TÜRKİYE DE PETROL FİYATLARI, İHRACAT VE REEL DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI VE DİNAMİK NEDENSELLİK ANALİZİ

Transkript

1 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013 In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013 TÜRKİYE DE PETROL FİYATLARI, İHRACAT VE REEL DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI VE DİNAMİK NEDENSELLİK ANALİZİ Doç. Dr. Halil ALTINTAŞ Erciyes Üniversiesi, İ.İ.B.F. ÖZET Bu çalışma, dönemi üç aylık verileriyle ihraca, yurdışı reel gelir, reel döviz kuru, reel perol fiyaları ve nispi ihraca fiyaı değişkenleri kullanılarak ARDL yönemi ve nedensellik esleriyle Türkiye nin ihraca fonksiyonunu ahmin emeyi amaçlamakadır. Tahmin sonucunda ihraca ve belirleyicileri arasında uzun dönemde bir ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Uzun dönemde yurdışı reel gelirdeki yüzde 1 arışın ihracaa yüzde 5.93 lük iyileşmeye, reel döviz kurundaki yüzde 1 lik arışın ihracaa yüzde 0.61 lik bir köüleşmeye neden olmakadır. Nispi ihraca fiyaı uzun dönemde anlamlı bulunmamışır. Reel perol fiyaının ihraca üzerindeki ekisini göseren esneklik değeri (0.) poziif ve anlamlı bulunmuşur. Bu sonuç incelenen dönemde perol fiyaındaki arışan ihracaın zarar görmediğini gösermişir. Granger nedensellik sonuçları perol fiyaı-nispi ihraca fiyaı ve yurdışı reel gelirihraca arasında iki yönlü nedensellik olduğunu gösermiş ve böylece Türkiye de ihracaın dışsal ekonomik gelişmelere daha duyarlı olduğu sonucuna ulaşılmışır. Anahar Kelimeler: Perol Fiyaları, İhraca, ARDL Modeli. THE RELATIONSHIP BETWEEN OIL PRICES, EXPORT AND REAL EXCHANGE RATE IN TURKEY: BOUNDS TESTING APPROACH AND ANALYSIS OF DYNAMIC CAUSALITY ABSTRACT This paper aims o esimae expor for Turkey funcion by using expor, real oil prices, real exchange rae, foreign real income and relaive expor price applying ARDL mehodology and Granger causaliy ess by using quarerly daa for he period The resuls sugges ha here is a long-run relaionship beween expor and is deerminans. In he long run, a one percen increase in real foreign income leads o a 5.93 percen improvemen in expor, while a one percen increase in real exchange rae deerioraes 0.61 percen in expor. Relaive expor price is no found saisically significan in he long run. The effec of he real price of oil on expor is esimaed o be posiive and saisically significan wih an elasiciy of 0.. This resuls implies ha expors do no suffer from he increase in he price of oil for examined period. The resul of Granger causaliy indicaes ha here is a bidirecional causaliy beween oil prices-relaive expor price and foreign real income-expor which infers ha Turkey s expor is more sensiive o exernal economic developmens. Keywords: Oil Prices, Expor, Bounds Tesing Approach. ISSN: E-ISSN: hp://dx.doi.org/10.111/ijmeb

2 Halil ALTINTAŞ 1. Giriş Enerji özellikle perol-modern bir ekonomide en önemli hammaddelerden biridir. Perol ürünleri ulaşırma ve enerjinin oraya çıkarılmasında yaygın bir şekilde kullanılır ve ayrıca perol kimya ürünlerinin üreiminde de kullanılmakadır. Bu nedenle, perol fiyaı, uluslararası ekonomide anahar fiyalardan biridir ve diğer enerji kaynakları için yaygın bir şekilde referans değer olarak kullanılmakadır (Korhonen & Ledyaeva, 010:849). Perol fiyaındaki arış son üç resesyon döneminin en önemli nedenlerinden biridir. Son 40 yılda dünya çapında perol fiyalarındaki arışa epki olarak ekonomik resesyonlar gözlenmişir. Bunlar 1973 yılındaki perol krizine bağlı olarak oraya çıkan 1973 resesyonu, 1979 yıllındaki İran devriminden dolayı enerji krizlerinden kaynaklanan 1979 resesyonu ve ardından İran devriminin yaraığı resesyonlarıdır (Williams, 011) perol krizinde, perol fiyaları emiya fiyalarından daha fazla dalgalanma gösermişir. Ham perol, doğal gaz ve rafine edilmiş perol fiyaları, yuriçi üreicilerin saığı ürünlerin yaklaşık yüzde 95 inin fiyalarından daha fazla dalgalanmışır. Malik (008) e göre de görülen birinci negaif perol şoku, OPEC in perol ambargosundan, ikincisi perol şoku OPEC in perol üreimini kısmasından kaynaklanmışır de Irak savaşıyla başlayan ikinci önemli şok dönemleri arasını kapsasa da ekisi büyük olmuşur. Global perol fiyaları 003 en beri sürekli arış göserirken 006 Nisan ında perol fiyaı 004 Ocak fiyaının iki kaından daha fazla armışır. Talep, arz ve spekülaif fakörler ve bu fakörlerin birbirleriyle karşılıklı olan ilişkileri perol fiyalarında düzenli bir arışa yol açmışır. Son yıllarda gelişmeke olan Çin ve Hindisan gibi Asya ülkelerindeki güçlü ekonomik performansı global perol alebini arırmışır (Anam Hassan & Zaman, 01:15). Zaouali (007) ye göre 030 yılına kadar perol alebinin her yıl yüzde 1.3 lük arış gösereceği ve perol alebindeki arışın yüzde 70 inin özellikle Hindisan ve Çin gibi gelişmeke olan ülkelerden kaynaklanacağını ve iki ülkenin yıllık perol alep arışının 030 a kadar her yıl oralama yüzde.5 aracağını öngörmekedir. Williams (011) perol alebi fiyaının esnek olmadığını, enerji arzında meydana gelecek herhangi bir değişimin fiyalar üzerinde önemli arışa yol açacağını bildirmekedir. Talepeki küçük bir arış (veya arzdaki bir azalma) perol fiyalarını şiddeli bir şekilde arıracakır. Perol fiyaının bu inelasik özelliği, ihala yapan ülkelerin ekonomilerinde köüleşmelere neden olabilmekedir. Bununla birlike 009 da olduğu gibi alepeki bir azalma da, fiyaın düşmesine bağlı olarak aynı köüleşirici ekinin perol üreicisi ülkelerde görülmesini sağlamakadır. Kısaca hem alepeki bir arış, hem de yıpranan perol alanlarının neden olduğu üreimdeki azalma, perol fiyaının ani bir şekilde armasına yol açmakadır. Perol fiyalarının reel ekonomik faaliyeleri ekilemesi mekanizması, hem arz hem de alep kanallarının dahil edilmesiyle oraya çıkmakadır. Bazı araşırmalar aran perol fiyalarının ekilerinin emel kanal olarak akarımının arz yönlü olmasından dolayı resesyona yol açacağını açıklamakadırlar. Bu durumda perol fiyaındaki arışlar ekonomide poansiyel üreimi ekilemekedir. Gerçeke perol fiyaındaki arışlar ekonomide perolün piyasada daha az bulunacağı anlamına gelen kılıkaki bir arışın

