hracat-büyüme li kisi: Yap sal K lmal Bir Analiz *

Transkript

1 . GÖÇER, N. HEPKARI Özet hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz * Yrd. Doç. Dr. smet GÖÇER Adnan Menderes üniversitesi Aydn ktisat Fakültesi Ekonomi ve Finans Bölümü igocer@adu.edu.tr Nur HEPKARI Aydn Nazilli BF ktisat Bölümü Yüksek Lisans Örencisi Bu çalmada; Türkiye de ihracatn ekonomik büyüme üzerindeki etkileri 1989:Q1-2013:Q1 dönemi için Toda-Yamamoto analizi ve çoklu yapsal klmal bütünleme yöntemiyle analiz edilmitir. Yaplan ampirik analizler sonucunda; ihracattaki %10 luk artn milli geliri %2.7, sabit sermaye yatmlarndaki %10 luk artn milli geliri %1.4, igücündeki %10 luk artn milli geliri %2.9 ve dünya milli gelirindeki %10 luk artn milli geliri %0.6 orannda arttrd, reel döviz kurundaki artn milli gelir üzerindeki etkisinin ise oldukça küçük olduu tespit edilmitir. Anahtar Kelimeler: hracat Öncüllü Büyüme Hipotezi, Yapsal Klmal Birim Kök ve Ebütünleme Testleri, Toda-Yamamoto Nedensellik Analizi. Relationship of Export-Growth: An Analysis with Structural Breaks Abstract In this study; the effects of exports on economic growth in Turkey were analyzed for 1989:Q1-2013:Q1 period s data via the Toda-Yamamoto causality and cointegration with multi structural breaks. As a result of the empirical analysis; it was determined that 10% increases in export by 2.7%, 10% increases in fixed capital formation by 1.4%, 10% increases in labor by 2.9% and 10% increases in gross domestic product of the world by 0.6% increases the gross domestic product of Turkey, the effects of the increases in the real exchange rate on the gross domestic product is quite small. Key Words: Export-Led Growth Hypothesis, Unit Root and Cointegration Tests with Structural Breaks, Toda-Yamamoto Causality Analysis. Jel Codes: F43, O24. * Bu çalma, Adnan Menderes Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü nde yazlan hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz adl yüksek lisans tezini temel almaktadr. 57 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

2 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz 1. Giri 1980 li yllarda gelien ihracata yönelik sanayileme stratejisinde, ekonomik büyüme için d talep oldukça önemlidir (Kazgan, 1998: 618). Bu nedenle, d ticaret ile ekonomik büyüme arasndaki ilikiye dayandlan ihracata yönelik sanayileme stratejisinde, ihracat özendirilmekte ve bunun ekonomik büyüme üzerinde olumlu etkilerinin olaca öngörülmektedir (Krueger, 1990; Anoruo, 2000: 3; Blecker ve Razmi, 2009 ve Yardmclu ve Gülmez, 2013). Serbest ticaretle; dünya ölçeinde üretim yaplaca için üretim ölçei büyür, kapasite kullanm oran artar, ölçek ekonomilerinden yararlanma imkân doar, ülkedeki kaynaklarn karlarmal üstünlüe sahip olunan alanlara kaydlmas salanarak, kaynak kullanm etkinlii artar (Uzay, 2000), istihdam oran yükselir, ürün çeitlilii ve kalitesi artar (Stokey, 1996), yerli firmalarn birbiriyle ve dünya ölçeindeki d firmalarla aralarnda rekabet art gerçekleir (Grossman ve Helpman, 1991). Bu süreç ekonomide verimlilik art ve ekonomik büyümeyi de beraberinde getirir. Ayrca ödemeler dengesi açn azalmas ve ülkeye döviz girilerinin salanmas da ihracatla mümkün olmaktadr (Abou-Stait, 2005: 1).hracat, az gelimi ya da gelimekte olan ülkelerde yaanan yoksulluk kr döngüsünün lmas salayacak en önemli araçlardan biridir (Romer, 1989). Ülkede gelir artyla balayacak tasarruf, yatm, üretim ve istihdam art, ekonomik büyümeyi tetikleyecek, üretim olanaklar erisini da doru geniletecektir (Sandalclar, 2012) sonras dönemde izlenen ihracata dayal ekonomik büyüme stratejisi kapsamnda, 1980 de %3.2 olan toplam ihracatn GSYH ya oran, 2012 de %19.4 e yükselmitir. Bu artn ekonomik büyüme üzerindeki etkilerine bakldnda; döneminde %4 orannda büyüyebilen Türkiye ekonomisi, döneminde ortalama %4.4 orannda, ayrca 2010 ynda %9.2, 2011 ynda ise %8.8 orannda büyümeyi baard görülmektedir. Bu balamda çalmann amac; ihracatn ekonomik büyümeye etkilerini Türkiye için 1989:Q1-2013:Q1 dönemi verilerini kullanarak Carrion-i- Silvestre vd. (2009) çoklu yapsal klmal birim kök testi, Toda-Yamamoto analizi ve Maki (2012) çoklu yapsal klmal ebütünleme yöntemiyle 1 analiz etmektir. Bu konuda literatürde yaplm çok sayda 1 Maki (2012) çoklu yapsal klmal ebütünleme testi, Mays 2012 de ekonometri literatürüne girmi, oldukça güncel bir yöntemdir. Maki nin çalmasnda kulland ilk Gauss kodlar, yapsal klmalar altnda ebütünleme ilikisinin varl test edebilmesine kark, yapsal klma tarihlerini vermemekteydi. Bu durum, tarafzdan Daiki Maki ye bildirilmi, daha sonra, Ocak 2013 te Maki nin 58 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

