DIŞ BORÇ STOKUNUN İHRACAT PERFORMANSI ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ: AB ÜLKELERİ VE TÜRKİYE ÖRNEĞİ Sevgi Sezer ÖZET

Transkript

1 DIŞ BORÇ STOKUNUN İHRACAT PERFORMANSI ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ: AB ÜLKELERİ VE TÜRKİYE ÖRNEĞİ Sevgi Sezer ÖZET Dış borç stoku, ülkelerin makroekonomik dengelerini yakından etkileyerek, ekonomik performanslarına ve krizler karşısındaki dayanıklılıklarına tesir edebilmektedir. Bu çalışmada; dış borç stokunun, ülkelerin ihracat performansına olan, Avrupa Birliği (AB) üyesi 14 ülke ve AB adayı Türkiye nin 2005:Q1-2016:Q4 dönemi verileri kullanılarak, ikinci nesil panel veri analizi yöntemleriyle incelenmiştir. Ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının varlığı; Breusch ve Pagan (1980) LM, bunu Pesaran (2004) LM S, Pesaran (2004) CD ve Baltagi, Feng ve Kao (2012) LM BC testleriyle sınanmış ve bu ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının var olduğu görülmüştür. Serilerin durağanlığı Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testiyle incelenmiş ve serilerin farklı derecelerden entegre oldukları belirlenmiştir. Seriler arasındaki nedensellik ilişkilerinin varlığı; Dumitrescu ve Hurlin (2012) yöntemiyle incelenmiş ve dış borç stokundan ihracata ve reel efektif döviz kuruna, reel efektif döviz kurundan da ihracata doğru tek yönlü nedensellik ilişkilerinin var olduğu görülmüştür. Seriler arasındaki uzun ve kısa dönem analizleri Panel ARDL yöntemiyle incelenmiş ve serilerin eşbütünleşik olduğu, modellerin hata düzeltme mekanizmalarının çalıştığı belirlenmiştir. Uzun dönem analizlerinde; dış borç stokundaki %1 lik artışın, AB ülkeleri ve Türkiye de ihracatı ve reel efektif döviz kurunu sırasıyla ortalama %0.073 ve %0.002 oranında artırdığı görülmüştür. Ayrıca reel efektif döviz kurundaki %1 lik artışın bu ülkelerde ihracatı ortalama %4.6 oranında azalttığı belirlenmiştir. Kısa dönemde ise dış borç stokundaki %1 lik artışın reel efektif döviz kurunu %0.03 azalttığı tespit edilmiştir. Elde edilen sonuçlar, borç krizindeki AB ülkeleri ve dış borç stoku 400 milyar doların üzerinde olup, ihracat verileri bir türlü artırılamayan Türkiye için oldukça önemlidir. Çalışmanın, politika yapıcıların ve araştırmacıların dikkatini bir kez daha bu konuya çekerek, literatüre bir katkı sağlaması beklenmektedir. Anahtar Kelimeler: Dış Borç Stoku, İhracat Performansı, Reel Efektif Döviz Kuru, İkinci Nesil Panel Veri Analizi, Panel ARDL. 1

2 EFFECETS OF EXTERNAL DEBT STOCK ON EXPORT PERFORMANCE: EXAMPLE OF EU COUNTRIES AND TURKEY ABSTRACT Closely affecting macroeconomic balances, external debt stock may have influence on economic performance and resistance against crises of countries. In this study, effects of external debt on export performance are investigated by second generation panel data analysis methods by using 2005:Q1-2016:Q4 data of 14 European Union (EU) member countries and EU candidate Turkey. Cross section dependence among the countries was analyzed by using Breusch and Pagan (1980) LM, Pesaran (2004) LM S, Pesaran (2004) CD and Baltagi, Feng and Kao (2012) LM BC tests and existence of cross section dependence is determined. Stationarity of the series was tested by Hadri and Kuruzomi (2012) panel unit root test and it is determined that the series have different integration orders. Causality relationship between the series was tested by Dumitrecu and Hurlin (2012) method and it is seen that one way causality from external debt stock to export and real effective exchange rate and one way causality from real effective exchange rate to export exists. Long and short run analysis was conducted by Panel ARDL method and it is estimated that the series are cointegrated and error correction mechanisms operates. Long run analysis reveals that 1% growth in external debt stock would increase export and real effective exchange rate of EU countries and Turkey by 0.073% and 0.002%, respectively. Furthermore, 1% increase in real effective exchange rate would diminish export of these countries by 4.6%. In the short run, real effective exchange rate decreases 0.03% in response to 1% increase in external debt. These results are quite important for EU countries in debt crisis and for Turkey whose export cannot be enhanced despite of more than 400 billion dollar external debt stock. Drawing the attention of policymakers and researchers on this issue, this study is supposed to make a contribution to the literature. Key Words: External Debt Stock, Export Performance, Real Effective Exchange Rate, Second Generation Panel Data Analysis, Panel ARDL 2