3 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp gösergesi olarak yorumlanmakadır. Perol aynı zamanda üreimde emel girdi olduğundan sonraki dönemde işgücü verimliliğini azalıcı ekiye de yol açmakadır. (Jbir & Ghorbel, 009:1041). Perol fiyaındaki arışın ekonomik faaliyeleri alep yönlü ve reel dengeden değişme aracılığıyla dolaylı bir şekilde ekileyebilmekedir. Pierce ve Enzler (1974), Hamilon (1988, 003), Ferderer (1996), Brown & Yücel (00), Cologni & Manera (008) perol fiyaındaki bir arışın perol ihal eden ülkelerden ihraca eden ülkelere gelir ransferine yol açmakadır. Bu ransfer, perol ihal eden ülkelerde hane halkının reel gelirlerini azalmaka ve sonuça yuriçi alebin giikçe zayıflamasıyla firmaların karları ve yaırımları olumsuz ekilenebilmekedir. Bu ülkelerde perol fiyaındaki arışa bağlı olarak cari işlemler açığının sürekliliği ulusal büçe hedefleri üzerinde ers ekiler doğuracak ve ikiz açık olarak bilinen sorunu gündeme geirecekir. Sonuça uluslar arası perol fiyaındaki arışlar ekonomik büyüme ve refah arışında kayıplara yol açacakır (Belkar vd., 007; Kooros vd.006). Perol fiyalarının makroekonomik değişkenler üzerine ekisini inceleyen çok sayıda çalışmaya [(Wilson (001) perol fiyaları, dış icare dengesi, reel döviz kuru; Oo (003) perol fiyaları, dış icare haddi; Ahmed & Donoghue (010) perol fiyaları, ihraca, endüsriyel hammadde fiyaları, gelir adalesizliği; Malik (008) perol fiyaları, üreim, reel döviz kuru, dünya faiz oranı, perol ükeimi; Chen & Hsu (01) perol fiyaları, dış icare (ihraca ve ihala)] raslanmakadır. Bu çalışmaların bazılarında perol fiyalarının asimerik olduğu bazılarında ise perol fiyalarının doğrusal olduğu varsayımı alında model ahminleri yapılmışır. Bu çalışma dönemi için Keynesci yaklaşımın (masseme ve harcama) dış icare dengesi eorisini dikkae alarak Türkiye de perol fiyaları, yurdışı gelir, reel döviz kuru ve nispi ihraca fiyaının ihraca üzerindeki ekilerini ARDL yönemiyle araşırmayı amaçlamakadır. Perol fiyalarının ihraca modelinde yer aldığı sınırlı sayıda çalışmanın olması (örneğin Faria vd., 009), bu çalışmanın lieraüre kakı sağlaması açısından önem arz emekedir. Çalışmanın ikinci bölümünde perol fiyaları ve ekonomik faaliyeler ilişkisi, üçüncü bölümde Türkiye de perol fiyaı ve ihracala ilgili gelişmeler, dördüncü bölümde model ahmininde kullanılan yönemler, beşinci bölümde ise ampirik sonuçlarla ilgili bilgilere yer verilecekir.. Perol Fiyaları Ve Ekonomik Faaliyeler: Teorik ve Ampirik Lieraür Perol ihal eden gelişmeke olan ülkeler, perol ihal eden gelişmiş ülkelerden daha fazla enerjiye bağımlı olması ve enerjinin ekin kullanıldığı enerji-yoğun (energyinensive) sekörlere sahip olmasından dolayı perol fiyalarındaki arışan olumsuz ekilenebilmekedir. Perol fiyaındaki arış, aran enerji fiyalarının firmaların daha az enerji saın alması anlamına gelmeke ve sonuça sermaye ve emek verimliliğinin azalmasına bağlı olarak poansiyel milli gelirin düşmesine neden olabilmekedir. Fakör verimliliğindeki azalma ise reel ücrelerin gerilemesini sağlayabilmekedir. İşgücü arzının bir kısmı gönüllü olarak işgücünden ayrılması halinde poansiyel üreim olduğundan daha düşük düzeyde gerçekleşecekir. Ayrıca perol fiyaındaki arışlar, belirsizliğin ekisiyle yaırımları azalarak veya kaynakların sekörel dağılımını yeniden düzenleyerek ekonomik faaliyeler üzerinde doğrusal olmayan bir ekiye sahip olabilmekedir (Ferderer, 1996).

4 4 Halil ALTINTAŞ Aşağıdaki Grafik 1 de dönemi perol fiyalarındaki gelişmeler göserilmedir. Grafike perol fiyalarının 003 den sonra sürekli arış eğiliminde olduğu gözlenmekedir. Grafik 1: Dünya Perol fiyaı (ABD doları/varil) Kaynak: Anam Hassan ve Zaman (01). Yapılan araşırmalarda perol fiyaındaki şokların ekonomik faaliyeleri yavaşlaacağı ve enflasyonu arıracağı konusunda görüş birliği vardır (örneğin Rasche & Taom, 1981; Bruno & Sachs, 198; Darby, 198; Hamilon, 1983, 1985,1996; Burbidge & Harrison, 1984; Gisser & Goodwin, 1986; Mork, 1989). Ancak Hooker (1996, 00) & Doroodianand Boyd (00) gibi araşırmacılar 1980 li yılların sonundan iibaren perol fiyaındaki arışın reel ekonomik faaliyeler üzerinde sınırlı ekiye yol açığını, bunda perol ihal eden sanayileşmiş ülkelerde enerji poliikasının konrol edilmesi, alernaif enerji kaynaklarının gelişirilmesi ve eknolojik yeniliklerin ekili olduğunu vurgulamışlardır. Perol üreicisi bir ülke için perol fiyaındaki bir arışın büyüme üzerine ekisi, diğer ülkelerdeki ekonomik büyümenin yavaşlaması dikkae alındığında değişebilecekir. Ne enerji ihalaçısı bir ülkenin alebindeki bir azalma, perol ihraç eden ülkelerin bu ülkelere daha önceki mikardan daha az ihraca yapamasına yol açacakır. Bu durum (perol ihracaçısı ülke üzerinde daha keskin olmasa da) ekonomik büyüme üzerinde negaif bir ekiye yol açacakır. Yükselen perol fiyalarındaki arışın ne ekisi, enerji ihracaçısı ülkeler için poziif olacağı beklense de, icari ilişkiler dikkae alındığında durumun nasıl değişebileceğini belirsizlik arz edebilmekedir (Korhonen & Ledyaeva,010:849). Blanchard & Gali (007) son 10 yılda perol fiyalarının ekonomik dalgalanmaların önemli bir kaynağı olmadığını belirmişlerdir. Yazarlar, perol fiyaındaki bir arışın özellikle enflasyon ve ekonomik faaliyeler üzerinde ılımlı ekilere neden olmasını dör faköre bağlamakadır: Bunlar, eşzamanlı olarak negaif şokların oraya çıkmaması, üreimde perolün payının düşük olması, esnek işgücü piyasaları ve para poliikası yöneiminde iyileşmedir. Diğer arafan Segal (007) ise 000 li yıllara yüksek perol fiyalarının dünya ekonomisini yavaşlamamasının nedenini birkaç gerekçeyle açıklamışır. Bunlardan en önemlileri, aran perol fiyaının düşünüldüğü kadar önemli olmaması, yüksek perol fiyalarının çekirdek enflasyona geçişinin sıkı

5 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp para poliikasıyla önüne geçilmesinden dolayı uzun süreli olmaması ve sonuça bu fakörlerin ekonomik büyümeyi (yavaş- büyüme) sınırlandırmamasıdır. Ancak bu sonuçlar genellikle ne perol ve diğer enerji ürünleri ihalaçısı ülkelerle ilişkilendirilmekedir. Buna karşılık enerji ihracaçısı ülkeler aran enerji fiyalarından daha fazla yarar sağlaması beklenmekedir. Bu ülkelerin dış icare hadlerinde iyileşme ve aran ihraca gelirleri, hem daha fazla ükeim hem de yaırım için kullanılmakadır. Örneğin Rauava (004) Rusya nın aran perol gelirlerinin GDP büyümesinde hızlı arışlara yol açığını gösermişir. Bohi (1989), Romer & Romer (1989), Bernanke vd. (1997), Barsky & Kilian (004) ise ekonomik faaliyeleri azalan ekinin perol fiyalarındaki arış olmadığını, perol fiyaı şoklarına para poliikası epkisinin bu azalışa neden olduğunu belirmişlerdir. Yazarlar, sadece perol şoklarının ekonomik resesyonu açıklamada yeerli olmadığını belirmişlerdir. Ayrıca, perol fiyaı şokları ile ekonomik faaliyelerdeki arış arasında asimerik bir ilişkinin mevcu olduğunu gösermişlerdir. Perol fiyaındaki bir arış reel büyümeyi azalıcı ekiye yol açsa da, ersine perol fiyaındaki bir azalma ekonomik faaliyeleri canlandıramamakadır. Perol fiyalarının ekonomik faaliyeler üzerine ekisinin asimerik özellik aşıdığı birçok ikisaçı arafından deseklenmekedir. Hamilon, (1996) Jimenez- Rodriguez & Sanchez, (004) Lee vd. (1995); Mory, (1993); Mork, (1989) perol fiyalarındaki negaif ve poziif şoklara karşı ekonominin epkisinin asimeri özelliği aşıdığını ve perol fiyaı değişkeninde lineer olmayan dönüşürmeler yaparak perol fiyaı-makroekonomik ilişkileri analiz emişlerdir. Hamilon (1996) ve Lee vd., (1995) poziif perol şoklarının (perol fiyaı arışları) aynı büyüklükeki negaif perol şoklarına göre büyüklük olarak daha geniş makroekonomik ekilere yol açığına işare emişlerdir. Bu konuda ikisaçılar farklı açıklamalarda bulunmuşlardır. Örneğin Ferderer (1996) e göre bu asimerinin kaynağının finansal piyasalara yönelik baskı ve belirsizlik olduğunu Taom (1993), Balke vd. (00), Brown & Yücel (00), asimerinin nedeninin perol fiyaındaki şok karşısında para poliikasının epkisi olduğunu, Hamilon (1988) a göre ise ayarlama maliyeleri ile bu asimerinin açıklanabileceğini ifade emişlerdir. Tüm bu arışmalarda perol fiyaındaki değişmelerin ekonomiyi ekileme kanallarının yeniden önem kazanmasını sağlamış ve bu kanallara para poliikası, döviz kuru, dış icare haddi, refah ransferi ve eknolojik değişme eklenmişir. Tarışmalara alep kaynaklı perol fiyaı değişmeleri ile arz kaynaklı perol fiyaı değişmelerinin ekonomik ekileri arasında ayrım yapılarak devam edilmişir. Talep kaynaklı perol fiyaı değişmelerin arz kaynaklı perol fiyaı değişmelerinden daha fazla önemli olduğu ileri sürülmüşür (Oladosu, 009:5417). Perol fiyaı şoklarının döviz kuru ve diğer değişkenler üzerindeki akarım mekanizmasının eorik yapısı şu şekilde açıklanabilir: Başlangıça aran perol fiyaları enflasyonis baskıları arırmaka ve hane halkının reel gelirlerini azalmaka ve sonuça ükeim harcamaları baskı alına alınmakadır. Ayrıca oplam üreim, yuriçi alebin giikçe zayıflaması ve şirke karlarının azalması karşısında olumsuz ekilenebilmekedir (Huang & Guo, 007:405). Önemli sayıda araşırma (örneğin Hamilon, 1996, 00; Hooker, 00) perol fiyaındaki arışın üreimi ve yuriçi fiya düzeyini ekilediğini ve azalan alep düzeyinin merkez bankaları arafından izlenen karşı para poliikaları yoluyla dengelendiğini gösermişir. Diğer arafan perol fiyaındaki bir arış perol ihal