3 . GÖÇER, N. HEPKARI çalma olmakla birlikte bu çalmada ihracatn yannda sabit sermaye stoku, gücü, reel döviz kuru ve dünya milli gelirlerinin de kullanlm olmas ve kullanlan ekonometrik yöntemlerin güncellii yönüyle, dier çalmalardan ayrlmakta ve bu yönüyle, literatüre bir katk salayaca düünülmektedir. Çalmann bundan sonraki ikinci bölümünde; ihracat ile ekonomik büyüme arasndaki ilikinin teorik çerçevesine yer verilmi, üçüncü bölümde; Türkiye ekonomisinde ihracat ve ekonomik büyüme ile ilgili güncel bilgiler incelenmi, literatür özetinin yer ald dördüncü bölümü, analiz ksmn yer ald beinci bölüm takip etmi, sonuç ve önerilerle çalma tamamlanmr. 2. Teorik Çerçeve Klasik iktisat teorisinde serbest d ticaret, uluslarn refah düzeyini arttran ve ekonomik büyümelerini hzlandran en önemli faktörlerdendir. Bu teoriye göre; serbest d ticaret bir yandan uluslararas i bölümüne yol açarken, dier yandan ihracat yaplan ürünlerin üretiminde uzmanlamaya imkân salayacaktr. Bu durum, ülkelerde verimlilii arttracak ve ekonomik büyümelerini hzlandracaktr (Yardmclu ve Gülmez, 2013). hracatn, ülke milli geliri ve ekonomik büyümesini pozitif yönde etkileyeceine ilikin düünce literatürde, ihracata dayal büyüme hipotezi (Export-Led Growth Hypothesis) olarak adlandlmaktadr (Dollar, 1992; Harrison, 1996). hracata dayal büyüme hipotezi, David Ricardo nun karlarmal üstünlükler teorisine dayanmaktadr (Waithe vd. 2011). Bu hipotezde ihracat, ekonomik büyümeyi; yatmlarn etkinliini arttrarak, firmalara büyük piyasalara eriim imkan salayp, üretim ölçeini büyüterek, ticari ktlamalar nedeniyle ortaya çkan rant kollay faaliyetleri ve tekellemeyi azaltarak, yerli üreticileri rekabete zorlayp, onlar yeniliklere açk hale getirerek etkilemektedir (Berg ve Krueger, 2003; Yaprakl, 2007). hracat art, endüstrileraras etkileimi arttp, teknolojik ilerlemeyi zlandrarak da ekonomik büyümeyi etkilemektedir (Ahmad, 2001). hracat ve ekonomik büyüme arasndaki ilikiyi inceleyen uygulamal çalmalarn çounda, ihracat ile ekonomik büyüme arasnda pozitif bir iliki olduu görülmektedir (Mahadevan, 2009). hracata dayal büyüme stratejisinin faydalar adaki ekilde sralanabilir: hracat, üretimi arttr ve d ticaret çarpan aracyla milli geliri arttrmaktadr (Islam, 1998). hracattaki art, ihraç edilebilir ürünlerin üretiminde uzmanlamann ortaya çkmasna yol açar. Bu da üretimdeki verimlilii arttr. Bu göndermi olduu yeni Gauss kodlar, bu çalmada kullanlmr. Kodlar için, Japonya-Ryukoku Üniversitesi nden Daiki Maki ye teekkür ediyoruz. 59 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