3 1. GİRİŞ Dış borç stoku, ülkelerin makroekonomik dengelerini yakından etkileyerek, ekonomik performanslarına ve krizler karşısındaki dayanıklılıklarına etki edebilen oldukça önemli ve dikkatle takip edilmesi gereken bir değişkendir. Ülkelerin iç ve dış ekonomik şoklar karşısında dayanıklı olabilmesi, her şeyden önce dış sermayeye olan ihtiyacının kontrol edilebilir düzeylerde olmasıyla mümkündür. Aksi takdirde ülkenin dış borçları aşırı arttığında, ülkelerin ekonomik riskliliklerinin bir göstergesi olan CDS primleri yükselmekte, bu durumda da dış finansman kullanım maliyetleri artmaktadır (TCMB, 2016: 64). Bu ise zaten yeterli kaynağı olmadığı için dış finansman arayışında olan ülkeleri iyice zor duruma düşürmektedir de Rusya nın dış borçlarını ödeyemez hale gelip, moratoryum ilan etmesi veya 2002 de Arjantin in dış borçlarını ödeyemez hale gelip, iflasını açıklaması bu duruma en net örneklerdir. Arjantin 2001 yılında kamunun kaynak ihtiyacını karşılayabilmek adına ülkeye daha fazla portföy yatırımı çekebilmek için faiz oranlarını 2000 yılındaki %8.2 den 2001 de %24.9 a kadar yükseltmiş (İnan, 2002: 60), ancak bu da sorunun çözümünü yetmemiştir. Benzer bir durumu Türkiye 2001 krizinde yaşamış, 21/22 Şubat ta başlayan kriz, döviz kurlarının serbest bırakılması ve aşırı artması neticesinde kamu ve özel kesimin döviz cinsi borçlarının maliyetlerini önemli ölçüde artırmış, Hazine, arka arkaya çıktığı yurtiçi borçlanma ihalelerinde borçlanamamış ve Mayıs 2001 de gecelik faizler kısa bir süreliğine %7500 e kadar yükselmiştir. Öyle ki o dönemde toplanan vergiler, borçların faiz ödemelerini bile karşılayamaz hale gelmiştir (Özatay, 2009, s. 89). Avrupa Birliği ülkeleri, 2008 küresel ekonomik krizinden sonra uyguladıkları genişletici para ve maliye politikaları nedeniyle ciddi bir borç kriziyle karşı karşıya gelmiş ve hala bu krizden çıkamamış durumdadır. Türkiye ekonomisi, 2008 krizinin etkisiyle 2008 in son çeyreğinden başlayıp, 2009 un üçüncü çeyreği dahil dört dönem küçülmüş, 2009 un son çeyreğinde pozitif büyümeye başlamıştır. Türkiye nin bu krizi kolay atlatabilmesinin arkasında o dönemde görece sağlam olan bankacılık sektörü, mali yapısı ve Merkez Bankasının yüksek rezervlerinin etkisi vardır. AB ülkeleri ve Türkiye nin başlıca makroekonomik büyüklükleri Tablo 1-4 te görülmektedir. 3

4 Tablo 1: Büyüme Oranları (%) Avustralya Belçika Almanya Danimarka İspanya Finlandiya Fransa Yunanistan İrlanda İtalya Luxemburg Hollanda Portekiz İsveç AB Türkiye Kaynak: World Bank, (2017a). Not: Analize, veri sertine tam olarak ulaşılabilen, Euro kullanmakta olan AB üyesi ülkeler dahil edilmiştir. Tablo 1 de 2008 krizinin etkisiyle bütün ülkelerin negatif büyüdüğü, Türkiye nin bu süreci en hızlı atlatan ülke olduğu, özellikle Yunanistan, Danimarka, Portekiz, İspanya ve İtalya da negatif büyümelerin uzun yıllar devam ettiği görülmektedir. Ülkelerin cış borç stokları Tablo 2 de görülmektedir. Tablo 2: Toplam Dış Borç Stokları (Milyar Dolar) Avustralya Belçika Almanya Danimarka İspanya Finlandiya Fransa Yunanistan İrlanda İtalya

5 Luxemburg Hollanda Portekiz İsveç Türkiye Kaynak: European Central Bank Statistical Data Warehouse, (2017). Not: AB ülkelerine ait veriler Euro cinsinden edinilip, TCMB-EVDS den alınan ve ortalama haline getirilen Euro ve Dolar çapraz kuru kullanılarak milyar dolar haline getirilmiştir. Tablo 2 de görüldüğü üzere 2016 sonu bütün AB üyesi ülkelerin dış borç stokları itibariyle dış borç stoku en yüksek olan ülkelerin 1 trilyon doların üzerinde, hatta Fransa nın 10, Hollanda nı 8, Lüksemburg un 6, İspanya ve İtalya nın 4 trilyon doların üzerindedir. Bu ülkeler arasında en az dış borca sahip olan ülkenin Türkiye olduğu görülmektedir. AB ülkelerinin bu dış borçlarına acilen tedbir almaları gerekmektedir. Aksi takdirde bu borçlar, hem AB yi hem de bu ülkelerle ekonomik ilişkileri olan diğer ülkeleri ciddi ekonomik krizlerin beklediğini söylemek mümkündür. Bu ülkelere ait ihracat verileri Tablo 3 te yer almaktadır. Tablo 3: Mal ve Hizmet İhracatı (Milyar Dolar) Avustralya Belçika Almanya Danimarka İspanya Finlandiya Fransa Yunanistan İrlanda İtalya Luxemburg Hollanda Portekiz İsveç AB Türkiye Kaynak: World Bank, (2017b). 5

6 Tablo 3 teki verilere bakıldığında; 2015 sonu itibariyle mal ve hizmet ihracatı en yüksek olan ülkelerin Almanya, Fransa, Hollanda, İtalya, İspanya, Belçika ve İrlanda olduğu, Türkiye nin bu sıralamada gerilerde kaldığı görülmektedir. Türkiye nin gerek mal, gerekse hizmet ihracatını artırıcı tedbirleri bir an önce almasında yarar vardır. Görüldüğü gibi dış borç stoku ve ihracat AB ülkeleri ve Türkiye için oldukça önemli konular olup, bu konuların yakından takip edilmesi, gerekli analiz ve araştırmalar yapılarak kamuoyunun ve politika yapıcıların dikkatlerinin bu konulara çekilmesinde yarar vardır. Bu kapsamda çalışmada; dış borç stokunun ülkelerin ihracat performanslarına etkileri, AB üyesi Avustralya, Belçika, Almanya, Danimarka, İspanya, Finlandiya, Fransa, Yunanistan, İrlanda, İtalya, Lüksemburg, Portekiz, İsveç ve AB adayı Türkiye nin 2005:Q1-2016:Q4 dönemi verileri kullanılarak, yeni nesil panel veri analizi yöntemleriyle incelenmiştir. Çalışmanın ikinci bölümünde ekonometrik analize, üçüncü bölümünde ise sonuç ve önerilere yer verilmiştir. Çalışmanın, incelenen konu, kullanılan değişkenler ve ekonometrik analiz yöntemleriyle literatüre bir katkı sağlaması beklenmektedir. 2. EKONOMETRİK ANALİZ 2.1. Veri Seti Bu çalışmada dış borç stokunun, AB üyesi Avustralya, Belçika, Almanya, Danimarka, İspanya, Finlandiya, Fransa, Yunanistan, İrlanda, İtalya, Lüksemburg, Portekiz, İsveç ve AB adayı Türkiye nin ihracat performansı üzerindeki etkilerini analiz etmek üzere; 2005:Q1-2016:Q4 dönemi aşağıdaki verileri kullanılmıştır: Toplam Dış Borç Stoku (LnDBS): AB ülkelerin kamu ve özel kesim toplam dış borç stoku verileri Avrupa Birliği Merkez Bankası İstatistik Ofisinden (European Central Bank Statistical Data Warehouse: Gross External Debt Stock) milyon Euro olarak alınmış, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası (TCMB) Elektronik Veri Dağıtım Sistemi (EVDS) den alınan Euro alış ve satışının ortalaması ve dolar alış ve satışının ortalaması kullanılarak oluşturulan çapraz kur aracılığıyla dolara çevrilmiş, sonra milyar dolar haline getirilmiştir. Türkiye nin dış borç stoku verileri ise doğrudan EVDS (Dış Borç Stoku-Brüt (Hazine) (Üç Aylık, Milyon ABD Doları) den dolar 6