6 6 Halil ALTINTAŞ eden bir ülkeden perol ihraç eden bir ülkeye gelir ransferine yol açmakadır. Krugman, (1980), Chaudhuri & Daniel (1998) perol fiyaındaki yükselmenin perol ihraç eden ülkedeki mal fiyalarının nispi olarak perol ihal eden ülkeye göre daha fazla yükselmesine yol açacağını vurgulamışlardır. Bu durum perol ihalaçısı ülkelerin reel döviz kurlarında değerlenmeye neden olacakır. Ancak döviz kurları üzerinde ekinin büyüklüğü, perol ihal eden ülkeler arasında perol ihalaının dağılımı ile hem perol ihal eden hem de ihraç eden ülkeler arasındaki porföy ercihlerine bağlı olmakadır. Perol fiyaları ve makro ekonomik faaliyeler arsındaki ilişkiyi inceleyen ampirik çalışmalar ve bu çalışmalarda elde edilen bulgular aşağıda özelenmişir. Mussa (000), dönemi için farklı makro ekonomik modeller kullanarak perol ihal eden ülkelerde (Hindisan, Kore, Pakisan, Filipinler, Tayland ve Türkiye) perol fiyaı şoklarının ekilerini analiz emişir. Bu ülkelerde perol fiyalarındaki arışın mal ve hizmelerin üreim maliyelerinde arışa yol açığını, bunun enerji fiyalarını nispi olarak yükseliğini ve firmalara kar marjları arırma yönünde baskıya neden olduğunu gösermişir. Ayrıca sürekli aran perol fiyalarının perol ükeicisi ülkelerden üreici ülkelere doğru GSYİH nın yaklaşık yüzde 0.5 oranında sürekli gelir ransferini sağladığı bulgusuna ulaşmışır. Anam Hassan & Zaman (01) dönemi için Pakisan da aran perol fiyalarının icare dengesi üzerindeki ekisini ARDL yönemiyle araşırmışır. Perol fiyaları döviz kuru ve icare dengesi arasında anlamlı negaif bir ilişkinin olduğunu, perol fiyalarındaki yüzde 1 arışın döviz kuru ve icare dengesini sırasıyla yüzde 0.38 ve yüzde 0.34 azalığını gösermişir. Perol fiyaları ve döviz kurunun ise dış icaree dengesizliğine yol açığı sonucuna ulaşmışır. Ayrıca perol fiyalarındaki arışlar ihalaın maliyeini arırdığından dış dünyaya yönelik ne gelir çıkışına ve böylece icare açığına neden olmakadır. Yazarlar Pakisan da perol ihalaı bağımlılığını azalıcı enerji projelerinin gelişirilmesi gerekiğini vurgulamışlardır. Prasad vd. (007) dönemi için Fiji Adaları nda perol fiyaları ile reel GSYİH arasındaki ilişkiyi incelemiş ve perol fiyalarındaki arışın reel GSYİH üzerinde, lieraürün aksine, poziif ekiye sahip olduğunu gösermişir. Bu sonucun Fiji ekonomisinin iki özelliğinden kaynaklandığını ileri sürmüşür. Birincisi, Fiji de fiili reel üreimin poansiyel üreiminden yaklaşık yüzde 50 daha düşük olduğunu ve bu nedenle perol fiyalarındaki arışın üreimi negaif yönde ekileyecek bir eşik düzeye ulaşamadığını ileri sürmüşlerdir. İkincisi perol fiyaındaki arışların daha yüksek bir fiili üreime dönüşürülmesidir. Coloni & Manera (008) dönemi üç aylık verileri kullanarak G7 ülkeleri için perol fiyaı şoklarının üreim, fiyalar ve parasal değişkenler üzerindeki ekilerini yapısal VAR analizi ile incelemişir. Japonya ve İngilere hariç üm ülkelerde perol fiyalarının enflasyon üzerindeki ekili olduğu, enflasyon şoklarının reel ekonomiye geçişinin faiz oranlarının armasıyla gerçekleşiğini, enflasyon ve büyümeye yönelik şoklara farklı para poliikalarının uygulandığını buna bağlı olarak oraya çıkan ekilerin birçok ülkede ılımlı olduğunu gösermişlerdir. Jimenez-Rodriguez & Sanchez (005) seçilmiş bazı OECD ülkeleri için perol fiyaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Perol fiyalarının reel büyüme üzerine doğrusal olmayan ekiye sahip olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Perol

7 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp fiyaındaki bir arışın perol fiyaındaki bir azalmadan reel büyüme üzerinde daha büyük bir ekiye neden olduğunu gösermişlerdir. Perol ihal eden ülkeler arasında (Japonya hariç) perol fiyaı arışının büyümeyi negaif ekilediği, buna karşılık perol ihraç eden bir ülke olan İngilere nin de perol fiyaı arışından olumsuz, Norveç in ise olumlu ekilendiği bulgusuna ulaşmışlardır. Faria vd. (009) 199:01 005:1 dönemi için Çin de perol fiyalarındaki arışın Çin in ihracaı üzerindeki ekisini reel perol fiyaı, reel döviz kuru, ihraca verimliliği ve sanayileşmiş ülkelerin sanayi üreim endeksi değişkenleri kullanarak sınır esi yaklaşımı ile analiz emişir. Modellerde perol fiyalarının ihraca üzerindeki ekisinin anlamlı ve poziif (0.063 ve 0.068), ihraca verimlilik endeksi kasayısının birden büyük ve anlamlı (4.06 ve.47), reel döviz kuru kasayısı negaif ve sanayi üreim endeksi poziif olsa da anlamlı bulunmamışır. Çin de ihracaın enerji yoğun olmaması, işgücü arzının hemen hemen sonsuz olmasına bağlı olarak ihracaın önemli bir kısmının emek yoğun üreime dayanması, ihraca seköründeki verimlilik arışının ücrelerde daha az arışa yol açması gibi fakörler ihraca arzının armasına ve daha rekabeçi bir yapının oraya çıkmasına neden olmuşur. Ayrıca yabancı eknolojinin benimsenmesi ve doğrudan yabancı yaırımın arması gibi verimlilik arışını sağlayan dışsal fakörler, ekonomik büyüme yanında ve ihraca seköründe rekabeçi yapının iyileşmesini sağlamışır. Sonuça sayılan bu avanajlardan dolayı, perol fiyaları arsa da Çin de ihraca armaya devam emişir 3. Türkiye de İhraca ve Perol Fiyaının Gelişimi 3.1. İhracaın Gelişimi 1980 yılından iibaren ihracaa dayalı sanayileşme modelinin uygulanmaya başlanmasıyla dış pazarlara açılma ve dünya ekonomileriyle büünleşme süreci hız kazanmışır yılında.9 milyar dolar olan ihraca, 011 yılı sonunda 46 ka ararak 135 milyar dolara aşmış ve ihracaın yapısında da önemli değişiklikler oraya çıkmışır. Türkiye nin 03 ihraca Sraejisi nde Türkiye ihracaının 500 milyar dolara, dünya ekonomileri içinde 10. sıraya yükselmesi, yılları arasında ihracaın yüzde 11.7 arması ve dünya ihraca payının ise 011 de yüzde 0.8 olan payının 013 de 0.91 e 018 de 1.18 e ve 03 de 1.46 ya yükselilmesi hedeflenmekedir. Ayrıca 03 de GSMH nın rilyon dolara yükselilerek dünyanın ilk 10 ekonomisi arasına girmesi amaçlanmakadır (Yüksek Planlama Kurulu, 01). Türkiye, 000 li yılların başından iibaren yürüüğü ihracaa pazar çeşilendirmesi poliikası kapsamında ihracaa AB nin payı giderek düşüş gösermişir. 00 yılında AB nin ihracaımızdaki payı yüzde 57 iken bu oran 011 de yüzde 46 ya 01 de ise yüzde 38.8 e gerilemişir. AB ülkelerinde azalan ihraca pazar payı, Asya ülkelerine kayarak arış gösermiş ve 000 de bu ülkelerde yüzde 13.9 olan ihraca payı 01 de yüzde 34.8 e yükselmişir. Türkiye 1996 da 180 ülke ve gümrük bölgesine ihraca yaparken 00 de bu sayı 8 e, 011 de ise 36 farklı ülke ve gümrük bölgesine ihraca yapar duruma gelmişir (Yüksek Planlama Kurulu, 01, Hazine Müseşarlığı, 013). Türkiye nin ihraca hacminin 1 milyar ABD Dolarını geçiği ülke sayısı 000 yılında 5 iken bu sayı 008 yılında 30 a yükselmişir. Ayrıca Türkiye nin en önemli icare parnerlerinin ekonomisinde oraya çıkması muhemel olumsuz gelişmelere karşı