4 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz verimlilik art, üretim art da beraberinde getirir. Bu ilikiye, Verdoorn Yasas denmektedir (Castiglione, 2011). hracattaki art, ölçek ekonomilerinin domasna yol açar. Bu durum, üretim maliyetlerini azaltarak, d ticarette rekabet gücü kazandr. ç piyasada ise mallarn fiyatn dümesine, böylece ülke vatandalarn tüketiminin ve refahn artmasna yardmc olur. hracattaki artla elde edilen döviz, ülkenin yabanc döviz tlamas azaltr ve yurtiçinde üretilemeyen hammadde, sermaye mal ve ara mal ithalatna imkân salayarak, ülkede yüksek teknolojili üretimi kolaylar (Esfahani, 1991). hracat art, ülkenin döviz gelirlerini artrarak, ödemeler bilançosu dengesine pozitif etki salar. hracat firmalar iç pazara bamlktan kurtarr ve onlara dünya pazarlarndan pay alma imkân salar. hracat ülkedeki eksik istihdam ortadan kaldrarak, isizlii azaltr ve kaynaklarn etkin kullanna katkda bulunur. hracatn yukarda saylan faydalarn yannda; mallara olan d talep nedeniyle yurtiçi mal fiyatlar yükseltebilme ihtimali de bulunmaktadr. Ayrca ihracat kanalyla elde edilen dövizlerin, ithalat arttrarak, cari ilemler açna neden olabilecei de göz ard edilmemelidir. 3. Türkiye de hracat ve Ekonomik Büyüme Türkiye de, döneminde liberal ticaret politikalarn benimsemesine kark, döneminde ithal ikameci sanayileme stratejisi uygulanmr. Bu uygulamann, sanayilemeyi hzlandrma ve döviz tasarrufu salama gibi olumlu etkiler yapmas beklenirken 1970'lerdeki petrol krizlerinin de etkisiyle önemli döviz darboazlar yaanmr. Bu da ülke ekonomisinde önemli sorunlar yaanmasna neden olmutur. Bu sorunlar mak için 24 Ocak 1980 stikrar Kararlar alnm ve bu tarihten itibaren, da açk, serbest ticaret ilkelerine dayal yeniden yaplanma politikalar uygulamaya balamr (Varol, 2003). 24 Ocak kararlar ile birlikte, ithal ikamesine dayal sanayileme stratejisi uygulamalarndan vazgeçilerek, da açk bir politika olan ihracata yönelik sanayileme modeli benimsemitir (Bayrak ve Kanca, 2013). Bu nedenle 1980 y Türkiye ekonomisi için çok önemli bir yapsal dönüümün de balang olmutur. hracata yönelik ekonomik büyüme stratejisi ile ithal ikamesine dayal ekonomik büyüme modelinin benzer özellikleri de vardr. Her iki stratejide de amaç; sanayileme, büyüme ve istihdam arttrmaktr. Aralarndaki fark ise, ithal ikameci stratejide tüm çabalar ithalatn srlandlmasna yönelikken, ihracata yönelik stratejide amaç ihracat arttrmaktr. Fakat baz iktisatçlara göre, ihracata yönelik yaplan çaba ve düzenlemeler devlet yardmlarndan arndlm, liberal bir strateji olmalr (Paul, 2011). Türkiye nin llar arasndaki ihracat, GSYH ve ihracat/gsyh oranlar Tablo 1 de sunulmutur. 60 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

