PAMUK BORSALARINDA OLUŞAN FİYATLARIN ETKİNLİĞİ ÖZET

Transkript

1 D.E.Ü.İ.İ.B.F.Dergisi Cil:17 Sayı:2, Yıl:2002, ss:55-74 PAMUK BORSALARINDA OLUŞAN FİYATLARIN ETKİNLİĞİ Erdinç Telaar * Şadiye Türkmen ** Özgür Teoman *** ÖZET Bu çalışmada pamuk borsalarında oluşan fiyaların ekinliği araşırılmakadır.ekinliği ölçebilmek için Türkiye deki pamuk fiyaları ile uluslararası pamuk fiyaları arasındaki ilişkiler, kısa önemli fiya dalgalanmalarının var olabileceği kabulü doğrulusunda araşırılmışır. Buna sebep, arımsal ürünlerin yapısı gereği fiyaların her zaman doğrusal olarak belirlenmediği gerçeğidir. Çalışmada hem doğrusal, hem de doğrusal olmayan eşbüünleşme analizi yapılmışır. Bulgular Türkiye de oluşan fiyalar ile uluslararası borsalarda oluşan fiyalar arasında bir ilişki bulunduğunu oraya koymuşur. Tarımsal poliika ercihi açısından bakıldığında bulgular, Türkiye de ekinlik bakımından, borsalar aracılığıyla fiyaların belirlenmesi yöneminin, müdahaleci yönemle kıyaslandığında daha uygun olacağını deseklemekedir. Anahar kelimeler:pamuk borsası, fiya ekinliği, eş büünleşme. 1.Giriş İplik yapımında kullanılmasına bağlı olarak ikisadi ve sosyal hayaın evriminde bir kilomere aşı olarak kabul edilebilecek sanayi devriminin bir kaç emel ürününden biri olma özelliğine sahip pamuk, günümüzde de ülke ekonomileri açısından sraejik bir endüsriyel ürün olma özelliğini sürdürmekedir. Zira pamuk, lifi sayesinde giyinme gibi zorunlu bir ihiyacın karşılanmasına hizme eiği gibi kendisini oluşuran diğer bileşenleri bakımından da kama değer yaraabilen bir üründür. Örneğin ohumu bikisel yağ üreiminde kullanıldığı için bir yağ bikisi olma özelliğine sahipir. Ara kalan küspesi ise proein değeri yüksek hayvan yemi olarak ayrı bir öneme sahipir dönemi esas alındığında dünyanın pamuk ihiyacının günümüzde yıllık olarak oralama 19.2 milyon on düzeyinde bulunması, pamuğun söz konusu önemini global düzeyde oraya koymakadır. Pamuk ihiyacının karşılanabilmesi için 2000 yılı iibariyle dünya ölçeğinde 33.3 milyon hekarlık arımsal arazi pamuk ekimine ayrılmış ve 18.9 milyon onluk üreime karşılık 20.1 milyon onluk ükeim gerçekleşmişir (İzmir Ticare * Doç. Dr. Haceepe Üniversiesi, İ.İ.B.F İkisa Bölümü, Ankara. ** Dr. Haceepe Üniversiesi, İ.İ.B.F İkisa Bölümü, Ankara. *** Dr. Haceepe Üniversiesi, İ.İ.B.F İkisa Bölümü, Ankara. 55

2 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman Borsası Raporu, 1999). Bu denli büyük mikarları bulan pamuk üreiminin uluslararası icarei günümüzde pamuk borsaları aracılığıyla gerçekleşirilmekedir. Borsaların kuruluş amacı diğer arımsal ürünler için olduğu gibi fiya oluşumunun piyasa koşulları uyarınca sağlanmasıdır. Özellikle borsalarda faaliyee bulunan üccarların kendilerinden mal alep eden işleyici ve ihracaçıların alepleri uyarınca oluşurdukları bilgiyi üreicilere düzenli biçimde akarabilmeleri, fiya oluşumundaki ekinliğin sağlanabilmesi açısından oldukça önemlidir. Çünkü imkanlar dahilindeki bilginin üreicilere am olarak yansıılabilmesi emel varsayımı kabul edildiğinde üreicinin piyasanın isekleri doğrulusunda isenilen kalie ve çeşie ürün üremesi mümkün olabileceğinden, bu ür piyasalar ekin piyasa anımıyla örüşebilecekir. Bu emel varsayıma, borsalarda işlem maliyelerinin olmaması, bilginin üm kaılımcılara maliyesiz olarak verilmesi, cari ve gelecekeki fiyaların dağılımları için cari bilginin ekilerinin üm piyasa kaılımcıları arafından benimsenmesi varsayımları eklenebilirse, uzun dönemde hiçbir icari kaılımcının oralama kar dan daha fazla kazanabilmesi ihimali oradan kalkacakır. 1 Bu durumda ürün fiyaları arık kar için emel olabilecek şekilde herhangi bir sisemaik yol izleme olasılığını yiirecek ve piyasaların ekin işleyişinden söz edilebilecekir (Mananyi ve Sruhers, 1997). Bilindiği gibi Türkiye de pek çok arımsal ürünün değişim değeri devlein espi eiği alım fiyaı üzerinden gerçekleşirilmekedir. Ancak pamuk, kuru meyveler, fındık ve bakliya ile birlike fiyaının rekabe eksikliğine karşın ağırlıklı olarak piyasa mekanizması kuralları uyarınca borsalarda belirlendiği bir kaç üründen biridir (Zirai ve İkisadi Rapor, 2001). Borsaların geçmişi fazla eski olmamakla birlike, arımsal pazarlamada devle müdahelesinin diğer ürünlerle karşılaşırıldığında asgariye inmiş olması, ürün piyasası ekinliğini ölçmeyi hedefleyen bu çalışmada pamuğun seçilmesinin sebebini oluşurmakadır. Dünyadaki emel pamuk borsaları yukarıda belirilen fiyaların 1 Çalışmadaki ekinlik kavramı, ilk olarak, Fama (1970) arafından gelişirilen bilgiye dayalı ekinlik ir. Fama, bilgiye dayalı ekinliği üç farklı gruba ayırmakadır: (i) Zayıf ekinlik, (ii) yarı-güçlü ekinlik ve (iii) güçlü ekinlik. Zayıf ekinlike, bilgi kümesi sadece geçmiş dönem fiyalarını içerdiğinden, hiç bir yaırımcı uygun geçmiş dönem fiya serilerini kullanarak normal üsü kar elde edememekedir. Yarı-güçlü ekinlike, bilgi kümesi kamuya açık üm kullanılabilir bilgileri içerdiği için, kamuya açık bilginin herhangi bir al kümesini kullanan yaırımcı normal üsü kar elde edememekedir. Güçlü ekinlike ise, bilgi kümesi kamuya açıklanmamış özel ve/veya içsel bilgileri içerse bile, söz konusu bilgiye sahip bir yaırımcı sürekli olarak normal üsü kar elde eme şansına sahip olamaz. Biz bu çalışmada güçlü ekinliği es emekeyiz. 56

