TÜRKYE DE DÖVZ KURU, THALAT VE ENFLASYON. Ekonometrik Analiz ( )

Transkript

1 TÜRKYE DE DÖVZ KURU, THALAT VE ENFLASYON LKS: Ekonometrik Analiz ( ) Yrd.Doç.Dr.Yusuf BAYRAKTUTAN * Dr. brahim ARSLAN ** ÖZET Günümüzde, özellikle gelimekte olan ülkelerin yaadklar önemli ekonomik sorunlarn banda yüksek enflasyon gelmektedir. ktisat biliminde döviz kuru, enflasyon ve ithalat hacmi arasndaki iliki farkl dönemlerde farkl ekillerde tartlmtr. Türkiye gibi gelimekte olan ülkelerde, döviz kuru ve enflasyonla etkileim halinde bulunan ekonomik de ikenlerin etkileim yönü, ekonomi politikasnn ekillendirilmesi açsndan önem tamaktadr. Bu çalmada, söz konusu de ikenler arasndaki ilikilere dair, dönemine ait yllk veriler kullanlarak gerçekletirilen ekonometrik testlerin sonuçlar sunulmaktadr. Sonuçlara, Granger anlamnda nedensellik açsndan bakld nda, toptan eya fiyat indeksi ile döviz kuru ve ithalat hacmi arasnda dolayl ve do rudan olmak üzere karlkl etkileim teyid edilmektedir. ABSTRACT High inflation rate is at the top of the current problems of most developing countries. In economics, the relationship among foreign exchange rate, inflation and import volume has been broadly discussed in different periods. The direction of interaction among the above mentioned variables, in terms of shaping economic policies, is crucially important, especially for developing countries, like Turkey. In this study, the results of econometric tests related to these variables of Turkey are reported. Annual data of the period were used for this purpose. When we look at the results, in terms of Granger causality, we can see both the direct and indirect mutual * Kocaeli Üniversitesi,..B.F., ktisat Bölümü ** Gaziantep Üniversitesi Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 89

2 interaction among wholesale price index, foreign exchange rate, and import volume. I. GR Günümüzde, çok sayda ülke için temel ekonomik problemlerden biri olarak enflasyon, aratrmaclarn dikkatlerini çekmekte ve problemin dinamiklerini belirlemeye dönük çalmalar cezbetmektedir. Bu çalmada konu, bütün yönleriyle ele alnmamakta, sadece döviz kuru, ithalat ile enflasyon arasndaki ilikiler aratrlmaktadr. Ekonomik istikrarszlk konusu, klasik iktisatçlardan beri tartlan bir konudur ve dünyann çok de iik ülkelerinde sklkla ekonomik istikrarszlklar gözlemlenmektedir. Özellikle liberal iktisat politikalarnn hakim oldu u son 20 ylda krizlerle somutlaan istikrarszlk, küresel bir sorun niteli i kazanmtr. Türkiye de bu e ilimin etkisi altndadr. Buradan hareketle çalmamz, öncelikle Türkiye de enflasyonun, ithalat ve döviz kuru yansmalarnn görülmesini; bu de ikenler arasnda do rusal bir iliki bulunabilece i eklindeki de iik görülerin geçerlili ini, dönemini kapsayan Türkiye verileri ile test etmeyi amaçlamaktadr. Döviz kuru-enflasyon-ithalat ilikisi, yerli ve yabanc literatürde, çeitli aratrmaclar tarafndan farkl yöntemlerle incelenmitir. Yabanc çalmalar arasnda, bu çalma için de referans olan, N. Mark (990), M.Taylor (994), Stanley Fischer (983, 99), Jordi Gali-Mark Gertler (2000), R. Dornbusch (976), vb belirtilebilir. Türkiye de döviz kuru-enflasyon-ithalat ilikisi, M. Manzur (990), A. Zengin (2000), Burç Ülengin (995), Recep Tar (997), K. Metin- Genay Üçdo ruk (998), vb tarafndan aratrlmtr. Model sürecinde, hem teoriden, hem de daha önce yaplan çalmalardan yararlanlarak, döviz kuru-enflasyon-ithalat hacmi ilikilendirilmitir. Döviz kuru ba ml, di er de ikenler, ba msz de iken olarak kabul edilmektedir. Emine, Bilgili, 980 Sonras Türkiye ile Belli Bal Ticaret Ortaklar Arasndaki Döviz Kurlarndaki De iimin Analizi, Erciyes Üniversitesi BF Dergisi, Say: 5, 999, s. 223; Lale Alkno lu, Türkiye de Uygulanan stikrar Politikalar ve Sonuçlar, Erciyes Üniversitesi BF Dergisi, Say: 5, 999, s Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

