Türkiye de Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracat Üzerine Etkisi

Transkript

1 89 Türkiye de Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracat Üzerine Etkisi Özet Ömer ESEN 1 Ülkelerin ihracat hacimlerinin döviz kurlarındaki değişimlere olan tepkileri dünya ekonomisinin küreselleşmesiyle birlikte dışa açık ekonomilerin en önemli ve temel konularından birisi halini almıştır. Bu bağlamda döviz kuru değişkenliğinin ihracatı hangi aktarım mekanizması kanallarıyla, ne yönde ve ne ölçüde etkileyeceği gibi sorular giderek daha fazla önem kazanmış ve araştırmacıların daha çok ilgisini çekmeye başlamıştır. Bu çalışmada Türkiye de dalgalı kur sisteminin uygulanmaya başlanıldığı Şubat 2001 sonrası dönemde ortaya çıkan döviz kuru belirsizliği ile ihracat arasındaki ilişkinin ortaya konulması amaçlanmıştır. Bu amaç doğrultusunda ilişki 2001:Q2 ile 2011:Q3 dönemi arasında üç aylık veriler kullanılarak araştırılmıştır. Ele alınan değişkenler arasındaki ilişkinin yönü ve büyüklüğünü araştırmak üzere Johansen eşbütünleşme ve hata düzeltme modeli uygulanmıştır. Elde edilen ampirik sonuçlara göre, inceleme dönemi için döviz kuru belirsizliği uzun dönemde ihracat hacmini negatif etkilerken kısa dönemde ise böyle bir etkiye sahip olmadığı görülmüştür. Anahtar Kelimeler: Döviz Kuru Belirsizliği, İhracat, Eşbütünleşme Analizi, Hata Düzeltme Modeli The Effect of Exchange Rate Uncertainty on Exports in Turkey Abstract 1 Araş. Gör., Atatürk Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölümü, omeresen@atauni.edu.tr The response of countries export volumes to exchange rate volatility has become one of the most important and the basic subjects of open economies with the globalization of world economy. In this context, questions such as through which transmission mechanism channels, to what extend and in what direction that the exchange rate volatility will affect exports have become increasingly important and attracted more attention of the researchers. The purpose of this paper is to analyze the relationship between exchange rate uncertainty and exports in the period starting with February 2001 when Turkey has switched to the floating exchange rate system. To this end, the relationship has been examined through using quarterly data of the term between 2001:Q2 and 2011:Q3. In order to search the direction and size of the association between analyzed variables, Johansen cointegration and error correction model have been employed. The empirical findings of the study reveal that for the period covered while the exchange rate uncertainty affect export volume negatively in long run, it doesn t have any kind of impacts in the short run. Keywords: Exchange Rate Uncertainty, Export, Cointegration Analysis, Error Correction Model

2 90 Türkiye de Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracat Üzerine Etkisi Giriş Döviz kuru belirsizliğinin ihracat hacmi üzerindeki etkisi özellikle 1970 lerin başlarından itibaren, uluslararası arenada politika yapıcıları ve araştırmacıları en çok meşgul eden konular arasında yerini almıştır yılında Bretton Woods siteminin sona ermesi ve ardından yaşanan petrol şokları ile birlikte dünyada pek çok gelişmiş ve gelişmekte olan ekonomiler döviz kuru kontrollerini terk ederek kurları dalgalanmaya bırakmışlardır. Buna bağlı olarak, döviz kurları da önemli oranda dalgalanma göstermeye başlamış ve ülkelerin döviz kurlarında istikrarsızlıklar (oynaklıklar) artmıştır (Chou, 2000). Bu süreçte döviz kurları ve değişimi bir ülkenin uluslararası ticarette rekabet gücünü belirleyen en önemli faktörlerden biri haline gelmesi döviz kurlarını dış ticaret kararlarını etkileyen bir anahtar gösterge durumuna getirmiştir. Karar birimlerinin döviz kuru değişimlerinin ticaret dengesini nasıl etkilediği yönündeki belirsizliğin artması ticaret dengesi hedeflemesi yapabilmelerini güçleştirmektedir. Bu bağlamda kurların dalgalanmaya bırakılması döviz kuru belirsizliğini (uncertainty) arttırdığına ilişkin argümanlar ortaya atılmış ve döviz kuru değişkenliğinin uluslararası ticaret hacmi üzerindeki etkileri, hem ampirik alanda hem de teorik alanda araştırma konusu olmuştur. Bretton Woods siteminin sona ermesiyle birlikte döviz kuru belirleme sistemi, Türkiye nin de içinde yer aldığı gelişmekte olan ekonomiler ile gelişmiş ekonomiler arasında farklılık arz etmiştir. Bu süreçte döviz kuru, gelişmiş ekonomilerde piyasa tarafından serbest bir şekilde belirlenirken; gelişmekte olan ekonomilerde kur, para otoriteleri tarafından belirlenme yoluna gidilmiştir li yılların başından itibaren birçok gelişmekte olan ekonomiler gibi Türkiye de dış ticarette ve mali sektörlerde serbestleşme hareketlerine ağırlık vermiştir. Bu bağlamda, 1984 yılında döviz alım-satımın serbestleştirilmesi ile birlikte 1989 yılında sermaye hareketlerinin tamamen serbestleştirilmesinin ve aynı zamanda uygulanmakta olan kur rejimi daha esnek hale getirilmiştir. Bu süreçte döviz kurları da önemli oranda dalgalanma göstermeye başlamış ve döviz kuru belirsizliği ile risk artmıştır. Bu dalgalanma ve akabinde oluşan belirsizlik yatırımcılar için yatırım maliyetinde olduğu kadar, yatırımın karlılığında da belirsizlik yaratmaktadır. Döviz kurlarının belirsizliği ticarete konu olmayan mallarda olduğu kadar, ticarete konu olan mallarda da yatırımın nispi karlılığında düzensizliğe yol açmaktadır. İhracat yapan ve ithalata rakip mal üreten sektörlerin üretimleri ile birlikte söz konusu eğilime sahip sektörlerde toplam talepte değişkenlik göstermesine neden olmaktadır. Bu alanda yaşanan belirsizlik ortamı bütün iktisadi karar birimlerinin gelecekle ilgili sağlıklı kararlar almalarını engellemektedir. Türkiye de uygulanan döviz kuru sistemi ve buna bağlı olarak ihracat üzerine etkisi dönemler itibariyle farklılıklar arz etmektedir öncesi dönemde sabit kur sistemi uygulanırken 1980 sonrası esnek kur sistemine geçiş sürecinin yaşandığı bir dönem olarak görülmektedir. 