3 Pamuk Fiyalarının Ekinliği ekin olarak belirlenebilirliği bakımından önemli mesafe kaemiş olmalarına karşın, fiyaların belirlenmesinde borsalar arası ilişkiler önem aşımakadır. Çalışmada Türkiye deki pamuk fiyalarının belirlenmesinde dış borsalarla ekileşimin önemli rol oynadığı düşünülmekedir. Ayrıca Türkiye de üreilen yüksek kalieli pamuğun dış borsalardaki fiyaları ekileyebilmesi gibi bir olasılık da bulunmakadır. Karşılıklı ekileşim üzerine kurulu bulunan bu hipoezin sınanabilmesi için Türkiye de oluşan pamuk fiyaları ile dış borsalarda oluşan pamuk fiyaları arasında bir eş anlı hareke olup olmadığı araşırılacakır. Araşırmada yüksek kalieli ve yabancı piyasalarda kabul gören Ege Sandar 1 pamuğu ile yerli pamuğumuzun koa edildiği Liverpool ve Memphis borslarına ai fiya verilerinden yararlanılacakır. Araşırma sonucunda elde edilecek bulgulardan Türkiye de kurulu bulunan pamuk borsalarının ekin işleyişi hakkında yargılara ulaşılabileceği düşünülmekedir. Çalışma dör bölümden oluşmakadır. Birinci bölümde dünyada ve Türkiye de ham pamuğun elde edilmesinin ardından endüsriyel kullanımına değin geçirdiği üreim aşamaları incelenmeke ve Türkiye nin pamuka üreim, verimlilik ve dış icare yönünden dünyadaki yeri hakkında ablolar yardımıyla bir durum espii yapılmakadır. İkinci bölümde makalenin emel amacı olan Türkiye deki pamuk borsalarının ekinliğini sınayabilmenin önsel bilgileri sunulmakadır. Bunlar arasında pamuka resmi dünya fiyaı oluşumunda genel kabul gören Liverpool pamuk fiya indekslerinin oluşurulması, Türkiye deki borsalarda emel saıcı konumunda bulunan kooperaif birliklerinin durumu gibi dünya ve Türkiye borsaları hakkında genel nielikli bilgiler yer almakadır. Üçüncü bölüm İzmir, Liverpool ve Memphis borsalarında oluşan pamuk fiyalarının karşılıklı ekileşimlerini incelemeye yönelik ampirik çalışmaya ayrılmışır. Dördüncü ve son bölümde ise çalışmayla ilgili sonuç ve değerlendirmeler yer almakadır. 2. Dünya da ve Türkiye de Pamuk Pek çok ülke ekonomisi için sraejik bir ürün olma özelliği aşıyan pamuk, Türkiye açısından da gerek yaraığı kama değer, gerekse ihracaın lokomoifi olan eksil ve dokuma endüsrisinin hammaddesi olması sebebiyle önemli bir yere sahipir. Pamuk lifinin endüsriyel kullanımı ancak birbirini izleyen çeşili aşamalardan sonra mümkün olabilmekedir. Öncelikle hasadı yapılan pamuk, çiği (ohum) ile lifinin ayrışırılabilmesi için çırçırlanmakadır. Çırçırlama işlemi biiken sonra ayrılan lif, iplik fabrikalarında işlenerek iplik haline geirilmekedir. İplik, boyama işlemine abi uuldukan sonra eksil fabrikalarında dokumaya dönüşürülmekedir. Kumaş veya bez haline geirilmiş ürün çeşili işlemelerde konfeksiyon ürünü olarak işlenmekedir. Üreim 57

4 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman zincirindeki her aşamadan sonra pamuğun parasal değeriyle birlike yaraığı kama değer de armakadır. Yaklaşık olarak ham pamukan ipliğe dönüşümde 2-3, ipliken dokumaya geçişe 5-7, konfeksiyona geçişe 8-12 ka kama değer yaraılmakadır. 2 Öe yandan ihracaın kompozisyonu incelendiğine, 2000 yılı Türkiye ihracaının yaklaşık %32 sinin dokuma ve dokuma ürünlerinden oluşuğu görülmekedir. Bu kalem içerisinde yer alan pamuk, pamuk ipliği ve pamuklu mensuca kaegorisi dahi %3 lük payıyla ihraca açısından ayrı bir öneme sahipir (DPT Temel Ekonomik Gösergeler, 2001). Türkiye açısından pamuğun önemini oraya koyan diğer bir global göserge ise oplam dünya üreimindeki konumudur yılı verileri incelendiğinde Türkiye, 840 bin onluk üreimiyle dünya üreiminin %4.8 ini gerçekleşirmiş ve pamuk üreicisi üm ülkeler dikkae alındığında üreimde alıncı sırada yer almışır (Bkz Tablo 1). Tablo 1: Ülkeler İibariyle Dünya Pamuk Üreimi (Bin Ton) Sıra Ülkeler 96/97 97/98 98/99 99/20* 20/01* % Pay 1 Kıa Çin A.B.D Hindisan Pakisan Bağ. Dev. Top Türkiye Avusuralya Diğer : Toplam Kaynak: Coon: Review of he World Siuaion, March-April *Tahmini rakamlardır. Türkiye de pamuk ekolojik koşullara bağlı olarak Ege, Güney Doğu Anadolu Bölgeleri ile Çukurova ve Analya Yörelerinde yeişirilmekedir. Geçmiş dönemlere bakıldığında Ege Bölgesi ve Çukurova Yöresi, ekim alanları 2 İsihdam açısından bakıldığında ise pamuğun sadece hasa aşamasında oralama kişiye iş imkanı sağlayıp pek çok arımsal işlemenin birincil ürünü konumunda bulunması, pamuğun yalnızca bu açıdan ülke ekonomisine kakısını oraya koymakadır (DİE Türkiye de Tarımsal Yapı ve İsihdam, 1998). 58

5 Pamuk Fiyalarının Ekinliği bakımından öncelikli yerler iken, 1995 yılından iibaren GAP içerisinde yer alan Aaürk Barajı nın sulama suyunun kullanılmaya başlanması ile Güney Doğu Anadolu Bölgesi ilk sıraya yerleşmişir. Öe yandan Çukurova ve Analya Yörelerinde ekim alanları bakımından bir gerileme söz konusudur. Bu gelişmede bir yandan Ege ve Çukurova da yaraılan verimlilik arışı yanında (Bkz Tablo 2), iç icare hadlerinin pamuk üreicisi aleyhine dönmesi ve dışarıdan ihal edilen pamuğun fiya yönünden cazip hale gelmesi sonucu üreicinin daha karlı arımsal ürünlere yönelmesi ekili fakörler olarak değerlendirilebilir. Ancak Güney Doğu Anadolu Bölgesi nde son beş yılda pamuk ekili alanlarda meydana gelmiş olan %67.9 luk arışın diğer bölgelerdeki azalmayı elafi ederek oplamda ekim alanlarının fazla değişmeden kaldığı aşağıda yer alan Tablo 3 en anlaşılmakadır. Tablo 2: Türkiye de Bölgeler İibariyle Pamuk Verimliğindeki Gelişmeler (Kg/Hek) Bölgeler Arış Oranı (%) Ege Bölgesi Çukurova Yöresi Analya Yöresi Güney Doğu Anadolu Bölgesi Türkiye Oralaması Kaynak: Akyıl, Bayaner, Fuller, Koç ve Şengül, 2001 ve İzmir Ticare Borsası Raporu, Yıllar Tablo 3: Bölgeler İibariyle Türkiye Pamuk Ekim Alanları (1000 Hekar) Ege Bölgesi Çukurova Yöresi Analya Yöresi Güney Doğu Anadolu Böl. 1995/ / / / / Kaynak: İzmir Ticare Borsası Raporu, Verimlilik açısından ise Türkiye de pamuka verimlilik düzeyi oldukça yüksekir. Öyle ki 1999 yılı dünya pamuk verimi oralaması 557 kg/hekar 59