8 8 Halil ALTINTAŞ direnci armışır. Yaşanan çeşilenme süreci sayesinde, Türkiye nin en önemli 10 icare parnerine yapığı ihracaın oplam ihraca içerisindeki payı 000 yılında yüzde 6 iken bu oran 005 yılında yüzde 49 a düşmüşür (TEPAV, 009:6). İhracaımız sekörler iibariyle incelendiğinde 00 yılında sanayi ürünlerinin oplam ihraca içindeki payı yüzde 94.6 iken (arım ürünlerinin payı yüzde 5), 011 yılında bu pay yüzde 95.6 ya yükselmişir. İhracaa uygulanan sraejiler sonucunda düşük eknoloji sekörlerinden ora eknoloji sekörlerine dönüşüm sürdürülerek daha rekabeçi ve kama değeri yüksek ürünler üreilmeye başlanmışır. 00 de ihracaa eksil ilk sırayı alırken 011 de ora ve ileri eknoloji ürünleri olan oomoiv ve perol ürünleri ihracaa paylarını arırmışır (Yüksek Planlama Kurulu, 01). 3.. Türkiye de Perol Fiyaları ve Gelişmeler Aşağıdaki Tabloda yılları arasında ham perol fiyaı, Türkiye de perol ve enerji bağımlılığına ilişkiler bilgiler verilmekedir. Tabloda görüldüğü gibi uluslararası piyasalarda 001 yılında varili oralama 4.4 dolardan saılan ham perol fiyaı, 008 ABD krizinin ekisiyle global daralmadan dolayı 009 yılı dışında sürekli arış gösermişir. 000 yılına göre perol fiyaı 01 yılında yüzde 91 lik bir arış gösermişir yılları arasındaki oralama perol fiyaı ise dolardır. İhal edilen ham perol ise 008 yılına kadar 0 milyon onun üzerindeyken doğal gaz kullanımının armasıyla ihal edilen mikarda 008 den sonra azalma gerçekleşmişir. Ham perol ihalaında olağanüsü bir arış olmamasına rağmen, perol fiyaındaki arışın Hazine ye olan maliyei armış; 000 yılında 4. milyar dolar olan perol faurası, 01 yılında 16 milyar doları aşmışır dönemindeki son 13 yılda perol ihalaı için yapılan oplam ödeme milyar dolardır döneminde oplam ihraca geliri içinde perole yapılan ödemenin payı yüzde 10 düzeyindedir. 000 yılı ödemesine göre 004 yılında ham perol ödemesindeki arış yüzde 45, 005 yılında yüzde 105, 01 yılında ise yüzde 84 dür. Türkiye de oplam ihala içinde ham perol perolün payının alernaif enerji kaynakları bulunamadığından dolayı azalmadığı ve buna bağlı olarak enerji bağımlılığının yüzde 70 lere kadar yükseldiği dikkae alındığında, ekonomideki büyümeyle enerji alebinin daha fazla aracağı ve perole yapılan ödemenin ilerleyen yıllarda daha da yükseleceği beklenmekedir. Tablo 1: Ham Perol ve Türkiye de Ham Perole İlişkin Bazı Gösergeler Ham perol Fiy.($) İhala (1000Ton ) İhala değeri Milyon$ İhalaaki Pay% Enerji Bağ.%** Kaynak: Bu değerler OECD, Dünya Bankası ve Hazine isaisiklerinden alınmışır. *Bir varil Brend ham perol spo fiyaı (ABD doları). **Enerjiye bağımlılık oranı oplam enerji kullanımında ihal edilen enerjinin yüzdelik oranıdır

9 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp Elekrik Üreicileri Derneği nin verilerine Türkiye'nin 010'daki 71.6 milyar dolarlık dış icare açığının 34 milyar dolarla yaklaşık yarısının "ne" enerji ihalaından kaynaklandığı bildirilmekedir. Ayrıca enerji ürünlerinin oplam ihalaaki payının yüzde 1 düzeyinde gerçekleşiği ve dolayısıyla ihala için ödenen her 100 doların 1 dolarının perol, gaz, kömür gibi enerji ürünlerine giiği ifade edilmekedir (Elekrik Üreicileri Derneği, 013). Hazine Müseşarlığı verilerine göre 000 de oplam enerji ihalaı 9.1 milyar dolar ve 01 de 58.4 milyar dolardır. Bu ödemelerin ihalaaki payları 000 de yüzde 17. iken 01 de bu oran yüzde 89 a yükselmişir (Hazine Müseşarlığı, 013). 4. Ampirik Uygulama 4.1. Model Ve Veri Sei İhraca, yurdışı gelir, perol fiyaları ve reel döviz kuru ve nispi ihraca fiyaı arasındaki ilişkinin araşırıldığı aşağıdaki model (1), Keynesci yaklaşımın dış icare dengesini açıklayan masseme ve harcama yaklaşımı esas alınarak anımlanmış ve konrol değişkeni olarak modele perol fiyaı değişkeni dahil edilmişir. ln X lng7y lnrer lnroil ln XP (1) Burada X ihraca mikarını, G7Y yurdışı reel GSYİH yı 1, RER reel döviz kurunu, ROIL reel perol fiyalarını ve XP Türkiye nispi ihraca fiyaını haa erimini gösermekedir. Modelde kullanılan üm değişkenler IMF nin IFS veri abanından elde edilmişir. Modelde ihraca mikarını ( X ) Türkiye ihraca mikar endeksi (005=100), yurdışı reel geliri ( G Y ) G7 ülkelerinin reel GSYİH sı, [(G7 ülkeleri GSYİH/G7 ülkeleri GSYİH deflaörü (005=100)], reel döviz kurunu ( RER ) reel döviz kuru endeksi (005=100), reel perol fiyaını ( ROIL ) oralama dünya reel perol fiyaı [(oralama dünya perol fiyaı/abd opan eşya fiya endeksi (TEFE=100)], Türkiye ihraca fiyaını ( XP ) Türkiye nispi ihraca fiyaı [(Türkiye ihraca fiya endeksi (005=100)/dünya ihraca fiya endeksi (005=100)] emsil emekedir. Modelde üm değişkenler roma-seas yönemine göre mevsimselliken 7 1 G7 ülkeleri ABD, Japonya, Almanya, İngilere, Fransa, İalya ve Kanada dan oluşmakadır. Bu 7 ülkenin IMF verilerine göre 01 yılı iibariyle oplam dünya GSYİH sı içindeki payı yüzde 47.3 dür (Kaynak hp://en.wikipedia.org/wiki/lis_of_counries_by_gdp_(nominal (Erişim Tarihi: ). Bu ülkelerin oplam Türkiye ihracaı içindeki payı ise 011 de yüzde 31.5 ve 01 de ise yüzde 7.1 dir. (Kaynak: Ekonomi Bakanlığı, hp:// 4506F45BBCC409C/eko06.xls (Erişim Tarihi: ). Bu ülkelerin oplam gelirleri modele yur dışı gelir olarak alınmış ve Türkiye ihracaı ile ilişkilendirilmişir. Perol fiyaı değişkenin seçimi zor ve önemlidir. Ulusal perol fiyaları, fiya konrollerinden perol ürünleri üzerindeki yüksek ve değişen vergilerden, döviz kurlarındaki dalgalanmalardan ekilenebilmekedir. Yürürlükeki perol fiyaını ekileyen farklı emenlerin amamı her ülke için uygun bir perol fiyaı ölçüünün belirlenmesini güçleşirmekedir. Bu nedenle ampirik uygulamaların çoğunda farklı ekonomilerde perol fiyaı şoklarının analiz edilmesinde hem ABD doları cinsinden dünya perol fiyaı hem de bu fiyaın piyasa döviz kuruyla ülkenin kuruna dönüşürüldüğü fiya kullanılmışır. İki değişken arasındaki fark, ikincinin ülkedeki döviz kuru dalgalanmalarını ve enflasyon düzeyini dikkae almasıdır (Cunadoa ve Gracia, 005:67). Bu çalışmada ABD doları cinsinden reel perol fiyaının kullanımı ercih edilmişir.