24 Ocak 1980 de alınan ekonomik tedbirler kapsamında başlayan liberalleşme dönemiyle birlikte döneminde ara kur rejimleri olarak da adlandırılan yönetilen dalgalı kur rejimi uygulanmış ve bunun bir kısmı serbest kur rejiminin özelliklerini taşırken bir kısmı da sabit kur rejiminin özelliklerini taşımaktadır. Bu süreç, 2000 yılının başında uygulanmaya başlanan, ancak kısa zamanda krizle sonuçlanan sürünen çapa tarzı bir kur sisteminin başarısızlıkla sonuçlanması üzerine 2001 yılının başında dalgalı kur sistemine geçilmesiyle ile tamamlanmıştır (Tablo 1). Tablo 1: Dönemler İtibariyle Türkiye nin Döviz Kuru Rejimi Uygulamaları Geleneksel Sabit Kur (Traditional Fixed) Sürünen Bant (Crawling Band) Yönetilen Dalgalanma (Managed Float) Sürünen Çapa (Crawling Peg) Dalgalalı Kur (Free Float) Kaynak : Kasman ve Ayhan (2006)

3 Bu çalışmada, Türkiye deki dalgalı kur sisteminin uygulanmaya başlanıldığı 2001 sonrası döneminde ortaya çıkan döviz kuru belirsizliği ile ihracat arasındaki ilişkinin ortaya konulması amaçlanmıştır. Bu amaç doğrultusunda Türkiye de reel efektif döviz kurunun ihracat üzerinde potansiyel olarak yapabileceği etkinin yönü ve büyüklüğü ampirik olarak tahmin edilmektedir. Bu bağlamda ilk olarak reel efektif döviz kuru ile ihracat ilişkisini analiz eden çalışmalar incelenmiştir. İkinci bölümde, analiz için kullanılan yöntem ve ele alınan veriler incelenmektedir. Daha sonra bu ilişki, ekonometrik açıdan analiz edilerek sonuçların genel bir değerlendirilmesi yapılmaktadır. Son olarak çalışma, analiz sonuçları ve bunların mevcut literatürle olan uyumunun değerlendirildiği sonuç bölümü ile de tamamlanmaktadır. I. Döviz Kuru Belirsizliği ve İhracat İlişkisi: Literatür Özeti Ülkelerin ihracat hacimlerinin döviz kurlarındaki değişimlere olan tepkileri dünya ekonomisinin küreselleşmesiyle birlikte dışa açık ekonomilerin en önemli ve temel konularından birisi haline gelmiştir. Bu bağlamda döviz kuru değişkenliğinin ihracatı hangi aktarım mekanizması kanallarıyla, ne yönde ve ne ölçüde etkileyeceği gibi sorular akademik, politik ve ekonomik çevrelerce tartışılan ve araştırılan bir konu olmuştur. Literatürde döviz kuru değişkenliğinin ihracat üzerinde etkilerini araştıran modellerde, çalışma konusu olan ekonomilerin, ölçüm tekniklerinin ve incelenen dönemlerin farklı olmasına ve aynı zamanda ticaret yapan tarafların risk tercihlerine, ticari işlemlerin gerçekleşme sürelerine ve vadeli döviz piyasasının mevcudiyetine bağlı olarak sonuçlar değişebilmektedir. Ticaret yapan tarafların yaptıkları ticari işlemlerin, kendileri açısından optimal bir seviyede olup olmadığını ve uzun dönemde nasıl etkileneceklerini bilmeleri ticari kararları üzerinde önemli bir etkiye sahiptir. Genel kanı, bu alanda oluşacak belirsizliklerin ihracat hacmi üzerinde negatif etkiye sahip olduğu yönündedir. Bu anlamda, Ethier (1973), Hooper ve Kohlhagen (1978), Cushman (1983 ve 1988), Akhtar ve Hilton (1984), Kenen ve Rodrik (1986), Caballero ve Corbo (1989), Koray ve Lastrapes (1989), Pozo (1992), Grobar (1993), Chowdhury (1993), Arize (1996), Arize, Osang ve Slottje (2000) ve Arize, Malindretos ve Kasibhatla (2003) gibi yapılmış birçok önemli çalışma bu kanıyı destekler mahiyettedir. Bahmani-Oskooee ve Ltaifa (1992), döviz kuru belirsizliğinin ihracat üzerindeki etkilerini on dokuz gelişmiş ve altmış yedi gelişmekte olan ekonomilerin verilerini ele alarak yapmış oldukları çalışmalarda gelişmiş ve gelişmekte olan ekonomilerin ihracatını olumsuz etkilediği tespit edilmiştir. Bununla birlikte, gelişmiş ekonomilerin ihracat hacminin gelişmekte olan ekonomilere oranla kur riskine karşı daha az duyarlı olduğu saptanmıştır. Grobar (1993), ise az gelişmiş ekonomiler üzerinde yapmış olduğu çalışmada döviz kuru belirsizliğinin ihracatı olumsuz etkilediği sonucuna ulaşılmıştır. Benzer bir çalışmada Sauer ve Bohara (2001), özellikle Latin Amerika ve Afrika daki az gelişmiş ekonomilerde döviz kuru belirsizliğinin ihracatı olumsuz etkilediği tespit edilmiştir. Grier ve Smallwood (2007), ise dokuz gelişmiş ve dokuz gelişmekte olan ekonomileri ele alarak yaptıkları çalışmalarında, döviz kuru belirsizliğinin gelişmiş ekonomilerin ihracat oranları üzerinde önemli bir etkiye sahip değilken, gelişmekte olan ekonomilerin altısı üzerinde önemli düzeyde olumsuz etkiye sahip olduğu belirtilmiştir. Caballero ve Corbo (1989), Türkiye nin de içinde yer aldığı altı gelişmekte olan ekonomi için döviz kuru belirsizliğinin ülkelerin ihracat hacimleri üzerine etkilerini inceledikleri çalışmalarında döviz kuru belirsizliğinin maliyetleri artırmak suretiyle ihracatı olumsuz etkilediği ifade edilmiştir. Elde edilen analiz sonuçlarına göre kısa vadede reel döviz kurlarının yıllık standart sapmalarında yüzde beşlik bir atış olması