6 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman düzeyinde iken, aynı yıl iibariyle Türkiye de hekara verim 1166 kg seviyesinde olup, verimlilik açısından dünyada üçüncü sıradadır. (Bkz Tablo 4). Tablo 4: Dünya Pamuk Verimi (Lif Pamuk) (Kg/Hekar) Sıra Ülkeler 96/97 97/98 98/99 99/20* 20/01* 1 Suriye Avusuralya Türkiye Kıa Çin Yunanisan Meksika A.B.D Dün. Or Kaynak: İzmir Ticare Borsası Raporu, *Tahmini rakamlardır. Verimlilike sağlanan bu aşamanın, ohum ıslahı, aran gübre ve su kullanımı, arımsal ilaçlama gibi modern ekniklerin pamuk üreiminde yaygınlaşmasının bir sonucu olduğu söylenebilir. Bölge düzeyinde verimlilik açısından önceliği Güney Doğu Anadolu Bölgesi alırken, bu bölgeyi Analya Yöresi ve Ege Bölgesi izlemekedir. Verimlilik oranının yüksekliğine karşın Türkiye de pamuğun arzı ile alebi karşılaşırıldığında arzın alebi karşılamaya yemediği ve önemli sayılabilecek düzeyde ihalaa gereksinim duyulduğu anlaşılmakadır. Niekim dönemi oralama pamuk ihalaına bakıldığında bin onluk; yani aynı dönemin oralama üreim düzeyinin üçe birinden fazla ihala yapılmışır (Bkz Tablo 1 ve 5). Bu gelişme eksil ve konfeksiyon ürünlerine olan hızlı alep arışı ile açıklanabilir. Türkiye de 1980 sonrasında hızla değişen ekonomik, sosyal ve demografik yapı; özellikle aran şehirleşme ile birlike şehirdeki ükeim kalıplarının kırdan göç eden kileler arafından benimsenmesi, eksil ürünlerine olan ülke içi alebi uyarmış, bu gelişme aran dış alep sonucu pamuğun dış saımı ile birleşince Türkiye, 1991 yılından iibaren ne pamuk ihalaçısı haline gelmişir. 60

7 Pamuk Fiyalarının Ekinliği Tablo 5: Türkiye nin Karde Edilmemiş veya Taranmamış Pamuk Dış Ticarei ( ) Yıllar İhraca Mikarı (Ton) İhraca Değeri (Mil.$) İhala Mikarı (Ton) İhala Değeri (Mil. $) * Kaynak: Dış Ticare Müseşarlığı, *2001 yılı verileri bu yıla ai ilk üç aylık verileri gösermekedir. Muhemel verimlilik ve üreim arışlarının en azından kısa dönemde fazla yükselmeyeceği ve reel gelir dışında eksil ve konfeksiyon ürünlerine olan alep arışını hızlandıran, nüfus arışı, şehirleşme oranı gibi fakörlerin gerilemeyeceği düşünülürse, pamuka arz ve alep arasındaki dengesizliğin önümüzdeki dönemlerde yine ihala yoluyla giderilmeye devam edeceği ileri sürülebilir (Akyıl vd., 2001). 3. Dünya da ve Türkiye de Borsalar Aracılığıyla Pamuk Ticarei Günümüzde dünya pamuk icarei çeşili ülkelerde kurulu bulunan ürün borsaları aracılığıyla gerçekleşirilmekedir. Bu borsalar arasında uzun yıllar lider ve belirleyici borsa olma özelliğini korumuş olan Liverpool Borsası bu özelliğini, İngilere nin dokuma sanayindeki öncü ve eken konumunun diğer ülkelerce ele geçirilmesine bağlı olarak yiirmek durumunda kalmışır. Ancak Liverpool da kurulu bulunan ve özel şahıslara açık bir ür haber ajansı veya 61

8 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman pamuk bilgi bankası olarak nielenebilecek Coon Oulook-Colook adlı bir firma, geçmişen gelen, pamuk icarei ile ilgili ecrübelerine dayanarak pamuka referans fiyaı oluşurma konusunda dünya piyasaları nezdinde geçerli firma özelliğini korumakadır. Bu firma arafından oluşurulan A ve B indeksleri, borsalarda işlem gören farklı kalie ve nielikeki pamukların iki ana gruba ayrılması sureiyle oluşurulmakadır. A indeksin içerisinde birinci grup Middling ayarı Memphis, Meksika, İzmir/Analya, Brezilya v.b pamukları yer almakadır. Colook firması A indekse dahil eiği on dör ülkenin pamuklarının o günkü CIF Kuzey Avrupa fiyalarını büyük firmalar nezdinde araşırmaka ve koasyonların en düşük beşinin arimeik oralamasını alarak indeks sayılarını oluşurmakadır. B indeks ise ikinci gruba dahil sekiz ülkenin en düşük koasyonlarının üçünün arimeik oralaması alınarak aynen A indekse olduğu gibi espi ve ilan edilmekedir (Pamuk Pazarlama Ders Kiabı, 1998). Liverpool da koa edilen İzmir/Analya pamuğu A indeksi oluşuran koasyonların arasında yer alırken, yine Liverpool da koa edilen Adana pamuğu B indeks koasyonları arasında yer almakadır. 3 Türkiye de pamuk fiyalarının belirlenmesinde Türkiye nin ilk icare borsası olan ve kuruluşu 1891 e dayanan İzmir Ticare borsası ekin rol oynamaka ve diğer borsaları yönlendirici bir özelliğe sahip bulunmakadır. Bu durum hem Ege pamuğunun daha uzun elyaflı oluşu ve dolayısıyla kaliesinin yüksekliğiyle hem de yabancı borsalarda işlem gören pamuklarla eş değer sayılabilmesiyle ilişkilendirilebilir. Türkiye deki pamuk borsalarındaki başlıca saıcılar özel kesim pamuk çırçırcıları ve kooperaif birlikleridir (Çukurova da Çukobirlik, Analya da Anbirlik, Ege de Tariş, Güney Doğu da Güneydoğubirlik). Pamuka başlıca alıcılar ise yerli iplikçiler, ihracaçılar ve kendi hesabına çalışan üccarlardır. Dolayısıyla borsalardaki işlem hacmini desekleme kuruluşlarının alımları, özel kesim ihraca düzeyi ve eksil sanayinin alep düzeyi belirlemekedir. Bunlar arasında birliklerin pamuk alımları önemli bir yere sahipir. Niekim Tablo 6 dan izlenebileceği gibi birliklerin son on yıldaki oralama pamuk alım mikarlarının Türkiye nin külü pamuk üreimi içerisindeki payı ekonomik kriz yıllarına raslayan 1994/95 sezonu ihmal edilirse %25.25 ir. 3 Ayrınılı bilgi için bkz.: Pamuk Pazarlama Ders Kiabı,

