t-istatistiklerini göstermektedir. ve ** iaretli olan de-erler t-istatistik de-erlerinden srasyla %5 ve % 10 düzeyinde anlaml bulunmutur. 6

7 Tablo.5 te modellerin hesaplanan hata düzeltme mekanizmas de-erleri gösterilmektedir. Hata düzeltme mekanizmasnn ilerli-inin olabilmesi için hata düzeltme katsaysnn negatif iaretli ve anlaml bir t istatistik de-erlerine sahip olmas gerekmektedir (Bahmani-Oskooee, M. ve Swarnjt, A.; 2003). Ele alnan ülkeler içerisinde sadece Finlandiya için hesaplanan hata düzeltme mekanizmasnn anlaml olmad- görülmektedir. Analiz edilen di-er ülkeler için hesaplanan hata düzeltme mekanizmalar %5 ve %10 anlamllk seviyesinde anlaml görülmektedir. Ksa dönemleri modelleri tahminlenen ülkelerde ele alnan de-ikenler arasnda anlaml bir tutarllk düzeyi görülmemitir. Tablo.6 da ülkelerin uzun dönem modellerinin sonuçlar gösterilmektedir. Tablo.6 D?( Ticaret Partnerleri çin Hesaplanan Uzun Dönem Denklemleri Ülke c LnGDP TURKEY,t LnGDP j,t LnRER j,t Fransa ( )* ( )* ( )* 0, (-2,6584)* Amerika Birle(ik Devletleri ( ) ( )* ( )* 0, (-0,4785) Hollanda ( )* ( ) ( ) 0, (-2,2324)* Almanya ( )* ( )* ( )** 0, (-2,2854)* talya 0, (1,3346) 8, (-2,8829)* 0, (1,1435) 0,00220 (-0,1388) Finlandiya 0, (1,0488) 2, (-0,1037) 0, (0,9696) 0, (-1,0487) sveç 0, (-0,1500) 3, (-1,1382) 0, (0,5255) 0, (-0,1254) Portekiz 2, (0,2443) 7, (-3,4584)** 0, (2,2386)** 0, (-0,7956) Çin 0, (0,1910) 1, (-1,6163) 0, (0,8388) 0, (0,0302) spanya 0, (0,3375) 7, (-1,6486)*** 7, (0,1390) 0, (-2,0016)** Not: ( ) içindeki de-erler de-ikenler için bulunan t-istatistiklerini göstermektedir. *,**,*** iareti ile gösterilen de-ikenler srasyla, %1,%5 ve %10 düzeyinde anlaml bulunmutur. Tablo.6 da ülkeler için hesaplanan uzun dönem denklemlerinde; Fransa, Hollanda, Almanya ve 'spanya için reel döviz kuru de-ikeni ile iaret ve istatistiksel olarak anlaml bulunmutur. Ayrca bu ülkelerin tahminlenen modelinde yer alan LnGDP TURKEY,t ve LnGDP j,t de-ikenlerinin sahip oldu-u iaretler, literatürdeki konu ile ilgili yaplan di-er çalmalarda beklenen iaretlere paralellik göstermektedir. Yaplan uzun dönemli analiz sonucunda; Türk lirasnn incelenen dönem içinde yaad- devalüe hareketi, Fransa, Hollanda, Almanya ve 'spanya ile olan d ticaret dengesini pozitif olarak etkilemitir. 7

8 Türkiye ve Türkiye nin D Ticaret Partnerleri Arasndaki 'ki Yanl J E-risi: Dönemi 'ncelemesi Sonuç Çalmada Türk lirasnn devalüe edilmesinin ticaret partneri ülkeler arasndaki ksa ve uzun dönemde yapt- etki aratrlmtr. Yaplan analizlerde Peseran ve di-erlerinin (1995) ve (1996) ylndaki makalelerinde bahsedilen, ARDL yöntemi, ebütünleme yöntemi kullanlmtr. Elde edilen sonuçlara göre; 1990Q1-2002Q4 dönemi için Türkiye ve on üç d ticaret partneri ülke arasnda yaplan analizde, belirtilen dönem içinde J e-risinin varl-na ilikin bir sonuca ulalamamtr. Ancak uzun dönemde; Türk lirasnn incelenen dönem içinde yaad- devalüe hareketi, Fransa, Hollanda, Almanya ve 'spanya ile olan d ticaret dengesini pozitif olarak etkilemitir. 8

9 Kaynakça Bahmani-Oskooee, M. (1985) Devaluation and the J-curve: some evidence from LDC s, The Review of Economics and Statistics, 67, Bahmani-Oskooee, M. (1989a) Devaluation and the J-curve: some evidence from LDC s: errata, The Review of Economics and Statistics, 71, Bahmani-Oskooee, M. ve Alse, J. (1994) Short-run versus long-run effects of devaluation: error correction modeling and cointegration, Eastern Economic Journal, 20(4), Bahmani-Oskooee, M. ve Brooks, T. J. (1999) bileteral J-curve between US and her tranding partners, Weltwirtschaftliches Archiv, 135, Bahmani-Oskooee, M. ve Goswani, G. G. (2003) A disaggregated approach to test the J-curve phenomenon: Japan vs. her major trading partners, Journal of Economics and Finance, 27, Bahmani-Oskooee, M. ve Pourheydarian, M. (1991) The Australian J-curve: a reexamination, International Economic Journal, 5, Bahmani-Oskooee, M. ve Ratha, A. (2004) The J-curve: a literature review, Applied Economics, 36, Bahmani-Oskooee, M. ve Swarnjt, A.(2003) Bilateral J-Curve between India and her trading partners, Applied Economics, 35, Bahmani-Oskooee, M. ve Tatchawan, K. (2001) Bilateral J-curve between Thailand and her trading partners, Journal of Economic Development, 26, Brissimis, S. N. ve Leventakis, J. A. (1989) The effectiveness of devaluation: a general equilibrium assesment with reference to Greece, Journal of Policy Modeling, 11, Elif Akbostanc (2002), Dynamics of The Trade Balance: THe TurkishJ-Curve, ERC Working Papers in Economics, November, Gupta-Kapoor, A. ve Ramakrishnan, U. (1999) Is There a J-curve? A new e stimation for Japan, Internetional Economic Journal, 13, Magee, S. P. (1973) Currency contracts, pass through and devaluation, Brooking Papers on economic Activitiy, 1, Mahdavi, S. ve Sohrabian, A. (1993) The Exchange value of the dolar and the US trade balanace: an empirical investigation based on cointegration and Granger causality tests, Quarterly Review of Economics and Finance, 33(4), Noland, M. (1989) Japanese trade elasticities and J-curve, Review of Economics and Statistics, 71, Peseran, M. H. ve Shin, Y. (1995) An autoregressive distributed lag modeling approach to cointegration analysis, in Centennial Volume of Rangar Frisch (Eds) S. Storm, A. Holly, and P. Diamond, Cambridge University Pres, Cambridge. Peseran, M. H. ve Shin, Y. And Smith, R. J. (2001) Bounds testing approaches to analysis of level relationships, Journal ofapplied Econometrics, 16, Rosensweig, J. A. ve Koch, P. D. (1988) The US dolar and the Delayed J-curve Economic Review, 7/8, Federal Reserve of Atlanta. Shirvani, H. ve Wilbratte, B. (1997) The relation between the real Exchange rate and the trade balance; an empirical reassessment, Internatonal Economics Journal, 11(1), Zhang, Z. (1996) The Exchange value of the rrenminbi and China s balance of trade: an empirical study, NBER Working papers Series, Working Paper,