durumunda ihracatı yüzde 2,5 (Kolombiya) ile 30 (Türkiye) arasında azalttığı ortaya çıkmıştır. Uzun vadede ise bu oran giderek arttığı belirtilmektedir. Chou (2000), ise 1980:1-1996:4 dönemini kapsayan çalışmasında döviz kuru belirsizliğinin SITC (Standart Uluslararası Ticaret Sınıflaması) ayrımına göre Çin in ihracat hacmi üzerindeki etkilerini açıklamayı amaçlamış ve döviz kuru değişkenliğinin Çin in toplam ihracatı, sanayi malları ihracatı ve mineral yakıt ihracatı üzerinde önemli düzeyde olumsuz etkileri olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Aynı çalışmada yabancı tüccarların ticari işlemlerinde vadeli döviz piyasaları kullanmaları halinde döviz kuru belirsizliğinden kaynaklanan ticari riskleri en aza indirebileceklerini ya da tamamen engelleyebilecekleri vurgulanmaktadır. Ancak Çin 91

4 92 Türkiye de Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracat Üzerine Etkisi gibi ulusal para birimlerinin yeteri kadar konvertible olmayan ekonomilerde vadeli piyasalar gelişemediğinden dolayı bu tür risklerden korunmaları yeteri kadar mümkün olamadığı ifade edilmektedir. Bu nedenle döviz kuru belirsizliğinin uzun vadede ihracatı azaltacağı vurgulanmıştır. Poon vd. (2005), ise beş Doğu Asya ekonomisi için döviz kuru değişkenliği ile ihracat arasındaki ilişkiyi incelemek amacıyla eşbütünleşme ve hata düzeltme mekanizmasından yararlanmışlardır dönemini kapsayan çalışmada döviz kuru değişkenliğinde yaşanan bir dalgalanmanın ilgili ekonomilerin biri dışında ülkelerin ihracat hacmini önemli ölçüde olumsuz etkilediği sonucuna ulaşılmıştır. Onafowora ve Owoye (2008), eşbütünleşme ve hata düzeltme analizi ile 1980:1-2001:2 dönemi için döviz kuru belirsizliğinin Nijerya ihracat hacmi üzerine etkilerini incelediği çalışmalarında döviz kuru değişkenliğinin artması belirsizliği artırdığı ve hem uzun hem de kısa dönemde dış ticaret karlılığını etkileyerek ihracatı önemli düzeyde olumsuz etkilediği tespit edilmiştir. Buna karşın De Grauwe (1988) yapmış olduğu çalışmasında döviz kuru belirsizliğinin refah düzeyini olumsuz etkilemesine rağmen uluslararası ticaretin yavaşlamasında önemli bir etken olmadığını belirtmektedir. Bununla birlikte riskten kaçınmanın derecesine bağlı olarak riskten kaçınma derecesi yüksek bir ihracatçının döviz kuru değişkenliği arttığında gelirinin azalmaması için daha fazla üretim ve ihracat yapmayı tercih edeceği ve böylelikle ihracat hacmini artırabileceği vurgulanmaktadır. Klein (1990) ise çalışmasında döviz kuru değişimlerinin ABD nin, yedi büyük sanayileşmiş ekonomiye yönelik yapmış olduğu dokuz farklı ürünün ihracat değerleri üzerine etkisini analiz etmiştir. Elde edilen analiz sonuçlarına göre altı ürün kategorisinde döviz kuru değişimlerinin ihracat hacmini önemli düzeyde etkilediğini ve bunların beşinin üzerinde ise genel kanının aksine olumlu etkiye sahip olduğu tespit edilmiştir. McKenzie ve Brooks (1997) ise yapmış oldukları çalışmalarında döviz kuru değişimlerinin ABD ve Almanya arasındaki karşılıklı ticaret verileri üzerine etkilerini analiz etmişlerdir. Elde edilen analiz sonuçlarına göre döviz kuru değişimlerinin iki ülke arasındaki ticareti olumlu etkilediği sonucuna ulaşılmıştır. Qian ve Varangis (1994), döviz kuru belirsizliğinin ihracat hacmi üzerine etkilerini inceledikleri çalışmalarında döviz kuru belirsizliğinin analiz kapsamında ele aldıkları Kanada, Japonya ve Avustralya ekonomilerinin ihracat hacmi üzerinde olumsuz etkileri bulunduğunu, buna karşın İsveç, İngiltere ve Hollanda ekonomilerinin ihracat hacmini ise olumlu etkilediği sonucuna ulaşılmıştır. Döviz kuru oynaklığında meydana gelen yüzde 10 luk bir artış, ihracat hacmi olumsuz etkilenen ekonomilerin ihracatını yüzde 7,4 kadar azaltabildiğini, diğer ülke gurubunda ise yüzde 5 lik bir artış aralığı olduğu tespit edilmiştir. Yine aynı çalışmada ihracatın, ithalatçı konumundaki ülkenin para birimi cinsinden yapılması durumunda döviz kuru oynaklığının ihracat hacmini olumsuz etkilediğini, buna karşın ihracatçı ülkenin para birimi cinsinden ihracat yapıldığında ihracat hacminin olumlu etkilendiği tespit edilmiştir. Döviz kuru belirsizliğin ihracat hacmi üzerine etkilerinin Türkiye açısından analiz eden çalışmalar incelendiğinde genel kanı döviz kuru belirsizliğinin ihracat hacmi üzerinde negatif etkiye sahip olduğu yönündedir (Özbay; 1999, Saatçioğlu ve Karaca; 2004, Öztürk ve Acaravcı 2006; Tarı ve Yıldırım; 2009). Bu bağlamda döviz kuru belirsizliği hakkındaki literatür incelendiğinde belirsizliğin ihracat hacmi üzerinde olumsuz etkiye sahip olduğunu öne süren çalışmalar ağırlıkta olsa da bunun yanında ihracatı artırıcı yönde etkilediğini ileri süren çalışmalar da mevcuttur. II. Model, Veri Seti ve Uygulanan Ekonometrik Yöntem Bu çalışmada, Türkiye ekonomisinde döviz kuru belirsizliğinin ihracat hacmi üzerinde ki etkisi ekonometrik olarak incelenmektedir yılının ilk çeyreğinde kur artış hızının önceden açıklanmış olduğu bir rejimden (crawling peg regime) dalgalı kur rejimine (floating exchange rate regime) geçilmesiyle döviz kuru rejimi değişmiştir. Böylece döviz kurlarının döviz arz ve talebine göre belirlendiği bir yapıda döviz kuru değişkenliğinin ihracat üzerine etkisinin incelenmesinin daha uygun olacağı görülmüştür. Bu nedenle söz konusu ilişkinin tahmininde, Türkiye için 2001:2-2011:3 dönemine ait üçer aylık zaman serileri kullanılmıştır.