7 olarak alınıp, milyar dolara çevrilmiştir. Sonra elde edilen bu serinin doğal logaritması alınmıştır. Mal ve Hizmet İhracatı (LnX): Bu çalışmada; artan dış borç stokunun, ülkelerde dövize olan ihtiyacı ve talebi artırarak, nominal döviz kurlarını ve artıracağı, reel efektif döviz kurunu düşürerek, ülkelerin dış ticaret rekabet güçlerini artıracağı ve böylece ihracat performanslarını olumlu yönde etkileyeceği varsayımından hareket edilmektedir. Artan kurlar aynı zamanda hizmet ticaretini de (turizm, eğitim, vb.) yakından etkilemektedir. Turizm; Yunanistan, İspanya, İtalya, Fransa, Portekiz ve Türkiye için önemli bir gelir kaynağıdır. Diğer ülke vatandaşları için Avrupa da eğitim almak her zaman bir ayrıcalık olarak görülmüş olup, yabancı öğrencilerin sağladığı gelirler de Avrupa Ülkeleri için önemli boyuttadır. Gerek turizm, gerekse eğitim amaçlı yurtdışı kararları verilirken, döviz kurlarının seviyesi ve ulusal paranın, gidilen ülkedeki alım gücü önemli bir belirleyici olmaktadır 1. Bu nedenle çalışmada sadece mal ticareti değil, mal ve hizmet ticareti birlikte analize dâhil edilmiştir. Reel mal ve hizmet ihracatı verileri Uluslararası Para Fonu (International Money Found: IMF) tarafından veri tabanından hazırlanan Uluslararası Finansal İstatistikler (International Financial Statistics: IFS, Export fo goods and services) veri tabanından milyar dolar olarak edinilip, doğal logaritmaları alınmış, hareketli ortalamalar (Moving Average) yöntemiyle mevsim etkilerinden arındırılmıştır. Reel Efektif Döviz Kuru (LnREER): Reel efektif döviz kuru, ülkelerin nomina kurlarının, yurtiçi ve yurtdışı fiyat etkilerinden arındırılmasıyla hesaplanan, reel döviz kurunun, ticari partnerlerin ev sahibi ülkenin dış ticaretindeki paylarına göre ağırlıklandırılmasıyla elde edilmektedir. Reel döviz kuru (REXR) aşağıdaki formülle hesaplanmaktadır: 2 (Mankiw, 2010: 147; TCMB, 2017: 3). 1 Örneğin ben kendi yeğenimi yurtdışında okumaya gönderecektim, ama kurlar yükselip, TL cinsinden maliyetler arttığı için bu kararımdan vazgeçtim. Turizm noktasında da benzer durumu Türkiye de net biçimde gözlemlemekteyiz; kurların anormal düzeyde arttığı dönemlerde Türkiye deki tatil fiyatlarının yabancı ülke vatandaşları paralarına göre azalmış olması, Türkiye ye daha fazla turist gelmesini sağlamıştır. Bu durma turizm literatüründe; göreli fiyatların değişimi denilmekte ve turizmle ilgili çalışmalarda sıklıkla yer verilmektedir (Görmüş ve Göçer, 2010: 87). 2 Reel döviz kurunun hesaplanmasında iki farklı formül kullanılmaktadır. Bunlardan birincisi daha çok Türkçe iktisat kitaplarında yer almakta olup: şeklindedir. Burada nominal kur arttığında reel kur da artacaktır ve bu, dış ticarette rekabet gücü açısından olumlu bir durumdur (Yıldırım, Karaman ve Taşdemir, 2009: 75). İkinci formül ise Denklem (1) de gösterildiği gibi olup, İngilizce iktisat kitaplarında (Mankiw, 2010: 7