3 DK = f(th, TEFE) X =Enflasyon, X 2 =thalat hacmi, Y=Döviz kuru de ikenleri ile ifade eden regresyon modeli kullanlmtr. De ikenlerin katsaylar (b ler), söz konusu de ikenler bir birim de iti inde döviz kurunda meydana gelecek de iimi verecektir. Modelin denklemi, Y= b 0 + b X b 2 X 2 + e ve e, hata terimidir. Bu çalmada Türkiye de döviz kuru, enflasyon, ithalat hacmi ilikisi yukarda anlan yazarlarn yöntemine benzer bir yöntemle aratrlmtr. Önce döviz kuru, enflasyon ve ithalat hacmi arasnda bir iliki olup olmad ve daha sonrada bu ilikinin yönü belirlenmeye çallmtr. D ticaret göstergeleri ile fiyat serilerindeki trendler, daha sonra bu iki seri arasndaki uzun dönem ilikileri ve en sonunda da bu de ikenler arasndaki nedensellik ilikileri incelenmitir. Bunlar yaplrken de, srasyla birim kök, regresyon, ko-entegrasyon ve granger nedensellik analizleri kullanlmtr. Bu nedenle, ko-entegre olan ya da uzun dönem ilikisine sahip görünen seriler arasndaki nedensellik ilikileri aratrlmtr. II. ARATIRMA YÖNTEM VE VERLER Bu çalmada, Türkiye de, döviz kuru, enflasyon ve ithalat hacmi arasndaki iliki incelenmi ve bu amaçla regresyon analizi yaplmtr. Bulunan bu regresyonun sahte olup olmad ise ebütünleim kavram 2 çerçevesinde aratrlm ve birim kök testleri ile serilerin ebütünleik olup olmadklar belirlenmitir. Çalmada kullanlan veriler dönemine aittir ve 200, atipik yllar oldu u için, dönem seçimi bu ekilde yaplmtr. Döviz kuru, ithalat hacmi, toptan eya fiyat endeksi verileri, TCMB ile DE veri tabanlarndan yararlanlarak düzenlenmitir. Her de ikenin zaman serisi özellikleri incelenirken öncelikle serilerin dura an olup olmadklarn saptanmtr. 2 Ertu rul Çolak, Zaman Serilerinde Ebütünleim (Cointegration), Bilim Dergisi, Say: 2, 200, ss. -0. Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 9

4 III. AMPRK SONUÇLAR VE DE9ERLENDRME A) KTSAD ANALZ ktisadi analiz, ekonominin fonksiyonel ilikilerini inceleyip ekonomik faaliyetlerin gidiini belirtmeye yarayan verilerin, iktisadi anlam ba lamnda incelenmesini ifade eder. Bu amaçla, tablo ve grafikler yardmyla, ele alnan de ikenlere ait de erlerin, iktisat teorisi ile uyuup uyumad na baklr. Bu analizler iktisadi ve mali politikalar düzenlemekle görevli kamu yetkililerince sürekli olarak izlenir ve gerekli politika de iiklikleri yaplarak ekonomik sorunlarn ortaya çk önlenmeye çallr. Çalmamzn konusuna ilikin de ikenler de, önce iktisadi bir ön analize tabi tutulmu; bu analizlerde ortaya çkan anlaml ilikiler daha sonra ampirik analizlere konu olmutur. Tablo-: Döviz Kuru, Toptan E>ya Fiyat ndeksi ve thalat Verileri (% YBllBk ) YBllar DK % 4,2 47,4 46,4 39 6,8 42,3 29,5 26,5 65, ,6 59,9 70,4 54,3 77,6 86,6 7,7 60,6 49,3 ith % TEFE % Döviz kuru, enflasyon ve ithalat hacmi, bir ülkenin genel ekonomik dengesinin kurulmasnda önemli yer tutan iktisadi de ikenlerdir. Türk ekonomisinin yapsal özellikleri, bilhassa sanayinin yaps, d ekonomik politikalar çerçevesinde enflasyon basksn artracak etkiye sahiptir. Tablo- ve Grafik- de, döviz kuru ile enflasyon orannn yüksek oldu u yllara bakld nda, ithalat hacminde bir azalma oldu u görülmektedir. Bu nedenle döviz kuru ve enflasyon oran ile ithalat hacmi arasnda ters yönde bir iliki oldu u görülmektedir. 92 Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