10 10 Halil ALTINTAŞ arındırılmış ve logarimaları alınarak esneklik değerlerinin elde edilmesi sağlanmışır. Modelde 1,, 3 ve 4 sırasıyla ihracaın yurdışı gelir, reel döviz kuru, reel perol fiyaı ve ihraca fiyaı elasikiyeini gösermekedir. Yurdışı gelirin arması Türkiye ihracaını arıracağından yurdışı gelir kasayısının poziif ( 0 ) olması beklenir. 1 Reel döviz kurunun arması, Türk parasının değerlendiği anlamına gelmeke ve dolayısıyla ihraca mallarının pahalı hale gelmesine yol açacağından reel döviz kuru kasayısının negaif değer ( 0 ) alması beklenir. Perol fiyalarındaki arışın ihraca üzerinde ekisi üreim maliyeini arırmasından ve dış icare haddini köüleşirmesinden dolayı perol ihracaçısı ülkeler için negaif ( 0 ), ihraç eden ülkeler için poziif 3 olması ( 0 ) beklenmekedir. Ancak ülkenin sahip olduğu birakım avanajların 3 daha baskın olması, perol fiyaı arsa da ihraca olumsuz ekilenmemeke, ersine arabilmekedir Örneğin Faria vd. (009) perol ihalaçısı olan Çin in perol fiyaları arsa da ihracaının armaya devam eiğini gösermişir. Türkiye nin ihraç eiği malların fiyaının dünya ihraç malları fiyaına göre arması, nispi olarak Türk ihraç mallarını pahalılaşıracağından ihraca azalacakır, dolayısıyla modelde 4 ün negaif ( 4 <0) olası beklenir. Modelde 1987Q3-010Q3 dönemine ilişkin üç aylık veriler kullanılmışır. Modelde kullanılan değişkenlerin serilerine ilişkin grafikler aşağıda göserilmekedir. Grafik. Modelde Kullanılan Değişkenlerin Grafiksel Göserimi LX LRG LREER LROIL LXP İhraca, yurdışı gelir, reel döviz kuru, reel perol fiyaı ve nispi ihraca fiyaı arasındaki ilişki üç farklı aşamada incelenecekir. Birinci aşamada değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkiler ARDL sınır esi ile araşırılacakır. Ardından ihraca

11 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp modeline ilişkin haa düzelme modeli ahmin edilerek kısa dönem dengesizliğin uzun dönemde düzelilip düzelilemediği incelenecekir. İkinci aşamada ise değişkenler arasındaki nedensellik ilişkileri (Toda & Yamamoo (1995), Dolado & Lukepohl (1996) bundan (sonra TYDL) nedensellik esleri yardımıyla araşırılacakır. 4.. ARDL Sınır Tesi Lieraürde en sık kullanılan eşbüünleşme esleri, haa erimine dayalı iki aşamalı Engle-Granger (1987) yönemi ile sisem yaklaşımına dayalı Johansen (1988) ve Johansen & Jesulius (1990) yönemidir. Bu yönemlerin uygulanabilmesi için modelde yer alan üm değişkenlerin düzeyde durağan olmaması I(0) ve birinci farkları alındığında durağan hale gelmesi gerekmekedir (Pesaran vd., 001: 89-90). Eşbüünleşme dereceleri farklı olan serilere eşbüünleşme yöneminin uygulanamama sorununu Pesaran & Shin (1995) ve Pesaran vd. (001) arafından gelişirilen sınır esi yaklaşımı oradan kaldırmakadır. Bu yeni yönem ARDL (Auoregressive Disibued Lag) yaklaşımı olarak ifade edilmekedir. Bu yaklaşımın avanajı değişkenlerin büünleşme dereceleri dikkae alınmaksızın değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin var olup olmadığının araşırmasıdır. Diğer arafan bu yönemin uygulanması üç nedene bağlı olarak uygun görülmekedir. Birincisi, sınır esi prosedürü kolaydır ve Johansen & Juselius (1990) gibi çok değişkenli eşbüünleşme yönemlerinin aksine, modelin gecikme uzunluğu EKK ile ahmin edildiken sonra eşbüünleşme ilişkisinin varlığı belirlenmekedir. İkincisi, sınır esi prosedürü Johansen & Juselius (1990) eşbüünleşme ekniklerinden farklı olarak, birim kök esi modeline dahil edilen değişkenlerin ön eslerinin yapılmasını gerekirmemekedir. Sınır esi, modeldeki serilerin I() olması dışında, büünüyle I(0) ve I(1) veya hepsinin karşılıklı eşbüünleşik I(1) olup olmadığına bakılmaksızın uygulanabilmekedir. Üçüncüsü, sınır esi küçük veya sınırlı örnek kümeleri için oldukça ekindir. Aşağıda 4 bağımsız değişkene sahip sınır esi modelleri, kısılanmamış haa düzelme (unresriced error correcion) modellerinin en küçük kareler yönemi ile ahmin edilmesine dayanmakadır: m m m m m ln X ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP () 0 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u m m m m m ln G7Y ln G7Y ln X ln RER ln ROIL ln XP 0 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u m m m m m ln RER 0 ln RER ln X ln G7Y ln ROIL ln XP 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 (4) ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u (3)

12 1 Halil ALTINTAŞ m m m m m ln ROIL 0 ln ROIL ln X ln G7Y ln RER ln XP 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 (5) ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u m m m m m ln XP 0 ln XP ln X ln G7Y ln RER ln ROIL 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 (6) ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u Burada değişkenlerin birinci farkını simgelemekedir. Yukarıdaki modelle de sınır esinin uygulanabilmesi için m olarak göserilen gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekmekedir. Gecikme uzunluğunun belirlenmesi için AIC, SC, FPE ve HQ gibi bilgi krierlerinden yararlanılmakadır. Burada en küçük kriik değeri sağlayan gecikme uzunluğu modelin gecikme uzunluğu olarak belirlenmekedir. Ancak burada seçilen kriik değerin en küçük olduğu gecikme uzunluğu ile oluşurulan modelin haa erimlerinde ookorelasyon (ardışık bağımlılık) olmaması gerekmekedir. Seçilen kriik değerin en küçük olduğu gecikme uzunluğu ile oluşurulan model ookorelasyon problemi içeriyorsa bu durumda ikinci en küçük kriik değeri sağlayan gecikme uzunluğu alınmaka ve eğer ookorelasyon problemi devam ediyorsa bu problem oradan kalkıncaya kadar bu işleme devam edilmekedir. Ardından eşbüünleşme ilişkisi varlığının araşırılmasında bağımlı ve bağımsız değişkenlerin birinci dönem gecikmelerinin kasayılarına opluca F esi (wald es) uygulanarak anlamlılığının es edilmesi yoluyla belirlenmekedir. Kısaca değişkenlerin bir gecikmeli düzey değerlerinin anlamlılığı esi yapılarak değişkenler arasında uzun dönem eşbüünleşmenin olup olmadığı F-esi kullanılarak belirlenmekedir. ve 6 nolu denklemlerde değişkenler arasında eşbüünleşmenin olmadığını ifade eden H 0 (sıfır) hipoezleri: H : 0. Değişkenler arasında eşbüünleşmenin 0: varlığını ifade eden alernaif hipoezler: H : 0 şeklinde A: oluşurulmakadır. Değişkenler arasında uzun dönem ilişkinin olmadığı şeklinde kurulan sıfır hipoezi alında hesaplanan ve F-isaisiği için oluşurulan modeller şöyle göserilmekedir: F(lnX lng7y,lnrer,lnroil,lnxp), F(lnG7Y lnx,lnrer,lnroil,lnxp), F(lnRER lnx,lng7y,lnroil,lnxp), F(lnROIL lnx,lng7y,lnrer,lnxp)ve F(lnXP lnx,lng7y,lnrer,lnroil). Değişkenler arasında eşbüünleşmenin varlığının söz konusu olabilmesi için sıfır hipoezinin reddedilmesi gerekmekedir. F-esinin asimpoik dağılımı Pesaran vd. (001) de göserilen ablodan elde edilmişir. Tabloda iki kriik değer göserilmekedir: Birinci al kirik değer üm serilerin I(0) olması durumunda, ikinci üs değer kriik ise üm serilerin I(1) olması durumunda elde edilmişir. Serilerin I(0) ve I(1) veya birlike eşbüünleşik I(1) olması gibi farklı alernaif sınıflamalar için ikinci üs kriik değer geçerli olmakadır (Pesaran vd., 001). Bağımlı değişken ile ahminciler arasında eşbüünleşmenin olup olmadığına şu şekilde karar verilecekir: Hesaplanan F-isaisiği değeri üs kriik sınır değeri aşarsa, sıfır hipoez reddedilmeke ve bağımlı değişken ile ahminciler arasında eşbüünleşmenin olduğu sonucuna varılacakır. Hesaplanan F-isaisiği değeri al kriik sınır değerinden daha düşükse, eşbüünleşmenin olmadığı şeklindeki boş hipoez reddedilememekedir.