8 Burada nominal döviz kuru, yani bir birim yabancı paranın, ulusal para cinsinden karşılığıdır. yurtiçi, yurtdışı (ticari partnerdeki) fiyatlar genel düzeyini ifade etmektedir 3. Ülkedeki nominal kur arttığında, Denklem (1) de kesrin paydasının büyümesi, kesrin değerinin ve dolayısıyla reel döviz kurunun azalmasına neden olur. Ayrıca artan nominal kurlar, Türkiye gibi üretimleri ithal ara mallarına yüksek oranda bağlı olan ülkelerde üretim maliyetlerini ve yurtiçi fiyatlar genel düzeyini artırarak da reel efektif döviz kurunu artırır. Burada nominal kur artışının reel kuru ne yönde etkileyeceği, ülkenin ithal ara malları talebinin fiyat esnekliğine bağlı olarak şekillenir. Reel efektif döviz kuru, ülkelerin dış ticarette rekabet güçlerinin en önemli göstergelerindendir (Eurostat, 2017) Reel kur 4 atarsa, ülkenin dış ticaret rekabet gücünü azalır 5. İhracat düşer, ithalat artar, dış ticaret dengesi zarar görür. Bu nedenle çalışmada ülkelerin ihracat performanslarının önemli bir göstergesi olarak reel efektif döviz kurunun da kullanılması gerektiğine karar verilmiştir. Reel efektif döviz kuru verileri Avrupa Birliği İstatistik Ofisi web sayfasından, (2005=100) olacak şekilde (Eurostat: _WAR_estatsearchportlet&p_p_lifecycle=1&p_p_state=maximized&p_p_mode=view&_esta tsearchpoülrtlet_war_estatsearchportlet_action=search&text=real+effective+exchange+rate 147) ve uluslararası hesaplamalarda daha çok bu formül kullanılmaktadır. TCMB de Türkiye ye ait reel kurları bu formüle göre hesaplamakta ve yayınlamaktadır (TCMB, 2017: 3). 3 Bu formülün şeklinde yer aldığı çalışmalar da mevcut (Hasanov ve Samadova, 2010) olmakla birlikte böyle durumlarda EXR; bir birim yabancı para başına düşen ulusal parayı ifade etmekte olup, Denklem (1) ile aynı değerleri üretmektedir. 4 Uluslararası hesaplamalarda reel döviz kur yerine, reel efektif döviz kurunun (REER) kullanımı daha yaygındır. Reel kurdan, reel efektif kuru hesaplarken yapılan; ev sahibi ülkenin her ticari partneriyle olan reel kurunu hesapladıktan sonra, her bir ülkenin dış ticaret içindeki payı kullanılarak bir ağırlıklandırma yapılmasıdır. Bu durumda kullanılan formül: haline gelmekte olup burada ülkesinin, ev sahibi ülkenin dış ticaretindeki ağırlığını ifade etmektedir (Kocakale ve Toprak, 2015). Bu çalışmada da REXR yerine REER değerleri kullanılmıştır. 5 Örneğin; Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası (TCMB) da döviz piyasasına müdahale edip etmeyeceğine reel kura bakarak karar vermektedir. TCMB, reel kurun aralığında olmasını, Türk Lirasının değerlendiği biçiminde yorumlamakta ve böyle durumlarda para politikası araçlarını kullanarak kura sert biçimde müdahale edeceğini, reel kur 130 un üzerine çıktığında ise elindeki bütün araçlarla, çok daha sert biçimde gerekli tedbirleri alacağını açıklamıştır (Göçer, Gerede ve Kutbay, 2014). 8

9 +monthly) alınmıştır. Avrupa Birliği İstatistik Ofisi bu seriyi, ilgili ülkelerin tüketici fiyat endeksleri ve 105 ticari partnerinin döviz kurunu kullanarak hesaplamıştır. Bu serinin de doğal logaritması alınmış ve hareketli ortalamalar yöntemiyle mevsim etkilerinden arındırılmıştır Model Bu çalışmada dış borç stokunun ihracat performansı üzerindeki etkileri üç farklı model yardımıyla analiz edilmiştir. Bu modellerden ilki, dış borç stokunun ihracat üzerindeki doğrudan etkisini ölçerken, diğer ikisi dolaylı yoldan ölçmektedir. Bu çalışmadaki beklentimiz; artan dış borç stokunun, ülkede dövize olan talebi artırarak, nominal kurların yükselmesine, reel döviz kurunun ise düşmesine neden olarak, ülkenin dış ticaret rekabet gücünü artıracağıdır. Bu nedenle, sadece Model 1 ile yetinilmeyip, dış borç stokunun ihracata dolaylı etkilerinin de incelemesi amacıyla diğer iki model de kurulmuştur. Burada Model 1; dış borç stokunun ihracat üzerindeki doğrudan etkisini yansıtırken, Model 2 ve Model 3, dolaylı etkilerini yansıtmaktadır Yöntem Çalışmada ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının varlığı; Breusch ve Pagan (1980) LM testi, Pesaran (2004) LM S testi, Pesaran (2004) CD testi ve Baltagi, Feng ve Kao (2012) LM BC testi ile analiz edilmiştir. Serilerin durağanlığı Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testiyle sınanmıştır. Seriler arasındaki nedensellik ilişkileri Dumitrescu ve Hurlin (2012) testiyle incelenmiştir. Seriler arasında eşbütünleşme ilişkinin varlığı, uzun ve kısa dönem analizleri Pesaran, Shin ve Smith (2001) tarafından geliştirilen ARDL yöntemiyle gerçekleştirilmiştir Yatay Kesit Bağımlılığı Testi 9

10 Panel veri analizlerinde, özellikle birbirleriyle yakın etkileşim içinde olan ülkelerle çalışılırken, yatay kesit bağımlılığının varlığının test edilmesi büyük önem arz etmektedir. Yatay kesit bağımlılığı testi; bir ülkeye gelen şokun, diğer ülkeleri de etkileyip etkilemediğini belirmeye imkân sağlamaktadır. Eğer ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığı yoksa birinci, varsa ikinci nesil panel veri analizi yöntemlerinin kullanılması gerekmektedir. Yatay kesit bağımlılığının test edilmesine yönelik olarak ilk geliştirilen yöntem Breusch ve Pagan (1980) LM testi olup, bunu Pesaran (2004) LM S testi, Pesaran (2004) CD testi ve Baltagi, Feng ve Kao (2012) sapması düzeltilmiş LM BC testi takip etmiştir. Bu testlerin boş hipotezi; yatay kesit bağımlılığı yoktur biçimindedir. Çalışmada bu dört test de yapılmış ve bulgular Tablo 4 te gösterilmiştir. Tablo 4. Yatay Kesit Bağımlılığı Test Sonuçları LnDBS LM LM S CD LM BC *** *** 7.278*** *** 0.000) LnX *** *** *** *** LnREER *** *** ***( 0.000) *** Model *** *** 0.000) *** ͼ Model *** *** *** ͼ Model *** *** *** Not: Parantez içindekiler olasılık değerleridir. ***; ilgili seride %1 anlamlılık düzeyinde ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının varlığını ifade etmektedir. ͼ: Eviews programı ile test yapılırken modellerde LM BC testi sonucu üretilememektedir. ͼ 10