5 Grafik-:YBllBk Verilerle döviz kuru, ithalat ve enflasyon oranb (%) THALAT &/TL TEFE B) BRM KÖK TEST SONUÇLARI Genel olarak, ortalamas ile varyans zaman içinde de imeyen ve iki dönem arasndaki ortak varyans, bu ortak varyansn hesapland döneme de il de, yalnzca iki dönem arasndaki uzakl a ba l olan stokastik bir süreç için dura andr denir. Bu örneklemi ifade etmek için Y t bütün t de erleri için u özellikleri tayan olaslkl bir zaman serisi olsun: Ortalama: E(Y t )=µ () Varyans : Var(Y t )=E(Y t µ) 2 =X 2 (2) Ortak Varyans: Y k =[ (Y t µ) (Y t+k µ)] (3) Burada Y k, k gecikme mesafesine ba l olarak Y t, Y t+k arasndaki ortak varyanstr. Baka bir ifade ile, e er bir zaman serisi dura an ise, ortalamas, varyans ve de iik gecikmelerde ortak varyans zamandan, yani t den ba msz olarak ayndr. Dura anlk testi, zaman serilerindeki dalgalanmalarda sapmalar önlemek için yaplan bir test türüdür. Zaman serisi modellerindeki en önemli sorun serilerin dura an hale getirilmesi sorunudur. Dura anlk, zaman serisinin varyansnn zaman içerisinde Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 93

6 de imemesi, serinin trendinin olmamas olarak tanmlanmaktadr. Dura an süreç, zaman içerisinde de imeyen sonlu ortalamaya ve sonlu varyansa sahiptir. Zaman serilerinin dura an hale getirilmemesi durumunda tahminler sapmal sonuçlar verecektir. Dura anl n ortadan kaldrlmas durumunda En Küçük Kareler Yöntemi nin (EKK) uygulanmas, etkin, tutarl ve sapmasz sonuçlar verecektir. Serilerin dura an olup olmad na karar verebilmek için otokorelasyon fonksiyonu kullanlabilir. Bu çalmada ele alnan zaman serilerinin dura anlk analizi, Dickey ve Fuller (98) tarafndan gelitirilen 3 Geniletilmi Dickey- Fuller (ADF) birim kök testi kullanlarak yaplmtr. IY t = KY t- + t (4) IY t = M 0 + KY t- + t (5) IY t =M + M 2 t +KY t- + k n= N t IY t- + t (6) Burada \Y t, dura an olup olmad analiz dilen de ikenin birinci fark, t genel e ilim de ikeni, \Y t- gecikmeli fark terimleridir. ADF testinin sa lkl sonuç vermesi için, tahmin edilen modelde ardk ba mllk probleminin olmamas gerekmektedir. ADF testi, denklemdeki ] katsaysnn istatistiksel olarak sfra eit olup olmad n test eder. Burada test, elde edilen ADF-t istatisti inin MacKinnon kritik de erleri ile karlatrlmasyla yaplr. Gayet ADFt istatisti i MacKinnon kritik de erinden mutlak olarak büyükse, ele alnan zaman serisi dura an demektir. Aksi takdirde seri dura an de ildir ve dura anl sa lanncaya kadar farknn alnmas gerekir. Dura an olmayan zaman serilerinin düzey de erleriyle çalp çallamayaca nn anlalmas için ebütünleim analizinin yaplmas gerekmektedir. 3 Dickey, D.A. and W.A. Fuller (98), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root, Econometrica, 49, Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