5 . GÖÇER, N. HEPKARI Tablo 1: Yllar Arasnda hracat ve Ekonomik Büyüme llar hracat GSYH hracat/gsyh Ekonomik (Milyar $) (Milyar $) (%) Büyüme (%) * Kaynak: Dünya Bankas ( Not: * ; lk 3 aylk deerler li yllarda uygulanan ekonomi politikasnda plansz liberalleme söz konusu olduu için, ekonomide karmaklk söz konusudur. Bu dönemde özellikle sanayi mallarn ithalatn giderek hzlanmas, ülkede ekonomik kalknmann planl bir ekilde yaplmas gerekli klmr ynda balayan planl kalknma politikalar 2 ile ihracatta önemli admlar atlmr. Tablo 1 de de görüldüü gibi 1970 lerde ihracat hzla artmr. hracat art ülkede üretimi, istihdam ve ekonomik büyümeyi olumlu yönde etkilemitir. Kalknma planlarnda önerilen ihracat politikalarn ksmen uygulanmasyla, ihracatta önemli baarlar elde edilmesine ramen, 1970 li yllarn banda ortaya çkan petrol krizi, 1974 Kbrs Askeri Harekât ve arkasndan Türkiye ye uygulanan ambargo, önemli miktarda döviz kaybna neden olmutur 3. Bütün bu gelimeler, ithal ikameci sanayileme modelinin terk 2 Türkiye de ilk be yllk kalknma plan döneminde uygulanmak üzere 1963 ynda kabul edilmi, sonrasnda dönemi için ikinci, dönemi için üçüncü, dönemi için dördüncü, dönemi için beinci, dönemi için altnc, dönemi için yedinci, dönemi için sekizinci ve son olarak da dönemi için de dokuzuncu be yllk kalknma planlar yürürlüe girmitir. 3 Süleyman Demirel in o dönem için Hazine 70 sente muhtaç duruma geldi sözlerini hatrlayz. 61 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

6 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz edilmesi gerektiini ortaya koymutur ynda 24 Ocak kararlar çerçevesinde ülke ekonomisinin da açlmas, döviz darboazn giderilmesi ve ihracatn tevik edilmesi gibi uygulamalarla, döneminde önemli ölçüde ihracat art yaanmr. Bu durum GSYH ve hracat/gsyh art da beraberinde getirmitir. Bu dönemde ihracat yaklak 10 kat artarak milyar dolardan milyar dolara yükselmitir. GSYH ise ayn dönemde 68.7 milyar dolardan milyar dolara gelmitir krizi ile ekonominin % 9.4 orannda küçülmesi, GSYH oran da küçültmütür n bandan itibaren dünya ekonomisini etkisi altna alan küresel kriz talepteki dü beklentisiyle Türkiye nin ihracat olumsuz yönde etkilemitir. D talepteki daralma nedeniyle Türkiye nin ihracat 2008 yn son çeyreinde % 13.2 azalan ihracat, 2009 yn ilk iki çeyreinde srasyla % 26.1 ve % 34.7 orannda azalmr. GSYH milyar dolardan milyar dolara düerken, ihracatn GSYH içindeki pay %17.8 den %16.6 ya gerilemitir. 4. Literatür Özeti hracatn ekonomik büyüme üzerindeki faydalar, ülkeler için bu konuyu önemli hale getirmi, bu durum, konuyla ile ilgili çok sayda uygulamal çalma yaplmasna neden olmutur. Bu çalmalarn seçilmi bir özeti, tarih rasna göre Tablo 2 de sunulmutur. Tablo 2: hracat-ekonomik Büyüme likisine Yönelik Ampirik Çalmalar Yazar/lar Örneklem Dönem Yöntem Bulgular Ahmad ve Harnhirun (1995) Çakmak ve Temurlenk (1995) Al-Yousif (1997) Islam (1998) Endonezya, Malezya, Filipinler, Singapur ve Tayland Türkiye Suudi Arabistan, Kuveyt, Birleik Arap Emirlikleri ve Umman 15 Dou Asya Ülkesi Engle- Granger (1987) bütünleme testi Hsiao testi Engle - Yoo (1987) iki amal bütünleme testi Hata düzeltme modeline dayal analizi Singapur haricindeki ülkelerde ihracatn ekonomik büyüme üzerinde anlaml bir etkisinin olmad tespit etmitir. hracat ile ekonomik büyüme arasnda herhangi bir iliki bulamamr. hracatn, bu ülkelerin ekonomilerinin büyümesinde pozitif etkisinin olduu sonucuna ular. Japonya, Sri Lanka, Endonezya, Fiji ve Banglade te ihracat artn, ekonomik büyümeyi pozitif ve istatistiki olarak anlaml düzeyde etkilediini belirlemitir. 62 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