5 Döviz kuru belirsizliğinin ihracat hacmi üzerindeki etkisini analiz eden çalışmalara bakıldığında genel olarak reel ihracatın, reel yurt dışı gelir, karşılaştırmalı ihracat fiyatları, reel döviz kuru ve döviz kuru belirsizliğinin temsili göstergesi olan reel efektif döviz kuru değişkenliği tarafından açıklandığı modeller kullanılmıştır. Bu çalışmada esnek döviz kuru rejiminin bir sonucu olarak döviz kurunda ortaya çıkan belirsizliği de içeren ihracat talebi modeli kullanılmıştır: LnX t = β 0 + β 1 (LnGDP f t ) + β 2 (LnRP t ) + β 3 (LnREX t ) + β 4 (LnRU t ) +ɛ t (1) Modelde yer alan değişkenler ve değişkenlere ait varsayımlar şu şekildedir; sinin dünya ihracat fiyat endeksine bölünmesiyle elde edilmiştir. Değişkenlere ait veriler, TÜİK in Dış Ticaret Endeksleri veri tabanından ve IMF in Uluslararası Finansal İstatistikleri (IFS) veri tabanından elde edilmiştir. Modelde reel ihracat değişkenini açıklamakta kullanılan son açıklayıcı değişken döviz kuru belirsizliği 2 (RU t ), ilgili literatürde sık kullanılan bir yöntem benimsenerek, gelecek döneme ait reel döviz kuru artış oranlarının standart sapmaları, gelecekte reel döviz kuruna ait belirsizlikleri yansıtmaktadır (Chowdhury; 1993, Arize; 1996). Böylelikle döviz kuru belirsizliği, reel efektif döviz kuru endeksinin değişim oranının standart sapmasının hareketli ortalaması alınarak hesaplanmıştır. 93 lnx t (Export) reel ihracat değişkeninin logaritmasını, lngdp f (Gross Domestic Product) reel yurt t dışı gelirin logaritmasını, lnrp t (Relatives Price) Türkiye nin ihracat fiyat endeksinin dünya ihracat fiyat endeksine bölünmesiyle hesaplanan karşılaştırmalı ihracat fiyatlarını, LnREX t (Real Exchange Rate) reel döviz kurunun logaritmasını ve lnru t (Uncertainty) döviz kuru belirsizliğinin logaritmasını göstermektedir. Temsilen reel döviz kuru değişkeninin standart sapmasının hareketli ortalamasının alınması yöntemi ile hesaplanmıştır. Ayrıca εt ise hata terimidir. Modelde yer alan reel ihracat değişkeni (X t ), Türkiye İstatistik Kurumu nun (TUIK) Dış Ticaret İstatistikleri veri tabanından alınan nominal ihracat verilerinin Türkiye nin ihracat fiyat endeksi ile deflate edilmesi sonucunda elde edilmiştir. Türkiye nin ihracat fiyat endeksine ait veriler ise TÜİK in Dış Ticaret Endeksleri veri tabanından alınmıştır. Modelde reel ihracat değişkenini açıklamakta kullanılan reel yurt dışı gelirin (GDP f t ) göstergesi olarak Türkiye nin toplam ihracatında en büyük paya sahip sekiz ekonominin 1 büyüme rakamları (GDP) kullanılmaktadır. Burada kullanılan veriler, OECD nin istatistik veri tabanından alınarak derlenmiştir. Reel ihracat değişkeni üzerindeki fiyat değişimlerinin etkilerini ölçmek için modelde yer alan karşılaştırmalı ihracat fiyatları değişkeni (RP t ), Türkiye nin ihracat fiyat endek- (2) m: hareketli ortalamanın derecesi ve REX: reel döviz kurudur. Modelin katsayılarının işaretlerine ilişkin beklenen değerler açısından bakılacak olursa genel beklenti yurt dışı ülkelerin gelirinin artması o ekonomilerin ithalatını artırırken muhatap ekonomi açısından ihracatın artması anlamına gelmektedir ki bu durumda β 1 in alacağı değerin pozitif olması beklenir. Bununla birlikte göreli fiyatlarda bir artışın ortaya çıkması durumunda ihracat talebinde bir düşüş ortaya çıkması anlamına gelmektedir ki bu durumda ise β 2 nin negatif bir değer alması beklenmektedir. Ayrıca reel döviz kurunda meydana gelen bir düşüşün ihracatı artıracağından β 3 parametresinin de negatif bir değer alması beklenmektedir. Bununla birlikte, döviz kuru belirsizliğinin ihracat hacmini hangi yönde etkileyeceği teorik açıdan belirsiz olması nedeniyle β 4 parametresinin değeri belirsizdir. Döviz kuru belirsizliğinin ihracat hacmi üzerinde etkisinin incelendiği çalışmanın tahmininde, her değişkenin zaman serisi özelliklerini incelemek için öncelikle serilerin durağan olup olmadıkları ve durağan iseler hangi seviyede durağan oldukları Genişletilmiş Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips- 1 Sırasıyla Almanya (% 10,5), İtalya (% 6), İngiltere (% 6), Fransa (% 5,2), ABD (%3,3), İspanya (%3), Hollanda (2,4) ve Romanya (2,1). 2 Belirsizlik doğrudan gözlenememesi nedeniyle, belirsizliğin göstergesi olarak değişkenlik ya da oynaklık (volatility) kullanılmaktadır.