7 Bu çalmada, iki seri arasnda yaplacak bir regresyon analizi ile elde edilen ilikinin, gerçek ya da sahte oluunu anlamak için önce döviz kuru, toptan eya fiyat indeksi ve ithalat hacmi, birim kök testine tabi tutulmaktadr. Döviz kuru serisinin orijinal hali, E-views yardmyla birim kök testine tabi tutuldu unda aa daki sonuçlar elde edilmektedir. Tablo-2: Geni>letilmi> Dickey Fuller Birim Kök Analizi (ADF) Sabit Terimli Sabit Terimli ve Trendli DeOi>kenler MacKinnon Kritik DeOerleri MacKinnon Kritik DeOerleri ADF % 5% 0% ADF % 5% 0% DK DDK TH TEFE DTEFE Tablo-2 de görüldü ü gibi, de ikenlerin orijinal de erlerine ait ADF istatistiklerin mutlak de erleri, çeitli anlamllk düzeylerindeki MacKinnon kritik de erlerinin mutlak de erlerinden küçüktür. Bu durum orijinal verilerde birim kök oldu unu ve dolaysyla de ikenlere ait serilerin dura an olmadklarn ifade etmektedir. Serilerin birinci farklar da ayn durumda bulunmulardr. Birinci farklara ait sonuçlara yer verilmemitir. Ancak ikinci farklarda seriler dura anlk kazanabilmilerdir. kinci farklara ait ADF istatistiklerinin mutlak de erlerinin, MacKinnon kritik de erlerinin mutlak de erlerinden, önemsiz bir istisna dnda büyük olmalar bunu göstermektedir. C) REGRESYON ANALZ Ele alnan de ikenler arasnda belirlenen ilikilerin ampirik olarak gösterilmesi regresyon analizi ile yaplmaktadr. Regresyon analizi birden fazla de iken ve bunlar arasndaki ba ntlarn incelenmesinde kullanlan bir yöntemdir. Üzerinde durulan de ikenlerden ba ml de iken y, ba msz de iken x ise, y=f(x) eklindeki fonksiyona regresyon denir. 4 4 D. N. Gujarati, Basic Econometrics. New York: McGraw-Hill, Inc., 995, p Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 95

8 y= b 0 +b X - b 2 X 2 +u DK= b 0 +b tefe- b 2 ithalat +u DK= döviz kuru, TEFE= toptan eya fiyat indeksi, TH=ithalat hacmi, b 0 : sabit, b ve b 2 regresyon katsaylar, u: tesadüfi hata de erini göstermektedir. Birim kök testleri sonucu DK ve TEFE, TH serilerinin ebütünleen seriler oldu u ortaya çkmtr; çünkü her iki seri de birinci dereceden dura andr (bütünleendir). Bu iki seri arasnda yaplacak olan bir regresyon analizi bize gerçek bir ilikiyi gösterir. Tablo-3, regresyon sonuçlarn göstermektedir. Tablo-3: Regresyon Analizinin SonuçlarB Dependent Variable: D(DK) Method: Least Squares Sample(adjusted): Included observations: 20 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. ITH D(TEFE) C R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Tablo-3, döviz kuru ile toptan eya fiyat endeksi ve ithalat hacmi arasnda anlaml bir regresyon analizi göstermektedir; R 2 = dir. Bu sonuca göre, toptan eya fiyat endeksindeki birimlik de iim, döviz kurunu ayn yönde ve birim, ithalat hacmindeki birimlik de ime ise, döviz kurunu ters yönde ve birim etkilemektedir. Modelin açklama gücü yüksek olup, regresyon do rusunun gözlemlere uyumu oldukça iyidir. DW= olarak elde edilmitir. Durbin-Watson istatisti i bir regresyonda artklar arasnda otokorelasyon olup olmad n saptamada kullanlan bir ölçüttür. Elde edilen DW de eri, tablodaki de erden büyük oldu undan, otokorelasyon olmad sonucuna varlmaktadr. 96 Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