7 . GÖÇER, N. HEPKARI Shan ve Sun (1998) Ekanayake (1999) Hatemi- J (2002) Demirhan (2004) Karagöz ve en (2005) Shirazi ve Manap (2005) Kösekahyaolu ve entürk (2006) Hong Kong, Kore ve Tayvan 1978:M :M03 Hindistan, Endonezya, Kore, Malezya, Pakistan, Filipinler, Sri Lanka ve Tayland Japonya Türkiye 1990:M :M01 Türkiye Hindistan, Sri Lanka, Pakistan, Nepal ve Banglade Hindistan, Brezilya, Arjantin, Türkiye, Çek Cumhuriyeti, Macaristan, Polonya, Toda - Yamamoto Nedensellik Testi Hata düzeltme modeline dayal analizi Granger testi Granger testi Granger testi Granger testi Granger testi hracata dayal büyüme hipotezini destekleyen bir sonuca ulalmamr. Uzun dönemde Malezya için ihracattan büyümeye doru tek yönlü, dier ülkeler için çift yönlü ilikisi olduu sonucuna ulalan çalmada, ksa dönemde ise Sri-Lanka hariç dier ülkeler için ekonomik büyümeden ihracat artna doru ilikisi bulunmutur. Test sonuçlarna göre; iki deken arasnda çift yönlü bir vardr. Yazar ihracatn, Japonya'nn ekonomik büyüme sürecinin ayrlmaz bir parças olduunu belirtmitir. hracattan büyümeye doru tek yönlü bir ilikinin bulunduu tespit edilmitir. hracattan ekonomik büyümeye tek yönlü olduu bulunmutur. Sri Lanka ve Hindistan da ihracat ile ekonomik büyüme arasnda herhangi bir ilikisinin bulunmad sonucuna ular. Bunun nedenin, Hindistan da 1990 öncesi dönemde da kapal bir ekonomi modeli izlenmesinin olduu deerlendirilmitir. Hindistan, Brezilya ve Arjantin için ihracat ve büyüme arasnda herhangi bir iliki bulunamazken, Türkiye, Çek Cumhuriyeti, Macaristan, Polonya, Hindistan ve Çin için 63 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

8 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz Taban ve Aktar (2008) Altnta ve Çetinta (2010) imek ve Kadlar (2010) ayev (2011) Dreger ve Herzer (2012) Gül ve Kamac (2012) lavuz ve Topçu (2012) Sandalclar (2012) Hindistan ve Çin Türkiye 1980:M :M02 Türkiye Türkiye geçi ekonomisi Gelimekte olan 45 ülke gelimi ülke 22 gelimekte olan ülke BRIC (Brezilya, Johansen bütünleme ve Granger testi Granger testi r testi ve Granger testi Panel bütünleme ve panel analizi Panel bütünleme yöntemi Pedroni bütünleme testi ve Granger testi Panel veri analizi Pedroni panel ihracattan büyümeye doru tek yönlü ilikisi bulmutur. hracatla ekonomik büyüme arasnda hem ksa dönem hem de uzun dönemde çift yönlü ilikisinin olduu tespit edilmitir. ticaretin, ekonomik büyüme üzerinde etkili olduu ve Türkiye de ihracata dayal büyüme hipotezinin geçerli olduu sonucuna ulalmr. hracatn ekonomik büyüme üzerinde güçlü ve pozitif bir etkiye sahip olduunu, ihracatta meydana gelecek %10 luk artn, ekonomik büyümeyi %2 orannda arttrd belirlemitir Ararma sonuçlar, ihracat artn ekonomik büyümeye neden olmad, yani bu ülkeler için ihracata dayal büyüme hipotezinin geçerli olmad göstermitir. sa dönemde var olan ihracatla ekonomik büyüme arasndaki pozitif iliki, uzun dönemde tespit edilememitir. hracat ile ekonomik büyüme arasnda, ihracattan büyümeye doru tek yönlü ilikisi olduu belirlenmitir. Yüksek teknolojili imalat sanayi ürünleri ihracatn, büyüme üzerinde pozitif ve önemli bir etkiye sahip olduu belirlenmitir. hracattan ekonomik büyümeye doru pozitif 64 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