11 Tablo 4 teki sonuçlar göre boş hipotez güçlü biçimde reddedilmiş ve bu ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının var olduğuna karar verilmiştir. Bu durum önsel beklentimizle de uyumludur. Zaten seçilen AB üyesi ülkeler, ortak para birimi olarak Euro yu kullandıkları ve para politikaları Avrupa Birliği Merkez Bankası tarafından yürütüldüğü için bu ülkeler arasında bağımlılık olması normaldir. Türkiye ise ihracatının %50 den fazlasını Avrupa ya yaptığı ve AB ile Gümrük Birliği anlaşması da imzalamış bulunduğu için ortak gümrük tarifeleri yoluyla da bu ülkelerle yakın etkileşim içindedir. Ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığı tespit edildiği için, çalışmanın bundan sonraki aşamalarında, yatay kesit bağımlılığını göz önünde bulunduran ikinci nesil panel veri analiz yöntemleri kullanılmıştır Panel Birim Kök Testi Çalışmada serilerin durağanlığı Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testi ile incelenmiştir. Bu test; paneldeki ülkeler arasındaki yatay kesit bağımlılığını göz önünde bulundurabilmektedir. Testin boş hipotezi; seri durağan değildir şeklindedir. Çalışmada Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testi uygulanmış ve elde edilen bulgular Tablo 5 te sunulmuştur. Tablo 5. Birim Kök Testi Sonuçları Düzey Değerleri Birinci Farkları 0.022*** *** *** *** LnDBS (0.491) (0.982) (0.721) (0.756) 0.810*** *** *** LnREER (0.208) (0.786) (0.823) *** 0.007*** LnX (0.582) (0.497) Not: Parantez içindekiler; kritik değerler, bootstrapta 1000 yineleme ile elde edilmiştir. *** ilgili serinin %1 anlamlılık düzeyinde durağan olduğunu ifade etmektedir. Tablo 5 ten de görüldüğü gibi serilerin bazıları düzey değerinde durağan iken, bazıları birinci farkta durağan hale gelmiştir. Yani seriler aynı dereceden entegre değildir. 11

12 2.6. Panel Nedensellik Testi Seriler arasındaki nedensellik ilişkileri Dumitrescu ve Hurlin (2012) testiyle incelenmiştir. Bu yöntem paneli oluşturan ülkeler arasındaki yatay kesit bağımlılığını göz önünde bulundurabilmektedir. Testin boş hipotezi Birinci değişkenden, ikinci değişkene doğru nedensellik ilişkisi yoktur şeklindedir (Dumitrescu ve Hurlin, 2012: 1457). Çalışmada Dumitrescu ve Hurlin (2012) nedensellik testi yapılmış ve elde edilen sonuçlar Tablo 6 da sunulmuştur. Tablo 6: Dumitrescu ve Hurlin (2012) Panel Nedensellik Testi Sonuçları Boş Hipotez İdeal İdealGecikme Olasılık Gecikme Uzunluğu istatistiği istatistiği Değeri Uzunluğu Belirleme Kriteri 5 SC ve HQ 9.501*** SC ve HQ 9.013*** SC 7.876*** Not: SC (Schwarz Information Criterion) ve HQ (Hannan-Quinn Information Criterion) bilgi kriterleridir. ***; ilgili satırda birinci değişkenden ikinci değişkene doğru %1 anlamlılık düzeyinde nedensellik ilişkisinin varlığını ifade etmektedir. Tablo 6 daki bulgulara göre; dış borç stokundan ihracata ve reel efektif döviz kuruna, reel efektif döviz kurundan da ihracata doğru tek yönlü nedensellik ilişkileri vardır. Elde edilen bu ilişkiler Şekil 1 yardımıyla da görülebilir. Şekil 1: Nedensellik İlişkileri Dış Borç Stoku Reel Efektif Döviz Kuru İhracat 12

13 Şekil 1 de görülen sonuçlar, teorik beklentimizi doğrulamaktadır. Artan dış borç stoku, ülkede dövize olan ihtiyacı ve talebi artırarak, reel efektif döviz kurunu, o da ihracatı etkilemektedir. 2.7.Panel Eşbütünleşme Testi Bu çalışmada kullanılan seriler farklı düzeylerde durağan olduğu için seriler arasındaki eşbütünleşme, uzun ve kısa dönem analizleri Panel ARDL yöntemiyle gerçekleştirilmiştir. ARDL yöntemi; farklı derecelerden entegre olmuş seriler arasında analiz yapılmasına imkan sağlamasının yanında, bağımlı ve bağımsız değişkenlerin farklı uzunluklardaki gecikmeli değerlerini de analiz dahil ederek, modeli dinamik hale getirmekte ve daha güvenilir sonuçlar elde edilmesine olanak sağlamaktadır küresel ekonomik krizi, bütün dünya ile birlikte AB ülkeleri ve Türkiye yi de önemli ölçüde etkilemiştir. Türkiye, krize girdiği dönemde görece daha az olan iç ve dış borç stokları, sağlam bankacılık sistemi, TCMB nin yüksek döviz rezervleri ve kamu maliyesinin güçlü olması sayesinde bu krizi daha kolay atlatırken 6, AB ülkeleri, gerek yüksek borç yükleri, gerekse ABD ile olan daha yoğun ekonomik ilişkileri yüzünden krizden bir türlü çıkamamıştır. Küresel kriz, AB ülkelerinde borç krizine dönüşmüş, ekonomik durgunluk, işsizlik ve deflasyon sorunlarını beraberinde getirmiştir 7. Bu nedenle, 2008 ekonomik krizi çalışmada modellere kukla değişken olarak eklenmiştir. ARDL modelinde en yüksek gecikme uzunluğu 5 olarak alınmış, ideal gecikme uzunluklarının belirlenmesinde Akaike Bilgi Kriteri (AIC) kullanılmıştır. Buna göre Model 1 için en iyi tahmin modelinin ARDL(4,2) olduğu belirlenmiş ve elde edilen sonuçlar Tablo 7 de sunulmuştur. Tablo 7: Model 1 Tahmin Sonuçları 6 Bu krizin etkisiyle Türkiye 2008:Q4, 2009:Q1, 2009:Q2 ve 2009:Q3 te negatif büyümüş, ancak alınan önlemler ve Nisan 2009 dan itibaren uygulanan genişletici maliye politikaları (KDV, ÖTV indirimleri, istihdam teşvikleri, kamuya 6 ay süreli geçici işçi alımları vb.) sayesinde 2009:Q4 te pozitif büyümeye başlamıştır. 2009yılında %4.8 küçülen Türkiye ekonomisi 2010 da %9.2, 2011 de %8.8. büyüyerek, bütün dünyayı kendine hayran bırakmıştır. 7 Euro Bölgesine dâhil AB ülkelerinin dönemi büyüme oranları sırasıyla %1.4, %-0.6 ve %-0.3 tür. 13