9 Pamuk Fiyalarının Ekinliği Tablo 6: Birliklerin Alım Mikarları (Ton) ve Toplam Külü Üreim İçindeki Payı (%). Yıllar Türkiye Külü Pamuk Üreimi Tarım.Sa.Koop. Alım Mikarları Türkiye Üreimi İçindeki Payı 1990/ / / / / / / / / Kaynak: Gümüş, Borsalarda önemli işlem hacmine sahip kooperaif birliklerinin kuruluş amaçlarını biraz daha ayrınılı olarak oraya koymak için birliklerin amaçları aşağıdaki gibi sıralanabilir: (i) orak ürünlerine devamlı alıcı bulmak, sürümü sağlamak, gereğinde ürünleri işleyerek saışını gerçekleşirmek, (ii) iç ve dış aracılara giden kazancı üreiciye mal emek, (iii) piyasada düzenleyici rol oynayarak, fiyaların zararlı dalgalanmalarını önlemek, (iv) ürünlerin sandardizasyonunu sağlamak ve kaliesinin iyileşirilmesine çalışmak, (v) orakların ihiyacı olan her ürlü araç ve gereci ucuza emin emek, (vi) orakları arasında ar-ge vasıası ile bilgi dağılımını emin emek, pamuk konusunda son eknik piyasa gelişmelerini oraklarına ilemekle oraklarının günün koşullarını akip emelerini sağlamak, (vii) çırçır, yağ sanayi ve iplik sanayi dallarında da üreicinin malını daha iyi değerlendirmek, ekonomik çıkarlarını korumak ve gelişirmek. 4 İzmir Ticare Borsası nın uluslararası normlarda hizme vermesi amacıyla 1994 yılında vadeli işlemler piyasasına geçiş çalışmaları başlamışır. Vadeli işlemler piyasası bir konra piyasası olarak alıcı ve saıcı arasında kaliesi ve mikarı önceden belirlenmiş olan pamuğun ileri bir arihe aralarında anlaşıkları fiyaan eslim edilmesi ve eslim alınmasını öngörmekedir. Böylece pamuğu alan ve saanların fiya değişiklikleri karşısında kendilerini sağlıklı bir biçimde yöneebilmeleri ve risken korunabilmeleri 4 Örneğin sadece Çukobirliğe ai sekiz ade sawgin, alı ade rollergin çırçır işlemesi, yüz yirmi bin on çiği işleme kapasieli yağ fabrikası, almış kamyon, yirmi ırdan kurulu nakliya eşkilaı, üç yüz on bin balya kapasieli depo ve ondör bin on pamuk işleme kapasieli iplik, dokuma basma fabrikası bulunmakadır (bkz.pamuk Pazarlama Ders Kiabı, 1998). 63

10 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman düşünülmekedir. Bunlara bir de deseklemenin devlee geirdiği mali yükün kalkması, depolama ve soklama maliyelerinin asgariye inmesi gibi genel nielikli poziif dışsallıklar eklenirse, vadeli işlemler piyasasının ekinlik açısından borsalara yapacağı kakı daha somu olarak değerlendirilebilir. Vadeli işlemler piyasalarında üç çeşi işlem bulunmakadır. Birincisi alım ve saım işlemlerinin araflar arasındaki karşılıklı güven esasına dayandığı forward sözleşmeler, ikincisi alım saım hakkının belirli bir prim karşılığında ileriki bir arihe saklı uulduğu opions sözleşmeler, üçüncüsü ise belirli bir uardaki sandardize edilmiş bir malın ileride belirlenmiş bir arihe, sabi bir mikarının bugünden belli olan bir fiyaan eslimi koşuluyla saın alınma ya da sama yükümlülüğüne dair fuures sözleşmeler dir. Kesiniye uğrayan vadeli işlemler piyasasına geçiş süreci 1998 yılında Dünya Bankası desekli projenin devreye sokulmasıyla yeni bir ivme kazanmışır (Zirai ve İkisadi Rapor, 2001). Yukarıda sunulan pamuk ve pamuk borsaları hakkındaki genel nielikli veriler, gelişme göseren suni elyaf yapımına karşın, dünyada ve Türkiye de sraejik bir endüsri bikisi olma özelliğini sürdüren pamuğun, önümüzdeki dönemlerde doğrudan desek sisemine geçilmesiyle beraber pazrlama ve fiyalandırma açısından oldukça dinamik bir yapıya sahip olacağı izlenimini vermekedir. Özellikle Türkiye de devlein arımsal ürünlerin pazarlanmasında kamu müdahalesini azalarak fiyaların piyasada serbesçe belirlenebilmesi yönünde benimsemiş olduğu eğilimin doğrudan desek sisemine geçilmesiyle beraber bir eğilim olmakan çıkıp bir ilkeye dönüşecek olması bu dinamik yapının kesin bir habercisidir. Bu nedenle piyasalarda ekileşim sonucu belirlenen fiyaların ne derece ekin olarak belirlendiğinin espi edilmesi, geçilecek olan sisemin ekinliği hakkındaki değerlendirmeler için bir bilimsel al yapı kurulmasında yardımcı olabilecekir. 4. Veri Sei, Birim Kök ve Eşbüünleşme Tes Sonuçları Çalışmada kullanılan STANDART 1 (STD1), LIVERPOOL A (LIVA) VE MEMPHIS (MEM) pamuk fiya endeksleri İzmir Ticare Borsası ndan emin edilmiş olup 06/01/2000 den 26/04/2001 e günlük verilerden oluşmakadır. Tüm veriler logarimikir. Çalışmamızda üç ayrı birim kök esi uygulanmakadır. Bunlar, ADF ve PP birim kök esleri ile KPSS durağanlık esidir. Kwiakowski, Phillips, Schmid ve Shin (1992) arafından gelişirilen KPSS esi, ADF ve PP eslerinin bir sağlaması şeklinde kullanılmakadır. Zira ADF ve PP eslerinde elde edilen es isaisikleri, birim kök bulunduğu boş hipoezini es emede kullanılırken, KPSS esi, boş hipoez olarak birim kök olmadığını kabul emekedir. Corradi, Swanson ve Whie (2000) ın beliriği gibi, KPSS 64