9 F istatisti i olarak elde edilmitir. Ba msz de ikenlerin, ba ml de iken üzerinde etkili olup olmadklarn anlamak için F testi uygulanmaktadr. Seçilen belli bir anlam düzeyi ve açklayc de iken says ile serbestlik derecesine göre F tablosundan bir tablo F de eri bulunur. Elde edilen F de eri, tablo F de erinden küçükse hipotez kabul, büyükse reddedilir. Burada F hes. = > F tab.. =3,49 oldu undan, regresyon bütünüyle anlamldr. Açklayc de ikenlerden TEFE nin katsays olarak bulunmu ve t test istatisti i p=0.0000<0.05 düzeyinde anlamldr. Baka bir ifadeyle, t hes = < t tab =,725 oldu undan, hipotez reddedilmektedir. Bu durumda enflasyon oran, döviz kurunu pozitif yönde etkileyen önemli bir de iken olmaktadr. Di er bir açklayc de iken olan ithalat hacminin katsays ve t test istatisti i p=0.0000<0.05 düzeyinde anlamldr; t hes = < t tab =,725 oldu undan, hipotez kabul edilmektedir. Bu durumda döviz kuru, ithalat hacmini negatif yönde etkileyen bir de iken olmaktadr. Türkiye de döviz kuru ile toptan eya fiyat indeksi arasnda pozitif yönde bir iliki bulunurken, döviz kuru ile ithalat hacmi arasnda negatif bir iliki gözlenmekte; döviz kuru arttkça ithalat hacmi azalmaktadr. De ikenler, regresyon denklemi ile ifade edilecek olursa, DK = b 0 + b tefe - b 2 ithalat + u DK = 0, ,74055 TEFE - 0,65472 ithalat + u Sonuç olarak, birim kök testleri ile zaman serisi bakmndan regresyonun gerçek oldu u ortaya konduktan sonra her açklayc de ikenin hangi oranda açklanan de ikene etki yapt belirlenmi olmaktadr. D) KO-ENTEGRASYON ANALZ Teorik olarak birbirleriyle ilikili oldu u düünülen çok sayda ekonomik de ikenden iki veya daha fazlasnn birlikte hareket edip etmedi i, ko-entegrasyon analizi çerçevesinde tespit edilebilir 5. 5 C. S. Hakkio, M. Rush, Cointegration: How Short is the Long Run, Journal of International Money and Finance, Vol.: 0, No: 4, 99, pp Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 97

10 Bu çalmada, döviz kuru, enflasyon ve ithalat verileri için gerçekletirilen test yoluyla, koentegrasyon ilikisinin varl, yani de ikenler arasnda uzun dönem ilikisinin varl saptanrsa, bundan analiz konusu iki iktisadi de iken arasnda teorik olarak öngörülen neden-sonuç ilikisinin Türkiye için do ruland sonucuna varlmas amaçlanmtr. Kullanlan koentegrasyon yöntemi, Engle ve Granger (987) tarafndan gelitirilen klasik yöntemdir 6. Buna göre, ilk aamada aa daki uzun dönem denkleminin En Küçük Kareler Yöntemi (EKKY) ile regresyon tahmini gerçekletirilir: X t =a 0 + a Y t + u t (7) Y t =b 0 + b X t + u t (8) Bu regresyonlardan biri bulunarak, onun yardm ile e t hata terimleri elde edilir: e t = ] et- +v t (9) Burada X ve Y, aralarnda uzun dönem teorik nedensellik ilikisi, yani koentegrasyon ilikisi aranan iki de ikeni; a 0 ve b 0 sabit terimleri; a ve b, regresyon tahmin katsaylarn; u t ve u t ise regresyon hata terimlerini göstermektedir. Tablo-4: Johansen-Juselius Ko-Entegrasyon Test Sonuçlar DeOi>kenler Eigenvalue Olabilirlik Oran testi Kritik DeOer (% 5) Kritik DeOer (%) Koentegre vektör DK r b 0 TH r b TEFE r b 2 Tablo-4 te verilen koentegrasyon bulgular seriler arasnda uzun dönemli bir ilikinin varl na iaret etmektedir. Bu sonuca de ikenler bazl analiz için, olabilirlik oran istatisti i de erleriyle % 5 ile % yanlma düzeyindeki tablo de erlerinin karlatrlmas ile 6 H. Terzi ve A. Zengin, Kur Politikasnn D Ticaret Dengesini Sa lamadaki Etkinli i: Türkiye Uygulamas, Ekonomik Yakla>Bm, Say: 33, Cilt: 0, 999, s Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