6 94 Türkiye de Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracat Üzerine Etkisi Perron (PP) birim kök testleri ile sınanmıştır. Zaman serisi analizlerinde, verilerin durağan olması gerekmektedir. Durağan olmayan zaman serileriyle çalışılması halinde sahte regresyon problemiyle karşılaşılabilmektedir. Bu durumda regresyon analiziyle elde edilen sonuçların gerçek ilişkiyi yansıtmadığı bilinmektedir (Gujarati, 1999). Geleneksel birim kök testlerinde (ADF, PP) karşılaşılan yaygın sorun bu testlerin yapısal kırılma olasılığını dikkate almamalarıdır. Çalışmada üzerinde durulan kısımlardan biri de zaman serilerinde yapısal kırılma olması durumunda standart birim kök testlerinin sapmalı sonuçlar vermesidir. Dolayısıyla bu tür seriler için yapısal kırılmalı birim kök testleri daha uygun olmaktadır. Zaman serileri genellikle durağan değildir (birim kök içermektedir). Bu nedenle söz konusu birim kökün gerçekte serinin durağan dışı olmasından mı yoksa seride bir yapısal kırılmanın varlığından mı kaynaklandığının araştırılması gerekmektedir. Bu bağlamda iki değişken arasındaki ilişkide bir kırılmanın olup olmadığı Zivot-Andrews (1992) yapısal kırılma testiyle analiz edilmiştir. Birim kök testleri sonucunda değişkenlerin bütünleşme derecelerinin aynı olduğunun, yani aynı dereceden durağan olduklarının belirlenmesiyle birlikte eş-bütünleşme analizi yapılmış ve böylelikle değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin var olup olmadığı incelenmiştir. Değişkenler arasında eşbütünleşme olup olmadığı Johansen eş-bütünleşme testiyle araştırılmıştır. Eşbütünleşme ekonomik değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin istatistiksel olarak sınanmasıdır. Eşbütünleşme teorisi durağan olmayan değişkenler arasında durağan bir ilişkinin elde edilmesini amaçlamaktadır. Kısaca eşbütünleşme, durağan olmayan değişkenler arasında uzun dönemli birlikte hareket ettikleri bir denge ilişkisini göstermektedir. Değişkenler arasında eşbütünleşmenin bulunması, uzun dönemli ilişki olduğu anlamına gelmektedir. Çalışmanın bu aşamasında değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı Johansen (1988, 1995) yaklaşımı çerçevesinde ele alınmıştır. Son olarak çalışmada, Döviz kuru belirsizliği ile ihracat hacmi değişkenleri arasında kısa dönemde bir denge olup olmadığı hata düzeltme modeli yardımıyla incelenebilmektedir. Söz konusu değişkenler arasındaki kısa dönemli dinamikleri değerlendirmek amacıyla hata düzeltme modeli (ECM) ile tahmin edilmiştir. Analizlerde Eviews 5.1 ekonometrik analiz paket programı kullanılmıştır. III. Ampirik Analiz ve Bulgular Değişkenler arasında ekonometrik olarak anlamlı ilişkiler elde edilebilmesi için analizi yapılan serinin durağan seriler olması gerekmektedir. Bu nedenle öncelikle modelde kullanılan zaman serilerinin durağan olup olmadığının sınanması gerekmektedir. Bu bağlamda çalışmada öncelikle değişkenlerin durağanlıkları incelenmiştir. Kullanılan zaman serilerinin durağan olup olmadıklarının test edilmesinde Dickey ve Fuller in (1981) geliştirmiş olduğu Augmented Dickey-Fuller (ADF) birim kök testi kullanılmıştır. Elde edilen birim kök analizi sonuçları Tablo 2 de görülmektedir. Parantez içindeki rakamlar değişkenler için gecikme değerleri olup, ADF testi için Schwarz Bilgi Kriterine (SIC) göre ve PP testi için ise Newey- West Bandwidth kriterine göre otokorelasyonun bulunmadığı minimum gecikmeler olarak belirlenmiştir. Tablo 2 teki ADF ve PP test sonuçları incelendiğinde serilerin düzeyde % 1 önem seviyesinde durağan olmadıkları yani birim kök içerdiği görülmektedir. Bu nedenle her bir serinin birinci farkları alınmıştır. Böylece değişkenler durağan hale geldiği görülmektedir. Tablo 2: Birim Kök Testi Sonuçları Değişkenler ADF Testi PP Testi Düzey Değeri Birinci Farklar Düzey Değeri Birinci Farklar LnX t (2) * (0) (0) * (0) LnGDP f t (0) * (0) (2) **(3) LnRP t (2) * (1) (1) * (3) LnREEX t (0) * (0) (0) * (3) LnRU t (0) * (0) (0) * (1) Not: Parantez içindeki rakamlar gecikme uzunluklarıdır. * %1 ve ** % 5 düzeyinde anlamlı olan test değerleridir.

7 Bu aşamada, serilerin durağanlık analizlerinin tamamıyla irdelenebilmesi için serilerdeki olası kırılmaların varlığı araştırılmalıdır. Bir zaman serisinin düzey ve eğiminde kırılmanın olması zaman serisinin yapısında belli bir dönemden (Tb) sonra gerek düzeyde gerekse eğimde bir kırılmanın meydana geldiği anlamı taşımaktadır (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2010). Şekil 1 ile gösterilen ihracat değişkenine ait zaman serisine genel olarak bakıldığında serinin pozitif bir eğime sahip olduğu görülmektedir. Ayrıca, serinin düzeyinde 2008 yılının son çeyreğinden sonra (2008:4) bir değişme (kırılması) olduğu ve 2009 yılının üçüncü çeyreğinden itibaren tekrar önceki seyrine döndüğü görülebilmektedir. Bu bağlamda ihracat değişkenine ait zaman serisi dikkatlice incelendiğinde serisinin bir düzey değişiminden kaynaklanan yapısal kırılma (structural break) olduğu sonucu çıkarılabilmektedir. Şekil 1. teki kırık düz çizgi uydurulan trend doğrusunu yansıtmaktadır. 