11 Pamuk Fiyalarının Ekinliği durağanlık esinin bir diğer özelliği ise, doğrusal olmayan veri oluşum süreçleri için bile iyi anımlanmış sınırlı dağılımlara sahip olması, dolayısıyla hem doğrusal hem de doğrusal olmayan zaman serileri için birim kökün varlığını yakalamada aynı derecede ekinlik aşımasıdır. LIVA, MEM VE STD1 değişkenlerinin düzey ve birinci fark değerleri için yürüülen birim kök es sonuçları Tablo 7 de sunulmakadır. Tablo 7: Birim Kök Tes Sonuçları LIVA MEM STD1 LIVA MEM STD1 ADF (1) p=2 p=2 p=3 p=2 P=1 P=3 ADF1 2,0255* -2,5806) ADF2-0,5885*** (-2,5778) ADF3-2,2556*** (-3,1460) PP (2) PP1-1,6165*** (-2,5777) 1,9377* (-2,5806) 1,3405*** (-1,6169) -7,1509* (-2,5808) -9,8586* (-2,5806) -6,0940* (-2,5809) p=2 p=2 p=3 p=2 p=3 p=3-0,3656*** (-2,5778) -0,4808*** (-2,5779) -7,5781* (-3,4793) -7,0718* (-3,4796) -6,2302* (-3,4796) p=2 p=2 p=3 p=2 p=3 p=3-2,2649*** (-3,1460) -1,1462*** (-2,5777) -1,5970*** (-3,1461) -3,1524* (-3,4783) -7,5554* (-4,0278) -10,5916* (-3,4786) -7,0856* (-4,0283) -14,1416* (-3,4786) -6,2345* (-4,0283) -13,2216* (-3,4786) PP2-3,1324* (-4,0263) KPSS (3) KPSS1 2,4607** (0,4630) --3,1911** (-3,4426) 2,4710** (0,4630) -4,0204** (-3,4426) 1,6657** (0,4630) -10,5479* (-4,0268) 0,1250** (0,4630) -14,0976* (-4,0268) 0,0747** (0,4630) -13,1500* (-4,0268) 0,1674** (0,4630) KPSS2 0,1842** (0,1460) 0,1823** (0,1460) 0,1548** (0,1460) 0,1096*** (0,1190) 0,0749*** (0,1190) 0,1381** (0,1460) No : Burada * α= 0,01 ve ** α= 0,05 ve *** α= 0,10 anlamlılık düzeylerini gösermekedir. ADF ve PP es isaisiklerine ai paranez içi değerler MacKinnon kriik değerlerini, KPSS es isaisiklerine ai paranez içi değerler ise, Kwiakowski, Phillips, Schmid ve Shin (1992), Shin ve Schmid (1992) ve Sephon (1995) dan alınan KPSS kriik değerlerini emsil emekedir. Burada, ADF esi için gecikmeli değişkene ai gecikme sayıları (p) AIC (Akaike Informaion Crieria) değerlerine bakılarak belirlenmişir. PP ve KPSS esleri için uygun parçalı gecikme (runcaion lag) sayıları (l) ise Newey-Wes (1987) Barle penceresi ile 4 olarak espi edilerek yürüülmüşür. 65

12 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman ( Toblo 7 nin devamı ) (1) ADF1: y (ˆ 1) y p = ρ j = 1 ρˆ j y j + e1, ADF2: y (ˆ 1) y p = ρ αˆ 2 + j = 1 ρˆ j y j + e1, ADF3: y (ˆ 1) y ˆ ˆ p = ρ3 1 + α3 + β + j 1 ˆ j y 3 = ρ j + e1 (2) ~ PP1: y = µ ˆ + αˆ y û ve PP2: y µ ~ + β( 1/ 2T) + α ~ y ~ u 1 + = 1+ (3) KPSS1: H 0 : y serisi bir sabi içeren sıfır oralamalı durağan bir prosesir: y ˆ = α + û. H 1 : y serisi bir birim kök prosesidir: y = y 1 + û. KPSS2: H : y serisi 0 ~ bir sabi ve rend içeren sıfır oralamalı durağan bir prosesir: y ~ ~ = α + β + u. H 1 : y serisi bir sabi içeren birim kök prosesidir: y y ~ ~ = 1 + α + u. KPSS, LM = T 2 2 = 1 S σu formülü ile ek yanlı bir LM (Lagrange Muliplier) es isaisiği önermekedir. Burada l T u w(s, l) T σ = + u u uzun dönem T = 1 S kısmi haa oplamı ve [ ] u 2 s= 1 = s+ 1 s w (s, l) 1 (s / l + 1 varyans ahmin edicisidir. T kullanılabilir gözlem sayısı, = ) Newey- Wes Barle penceresi kullanımı ile seçilen opsiyonel bir ağırlık fonksiyonu ve l parçalı gecikme sayısıdır. Uygulanan üm es sonuçları, düzeyde, LIVA, MEM VE STD1 değişkenlerinin birim köke sahip olduklarının reddedilemediğini gösermekedir. Buna karşılık, LIVA, MEM VE STD1 değişkenlerinin birinci farkları alındığında uygulanan üm birim kök esleri ile her bir serinin durağan hale geirildiği espi edilmişir. Sonuç olarak LIVA, MEM VE STD1 serileri fark durağan birer I(1) değişkendirler. O halde, incelenen değişken ikilileri arasında bir eşbüünleşme ilişkisinin bulunup bulunmadığı araşırılmalıdır. Çalışmamızda, STD1 ile LIVA, STD1 ile MEM ve LIVA ile MEM ikilileri arasında bir uzun dönem denge ilişkisinin bulunup bulunmadığı, hem doğrusal hem de doğrusal olmayan eşbüünleşme esleri kullanılarak araşırılmakadır. Burada uygulanan doğrusal eşbüünleşme esleri, Engle- Granger, Johansen ve Shin (1994) eşbüünleşme esleri ile Shin esinin Corradi, Swanson ve Whie (2000) (kısaca CSW) arafından önerilen revizyonudur. Diğer arafan, doğrusal olmayan eşbüünleşme (nonlinear coinegraion) nin varlığı Corradi, Swanson ve Whie (2000) arafından gelişirilen bir es (bundan sonra CSW NLCI) yönemi ile araşırılmakadır. İkisa lieraüründe, doğrusal olmayan durağan ekonomik değişkenlerin modellenmesine ilginin son yıllarda arığı gözlenmekedir. Doğrusal olmayan değişkenlerin ekonomideki şoklara verdiği epkiler karmaşık bir yapıya sahipir, çünkü, sokhasik rend bileşkelerine sahip doğrusal olmayan zaman serilerinin ipik bir özelliği, cari şokların, şokun işarei ve/veya büyüklüğüne bağlı olarak, 66