11 ulalmtr. ve 3 tane ko-entegrasyon denklemi yazlabilir eklindeki hipotezler, olabilirlik oran istatisti i de erlerinin % 5 ile % düzeyinde tablo de erlerinden büyük bir de er olmalar nedeniyle reddedilmektedir. Dolaysyla seriler arasnda iki tane ko-entegrasyon denklemi yazlabilmekte; yani uzun dönemli bir iliki mevcut bulunmaktadr. Böylece, de ikenler arasndaki nedensellik ilikilerinin aratrlmas gere i ortaya çkmaktadr. E) GRANGER NEDENSELLK TEST BULGULARI Gecikmeli de ikenlerin incelendi i bir regresyon modelinde incelenebilecek bir di er konu da, ekonomide bir iliki zaman serisi verileri kullanmak suretiyle aratrld nda, ilikide nedensellik bulunup bulunmad nn ortaya konulmasdr. Granger Nedensellik Testi (Granger Causality Test) bu amaç için gelitirilmi bir yöntemdir. Bu çalma için nedensellik ilikisi, Keynesgil makroekonomik teori ve Granger Testi ile açkl a kavuturulabilir. Analizin asl amac, döviz kuru ile enflasyon ve ithalat hacmi etkileim hipotezini Türkiye açsndan test etmektir. Ekonomik de ikenler arasndaki sebep-sonuç ilikileri, nedensellik testleri ile aratrlmaktadr. 7 Döviz kuru-enflasyon-ithalat hacmi arasnda karlkl bir belirlenme ilikisinin olmas, bu nedenselli in yönünü aratrmak üzere nedensellik testini anlaml klmaktadr. Bu yüzden, döviz kuru göstergeleri ile enflasyon, ithalat hacmi arasnda bir nedensellik irdelemesi yaplacaktr. Bu suretle, Granger Nedensellik Testi aracl ile, de ikenler arasnda ilk önce bir iliki olup olmad ve varsa bu ilikinin yönü tespit edilmeye çallmtr. 8 Bir önceki ksmda de ikenlere ait serilerin ko-entegre olduklar tespit edilmiti. Bu durum ise de ikenler arasnda bir nedensellik olabilece i iaretini vermektedir. Granger nedensellik F da lm takip etti inden F testi kullanlacaktr. Granger nedensellik testinde, nedenselli in yönünü bulabilmek amacyla gecikmeli 7 S. Johansen, Statistical Analysis Of Cointegration Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control, 988, pp C. W. J., Granger, Investigating Causal Relations By Econometric Models and Cross Spectral Methods, Econometrica,969, pp Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 99

12 de ikenlerin kullanlmas gerekmektedir. Ekonometrik öneri do rultusunda burada, de ikenlerin 2 yl gecikmeli de erleri kullanlmtr. 9 TEFE = a DK = b o o o a tefe i b dk ti ti i b dk i a tefe ti ti + u + u t t 2 = ao + aiithalatti bi dkti TH ++ u Burada tefe, toptan eya fiyatlar indeksini; dk, döviz kurunu temsil etmektedir. Enflasyon ile döviz kuru arasnda nedensellik ilikisi için. ve 2. denklemler kullanlmtr. 0 Test edilen hipotezler srasyla, eklindedir. Bu hipotezler,.denklemde dk den tefe ye nedensellik olmad, 2.denklemde tefe den dk ye nedensellik olmad anlamna gelmektedir. Bunlarn alternatifleri olan ilgili de ikenler arasnda nedensellik ilikisi oldu unu ifade eder. Bu hipotezlerin testinde F de eri hesaplanr; karlatrmada kullanlacak tablo F de eri F (m, n-k) olarak bulunur. Hesaplanan F de eri ile tabloda bulunan F de eri karlatrlarak sonuca varlr. Hesaplanan F de eri, Tablo-5 te verilen F de erinden küçük ise, DTH den TEFE ye do ru bir nedensellik olmad hipotezi kabul 2 2 b b i i = o o ve ve 2 t a 2 i a i = o o ise 9 C. Hisao, Autoregressive Modelling and Money-Income Casuality Detection, Journal of Monetary Economics, 98, pp Recep Tar, Türkiye de Enflasyon, Faiz ve Döviz Kuru Arasndaki Nedensellik likileri (Ekonometrik Analiz: Dönemi), Kocaeli Üni. BF Dergisi, 997, Cilt:, Say:, s. 227; Ahmet Ulusoy ve Yakup Küçükkale, Türkiye de D Borçlarn ktisadi Büyüme ve Enflasyon Üzerine Etkisi: Granger Nedensellik Testi, Ekonomik Yakla>Bm, 998, Cilt: 7, Say: 2, s Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