95 Kırılma zamanının bilinmediği ve herhangi bir noktada olduğunu varsayan Zivot-Andrews (1992) yaklaşımı, trend durağanlığı yansıtan alternatif hipotez için en fazla ağırlığı veren nispi kırılma (değişim) yansımasını tahmin etmeyi amaçlamaktadır. Tablo 3: Zivot - Andrews Test Sonuçları Değişkenler Min. t-istatistiği T b (Kırılma Dönemi) LnX t (2) 2008Q4 LnGDP f t (0) 2007Q4 LnRP t (3) 2008Q2 LnREEX t (1) 2008Q4 LnRU t (0) 2008Q4 ZA Kritik Değerleri 1% % % Not: Parantez içindeki rakamlar ZA yapısal kırılma için seçilen gecikme uzunluklarıdır. ZA Kritik Değerleri ise Zivot ve Andrews (1992) den alınmıştır. Değişkenlere uygulanan Zivot-Andrews (1992) birim kök testinin sonuçları Tablo 3 te yer almaktadır. ZA testi sonucu, modeldeki yapısal kırılma dönemi olarak 2008 yılını işaret etmektedir. Elde edilen test istatistiği % 5 önem düzeyinde kritik değerden küçük olduğu için 2008 yılında meydana gelen kırılmayla durağan olduğu hipotezi reddedilir, dolayısıyla yapısal kırılma olmadan seride birim kökün varlığını gösteren temel hipotez kabul edilir. ZA birim kök testine göre de ihracat değişkeninde histeri etkisine rastlanmıştır. Bu bağlamda 2008 yılında yapısal bir kırılmanın (değişim) oldu-

8 96 Türkiye de Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracat Üzerine Etkisi ğunu ifade eden ZA testi sonuçları, 2007 yılında ABD de başlayan ve 2008 yılının son çeyreğinden itibaren Türkiye nin de içinde yer aldığı tüm gelişmiş ve gelişmekte olan piyasaları etkileyen küresel krize işaret etmektedir. Böylece değişkenlere ait serilerin birim kök incelemeleri tamamlandıktan sonra eşbütünleşme testine geçilmesi için sorun bulunmamaktadır. Johansen yönteminde ilk aşama gecikme uzunluğunun belirlenmesidir. Bu nedenle serilerin aynı dereceden durağan oldukları görüldükten sonra Johansen eşbütünleşme testine geçmeden önce optimum gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekmektedir. Bu nedenle model 1 de yer alan değişkenler arasında uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesi amacıyla VAR modeli tahmin edilmiştir. Bu nedenle optimum gecikmenin sağlanması için LR (Likelihood Ratio), AIC (Akaike information criterion), SC (Schwarz information criterion), FPE (Final prediction error) ve HQ (Hannan- Quinn information criterion) bilgi kriterlerine başvurulmuştur. Bu modelden elde edilen minimum gecikme uzunluklarına ilişkin tahmin sonuçlarına göre, SIC ve HQ değerlerinin 1. gecikme için minimum değer verdiği, LR, FPE ve AIC değerlerinin ise 3 gecikme için minimum değer verdiği görülmektedir. Bu nedenle analizimizde gecikme uzunluğunun 3 olarak belirlenmesinin uygun olduğuna karar verilmiştir. Uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesinin ardından Johansen eşbütünleşme testi analiz edilmiştir. Üç gecikme uzunluğu için yapılan Johansen eşbütünleşme testi sonuçları Tablo 4 te verilmiştir. Tablo 4 teki sonuçlar, ele alınan değişkenler arasında hem maksimum özdeğer (λmaks), ve hem de iz (λiz) test istatistiklerinin % 5 anlamlılık düzeyinde eşbütünleşmenin olmadığı yönündeki H0 hipotezinin reddedildiğini ve değişkenler arasında bir eşbütünleşme vektörünün bulunduğunu göstermektedir. Buna göre söz konusu değişkenler arasında eşbütünleşme vardır, yani hem maksimum özdeğer testi hem de iz testi için ele alınan seriler arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığı görülmektedir. Tablo: 4. Johansen Eşbütünleşme Testi Sonuçları λ iz İstatistiği Hipotezler İz Kritik Değer %5 Prob.** H0 :r = 0, H1 :r * H0 :r 1, H1 :r * H0 :r = 2, H1 :r * H0 :r 3, H1 :r H0 :r 4, H1 :r λ maks İstatistiği Hipotezler Maks Kritik Değer %5 Prob.** H0 :r = 0, H1 :r * H0 :r 1, H1 :r * H0 :r = 2, H1 :r * H0 :r 3, H1 :r H0 :r 4, H1 :r **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Tablo 4 te ki sonuçlar incelendiğinde hem maksimum özdeğer hem de iz istatistiği için %5 anlamlılık düzeyinde seriler arasında birden fazla eşbütünleşik vektör olduğu görülmektedir. Böylece ilgili dönem için reel ihracat, reel dış gelir, karşılaştırmalı ihracat fiyatları, reel efektif döviz kuru ve döviz kuru değişkenliği arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığından söz edilebilir. λ iz = 135,62 > 69,82 ve λ maks = 66,10 > 33,87, r = 0 hipotezi her iki test değeri içinde reddedildiği yani ele alınan değişkenlerin eşbütünleşik olduğu görülmektedir.

9 Eşbütünleşme ilişkisini, reel ihracat değişkenine göre normalize edildiğinde değişkenler arasındaki ilişkiler aşağıdaki gibi olmaktadır: (3) Yukarıdaki normalize edilmiş eşbütünleşme vektörüne (3) bakıldığında reel ihracatı en çok etkileyen değişkenin reel dış gelir olduğu görülmektedir. Reel yurt dış gelirde meydana gelen bir birimlik artış ihracat serisinde yaklaşık % 1,16 lık bir artış meydana getirmektedir. Diğer taraftan karşılaştırmalı ihracat fiyatlarında bir birimlik artış ihracatı yaklaşık % 0,07 oranında azaltmaktadır. Reel döviz kurundaki bir birimlik artış ise ihracatı %0,06 artırmaktadır. Reel dış gelir ile reel efektif döviz kuru değişkenlerinin katsayılarının işaretleri, önsel beklentilere uygun olarak pozitif ve karşılaştırmalı ihracat fiyatları değişkeninin katsayısının işareti ise negatif çıkmıştır. Normalize edilen denklemden elde edilen en önemli sonuç ise reel döviz kuru belirsizliği serisinin negatif işaretli olusudur. Bu sonuç ele alınan dönem için döviz kuru değişkenliğinin katsayısının işaretinin negatif ve istatistiksel olarak anlamlı çıkması ele alınan dönemde Türkiye de döviz kuru belirsizliğinin ihracatı olumsuz etkilediğini göstermektedir. Buna göre Türkiye de döviz kuru belirsizliğinde meydana gelen bir birim değişme karşısında ihracat % 0,11 oranında azalmaktadır. Ele alınan değişkenler arasında eşbütünleşme olması, iki