13 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp Diğer arafan hesaplanan F-isaisiği değeri al ve üs kriik sınır değerlerin arasında ise kesin bir yorum yapılamamaka ve diğer eşbüünleşme esleri yaklaşımlarına başvurulması gerekmekedir. Gözlem sayısının küçük olması durumunda, ilgili kriik değerler in Pesaran vd. (001) arafından rapor edilen kriik değerlerden önemli ölçüde sapma göserebilmekedir. Bu yüzden çalışmalarda gözlem sayısına uygun olarak Narayan (005) arafından üreilen sınır esi için al ve üs kriik değerler kullanılmakadır. Pesaran vd. (001) arafından üreilen al ve üs kriik değerler ise daha büyük gözlem sayısına ( ) uygun olarak elde edilmişir. Bu nedenle Narayan & Narayan (005), Pesaran vd. (001) arafından hesaplanan kriik değerlerin seriler arasında eşbüünleşme ilişkisine karar vermede yanılıcı olacağını vurgulamışır. Çalışmamızda örnek büyüklüğü 93 olduğundan eşbüünleşme ilişkisinin olup olmadığının araşırılmasında hem Pesaran vd. (001) hem de Narayan (005) arafından elde edilen kriik değerler kullanılacakır. Çalışmada seriler arasında eşbüünleşme araşırıldıkan sonra ihraca fonksiyonuna ilişkin uzun dönem ARDL modeli ve haalı düzelme modeli ahmin edilecekir. Her iki modelde kısa ve uzun dönem kasayılar elde edilecekir. Ardından Granger nedensellik esine geçilecek ve Tado & Yamamoo (1995) ve Dolado & Lukepohl (1996) (bundan sonra TYDL) yaklaşımıyla Granger nedensellik esleri uygulanacakır TYDL Nedensellik Yaklaşımı Engle & Granger (1987) arafından gelişirilen Engle- Granger düzelme modeli (ECM) ve Johansen & Juselius (1990) arafından gelişirilen vekör haa düzelme modeli (VECM) zaman serileri analizlerinde eşbüünleşme ve eşbüünleşme sorununu inceleyen analizlerdir. Rambaldi & Doran (1996) a göre nedensel ilişkinin esine yönelik gelişirilen ECM ve VECM modellerinin özellikle örnek büyüklüğünün küçük olması halinde varyans değerine karşı duyarlı olduğunu ve uzun zamanı gerekirdiğini ifade emişir. Ayrıca VECM, birim kök ve eşbüünleşme eslerini gerekirmeke ve örnek büyüklüğünden olumsuz yönde ekilendiğinden nedensellik sonuçları yanılıcı olabilmekedir. Bu sorunları oradan kaldırmak için Yamada & Toda (1998) küçük örneklerde üç farklı nedensellik modellerinin performansını incelemek için Mone Carlo simülasyonu uygulamışır. Üç nedensellik prosedürü arasında Toda & Yamamoo (1995) ve Dolado & Lukepohl (1996) arafından gelişirilen TYDL nedensellik yaklaşımının en uygun olduğu sonucuna varmışır. Ayrıca haa düzelme modeli ve Fully Modified VAR (FM-VAR) nedensellik yaklaşımlarının örnek büyüklüğünü TYDL yaklaşımına göre daha olumsuz ekilediğini belirmişlerdir. Bu nedenle çalışmada değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisi TYDL nedensellik prosedürü uygulanarak araşırılmışır. Bu meod, bir VAR modeli paramerelerinin anlamlılığını esinde yararlanılan modifiye edilmiş Wald esini kullanmakadır. Toda & Yamamoo ya göre modifiye edilmiş Wald isaisiği, serilerin I(0), I(1) veya I() kombinasyonlarına veya herhangi bir seviyede enegre olsa da veya olmasa da uygulanabilmekedir. Bu prosedür, enegrasyon seviyesinin (d max ) VAR modelindeki uygun gecikme uzunluğunu (k) aşmadığı sürece geçerlidir. TYDL meodu iki aşamada yapılmakadır. Birinci adımda sisemdeki değişkenlerin maksimum büünleşme seviyesinin (d max ) belirlenmesi gerekmekedir. Birim kök esleriyle (d max ) belirlenmekedir. Var(k) modelinde değişkenlerin gecikme uzunlukları Sequenial Modified LR esi, Akaike (AIC) Schwarz (SIC), Hannan-Quinn

14 14 Halil ALTINTAŞ (HQIN) bilgi krierine göre belirlenmekedir. Opimal gecikme uzunluğu (k) ve (d max ) belirlendiken sonra, VAR modelinin anısal es konrolleri (ookorelasyon, değişen varyans, normallik esi ve VAR isikrar (sabiliy) esleri yapılmakadır. İkinci aşamada ilk k VAR kasayı marislerine (üm gecikmeli kasayılara değil) Wald esleri uygulanarak Granger nedensel eki sonuçlarına ulaşılır. VAR (k+d max ) ın ahmini Wald isaisiğine ilişkin asimpoik dağılımını garani eder. Dolado & Lukepohl (1996) ya göre d max ın diğer büünleşme seviyelerine göre daha iyi performans göserdiğinden dolayı, çalışmada d max =1 seçilmişir. TYDL esi sonuçları aşağıdaki genişleilmiş VAR siseminin ahmini yapılarak elde edilmişir. lnx lng7y lnrer lnroil lnxp ,1 1,1 13,1 14,1 15,1 1 1,1 i 3,1 4 5, ,1 3,1 33, ,1 1 41,1 4,1 43,1 44,1 45,1 51,1 5,1 53,1 54,1 55,1 ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP 11, k 1, k 13, k 14,k 15, k 1, k, k 3, k 4k 5, k 31, k 3, k 33, k 34,k 35, k ln X ln G7Y ln RER ln ROIL 1 41, k 4, k 43, k 44,k 45, k k ln XP 1 51, k 5, k 53, k 54, k 55, k k k k k 11, p 1, p 13, p 14,p 15, p 1, p, p 3, p 4 p 5, p 31, p 3, p 33, p 34, p 35, p 41, p 4, p 3, p 44, p 45, p 51, p 5, p 53, p 54, p 55, p ln X ln G7Y ln ROIL ln XP p ln RER p p p p (7) Burada p gecikme uzunluğu (k+d max ) ı gösermekedir. VAR siseminde opimal gecikme uzunlukları k Schwarz bilgi krieri (SIC), arafından belirlenmişir. Denklem 7 de yurdışı gelirin ihracaın Granger nedeni olmadığı, 0 ( 1, H :. 0 ) şeklinde kurulan boş hipoezin reddedilememesi halinde 0 1,1 1, 1,k geçerli olacak, buna karşılık 1, 0 şeklinde kurulan boş hipoezin reddedilmesi k k halinde yurdışı gelirin ihracaın Granger nedeni olduğu kabul edilecekir. Benzer şekilde 0 hipoezinin reddedilmesi reel döviz kurunun ihracaın Granger 1, k k k nedeni olduğu, 0 hipoezinin reddedilmesi perol fiyalarının ihracaın 14, k k Granger nedeni olduğu ve 0 hipoezinin reddedilmesi reel döviz kurunun nispi, ihraca fiyaının Granger nedeni olduğu hipoezi kabul edilecekir. 5. Ampirik Sonuçlar 5.1. Birim Kök Analizi k Granger & Newbold (1974) durağan olmayan zaman serileriyle çalışılması halinde sahe regresyon problemiyle karşılaşılabileceğini gösermişir. Zira durağan serilerin kullanıldığı serilerden elde edilen sonuçlarda bir sorun gözlenmez iken, durağan olmayan serilerin kullanılması güvenilir olmayan ve yorumlanması ekonomik olarak zor olan sonuçların elde edilmesine yol açabilecekir. Bu nedenle zaman k k