13 edilir. Hesaplanan F de eri tablodan bulunan F de erinden büyük ise, hipotez reddedilerek, DTH den TEFE ye nedensellik vardr eklindeki alternatif hipotez kabul edilir. Tablo-5 te, denklemlere ait F de erlerinin, kritik F de erini geçti i görülmekte; bu nedenle de ikenler arasnda nedensellik ilikisi oldu u sonucuna varlmaktadr. Tablo-5: Granger Nedensellik Testi SonuçlarB ( Verileri, gecikme: 2) Denklemler li>kilerin Hesaplanan Kritik F AnlamlBlB Yönü F deoerleri deoerleri k düzeyi.denklem DKTTH , denklem THTDK , denklem THTTEFE denklem TEFETTH denklem DKTTEFE, ,49 0,942 6.denklem TEFE TDK, ,49 0,65524 F (m, n-k) =0,05 (2, 20)= 3,49 F hes. = >F tab. 3,49 oldu undan, hipotez reddedilip, alternatifi kabul edilmektedir.yani, DK dan TH a do ru bir nedensellik ilikisi vardr. F hes. = >F tab. 3,49 oldu undan, hipotez reddedilip, alternatifi kabul edilmektedir.yani, TH tan DK na do ru bir nedensellik ilikisi vardr. F hes. =,50230<F tab. 3,49 oldu undan, hipotez kabul edilip, alternatifi kabul edilmemektedir.yani, DK ndan TEFE ne do ru bir nedensellik ilikisi yoktur. F hes. =,72056<F tab. 3,49 oldu undan, hipotez kabul edilip, alternatifi kabul edilmemektedir.yani, TEFE nden DK na do ru bir nedensellik ilikisi yoktur. F hes. = >F tab. 3,49 oldu undan, hipotez reddedilip, alternatifi kabul edilmektedir.yani, TH tan TEFE ne do ru bir nedensellik ilikisi vardr. F hes. = >F tab. 3,49 oldu undan, hipotez reddedilip, alternatifi kabul edilmektedir.yani, TEFE nden TH a do ru bir nedensellik ilikisi vardr. Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 0

14 Baka bir ifadeyle, döviz kuru ile ithalat hacmi arasnda iki yönlü bir nedensellik ilikisi ortaya çkmtr. Buna göre, döviz kuru ithalat hacmini etkiledi i gibi; ithalat hacmi de döviz kurunu etkilemektedir. Nedensellik ilikilerin test edilmesinde, testlerin üzerinde gerçekletirdi i modelin tanmlanmas, testlerin do rulu u açsndan önemlidir. Yaplan nedensellik testi sonucunda anlaml bir iliki bulunmu ve döviz kurunun ithalat hacmini etkiledi i ortaya çkmtr. Elde edilen sonuçlar, de ikenler arasnda etkileim oldu u göstermektedir. SONUÇ Dünyada küresellemeyle birlikte sermaye hareketleri daha da önem kazanm ve ülkelerin dünyay tek pazar olarak görmelerine sebep olmutur. Türkiye nin bu süreci iyi de erlendirmesi istikrarl bir makroekonomik ortam yaratmas ve rekabet gücünü ön plana çkartan bir ekonomi politikas uygulanmasna ba ldr yllar arasnda kalan dönemde Türkiye ekonomisine ilikin olarak yaplan bu aratrma, döviz kuru ile enflasyonun ithalat hacmini olumsuz yönde etkiledi ini göstermektedir. Bu çalmada Türkiye de döviz kurunun, ithalat hacmi, enflasyon ilikisi döneminde incelenmi; döviz kuru, toptan eya fiyat indeksi, ithalat hacmi ilikisi aratrlmtr. Bu amaçla, önce iktisadi analiz ile de ikenlere ait seriler, bir ön analize tabi tutulmutur. ktisadi analizde, her bir de iken için yllk veriler incelenmi ve birbiriyle karlatrlarak tablo ve grafik eklinde sunulmutur. Burada, döviz kuru, enflasyon ve ithalat hacmi arasnda anlaml bir iliki gözlenmitir. Ekonometrik analizde, önce birim kök testi ile de ikenlere ait serilerin dura an olup olmadklar aratrlmtr. Modelde kullanlan döviz kuru, toptan eya fiyat indeksi, ithalat hacmi de ikenlerinin orijinal de erleri dura an çkmlardr. Daha sonra de ikenler arasnda regresyon ve korelasyon analizleri yaplmtr. Bir de dura anl sa lanan de ikenler arasnda ko-entegrasyon testi yaplmtr. Analiz sonucunda, de ikenlerin ko-entegre olduklar, yani uzun dönemli bir ilikiye sahip olduklar görülmütür. En sonunda nedensellik testi yaplarak, bu ilikinin yönü aratrlmtr. 02 Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)