13 Pamuk Fiyalarının Ekinliği serinin hem geçmiş hem de gelecek gözlemleri üzerinde eki yaraması ve söz konusu ekilerin birbirlerinden farklı büyüklüke olmasıdır (Boswijk and Franses, 1996). İki ya da daha fazla değişken arasındaki doğrusal olmayan eşbüünleşme ise, değişkenler arası ilişkinin uzun dönemde dengeden küçük ya da büyük, negaif ya da poziif sapmalara farklı biçimde epki verebilmesi ifade emekedir. Bununla beraber, doğrusal olmayan eşbüünleşme durumunun en zor yönü, söz konusu eşbüünleşme ilişkisinin es edilmesidir (Aparicio ve Escribano, 1998). Ancak, Corradi, Swanson ve Whie (2000) arafından gelişirilen bir yönem, doğrusal olmayan eşbüünleşmenin, doğrusal eşbüünleşmeye karşı es edilebilmesini mümkün kılmakadır. Corradi, Swanson ve Whie (2000), Shin (1994) eşbüünleşme esindeki C µ es isaisiğinin kriik değerlerini farklı sınırlı (limiing) asimpoik dağılıma göre yeniden anımlamışlardır. 5 Böylece CSW, doğrusal olmayan gizli bir bileşkenin varlığı halinde uzun dönem varyansın sabi olmama ihimalini, hesaplanan kriik değerlere yansımakadırlar. CSW revizyonu alında hesaplanan C µ (CSW) es isaisiği için olası üç durum söz konusudur: a.) Hesaplanan C µ (CSW), CSW kriik değerinden küçükse, eşbüünleşme var boş hipoezi kabul edilir. b.) Hesaplanan C µ (CSW), Shin C µ kriik değerinden büyükse, eşbüünleşme yok alernaif hipoezi kabul edilir. c.) Hesaplanan C µ (CSW), CSW kriik değeri ile Shin C µ kriik değeri arasında bir bölgede yer alıyorsa, haa eriminin sabi varyanslı olmadığı düşüncesi reddedilebilir ve ara bölge için Shin esi uygulanır. CSW NLCI esi, aşağıda anımlanan doğrusal olmayan veri oluşum sürecinde yer alan haa erimi ηˆ nin basi EKK ile ahminine dayanmakadır. γ X = α + δγ X + γ g( θ X 1 1) Burada X incelenen zaman serileri vekörünü, γ = ( θˆ 1 θˆ 2,1) = ( βˆ,1 ) ve θ = ( θˆ 1, θˆ 2) sırasıyla incelenen değişkenler arasında rankı bire eşi olan normalize edilmiş ve edilmemiş eşbüünleşirici vekörleri, δ ahmin edilen karekerisik kökler oplamını emsil emekedir. g ise doğrusal olmayan bir fonksiyondur. CSW NLCI esi, g için polinom olmayan bir logisik c.d.f. (cumulaive disribuion funcion) kullanımı önermekedir. Bu ür bir logisik c.d.f. ya g(x)= 1/(1+e -x ) sandar formuna ya da 5 Shin (1994) eşbüünleşme esi ikisa lieraüründe sandar uygulanan bir yönem olduğundan burada ekrarlanmamakadır. Ayrınılı bilgi için bkz: Shin (1994) η

14 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman g(x)=[2/(1+e -x )-1] yarı genelleşirilmiş formuna sahip olabilir. CSW NLCI esinin asimpoik χ 2 dağılımına sahip es isaisiği ( τ 2 m ), ahmin edilen haa erimi ηˆ ya bağlıdır ve ( τ 2 ) = 1[ T m T = ηˆ [ g( γ ˆ X τ) ĝ] σˆ l ] formülü ile hesaplanmakadır. Burada ĝ = 1 T T = 2 g( γ ˆ X 1 τ) dır ve σˆ 2l uzun dönem varyansın uarlı bir ahmin edicisi olup parçalı gecikme sayısı l ye bağlı olan Newey-Wes ağırlık fonksiyonu kullanımı ile oluşurulmakadır: σˆ 2 l = T 1 T = 2 τ 2 ( ˆ ) + 2 l = ( 1 ( / l + 1) ) T T 2 ϑˆ ϑˆ ϑ τ j = + 1 j τ j [( γ ˆ )( ( ) )] X 1 γ ˆ X g γ ˆ X τ ĝ ( γ ˆ X γ ˆ X) ηˆ 1 1 [ γ ˆ γ ˆ X] 2 1 T τ T ϑˆ = [ g( γ ˆ τ) ] = ĝ 2 1 X 1 T T = 2 X 1 Burada τ doğrusal olmayan bir bileşkenin varlığı halinde iki veri sei arasındaki kombinasyonda düzleşirme amacıyla kullanılan bir nüans parameresidir ve nüans parameresi için her hangi bir reel sayı seçimi uygundur (Sinchcombe ve Whie, 1998 ve Bierens, 1990). 6 Tablo 8, uygulanan eşbüünleşme es sonuçlarını özelemekedir. Engle-Granger, Johansen, Shin ve Shin esine CSW revizyonu ile STANDART1 ve LIVERPOOL A, STANDART1 ve MEMPHIS ile MEMPHIS ve LIVERPOOL A değişkenleri arasında bir eşbüünleşme bulunduğu espi edilmekedir. Ayrıca CSW NLCI esi ile LIVERPOOL A ile MEMPHIS arasındaki uzun dönem ilişkinin doğrusal olmadığı sonucuna ulaşılmakadır. Bununla beraber, Johansen eşbüünleşme esi ile, STANDART1 ve LIVERPOOL A ile STANDART1 ve MEMPHIS arasındaki uzun dönem ilişkinin bir rende sahip olduğu espi edildiği için, söz konusu değişkenler arasında doğrusal olmayan bir uzun dönem ilişkinin varlığı CSW NLCI esi ile araşırılamamışır. Zira, CSW NLCI esi veri oluşum prosesinde bir rendin yer almadığı düşüncesinden harekele gelişirilmekedir. Ancak, belirilmesi gerekir ki, Shin esine CSW revizyonu STANDART1 ve LIVERPOOL A ile ve 6 CSW NLCI es isaisiğinin gücü nüans parameresi seçiminden bağımsız olup, sadece büyüklüğü adı geçen paramereye bağlıdır. Bununla beraber, asimpoik χ 2 dağılımına sahip (m τ ) 2 es isaisiği için boş hipoezin reddi ya da kabulü Bonferroni Sınır (bound) uygulaması alında elde edilen uyumlanmış P-değeri (P-value) seçimine bağlı olduğu için es isaisiği büyüklüğündeki değişmelerin ekisi de oradan kalkmakadır. 68

15 Pamuk Fiyalarının Ekinliği STANDART1 ve MEMPHIS eşbüünleşme ilişkilerinin doğrusal olmayan bir yapıya sahip olabileceğine dair bir göserge nieliği aşımakadır, çünkü, hesaplanan üm Cµ (CSW) es isaisikleri, CSW kriik değerlerinden daha küçükür. Böylece, uygulanan eşbüünleşme esleri, STANDART1, LIVERPOOL A ve MEMPHIS borsalarında belirlenen pamuk fiyaları arasında uzun dönemde bir denge ilişkisi bulunduğu ve söz konusu ilişkilerin de doğrusal olmayabileceği bulguları ile sonuçlanmakadır. Tablo 8: Engle-Granger, Johansen, Shin, Shin Tesine CSW Revizyonu ve CSW NLCI Eşbüünleşme Tes Sonuçları Engle-Granger Eşbüünleşme Tesi (1) STD1-LIVA STD1-MEM MEM-LIVA p=4 p=4 p=5 ADF1-2,8580 a (-2,5809)* -2,7909 a (-2,5809) * -2,6151 a (-2,5810) * ADF2 ADF3 Johansen Eşbüünleşme Tesi (2) λ race Shin Eşbüünleşme Tesi (3) C C µ C τ p=4 p=4 p=5-2,8465 a -2,7844 a (-2,5780) *** (-2,5809) *** p=0 p=1 p=1-5,0050 a -3,6588 a (-4,0263) * (-3,4428) ** 25,89 a (30,45)* 0,7734 b (1,199)** 0,0962 b (0,314)** 0,0359 b (0,121)** Shin Tesine CSW Revizyonu (4) Cµ (CSW) 0,1463 b CSW NLCI (5) 2 ( m τ ) (0,150)** - (-) 27,66 a (30,45)* 0,7503 b (1,199)** 0,0980 b (0,314)** 0,0200 b (0,121)** 0,1111 b (0,121)*** - (-) -2,6238 a (-2,5781) *** -5,2469 a (-4,0268) * 31,49 a (20,04)* 0,2082 b (1,199)** 0,0903 b (0,314)** 0,0394 b (0,121)** 0,1349 b (0,150)** 9,4331 (0,01)* No : Burada, * α= 0,01 ** α= 0,05 ve *** α= 0,10 anlamlılık düzeylerine ai kriik değerleri emsil emekedir.hesaplanan es isaisiklerine ai paranez içinde verilen değerler, ilgili isaisik değerine ai kriik değerleri gösermekedir. a Hesaplanan es isaisiği değeri için boş hipoezin, alernaif hipoez lehine reddedildiğini, b hesaplanan es isaisiği değeri için boş hipoezin, alernaif hipoeze karşı reddedilemediğini gösermekedir. Shin ipi eslerde b işarei, Engle-Granger ve 69