15 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp serileriyle yapılan regresyon analizlerinde değişkenler arasındaki ilişkinin varlığını araşırmadan önce mulaka analizlerde kullanılan değişkenlerin zaman serisi özelliklerinin incelenmesi gerekmekedir. Uygulamada serilerin durağanlık düzeyinin es edilmesinde en çok kullanılan yönemler Dickey & Fuller (1979), Genişleilmiş Dickey & Fuller (ADF) (1981), Phillips & Perron (PP) (1988) ve Kwiakowski, Phillips, Schmid & Shin (KPSS) (199) esleridir. ADF ve PP esi emel hipoezinde serinin durağan olduğu alernaif hipoezine karşı, birim kökün emel hipoezi olduğu ileri sürülmekedir. Ancak son yıllarda bazı yazarlar emel ve alernaif hipoez arasındaki ayrımda Dickey-Fuller eslerinin gücünün zayıf olduğunu ileri sürmüşlerdir. Bu çalışmalarda zaman serisi verilerinin durağanlığının espii için, birim kök alernaif hipoezine karşı durağan emel hipoezi biçimindeki eslerin daha uygun oluğu ileri sürülmüşür. Bu nedenle KPSS (199) birim kök esi, serinin durağan olmadığı alernaif hipoezine karşın, durağan olduğu emel hipoezinin esi için Lagrange Muliplier (LM) isaisiğini önermişir. KPSS (199) ye göre birim kök ve durağanlık esleri birbirlerinin amamlayıcısıdırlar. Bu çalışmada serilerin durağan olup olmadıklarının belirlenmesinde ADF, PP ve KPSS birim kök esinden yararlanılmışır. Tablo birim kök es sonuçlarını gösermekedir. Tablo : ADF, PP ve KPSS Birim Kök Tes Sonuçları Augmened Dickey-Fuller (ADF) Tes isaisiği Philips-Perron Tes isaisiği KPSS LM Tes isaisiği Düzey Birinci Fark Düzey Birinci Fark Düzey Birinci Fark lnx (1) -1.64(0) a (1) (3) a 1.4(7) a 0.149(3) lng7y -1.94(1) (0) a -.581(5) -4.3(3) a 1.55(7) a 0.485(5) lnrer (0) (1) a -1.36(6) (10) a 0.97(7) a 0.080(9) lnroil (4) (4) a -.084(0) (3) a 0.318(7) 0.305() lnxp -.9(1) b -6.54(0) a -.895(4) b () a 0.306(6) 0.143(3) % Anlamlılık %5 Düzeyi % No: ADF esinde paranez içindeki değerler Akaike Bilgi krieri kullanılarak seçilen gecikme uzunluklarıdır ve maksimum gecikme uzunluğu 11 olarak alınmışır. PP esinde opimal gecikme uzunluğu, Barle kernel (defaul) specral esimaion yönemi ve Newey-Wes Bandwidh (auomaic selecion) krierlerinden yararlanılmışır. a ve b sırasıyla % 1, %5 düzeyinde anlamlılığı ifade emekedir. ADF ve PP esinde seriler için birim kök esi uygulandığında nispi ihraca fiyaı (lnxp) dışında üm serilerin birim köke sahip olduğu veya durağan olmadığı sonucuna ulaşılmakadır. Dolayısıyla düzeyde durağan olmayan serilerin birinci farkı alınarak yeniden birim kök esi uygulandığında serilerin durağanlaşığı veya birim kök olmadığı sonucuna ulaşılmışır. KPSS birim kök esinde lnroil ve LXP serisinin düzeyde durağan I(0), diğer üm serilerin büünleşme derecesinin I(1) olduğu söylenebilir. Seriler arasında uzun dönemli bir ilişki araşırılmadan önce yapısal bir kırılmanın olabileceği dikkae alınarak yapısal kırılmayı dikkae alan Zivo & Andrews (ZA) (199) esi ile serilerin durağanlığı araşırılmışır. Birçok yazar sandar birim kök eslerinin yapısal değişmelere maruz kalacak değişkenler için uygun olmadığını

16 16 Halil ALTINTAŞ belirmekedir. Örneğin Perron (1989) yapısal değişmelerin varlığında sandar ADF eslerinin birim kök hipoezini reddedememe eğilimi aşıdığını gösermişir. Dolayısıyla, değişkenlerin durağan olmadığına, yalnızca sandar birim kök es sonuçlarına dayalı olarak karar vermek yanılıcı olabilir. Perron (1989) bilinen kırılma nokasının dışsal olduğu varsayımı alında üç farklı model kullanarak serilerin durağanlığını es emişir. Bununla birlike bu es önemli arışmalara neden olmuşur. Perron (1989) esi bir serinin (Y ) T B zamanında meydana gelen ekzojen bir yapısal değişme ile birim köke sahip olduğu hipoezini es emekedir. Zivo & Andrews (199) ise dışsal kırılma nokası varsayımını reddemiş ve alernaif bir hipoez alında rend fonksiyonunda ahmini bir kırılmaya imkan anıyan bir birim kök es prosedürü gelişirmişir. Bu çalışmada ek bir yapısal değişmeyi endojen olarak dikkae alan Zivo & Andrews birim kök esi kullanılarak serilerin enegrasyon düzeyi es edilmişir. ZA birim kök esi aşağıdaki denklemler yardımıyla göserilebilir. k Model A: y y DU d y 1 1 (8) j j Model B: j 1 y y DT d y j j j1 k (9) Model C: y y DU DT d y (10) j j TB Eğer >TB, DU ve DT 1 Eğer >TB 0 Diğer k j1 0 Diğer Burada TB / T ve TB olası kırılma yılını emsil emekedir. in 1 kasayısının isaisikî olarak anlamlılığına bakılarak karar verilmekedir. Model A, rend durağan alernaif hipoez alında, rend fonksiyonunun kesim kasayısında (inercep erm) bir değişim olduğunu, Model B, rend fonksiyonun eğiminde bir değişim olduğunu, Model C ise her iki değişimin aynı anda gerçekleşiğini kabul eder. Yukarıda da ifade edildiği üzere döneminde yapısal kırılmaya sebep olabilecek ekonomik gelişmeler yaşandığı için, üm değişkenlere Zivo & Andrews birim kök esi A ve C modellerine uygulanmış ve es sonuçları Tablo 3 de verilmişir. Tablo 3: Zivo ve Andrews Yapısal Kırılmalı Birim Kök Tes Sonuçları lnx lng7y lnrer lnroil lnxp Model A Model C Model A Model C Model A Model C Model A Model C Model A Model C TB 001Q 001Q 006Q 007Q 1994Q 1994Q 199Q 1998Q 004Q 004Q a c (-3.58) (-.57) (-.14) (-4.45) (-6.34) (-6.31) a (-.73) (-3.98) (-4.8) (-4.80) a a b a a b a 0.0 a (3.08) (3.0) (-1.1) (.48) (1.07) a (-3.87) (-5.11) (-4.49) (-0.4) (-.45) (-0.56) a (3.776 ) (3.44) y (3.06) (1.9)

17 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp k kriik değerleri 1% % , , , % No: Kriik değerler, Zivo ve Andrews (199) den alınan değerleri gösermekedir. Paranez içindeki değerler -isaaisiği değerleridir. k, Akaike bilgi krierine (AIC) göre (4 gecikme uzunluğuna göre) belirlenen uygun gecikme sayısıdır Tablo 3, yapısal kırılmalı ZA (199) Model A sonuçlarına göre lnx için 001Q1, lng7y için 006Q4, lnrer için 1994Q1, lnroil için 199Q1 ve lnxp için 004Q1 kırılma arihleri belirlenmişir. Bu arihler serilerin sabilerinin kırılma nokalarıdır, ancak seriler analiz dönemi içinde durağan değillerdir ve 001 yılları Türkiye de ekonomide finansal krizlerin yaşandığı ve ardından isikrar poliikalarının uygulandığı, 006 ve 007 yılları G7 ülkelerinin ekonomilerinde durgunluğun baş göserdiği ve ülke reel milli gelirlerinin azalmaya başladığı yıllardır. Model A ya göre reel döviz kuru ve nispi ihraca fiyaı serilerinde y 1 in kasayısının anlamlılığı -isaisiğine göre es edilmekedir. İki serinin -isaisiği değerinin (mulak değer olarak) Zivo & Andrews in kriik değerinden büyük olduğu görülmekedir. Böylece iki değişkenin yapısal kırılmayla birlike durağan olduğunu beliren alernaif hipoez kabul edilmekedir. Diğer serilerdeki (ihraca, yurdışı gelir, reel perol fiyaı) 1 kasayılarının -isaisiği değerinin kriik değerlerden küçük olması, serilerin durağan olduğunu göseren alernaif hipoeze karşı serinin birim kök içerdiğini beliren sıfır hipoezin kabul edilmesini sağlamışır. Bu sonuç yapısal kırılmalar olmasına rağmen bu serilerde birim kök içerdiği sonucunu değişirmemişir. Diğer arafan Model A da üm serilerde kırılma arihleri anlamlıdır. Model C sonuçlarına göre kırılma arihleri lnx için 001Q1, lng7y için 007Q1, lnrer için 1994Q1, lnroil için 1998Q1 ve lnxp için 004Q1 olarak belirlenmişir. Bu arihler serilerin hem sabi hem de eğim kasayılarındaki kırılmalar dikkae alınarak hesaplanan kırılma nokalarıdır. Ancak seriler analiz edildiğinde reel döviz kuru serisi dışında diğer serilerin birim kök içerdiğini beliren emel hipoez kabul edilmekedir. ZA birim kök esinde, yapısal kırılmayı dikkae almayan ADF, PP ve KPSS birim kök eslerinden farklı olarak lnxp dışında lnrer serisinin düzeyde durağan, diğer değişkenlerin ise fark alındığında durağan olduğu sonucuna ulaşılmışır. 5.. ARDL Eşbüünleşme Yönemi Sonuçları Uygulanan birim kök eslerinin sonuçlarına göre, değişkenlerin büünleşme derecelerinin aynı olmadığı sonucu oraya çıkmışır. Eşbüünleşme dereceleri farklı olan serilere eşbüünleşme yöneminin uygulanamama sorununu Pesaran & Shin (1995) ve Pesaran vd. (001) arafından gelişirilen ARDL sınır esi yaklaşımı oradan kaldırmakadır. Serilerin farklı büünleşme düzeylerinde olduğuna karar verildiken sonra, değişkenler arasında uzun dönem ilişkisi espi emek amacıyla 1-5 nolu denklemlere sınır F-esi uygulanmışır. Kriik değerlerle birlike, eşbüünleşmeye yönelik sınır esi sonuçları aşağıdaki Tablo 4 de göserilmekedir. y