15 Analiz sonuçlarna göre, Türkiye de döneminde döviz kurundaki art ithalat hacmini olumsuz yönde etkilemitir. Yani, döviz kuru ile ithalat hacmi arasnda anlaml ve negatif bir iliki vardr. Teorik beklentiye uygun olarak, döviz kuru arttkça ithalat hacmi azalmaktadr. thalatn önemli bir ksm aramal niteli inde oldu undan bu sonuç, ülkenin ihracat performans bakmndan da önem tamaktadr. Türkiye de döneminde enflasyon oranndaki art ithalat hacmini olumsuz yönde etkilemitir. Bir baka anlatmla, enflasyon oran ile ithalat hacmi arasnda anlaml ve negatif bir iliki vardr. Enflasyon oran arttkça ithalat hacmi yavalamaktadr. Yatrm mallar ithalatnn azalmasyla enflasyon, büyüme performansn olumsuz etkileyecektir. Bu sonuçlar, halen IMF destekli programlarla ekonomik istikrar aray içinde olan Türkiye ekonomisi için dikkate de er unsurlar niteli i tamaktadr. Fiyat istikrar ve kur istikrar ithalat bakmndan kritik önem arz etmektedir. KAYNAKÇA Alkno lu, Lale (999). Türkiye de Uygulanan stikrar Politikalar ve Sonuçlar, Erciyes Üniversitesi BF Dergisi, Say:5, ss Bilgili, Emine (999). 980 Sonras Türkiye ile Belli Bal Ticaret Ortaklar Arasndaki Döviz Kurlarndaki De iimin Analizi, Erciyes Üniversitesi BF Dergisi, Say: 5, ss Çolak, Ertu rul (200). Zaman Serilerinde Ebütünleim (Cointegration), Ankara, Bilim Dergisi, Say: 2, ss. -0. Dickey, D. A. and W. A. Fuller (98), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root, Econometrica, 49, pp: Granger, C. W. J. (969). Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross Spectral Methods, Econometrica, pp Gujarati, D.N., (995). Basic Econometrics. New York: McGraw- Hill, Inc. Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003) 03

16 Hakkio, C. S., and Rush, M. (99). Cointegration: How Short is the Long Run, Journal of International Money and Finance, Vol.: 0, No: 4, pp Hisao, C., (98). Autoregressive Modelling and Money-Income Casuality Detection, Journal of Monetary Economics, pp Johansen, Soren (988). Statistical Analysis of Cointegration Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control, pp Tar, Recep (997). Türkiye de Enflasyon, Faiz ve Döviz Kuru Arasndaki Nedensellik likileri (Ekonometrik Analiz: Dönemi), Kocaeli Üni. BF Dergisi, Cilt:, Say:, ss Tar, Recep (998). Türkiye de Enflasyon-Ücret likisi (Ekonometrik Analiz), Kocaeli Üni. BF Dergisi, Say: 2, ss Terzi, H. ve Ahmet Zengin (999). Kur Politikasnn D Ticaret Dengesini Sa lamadaki Etkinli i: Türkiye Uygulamas, Ekonomik Yakla>Bm, Say: 33, Cilt: 0, ss Ulusoy, Ahmet ve Yakup Küçükkale (998). Türkiye de D Borçlarn ktisadi Büyüme ve Enflasyon Üzerine Etkisi: Granger Nedensellik Testi, Ekonomik Yakla>Bm, Cilt: 7, Say: 2, ss Afyon Kocatepe Üniversitesi,..B.F. Dergisi (C..V, S.2, 2003)