14 Değişken Katsayı t- istatistiği Uzun Dönem LnDBS 0.073*** Kısa Dönem ECT t *** ΔLnX t ΔLnX t *** ΔLnX t *** ΔLnDBS t K * Sabit Terim Log Likelihood = Not: * ve *** ilgili katsayının sırasıyla %10 ve %1 anlamlılık düzeyinde güvenilir olduğunu göstermektedir. Tablo 7 deki sonuçlara göre; dış borç stokundaki %1 lik artış, AB ülkeleri ve Türkiye de ihracatı ortalama %0.073 oranında artırmaktadır ve bu sonuç istatistiksel olarak anlamlıdır. Aynı zamanda teorik beklentimizle de uyumludur. Kısa dönem analizinde dış borç stokunun ihracat üzerindeki etkisi pozitif olmakla birlikte, istatistiksel olarak anlamsız bulunmuştur. Kısa dönemde ihracatı, ihracatın geçmiş dönem verileri daha anlamlı biçimde etkilemiştir. Bunun nedeni, yapılan uzun dönemli ihracat anlaşmalarıdır. Kısa dönem analizinde yer alan ECT t-1 hata düzeltme terimi olup, bu değişkenin katsayısının negatif ve istatistiksel olarak anlamlı olması, üç şeye işaret etmektedir: Birincisi; modelde yer alan değişkenlerin eşbütünleşik olduklarını göstermektedir (Bahmani-Oskooee ve Brooks, 1999; Bahmani-Oskooee ve Wang, 2007; Bahmani-Oskooee ve Hajilee, 2009; Ağır, 2010: 167). İkincisi; uzun dönemde birlikte hareket eden (eşbütünleşik olan) seriler arasında kısa dönemde meydana gelen sapmaların ortadan kalktığını gösterir (Tarı, 2012: 435). Üçüncü olarak da; bağımsız değişkenden (burada LnDBS), bağımlı değişkene (burada LnX) doğru bir nedensellik ilişkisinin var olduğunu ifade eder (Granger, 1988). Buna göre bu modelde dış borç stokundan, ihracata doğru bir nedensellik ilişkisi vardır ve elde edilen bu sonuç da Dumitrescu ve Hurlin (2012) nedensellik testinde elde edilen bulguyla uyumludur. Model 2 için en iyi tahmin modelinin ARDL(5,2) olduğu belirlenmiş ve elde edilen sonuçlar Tablo 8 de sunulmuştur. Tablo 8: Model 2 Tahmin Sonuçları Değişken Katsayı t- istatistiği 14

15 Uzun Dönem LnDBS 0.002** Kısa Dönem ECT t *** ΔLnREER t *** ΔLnREER t *** ΔLnREER t *** ΔLnREER t *** ΔLnDBS t ΔLnDBS t * K Sabit Terim 1.930*** Log Likelihood = Not: *, ** ve *** ilgili katsayının sırasıyla %10, %5 ve %1 anlamlılık düzeyinde güvenilir olduğunu göstermektedir. Tablo 8 deki sonuçlara göre uzun dönemde; dış borç stokundaki %1 lik artış, AB ülkeleri ve Türkiye de reel efektif döviz kurunu ortalama %0.002 oranında artırmaktadır ve bu sonuç istatistiksel olarak anlamlıdır. Aynı zamanda teorik beklentimizle uyumlu değildir. Çünkü biz; artan dış borç stokunun, nominal kurları artırarak, reel efektif döviz kurunu azaltacağını bekliyorduk. Kısa dönem analizinde dış borç stokunun bir dönem gecikmelisinin, reel efektif döviz kurunu teorik beklentimiz doğrultusunda azalttığı görülmüştür. Demek ki dış borç stokunun reel efektif döviz kuru üzerindeki kısa dönem etkileri, ülkelerin dış ticaret rekabet gücünü artırıcı yönde iken, uzun dönemde bozucu yöndedir. Kısa dönem analizinde hata düzeltme teriminin (ECT t-1 ) katsayısının negatif ve istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmektedir. Bu durumda; serilerin eşbütünleşik olduğuna, kısa dönem sapmalarının ortadan kalktığına ve dış borç stokundan reel efektif döviz kuruna doğru bir nedensellik ilişkisinin var olduğuna karar verilmiştir. Model 3 için en iyi tahmin modelinin ARDL(5,2) olduğu belirlenmiş ve elde edilen sonuçlar Tablo 9 da sunulmuştur. Tablo 9: Model 3 Tahmin Sonuçları Değişken Katsayı t- istatistiği Uzun Dönem LnDBS ***