seri arasında uzun dönem bir denge ilişkisi olduğunu ifade etmektedir. Yani eşbütünleşme, uzun dönem ilişkinin araştırılmasıdır. Buna karşın, kısa dönemde ele alınan iki değişken arasında bir dengenin olmaması olasıdır. Hata Düzeltme Modeli bu kısa dönemde meydana gelen sapmaların ne kadar süre ile düzeltildiğini söylemektedir. Bununla birlikte hata düzeltme mekanizması çalışması için hata düzeltme katsayısının negatif işaretli ve 1 den küçük olması beklenmektedir. Hata düzeltme katsayısının işareti negatif ise dengeden sapmanın olması durumunda tekrar dengeye doğru hareketin olduğunu, katsayının 1 den küçük olması ise sistemin dengeli olduğunu ifade etmektedir (Bozkurt, 2007). Seriler arasında uzun dönemli bir ilişkinin var olduğunun görülmesinin ardından kısa dönemli bir ilişkinin varlığı Hata Düzeltme Modelinin tahmini ile analiz edilebilir. Bu çalışmada kullanılan hata düzeltme modeli aşağıdaki gibidir; (4) Modelde yer alan EC t-1 uzun dönemli ilişkiden elde edilen hata terimlerinin birinci gecikmeli değerini göstermekte ve hata terimi olarak adlandırılmaktadır. 97 Tablo: 5. ECM-Hata Düzeltme Modeli Tahmin Sonuçları (LnX) = - 4,349 EC t-1 + 2,398 (LnX t-1 ) + 1,743 (LnX t-2 ) + 0,724 (LnX t-3 ) - 7,625 (LnGDP f t-1 ) (-3,85) (2,60) (2,89) (-1,64) (-1,64) - 2,311 (LnGDP f ) t-2-6,617 (LnGDPf ) +2,324 (LnRP ) -0,175 (LnRP ) +1,752 (LnRP ) t-3 t-1 t-2 t-3 (-0,60) (-2,33) (2,75) (-0,30) (1,97) - 0,334 (LnREEX t-1 ) - 0,651 (LnREERX t-2 ) - 0,459 (LnREEX t-3 ) - 0,243 (LnRU t-1 ) (-1,33) (-2,60) (-1,91) (-0,30) + 1,002 (LnRU t-2 ) + 1,403 (LnRU t-3 ) - 0,047 (1,15) (1,50) (-1,78) R 2 = 0,88 F = 9,12 Not: Parantez içindeki rakamlar t-istatistik değerlerini göstermektedir. Seriler arasında kurulan hata düzeltme mekanizması sonucunda Tablo 5 te görülen sonuçlar elde edilmiştir. Bu verilere göre R 2 = değerinin 0,88 çıkması modelin reel ihracattaki değişimi açıklama gücünün oldukça yüksek olduğunu göstermektedir. Ayrıca hata düzeltme mekanizması sonucunda reel ihracat değişkeninin bağımsız değişken olduğu modelden elde edilen hata terimi katsayısının -4,35 olduğu görülmektedir. Burada hata teriminin katsayısı beklendiği gibi negatif işaretli çıkmıştır. Ancak bu değer istatistiksel olarak anlamlı değildir. Sonuç olarak risk ve belirsizliği gösteren döviz kuru değişkenliğinin ihracat hacmi üzerinde kısa dönemde etkili olmadığı sonucuna ulaşılmıştır.

10 98 Türkiye de Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracat Üzerine Etkisi Tablo 6: Diagnostik Test Sonuçları Testler İstatistikler Hipotezler Jarque-Bera Normallik Testi χ2 JB = (0.096) H 0 : Hatalar normal dağılmaktadır. Değişen Varyans White testi χ2 WDV = (0.688) H 0 : Heteroskedastisite (değişen varyans) yoktur Otokorelasyon Sınaması LM = (0.076) H 0 : Seride otokorelasyon yoktur Ramsey RESET Testi χ2 RESET = ( 0.291) Not: Parantez içindeki değerler p-olasılık değerlerini göstermektedir. H 0 : Modelde spesifikasyon (model kurma) hatası yoktur Tanısal (diagnostik) sınaması tahmin sonuçlarının yer aldığı Tablo 5 teki istatistiki veriler incelendiğinde ele alınan modelin sonuçlarının güvenilir olduğunu göstermektedir. Ayrıca, yapılan diagnostik testler sonucunda modelde, hata teriminin normal dağılmaması (χ2 JB ), ardışık bağımlılık, değişen varyans (χ2 WDV ) ve model kurma hatası (χ2 ) gibi ekonometrik problemlerin olmadığı görülmektedir. Bu bağlamda, modelin diagnostik test RESET sonuçları, tahminin genelde başarılı olduğuna işaret etmektedir. IV. Sonuç ve Değerlendirme Bu çalışmada Türkiye de dalgalı kur sisteminin uygulanmaya başlanıldığı Şubat 2001 sonrası dönemde ortaya çıkan döviz kuru belirsizliği ile ihracat arasındaki ilişki 2001:Q2 ile 2011:Q3 dönemi arasında üç aylık veriler kullanılarak incelenmiştir. Ele alınan değişkenler arasındaki ilişkinin yönü ve büyüklüğünü araştırmak üzere Johansen eşbütünleşme ve hata düzeltme modeli uygulanmıştır. Elde edilen ampirik sonuçlara göre, inceleme dönemi için döviz kuru belirsizliği uzun dönemde ihracat hacmini olumsuz etkilerken kısa dönemde ise böyle bir etkiye sahip olmadığı gözlenmiştir. Buna göre Türkiye de döviz kuru belirsizliğinde meydana gelen bir birim değişme karşısında ihracat % 0,11 oranında azalmaktadır. Bu sonuçlar, döviz kurlarında yaşanan dalgalanmaların uluslararası ticari işlemlerde risk ve belirsizlik ortamını tetiklediği ve ihracat üzerinde caydırıcı etkileri nedeniyle negatif bir etkiye sahip olduğu yönündeki genel kanıyı destekler mahiyettedir. Türkiye de 2000 yılının başında uygulanmaya başlanan, ancak kısa zamanda krizle sonuçlanan, sürünen çapa tarzı bir kur sisteminin başarısızlıkla sonuçlanması üzerine Şubat 2001 sonrası dalgalı kur sistemine geçilmiştir. Buna bağlı olarak, döviz kurları da önemli oranda dalgalanma göstermeye başlamış ve döviz kurlarında istikrarsızlıklar (oynaklıklar) artmıştır. İhracat yapan ve ithalata rakip mal üreten sektörlerde döviz kuru değişimlerinin ticaret dengesini nasıl etkilediği yönündeki belirsizliğin artması ile ticaret dengesi hedeflemesi yapabilmelerini güçleştirmektedir. Aynı zamanda bu durum, tüccarlar için yatırım maliyetinde olduğu kadar, yatırımın karlılığında da belirsizlik yaratmaktadır. Bu nedenle, Türkiye de dış ticaret dengesinin sağlanabilmesi ve ihracatın artırılabilmesi için kurlarda istikrarın sağlanması gerekmektedir. Kaynakça AKHTAR, M.A. and HILTON, R.S. (1984), Effects of Exchange Rate