9 . GÖÇER, N. HEPKARI Alimi ve Muse (2013) Saraç (2013) Yardmclu ve Gülmez (2013) 5. Analiz Rusya, Hindistan ve Çin) Nijerya Türkiye 1989:M :M04 Türkiye, Azerbaycan, Kazakistan, rgzistan, Özbekistan ve Türkmenistan bütünleme testi ve panel testi VAR modeline dayal Granger testi Dorusal olmayan regresyon analizi Panel bütünleme ve panel analizi bir ilikisi tespit edilmitir. hracata dayal ekonomik büyüme modelinin, bu ülke için geçerli olmad sonucuna ular. hracatn bir dönem gecikmeli deerlerinin, ekonomik büyümeyi pozitif yönde etkiledii sonucuna ular. Bu ülkelerde ihracat %10 orannda arttnda, ekonomik büyümenin %4 orannda yükseldii sonucuna ular 5.1 Veri Seti Bu çalmada Türkiye için 1989Q1-2013Q1 dönemi verileri kullanlmr. Kullan amac, kullan biçimi ve ayn dekeni kullanan çalma örnekleri Tablo 3 te sunulmutur. Veri Reel Gayri Safi Yurtiçi Hâsla Yatm gücü Simge Y I L Tablo 3: Veri seti Kullan Kullan Biçimi Amac Ekonomik büyümeyi temsilen Sermaye stokunu temsilen Üretimdeki emei temsilen Logaritmas alnm ve mevsimsel etkilerden arndlmr GSYH ya oran alnarak kullanlm ve mevsimsel etkilerden arndlmr. Logaritmas alnm ve mevsimsel etkilerden arndlmr. Kullanld Çalmalar Liu vd. (2009), Takm (2010), Waithe vd.(2011), Shujaat (2012), Saraç (2013) Uzay (2000), Dilrukshini (2008), Saraç (2013) Shan ve Sun (1998), Alam (2011), Dreger ve Herzer (2012) 65 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

10 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz hracat Reel Döviz Kuru Dünya GSYH s (ABD GSYH's ile proksi edilmitir). X REXR Y f hracatn ekonomik büyüme üzerindeki etkisini görmek Reel döviz kurunun ihracata ve dolayyla ekonomik büyümeye olan etkilerini görmek Dünya ekonomisindeki gelimelerin Türkiye ekonomisine olan etkilerini görebilmek için. GSYH ya oran alnarak kullanlm ve mevsimsel etkilerden arndlmr. TÜFE bazl (gelimi ülkeler bazl) seri kullanlm ve mevsimsel etkilerden arndlmr y fiyatlaryla, reel hale getirilmi seri kullanlm, logaritmas alnm ve mevsimsel etkilerden arndlmr. Kónya (2006), Paul (2011), Shujaat (2012), Alimi ve Muse (2013), Yardmclu ve Gülmez (2013) Glasure ve Lee (1999, Nain ve Ahmad (2010) Bu deken tarafzdan analize dâhil edilmi olup, literatüre bir katk olaca düünülmektedir. Veriler, Türkiye ye ait GSYH, ihracat, yatm, reel döviz kuru verileri TCMB Elektronik Veri Dam Sistemi'nden (evds.tcmb. gov.tr); igücü verileri ise TÜK in web sayfas ( ABD ye ait veri seti ise BEA National Economic Accounts web sayfas ( adresinden derlenmitir Model Bu çalmada ihracatn ekonomik büyüme üzerindeki etkileri, Feder (1982) ve Vohra (2001) çalmalar temel alp, adaki toplam üretim fonksiyonu kullanlarak analiz edilmitir: = (,, )(1) Burada Y; milli gelir, K; sermaye, L; igücü ve X; ihracat ifade etmektedir. Bu denklemin zamana göre toplamsal türevi alndnda; = + (2) denkleme ulalmaktadr. Burada: ;Reel çkt art olup, ekonomik büyümeye (G) kark gelmektedir. ; Sermaye büyüme oran olup, bu çalmada gayri safi sabit sermaye oluumunun, GSYH ya oran ile proksi (temsil) edilmi ve yerine kullanlmr. ; gücü art oran, 66 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