16 Kısa Dönem ECT t *** ΔLnX t * ΔLnX t ** ΔLnX t *** ΔLnREER t ΔLnREER t K * Sabit Terim 5.491*** Log Likelihood = Not: *, ** ve *** ilgili katsayının sırasıyla %10, %5 ve %1 anlamlılık düzeyinde güvenilir olduğunu göstermektedir. Tablo 9 daki sonuçlara göre uzun dönemde; reel efektif döviz kurundaki %1 lik artış, AB ülkeleri ve Türkiye de ihracatı ortalama %4.6 oranında azaltmaktadır. Bu sonuç istatistiksel olarak anlamlı olup, teorik beklentimizle de uyumludur. Çünkü; artan reel efektif döviz kurlarının, ülkenin dış ticaret rekabet gücünü azaltarak, ihracatı olumsuz etkilemesi beklenmektedir. Kısa dönem analizinde ihracatın geçmiş dönemlerinin, cari dönem ihracatını pozitif etkilemesi, yapılan uzun dönemli ihracat anlaşmalarının etkilerini üzerinde barındırmaktadır. Reel efektif döviz kurunun ihracat üzerindeki etkisi kısa dönemde anlamsız bulunmuştur. Kısa dönem analizinde hata düzeltme teriminin (ECT t-1 ) katsayısının negatif ve istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmektedir. Bu durumda; serilerin eşbütünleşik olduğuna, kısa dönem sapmalarının ortadan kalktığına ve reel efektif döviz kurundan, ihracata doğru bir nedensellik ilişkisinin var olduğuna karar verilmiştir. 3. SONUÇ Dış borç stoku, ülkelerin makroekonomik büyüklüklerini yakından etkilemekte olup, ülkelerin krizler karşısındaki dayanıklılığı konusunda önemli bilgiler içermektedir. Bu çalışmada; dış borç stokunun, ülkelerin ihracat performansına olan doğrudan ve dolaylı etkileri, Euro Bölgesine dâhil 14 AB ülkesi ve AB adayı Türkiye nin dönemi çeyreklik verileri kullanılarak, üç farklı model yardımıyla analiz edilmiştir. Söz konusu ülkeler bir birleriyle yakın etkileşim içinde oldukları için aralarında yatay kesit bağımlılığının olabileceği değerlendirilerek, Breusch ve Pagan (1980) LM, bunu Pesaran (2004) LM S, Pesaran (2004) CD ve Baltagi, Feng ve Kao (2012) LM BC testleri yapılmış ve ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının var olduğuna karar verilmiştir. Bu nedenle çalışmanın ilerleyen 16

17 aşamalarında yatay kesit bağımlılığını göz önünde bulunduran ikinci nesil panel veri analiz yöntemleri kullanılmıştır. Serilerin durağanlığı Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testi ile incelenmiştir. Bu testte; dış borç stoku serisinin düzeyde, reel efektif döviz kuru ve ihracat serilerinin ise birinci farkta durağan olduğu görülmüştür. Bu nedenle çalışmanın ilerleyen aşamalarında Panel ARDL yönteminin kullanılması gerektiğine karar verilmiştir. Seriler arasındaki nedensellik ilişkilerinin varlığı; Dumitrescu ve Hurlin (2012) yöntemiyle incelenmiştir. Dış borç stokundan ihracata ve reel efektif döviz kuruna, reel efektif döviz kurundan da ihracata doğru tek yönlü nedensellik ilişkilerinin var olduğu belirlenmiştir. Panel ARDL analizi sonucunda; her üç modelde de serilerin eşbütünleşik olduğu, modellerin hata düzeltme mekanizmalarının çalıştığı belirlenmiştir. Uzun dönem analizlerinde; dış borç stokundaki %1 lik artışın, AB ülkeleri ve Türkiye de ihracatı ortalama %0.073 oranında artırdığı, dış borç stokundaki %1 lik artışın, bu ülkelerde reel efektif döviz kurunu ortalama %0.002 oranında yükselttiği (kısa dönemde %0.03 azalttığı) ve reel efektif döviz kurundaki %1 lik artışın bu ülkelerde ihracatı ortalama %4.6 oranında azalttığı görülmüştür. Bu çalışmadan elde edilen bulgulara dayanarak; dış borç stokunun, ülkelerde nominal kuru artırarak ve yurtiçi fiyatlar genel düzeyini artırarak, reel efektif döviz kurunu kısa dönemde azalttığı ancak uzun dönemde artırarak, ülkelerin dış ticaret rekabet gücüne zarar verdiği söylenebilir. Bu nedenle ülke politika yapıcılarının, dış borç stoklarını azaltıcı ve reel efektif döviz kurlarını düşürücü politikalar izlemesinin, ülkelerin ihracat performansını ve ekonomik büyümesini olumlu yönde etkileyeceği ifade edilebilir. Politika yapıcılar bu konularda karar verirken, değişkenlerin birbiri üzerindeki etkilerinin her zaman aynı olmayabileceğini, kısa ve uzun dönemde farklılıklar gösterebileceğini de göz önünde bulundurmalarında yarar vardır. KAYNAKÇA 17

18 Ağır, H. (2010), Türkiye de Finansal Liberalizasyon Ve Finansal Gelişme İlişkisinin Ekonometrik Analizi, BDDK Kitapları, No: 8, Ankara. Bahmani-Oskooee, M. ve Brooks, T.J. (1999), Bilateral J-Curve Between U.S. and Her Trading Partners, Review of World Economics, 135(1): Bahmani-Oskooee, M. ve Wang, Y. (2007), The J-Curve at The Industry Level: Eviden ce From Trade Between The US and Australia, Australian Economic Papers, 46(4): Bahmani-Oskooee, M. ve Hajilee, M. (2009), The J-Curve at Industry Level: Evidence from Sweden US Trade, Economic Systems 33, ss Baltagi, B. H, Feng, Q. and C. Kao (2012). A Lagrange Multiplier test for Cross-sectional Dependence in a Fixed Effects Panel Data Model, Journal of the Econometrics, 170, Breusch, T.S ve Pagan, A.R. (1980). The Lagrange Multiplier Test and Its Applications to Model Specification Tests in Econometrics, Review of Economic Studies, 47, Dumitrescu, E.I. ve Hurlin, C. (2012), Testing for Granger Non-Causality in Heterogeneous Panels, Economic Modelling, 29(4): European Central Bank Statistical Data Warehouse, (2017), Gross External Debt Stock, ( ). Eurostat (2017), Effective Exchange Rate Indices, 7, (Erişim Tarihi: ). Göçer, İ. Gerede, C. ve Kutbay, H. (2014), Dış Ticarette Rekabet Gücünün Belirleyicisi Olarak Ar-Ge ve Inovasyon: Ekonometrik Bir Analiz, 15th International Symposium on Econometrics, Operations Research and Statistics May 2014 Suleyman Demirel University, Turkey. Görmüş Ş. ve Göçer İ. (2010), The Socio-Economic Determinant of Tourism Demand in Turkey: A Panel Data Approach, International Research Journal of Finance and Economics, 55:

19 Granger, C. W.J. (1988), Some recent developments in a concept of causality, Journal of Econometrics, 39: Hadri, K., ve Kurozumi, E. (2012), A Simple Panel Stationarity Test in the Presence of Serial Correlation and a Common Factor, Economics Letters, 115: Hasanov, Fakhri (2010), The Impact of Real Oil Price on Real Effective Exchange Rate: The Case of Azerbaijan, DIW Berlin, German Institute for Economic Research, Discussion Papers, No: İnan, E.A. (2002), Arjantin Krizinin Sebepleri ve Gelişimi, Bankacılar Dergisi, 42: Kocakale, Y. ve Toprak, H.H. (2015), Türkiye nin Reel Efektif Döviz Kuru Endekslerinin Güncellenmesi. TCMB Ekonomi Notları No: 15/06. Mankiw, N. G. (2010). Makroekonomi. Çev. Editörü: Ö. Faruk Çolak, Ankara: Efil Yayınevi, (orijinal baskı tarihi 2007). Özatay, F. (2009), Finansal Krizler ve Türkiye. 1. Basım, İstanbul: Doğan Kitap. Pesaran, M., Shin, Y. ve Smith, R.J. (2001), Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships, Journal of Applied Econometrics, 16: Pesaran, M.H. (2004). General Diagnostic Tests for Cross Section Dependence in Panels, Cambridge Working Papers in Economics, 435. Tarı, R. (2012), Ekonometri, Umuttepe Yayınları, 8. Baskı, Kocaeli. TCMB (2016), Finansal Piyasalar ve Finansal Aracılık, Enflasyon Raporu 2016-I, pdf?mod=ajperes&cacheid=rootworkspace27ecdc69-347c-45c ca2deb1f4d, (Erişim Tarihi: ). TCMB, (2017), Reel Efektif Döviz Kuru Endekslerine İlişkin Yöntemsel Açıklama, 19

20 0770eba69a11/YontemselAciklama.pdf?MOD=AJPERES&CACHEID=ROOTWORKSPAC Ed63eb7a3-63e3-47f8-985d-0770eba69a11, (Erişim Tarihi: ). World Bank (2017a), GDP Growth (Annual %), ( ). World Bank (2017b), Exports of Goods and Services (Current US$), ( ). Yıldırım, K., Karaman, D. ve Taşdemir, M. (2009). Makroekonomi. Sekizinci Basım. Ankara: Seçkin Yayıncılık. 20

21 ARDL(5, 2) ARDL(5, 3) ARDL(4, 2) ARDL(5, 4) ARDL(4, 3) ARDL(5, 1) ARDL(3, 2) ARDL(5, 5) ARDL(4, 4) ARDL(4, 5) ARDL(3, 3) ARDL(4, 1) ARDL(3, 4) ARDL(2, 2) ARDL(3, 5) ARDL(3, 1) ARDL(2, 3) ARDL(2, 4) ARDL(2, 1) ARDL(2, 5) ARDL(4, 2) ARDL(4, 4) ARDL(4, 3) ARDL(3, 2) ARDL(3, 4) ARDL(3, 3) ARDL(2, 2) ARDL(4, 1) ARDL(2, 4) ARDL(2, 3) ARDL(1, 2) ARDL(3, 1) ARDL(1, 4) ARDL(1, 3) ARDL(2, 1) ARDL(1, 1) Anadolu International Conference in Economics V, EKLER Ek 1: Model 1 İçin İdeal Gecikme Uzunluğu Belirlenmesi Akaike Information Criteria Akaike Bilgi Kriterinin en küçük değerini aldığı model olan ARDL(4,2) ideal model olarak belirlenmiştir. Ek 2: Model 2 İçin İdeal Gecikme Uzunluğu Belirlenmesi Akaike Information Criteria (top 20 models) Akaike Bilgi Kriterinin en küçük değerini aldığı model olan ARDL(5,2) ideal model olarak belirlenmiştir. 21

22 1-05Q1 1-10Q1 1-15Q1 2-08Q2 2-13Q2 3-06Q2 3-11Q2 3-16Q2 4-09Q2 4-14Q2 5-07Q2 5-12Q2 6-05Q3 6-10Q3 6-15Q3 7-08Q3 7-13Q3 8-06Q3 8-11Q3 8-16Q3 9-09Q3 9-14Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q3 ARDL(4, 2) ARDL(4, 3) ARDL(4, 1) ARDL(4, 4) ARDL(3, 2) ARDL(3, 3) ARDL(3, 4) ARDL(2, 2) ARDL(2, 3) ARDL(2, 4) ARDL(3, 1) ARDL(2, 1) ARDL(1, 2) ARDL(1, 3) ARDL(1, 1) ARDL(1, 4) Anadolu International Conference in Economics V, Ek 3: Model 3 İçin İdeal Gecikme Uzunluğu Belirlenmesi Akaike Information Criteria Akaike Bilgi Kriterinin en küçük değerini aldığı model olan ARDL(42) ideal model olarak belirlenmiştir. Ek 4: Model 1 İçin Standardize Edilmiş Atıklar Grafiği Standardized Residuals 22

23 1-05Q1 1-10Q1 1-15Q1 2-08Q1 2-13Q1 3-06Q1 3-11Q1 3-16Q1 4-09Q1 4-14Q1 5-07Q1 5-12Q1 6-05Q1 6-10Q1 6-15Q1 7-08Q1 7-13Q1 8-06Q1 8-11Q1 8-16Q1 9-09Q1 9-14Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q1 Anadolu International Conference in Economics V, delildir. Grafiğin, güven aralıkları içinde kalması, tahmin sonuçlarının güvenilir olduğuna bir Ek 5: Model 2 İçin Standardize Edilmiş Atıklar Grafiği Standardized Residuals delildir. Grafiğin, güven aralıkları içinde kalması, tahmin sonuçlarının güvenilir olduğuna bir Ek 6: Model 3 İçin Standardize Edilmiş Atıklar Grafiği 23

24 1-05Q1 1-10Q1 1-15Q1 2-08Q2 2-13Q2 3-06Q2 3-11Q2 3-16Q2 4-09Q2 4-14Q2 5-07Q2 5-12Q2 6-05Q3 6-10Q3 6-15Q3 7-08Q3 7-13Q3 8-06Q3 8-11Q3 8-16Q3 9-09Q3 9-14Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q3 Anadolu International Conference in Economics V, delildir. Standardized Residuals Grafiğin, güven aralıkları içinde kalması, tahmin sonuçlarının güvenilir olduğuna bir 24