Uncertainty on German and U.S. Trade, FRBNY: Federal Reserve Bank of New York, Quarterly Review, 9, ARIZE, A. C. (1996), The Impact Of Exchange-Rate Uncertainty on Export Growth: Evidence from Korean Data, International Economic Journal, 10(3), ARIZE, A. C. and MALINDRETOS, J. (1998), The Long-Run and Short-Run Effects of Exchange-Rate Volatility on Exports: The Case of Australia and New Zealand, Journal of Economics and Finance, 22(2-3), ARIZE, A. C., MALINDRETOS, J. and KASIBHATLA, K. M. (2003), Does exchangerate volatility depress export flows: the case of LDC s International Advances in Economic Research, 9(1), ARIZE, A. C., OSANG, T. and SLOTTJE, D.J. (2000), Exchange-Rate Volatility and Foreign Trade: Evidence from Thirteen LDC s, Journal of Business and Economic Statistics, 18(1), BAHMANI-OSKOOEE, M. and LTAIFA, N. (1992), Effects of Exchange Rate Risk on Exports: Crosscountry Analysis, World Development, 20(8), BOZKURT, Hilal (2007), Zaman Serileri Analizi, Bursa: Ekin Kitabevi CABALLERO, R. J. and CORBO, V. (1989), The Effect of Real Exchange Rate Uncertainty on Exports: Empirical Evidence, The World Bank Economic Review, 3(2),

11 CHOU, W.L. (2000), Exchange Rate Variability and China s Exports, Journal of Comparative Economics, 28, CHOWDHURY, A.R.(1993), Does Exchange Rate Volatility Depress Trade Flows? Evidence From Error-Correction Models, Review of Economics and Statistics, 75 (4), CUSHMAN, David O. (1983), The Effects of Real Exchange Rate Risk On International Trade, Journal of International Economics, 15(1-2), CUSHMAN, David O. (1988), U.S. Bilateral Trade Flows And Exchange Risk During The Floating Period, Journal of International Economics, 24, DE GRAUWE, P. (1988), Exchange Rate Variability And The Slowdown in The Growth of International Trade, IMF Staff Papers, 35(1), DICKEY, D. A. and FULLER, W. A. (1981), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root, Econometrica, 49, (4), ETHIER, W. (1973), International Trade and the Forward Exchange Market, The American Economic Review, 63(3), GRIER, K.B. and SMALLWOOD, A.D. (2007), Uncertainty and Export Performance: Evidence from 18 Countries, Journal of Money, Credit and Banking, 39(4), GROBAR, L.M. (1993), The Effect of Real Exchange Rate Uncertainty on LDC Manufactured Exports, Journal of Development Economics, 41(2), GUJARATI, D.N (1999), Temel Ekonometri, (Çev. Ü. ŞENESEN & G.G. ŞENESEN), İstanbul, Literatür Yayınları. HOOPER, P. and KOHLHAGEN, S. W. (1978), The Effect of Exchangerateuncertainty on The Prices and Volume of International Trade, Journal of International Economics, 8(4), JOHANSEN, S. (1988), Statistical Analysis in Cointegrated Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control, 12, JOHANSEN, S. (1995), Likelihood Based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive Models, Oxford University Press, New York. KASMAN, S. and AYHAN, D. (2006), Macroeconomic Volatility Under Different Exchange Rate Regimes in Turkey, CBRT: Central Bank Review 2, KENEN, P.B. and RODRIK, D. (1986), Measuring and Analyzing the Effects of Short-Term Volatility in Real Exchange Rates, The Review of Economics and Statistics, 68(2), KLEIN, M. W. (1990), Sectoral Effets of Exchange Rate Volatility on United States Exports, Journal of International Money and Finance, 9(3), KORAY, F. and LASTRAPES, W. D. (1989) Real Exchange Rate Volatility nd U.S. Bilateral Trade: A VAR Approach, Review of Economics and Statistics, 71(4), MCKENZIE, M.D. and BROOKS, R.D. (1997), The Impact of Exchange Rate Volatility on German-U.S. Trade Flows Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 7(1), ONAFOWORA, O. A. and OWOYE, O. (2008), Exchange Rate Volatility and Export Growth in Nigeria, Applied Economics, 40(12), ÖZBAY, P. (1999), The Effect of Exchange Rate Uncertainty on Exports: A Case Study for Turkey, CBRT: The Central Bank of The Republic of Turkey Discussion Paper, ÖZTÜRK, İ. and ACARAVCI, A. (2006), The Effects of Exchange Rate Volatility on The Turkish Export: An Empirical Investigation, MPRA Paper No. 332, POON, W.C., CHOONG, C.K. and HABIBULLAH, M.S. (2005), Exchange Rate Volatility and Exports for Selected East Asian Countries, ASEAN Economic Bulletin, 22(2), POZO, S. (1992), Conditional Exchange-Rate Volatility and the Volume of International Trade: Evidence from the Early 1900s, Review of Economics and Statistics, 74(2), QIAN, Y. and VARANGIS, P. (1994), Does exchange rate volatility hinder export growth?, Empirical Economics, 19(3), SAATÇİOĞLU, C. ve KARACA, O. (2004), Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye Örneği Doğuş Üniversitesi Dergisi, 5(2), SAUER, C. and BOHARA, A.K. (2001), Exchange Rate Volatility and Exports: Regional Differences between Developing and Industrialized Countries, Review of International Economics, 9(1), SEVÜKTEKİN, M. ve NARGELEÇEKENLER, M. (2010), Ekonometrik Zaman Serileri Analizi - Eviews Uygulamalı, Nobel Yayın Dağıtım, Geliştirilmiş 3. Baskı, p.591. TARI, R. ve YILDIRIM, Ç. D. (2009), Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye için Bir Uygulama, Yönetim ve Ekonomi, 16(2), ZIVOT, Eric and ANDREWS, D. W. K. (1992), Further Evidence of Great Crash, the Oil- Price Shock and the Unit Root Hypothesis, Journal of Business and Economic Statistics, 10(3), OECD, İstatistik Veri Tabanı, TUİK, Dış Ticaret İstatistikleri ve Endeksleri, gov.tr 99