18 18 Halil ALTINTAŞ Tablo 4: Sınır Tesi Eşbüünleşme F esi sonuçları Diyagnosik Tes Sonuçları Bağımsız Fonksiyon değişken F- İsaisiği NORMAL ARCH RESET SERIAL lnx F(lnX lng7y,lnrer,lnroil,lnxp) 7.75 *** 0.53 [1]:1.139 [1]:0.44 []:1.949 lng7y F(lnG7Y lnx,lnrer,lnroil,lnxp) *** [1]:0.41 [1]:17.18 *** [1]:0.555 lnrer F(lnRER lnx,lng7y,lnroil,lnxp) *** [1]:0.838 [1]:9.495 [1]:0.30 lnroil F(lnROIL lnx,lng7y,lnrer,lnxp) [1]:0.119 [1]:3.350 * []:0.03 lnxp F(lnXP lnx,lng7y,lnrer,lnroil) [1]:6.831 []:1.11 [1]:0.967 Asimoik Kriik Değerler %1 %5 %10 I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) Pesaran vd. (001) Narayan (005) No: Kriik Değerler Narayan (005: 1987) bağımsız değişken sayısı k=4 ve n=93 gözlem sayısına göre Case III Tablosundan alınmışır. Yukarıdaki sınır esi sonuçlarına göre, lnx ve lng7y bağımlı değişken olması durumunda eşbüünleşme ilişkisinin var olduğu anlaşılmakadır. lnx in ve lng7y nin bağımlı değişken olması halinde hesaplanan F-isaisiği değerleri sırasıyla 7.75 ve dir ve bu değerlerden birincisi yüzde 1, ikincisi yüzde 5 anlamlılık düzeyinde Pesaran vd. (001) ve Narayan (005) in üs kriik sınır değerinden daha büyükür. Dolayısıyla bu dör değişkenin bağımsız değişken olduğu iki modelde değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi vardır. lnrer, lnroil ve lnxp nin bağımlı değişken olması halinde hesaplanan F-isaisiği değerleri Pesaran vd. (001) ve Narayan (005) nın üs kriik sınır değerinin alındadır. Dolayısıyla bu modellerde değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisine raslanmamışır. lnx in bağımlı değişken olduğu modelde değişkenler arasında uzun dönem ilişkisi belirlendiken sonra, yurdışı gelirin, reel döviz kurunun, reel perol fiyaları ve nispi ihraca fiyalarının ihraca üzerindeki uzun ve kısa dönem ekileri ARDL ve haa düzelme modeli (ECM) yardımıyla araşırılacakır. Aşağıdaki Tablo 3 de ARDL modeli opimum gecikme uzunluğunun belirlenmesinde AIC krieri kullanılmış ve maksimum gecikme uzunluğu 8 alınarak ahmin yapılmışır. Tahmin sonucunda ARDL (3,5,,0,3) modeli seçilmişir. Modelde lnx, LnG7Y, lnrer, lnroil ve lnxp değişkenlerinin gecikme uzunlukları sırasıyla, 3,5,,0,3 ür. Modeldeki ookorelasyon sorunu Cochrane-Orcu yönemi ile oradan kaldırılmışır. Tahmin edilen uzun dönem modeli ve değişkenlerin uzun dönem elasikiye değerleri aşağıda göserilmekedir. Tablo 5: ARDL (3,5,,0,3) Modeli ve Uzun Dönem Kasayılar Değişkenler Kasayı Sd. Haa -isaik p-değeri Bağımlı Değişken: lnx lnx(-1) *** lnx (-) lnx(-3) lng7y *** lng7y (-1) * lng7y (-)

19 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp lng7y (-3) ** lng7y (-4) *** lng7y (-5) 4.35 *** lnrer *** lnrer(-1) -0. * lnrer(-) * lnroil 0.04 * lnxp lnxp (-1) lnxp (-) ** lnxp (-3) *** Sabi *** AR(1) ** Uzun Dönem Kasayılar Değişken Kasayı Sd. Haa -is. lng7y *** lnrer ** lnroil *** lnxp Sabi *** SERIAL RAMSEY NORMAL WHITE Uzun Dönem Diyagnosik Tes Sonuçları: F-es sa. p-değeri ARCH R =0.996; DüzelilmişR =0.996 Durbin Wason=.041 F-sa= No: *, ** ve *** sırasıyla %10 %5 ve %1 düzeyde anlamlılığı gösermekedir. ARDL modelinde gecikme uzunluğu 8 olmak üzere AIC krierine göre belirlenmişir isaisikleridir. Yukarıdaki Tablo 5 de yurdışı gelir, reel döviz kuru ve perol fiyalarına ilişkin uzun dönem esneklik değerlerinin isaisiksel olarak anlamlı olduğu görülmekedir. Tahmin edilen modelde ihracaa ilişkin uzun dönem yurdışı gelir elasikiyei ür. Bu sonuç yurdışı gelir ihracaın belirlenmesinde önemli bir fakör olduğunu gösermekedir. Model, diğer koşullar değişmezken uzun dönemde yurdışı reel gelirdeki yüzde 1 lik arışın ihracaa mikar olarak yüzde lük bir arışa yol açacağını gösermekedir. Diğer arafan reel döviz kurundaki arışa bağlı olarak Türk parasındaki değerlenmenin ihracaı azalığı sonucu doğrulanmışır. İhracaın uzun dönem reel döviz kuru elasikiyei dır ve bu sonuç reel döviz kurundaki yüzde 1 lik arışın ihracaa yüzde lık bir azalmaya neden olacağını gösermekedir. Bu sonuç Egeli (199) ve Peker (007) in çalışmalarındaki sonuçları doğrulamakadır. Tahmin edilen modelde reel perol fiyaındaki bir arışa rağmen ihracaa bir azalma olmadığı, aksine ihracaın arış eğilimini sürdürdüğü sonucu elde edilmişir. Türkiye de

20 0 Halil ALTINTAŞ ihraca mallarının genel olarak enerji yoğun olmaması, ihracaın bir kısmının emek yoğun üreime dayanması (eksil ve hazır giyim sekörleri gibi) ve doğrudan yabancı sermayenin ihraca arışında önemi kakı sağlaması gibi fakörler perol fiyalarındaki arışa rağmen ihracaın armasını sağlamışır. Örneğin 011 yılında ise 13,5 milyar dolar hazır giyim ürünleri ihracaının oplam ihraca içindeki payı yüzde 10 düzeyindedir. (Ekonomi Bakanlığı, 01). Diğer arafan İsanbul Sanayi Odası nın (ISO) 011 de yayınladığı 500 sanayi şirkei arasında yer alan 140 uluslararası yabancı sermayeli şirke, ağılıklı olarak oomoiv, oomoiv yan sanayi, beyaz eşya ve elekronik gibi ileri eknoloji ağırlıklı sekörlerde faaliyee bulunmakadır ve bu şirkelerin Türkiye de ihracaa kakısı önemli oranlara ulaşmışır. Örneğin 1995 yılında yabancı sermayeli şirkelerin Türkiye ihracaındaki payı 1995 e yüzde 9, 008 de yüzde 43, 009 da yüzde 49, 010 ve 011 de sırasıyla yüzde 45 ve 44 düzeyindedir. (YASED, 01). Türkiye de doğrudan yabancı yaırımların armasıyla birlike ileri eknolojinin benimsenmesi ve buna bağlı olarak verimlilik arışları, ihraca seköründe rekabeçi yapının iyileşmesini sağlayarak ekonomik büyümeyi poziif yönde ekilemişir. Tüm bu gelişmeler ihracaı arırıcı diğer fakörlerin perol fiyalarının maliye arırıcı ekisinden daha üsün gelmesine bağlı olarak Türkiye de ihracaın armasını deseklemişir. İhracaa ilişkin reel perol fiyaı elasikiyei 0.5 bulunmuşur ve bu sonuç reel perol fiyalarında yüzde 1 lik arışın uzun dönemde ihracaı yüzde 0.5 arıracağı şeklinde yorumlanmışır. Perol fiyaı esnekliğinin yurdışı reel gelir ve reel döviz kuru esnekliklerine göre küçük olması, perol fiyaının ihraca üzerinde ekisinin daha düşük olduğunu gösermekedir. Modelde ihracaa ilişkin nispi ihraca fiyaı elasikiyei dir. Kasayı beklenen işaree sahip olsa da isaisiksel olarak anlamlı değildir. Böylece uzun dönemde ihraca alebinin nispi ihraca malları fiyaına duyarlı olmadığını gösermekedir. Aşağıdaki Tablo 6 da ise Tablo 5 deki uzun dönem ARDL modeline bağlı olarak AIC bilgi krierine göre elde edilen haa düzelme modeli göserilmekedir. Tablo 6: ARDL (3,5,0,1,) Modeli ve Kısa Dönem Kasayıları Değişkenler Kasayı Sd. Haa -isa p- değeri Bağımsız Değişken: lnx lnx(-1) lnx(-) lnx(-3) lng7y lng7y (-1) lng7y (-) lng7y (-3) lng7y (-4) lng7y(-5) lnrer lnrer(-1) lnroil lnxp