16 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman (Toblo 8 in devamı) Johansen ipi eslerde a işareine eşanlamlıdır ve eşbüünleşmenin varlığını emsil emekedir. (1) Eşbüünleşme yok boş hipoezine karşı, eşbüünleşme var alernaif hipoezini es eden Engle-Granger esinin uygulanmasından önce LIVA ve STD1, MEM ve STD1 ile MEM ve LIVA değişkenleri arasında Granger nedensellik esi yapılmışır. Tes sonuçları, LIVA ve STD1 ile MEM ve STD1 değişkenleri arasındaki karşılıklı nedensellik ilişkinin reddedilemediğini verirken, LIVA nın MEM i belirlediğini espi emişir. Bu durumda, LIVA ve STD1 ile MEM ve STD1 arasındaki ilişkilerde STD1, LIVA ve MEM arasındaki ilişkinin espii için ise LIVA bağımlı değişken olarak seçilmişir. ADF birim kök esinin, Tablo 1 de verilen üç ayrı versiyonu ile durağanlık esi yapılmışır. Burada uygun gecikme değerleri (p), AIC değerlerine bakılarak belirlenmişir. (2) Eşbüünleşme yok boş hipoezine karşı, rankı 1 e eşi bir eşbüünleşirici maris bulunduğu alernaif hipoezini es eden Johansen esi için LIVA, MEM ve STD1 ikilileri arasındaki Granger nedensellik ilişkisinin yönü dikkae alınmışır. λ race isaisiklerinin hesaplanmasında uygun model seçimi AIC ve Schwarz Bayesian Krieri (SBC) değerleri karşılaşırılarak araşırılmışır. STD1-LIVA ve STD1-MEM için için en uygun modelin, eşbüünleşirici ilişkide bir sabi ve bir rend ile veride doğrusal bir deerminisik rend içeren model olduğu, MEM-LIVA ikilisi için ise bir sabi ve veride doğrusal bir deerminisik rend içeren model olduğu sonuçlarına ulaşılmışır. Ayrıca uygun gecikme aralıkları AIC, SBC ve olabilirlik oran (likelihood raio) isaisikleri hesaplanarak LIVA-STD1 ve MEM-STD1 için 4, MEM-LIVA için ise 1 olarak espi edilmişir. (3) Shin es isaisikleri için parçalı gecikme sayısı, Newey-Wes ile her üç değişken ikilisi için 4 olarak seçilmişir. Shin 1, 2 ve 3 versiyonlarına ai uygun gecikme sayıları (p) seçimi için ise AIC değerleri karşılaşırılmışır. STD1-LIVA ve STD1-MEM için Shin 1 ve Shin 2 versiyonlarında p=5, STD1-LIVA için Shin 3 versiyonunda p=4, STD1-MEM için Shin 3 versiyonunda p=4, MEM-LIVA için Shin 1 versiyonunda p=4 ve Shin 2 ve 3 versiyonlarında p=5 olarak espi edilmişir. Shin esi kriik değerleri Shin (1994) den alınmışır. (4) Cµ (CSW) es isaisiği, parçalı gecikme sayısı l=4 seçimi ile hesaplanmışır. Shin esine CSW revizyonu için hesaplanan es isaisiklerine ai kriik değerler Corradi, Swanson ve Whie (2000) kriik değerleridir. (5) CSW NLCI es isaisiğinin hesaplanmasında Granger nedensellik ve Johansen eşbüünleşme es sonuçları dikkae alınmışır. CSW NLCI esi veri oluşum prosesinde bir rendin yer almadığı düşüncesi üzerine gelişirilmiş olduğundan, söz konusu es sadece MEM ve LIVA arasındaki ilişkinin araşırılabilmesine olanak sağla- 70

17 Pamuk Fiyalarının Ekinliği (Tablo 8 in devamı) makadır. MEM-LIVA için Johansen eşbüünleşme esi ile ahmin edilen normalize edilmemiş ve normalize edilmiş eşbüünleşme kasayıları ile karakerisik kökler oplamı - θˆ =3,324828, =-3,46503, - β ˆ = -0, ve δ =0, olarak 1 θˆ 2 bulunmuşur. Ek olarak, doğrusal olmayan g fonksiyonu yerine genelleşirilmiş yarı logisik c.d.f. formu kullanılmışır. CSW NLCI es isaisiğine ai paranez içindeki değer, Hochberg (1988) Bonferroni sınır yöneminde αc = min j= 1,..., τ (m j+ 1) P( j) formülü ile hesaplanması önerilen düzelilmiş anlamlılık düzeyi α c yi gösermekedir. m hesaplanan es isaisiklerinin sayısıdır. CSW NLCI es isaisiğinin hesaplanmasında nüans parameresi için τ = { 0.01, 0.03, 0.05} seçimi yapılmışır, dolayısıyla m=3 ür. P (j) ise l=3 olarak seçilen parçalı gecikme sayısına karşılık üç farklı τ değeri için hesaplanan CSW NLCI es isaisiklerine ai P-değerlerini anımlamakadır. Hesaplanan düzelilmiş anlamlılık düzeyi, α=0,05 anlamlılık düzeyinde doğrusal eşbüünleşme var boş hipoezinin, doğrusal olmayan eşbüünleşme olduğu alernaif hipoezi lehine reddedildiğini ifade emekedir. (Zira, α c <α dır.) 5. Sonuç Bu çalışmada Türkiye deki pamuk borsalarının fiya bakımından ekinliği araşırılmakadır. Ekinliğin sınanabilmesi için ülke içi borsa fiyalarının uluslararası fiyalarla rekabe edebilirliği oraya konulmalıdır. Diğer bir ifadeyle fiyaların uluslararası fiyalardan farklılaşıp farklılaşmadığı, farklılaşma varsa bunun ne ölçülerde olduğunun espi edilmesinin, pamuk piyasasının ekin işleyişi konusunda yargılara ulaşmada yardımcı olabileceği düşünülmekedir. Teorik açıdan bakıldığında pamuk, diğer bir çok arımsal ürün için olduğu gibi eknolojik gelişmelere karşın, üreimi doğa koşullarına önemli ölçüde bağlı bulunan bir üründür. Bu nedenle ülke içi borsalarda oluşan fiyaların kısa dönemde uluslararası piyasa fiyaının alında veya üsünde gerçekleşmesi beklenebilir. Ancak uzun dönemde ülke içi fiya ile uluslararası fiya arasında meydana gelebilecek farklar, piyasanın ekin işleyişi hakkında bazı sapmaları akla geirmekedir. Ayrıca borsalarda fiyaların belirlenme süreci doğrusal olmayabilir. Bu nedenle çalışmada hem doğrusal, hem de doğrusal olmayan eşbüünleşme analizi yapılmışır. Analizde Türkiye pamuk fiyalarını emsilen Ege Sandar 1 pamuğu günlük fiya verileri, uluslararası pamuk fiyalarını emsilen Liverpool ve Memphis borsaları fiya verileri kullanılmışır. Veri olarak İzmir Ticare Borsa sında işlem gören Ege Sandar 1 pamuğunun seçilmesinin iki sebebi bulunmakadır. Birincisi Ege Sandar 1 pamuğu uzun 71