11 . GÖÇER, N. HEPKARI ; hracat art oran olup, bu deken de oluan toplam çkt içinde ihracatn pay, yani ile proksi edilmitir. Bu durumda elde edilen model: G= + + (3) ekline gelmektedir. Bu model, ekonometrik biçimde yazldnda; = (4) haline dönümektedir. Bu denklem, Glasure ve Lee (1999); Nain ve Ahmad (2010) izlenerek, ihracat ve ekonomik büyüme üzerinde etkili olduu deerlendirilen reel döviz kuru (REXR) ile geniletilmi ve tarafzdan dünya milli geliri ( ) de eklenerek, adaki model elde edilmitir: = (5) Analiz aamasnda, baml deken olarak GSYH nn kullanlmas, beklentilere daha uygun sonuçlar verdii için, bu çalmada G yerine GSYH (Y) kullanlarak adaki model tahmin edilmitir: 5.3. Yöntem = (6) Bu çalmada; ekonomik büyümenin ihracat üzerindeki etkileri, Toda- Yamamoto (1995) analizi ve çoklu yapsal klmal ebütünleme yöntemiyle analiz edilmitir. lk aamada; serilerin duraanlklar yapsal lmal birim kök testleriyle incelenmi, ikinci aamada; seriler arasndaki ilikisi Toda-Yamamoto (1995) yöntemiyle test edilmi, üçüncü amada; seriler arasnda ebütünleme ilikisinin varl, Maki (2012) çoklu yapsal klmal ebütünleme testiyle snanmr. Dördüncü aamada; seriler arasndaki uzun dönem ilikileri, Dinamik En Küçük Kareler (DEKK) yöntemiyle tahmin edilmitir. Beinci ve son aamada; seriler arasndaki ksa dönem analizi, hata düzeltme modeli çerçevesinde En Küçük Kareler (EKK) yöntemiyle tahmin edilmitir. 67 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

12 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz 5.4. Yapsal Klmal Birim Kök Testi Zaman serisi analizlerinde, analiz döneminde yaanm yapsal klmalar varken bu yapsal klmalar dikkate almadan yaplan birim kök analizleri, hatal sonuçlar verebilmektedir (Perron, 1989). Baca yapsal klmal birim kök testleri arasnda; Perron (1989), Zivot-Andrews (1992), Lumsdaine- Papell (1997), Perron (1997), Ng-Perron (2001), ve Lee-Strazicich (2003) ve Carrion-i-Silvestre vd. (2009) saylabilir. Bu testler arasnda en gelimi olan, Carrion-i-Silvestre vd. (2009) testi olup bu test 5 taneye kadar yapsal lmay göz önünde bulundurarak serilerin duraanl test edebilmektedir. Carrion-i-Silvestre vd. (2009) testinde veri üretme süreci öyledir: = + (7) = + = 0,1,2,, (8) Carrion-i-Silvestre vd. (2009), be farkl test istatistii gelitirmitir. Bunlar: ( ) = [(, ) (1, )] ( (9) ) ( ) = [ + () ] (10) ( ) ( ) = ( ( ) ) 2 ( ) = ( ) / (11) (12) ( ) = ( ( ) ) 4( ) / (13) Testin bo hipotezi; Yapsal klmalar altnda birim kök vardr eklindedir. Bu çalmada serilerin duraanlklar Carrion-i-Silvestre vd. (2009) testi ile incelenmi ve elde edilen sonuçlar, Tablo 4 te sunulmutur. 68 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