18 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman elyafı sebebiyle kalieli bir pamuk olup, uluslararası piyasalardaki diğer kalieli pamuklarla eş değer sayılmakadır. Bu durum aynı ürünün aynı kaliedeki ürlerinin karşılaşırılabilmesine olanak anımakadır. İkincisi Türkiye deki pamuk fiyalarının espiinde İzmir Ticare Borsası nın yönlendirici işlevidir. Zira İzmir Ticare Borsası nın belirlediği fiya, ülke içerisindeki diğer borsalar için bir referans fiya olarak kabul edilmekedir. Yapılan eşbüünleşme analizleri, Türkiye deki pamuk borsalarında işlem gören pamuğun fiyaının ekin olarak belirlendiği sonucunu vermişir. Dolayısıyla yaygın kanının aksine Türkiye deki pamuk borsaları uluslararası borsalara paralel işlemeke ve borsalar arasında güçlü sayılabilecek bir ekileşim bulunmakadır. Tarım poliikası açısından düşünüldüğünde ekinlik açısından elde edilen bu sonuç, arımsal ürün fiyalarının belirlenmesinde müdahaleci yönemin yerine ürün borsalarında fiyaların serbesçe belirlenmesi yöneminin hem üreici hem de ükeici açısından daha yararlı olduğu anlamına gelmekedir. Pamuk için oraya konulan bu yaklaşım, Türkiye de devleçe alımı yapılan diğer ürünler için de uluslararası normlarda hizme veren ürün borsalarının kurulup gelişirilmesi düşüncesini beraberinde geirmekedir. Bu bağlamda 2001 yılında Dünya Bankası deseğinde uygulamaya konulan Tarımsal Desek Programı içerisinde yer alan borsaların daha iyi ve düzenli işleyişinin sağlanması yönündeki ercihin doğru ercih olduğu düşünülmekedir. ABSTRACT This sudy invesigaes he efficiency of coon prices ha formed a sock exchanges. In order o measure he efficiency, he relaions beween coon prices in Turkey and inernaional coon prices have been invesigaed by he fac ha shor ermed price flucaions can exis because of he naure of agriculural producs and prices can no always be deermined linearly. In his paper, boh linear and non linear coinegraion analysis has been implemened. Findings exhibi ha here is a relaion beween he prices form a Turkey and inernaional sock exchanges. In erms of agriculural policy perspecive, findings imply ha he process of price deerminaion by sock exchanges is more appropriae compared wih inervenory process in he sense of efficiency in Turkey. KAYNAKÇA AKYIL, N., A. BAYANER, F. FULLER, A. KOÇ ve H. ŞENGÜL (2001) Türkiye de Pamuk Pazarı: Gelecekeki Talebi Ekileyen Fakörlerin Değerlendirmesi, Tarımsal Ekonomi Araşırma Ensiüsü, Ankara. 72

19 Pamuk Fiyalarının Ekinliği APARICIO, F. M. ve A. ESCRIBANO (1998) Informaion-Theoreic Analysis of Serial Dependence and Coinegraion., Sudies in Nonlinear Dynamics and Economerics, 3: BIERENS, H. J. (1990) A Consisen Condiional Momen Tes of Funcional Form., Economerica, 58: BOSWIJK P. H. ve P. H. FRANSES (1996) Common Persisence in Nonlinear Auoregressive Models., (Draf), Economeric Insiue, Erasmus Universiy, Roerdam. CORRADI, V., N. R. SWANSON ve H. WHITE (2000) Tesing for Saionariy-Ergodiciy and for Comovemens beween Nonlinear Discree Time Markow Processes., Journal of Economerics, 96: COTTON: Review of World Siuaion (2000) March, April. DİE, Türkiye de Tarımsal Yapı ve İsihdam Ed: Tuncer Buluay (1998), Ankara. DPT, Temel Ekonomik Gösergeler (2001) Şuba, Ankara. DTM, Pamuk İhala ve İhraca İsaisikleri (2001) Haziran, Ankara. FAMA, Eugene F. (1970) Efficien Capial Markes: A Review of Theory and Empirical Work., Journal of Finance, 25: GÜMÜŞ, M. (1999) Türkiye de Kooperaif Birlikleri., Pamuka Tarım ve Sanayi Enegrasyonu: 76-90, Tarımsal Ekonomi Araşırma Ensiüsü, Ankara. HOCHBERG, Y. (1988) A Sharper Bonferroni Procedure for Muliple Tess of Significane., Biomerika, 75: İzmir Ticare Borsası 1999 İkisadi Raporu (1999) İzmir Ticare Borsası Yayın No: 69, İzmir. KWIATKOWSKI, D., P. C. B. PHILLIS, P. SCHMIDT, and Y. SHIN (1992) Tesing he Null of Saionariy Agains he Alernaive of a Uni Roo: How Sure are We he Economic Time Series Have a Uni Roo?, Journal of Economerics, 54:

20 Erdinç Telaar - Şadiye Türkmen - Özgür Teoman MANANYI, A. ve J. STRUTHERS (1997) Cocoa Marke Efficiency: A Coinegraion Approach., Journal of Economics Sudies, 24: NEWEY, W. K. ve K. D. WEST (1987) A Simple, Posiive Semi-Definie, Heeroskedasiciy and Auocorrelaion Consisen Covariance Marix., Economerica, 55: Pamuk Pazarlama Ders Kiabı (1998) Teksil, Konfeksiyon Araşırma- Uygulama Merkezi Yayını, Emel Akın Meslek Yüksekokulu. SEPHTON, P. S. (1995) Response Surface Esimaes of he KPSS Saionariy Tes., Economics Leers, 47: SHIN Y. (1994) A Residual-Based Tes of he Null of Coinegraion agains he Alernaive of No Coinegraion., Economeric Theory, 10: SHIN, Y. ve P. SCHMIDT (1992), The KPSS Saionariy Tes as a Uni Roo Tes., Economics Leers, 38: STINCHCOMBE, M. B. ve H. WHITE (1998) Consisen Specificaion Tesing wih Nuisance Parameers Presen only under he Alernaive., Economeric Theory, 14: Zirai ve İkisadi Rapor (2001) Türkiye Ziraa Odaları Birliği, Yayın No: 204, Ankara. 74