13 . GÖÇER, N. HEPKARI Tablo 4: Carrion-i-Silvestre vd. (2009) Çoklu Yapsal Klmal Birim Kök Testi Sonuçlar Y X I L REXR Y f Y X I L REXR Y f [8.15] Düzey Deerleri PT MPT MZ MSB MZt [- [8.15] [0.11] [-4.23] 36.09] 9.46 [8.02] [7.68] [8.48] [8.03] 7.50 [7.25] 5.06* [6.82] 2.67* [5.79] 5.08* [6.79] 7.25 [6.96] 3.35* [7.05] 3.05* [5.69] 9.21 [8.02] [7.68] [8.48] 9.44 [8.03] 7.37 [7.25] 4.56* [6.82] 2.58* [5.79] 5.07* [6.79] 6.37* [6.96] 3.36* [7.05] 3.08* [5.69] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] * [ ] * [ ] * [ ] * [ ] * [ ] * [ [0.11] 0.23 [0.12] 0.16 [0.11] 0.12 [0.11] [0.1200] 0.11* [0.14] 0.10* [0.15] 0.12* [0.14] 0.13* [0.14] 0.10* [0.14] 0.11* [0.15] [-4.21] [-4.11] [-4.15] [-4.22] [-4.143] -4.17* [-3.41] -4.84* [-3.24] -3.96* [-3.39] -3.61* [-3.44] -4.86* [-3.38] -4.49* [-3.31] lma Tarihleri 1993Q4; 2000Q4; 2008Q1 1994Q2; 2002Q1; 2008Q3 1998Q1; 2005Q4; 2010Q1 1992Q3; 1996Q3; 1999Q1 1993Q4; 2000Q4; 2008Q3 1993Q2; 1996Q2; 2005Q ] Not:*; %5 anlamlk düzeyinde duraanl ifade etmektedir. Parantez içindeki deerler, bootstrap kullanlarak 1000 yineleme ile üretilmi kritik deerlerdir. Yapsal lma tarihleri, test yöntemi tarafndan belirlenmi tarihler olup, serilerin orijinal hallerindeki klmalar ifade etmesi için, sadece düzey deerleriyle yaplan testteki sonuçlar rapor edilmitir. Carrion-i-Silvestre vd. (2009) testi be taneye kadar yapsal lmay göz önünde bulundurabilmektedir. Ancak bu çalmada incelenen analiz döneminin boyutunun ksal göz önüne alnarak, üç tane yapsal klmaya izin verilmitir Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

14 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz Tablo 4 te bütün serilerde birim kök olduu, yani düzey deerinde duraan olmadklar, birinci farklar alndnda, duraan hale geldikleri yani I(1) olduklar görülmektedir. Bu durumda seriler arasndaki ebütünleme ilikisinin aralabileceine karar verilmitir. Test yönteminin Türkiye deki yapsal klma tarihlerini, büyük oranda baar bir ekilde tespit ettii görülmektedir. Bu kapsamda 1994 ekonomik krizi, 1998 Rusya krizi, 2001 döviz ve bankack sektörü krizi ve 2008 küresel ekonomik krizi test yöntemi tarafndan baar bir ekilde tespit edilmitir Toda-Yamamoto Nedensellik Analizi Granger (1969) analizinde, duraan olmayan serilerin, duraan hale getirildikten sonra analize dâhil edilmesi gerekirken Toda ve Yamamoto (1995), serilerin duraanlk derecesine duyarl olmayan bir testi gelitirmitir. Toda ve Yamamoto (1995) yönteminde, seriler dorudan düzey deerleriyle analize dâhil edilerek, serilerin daha fazla bilgi içermesi salanmaktadr ve bu yönüyle, Granger (1969) yaklandan daha tutarl sonuçlar üretebilmektedir (Çil Yavuz, 2006). Toda ve Yamamoto (1995) testinin ilk aamasnda; VAR modeli yardyla uygun gecikme uzunluu (p) belirlenmektedir. kinci aamada, p gecikmeye, en yüksek bütünleme derecesine sahip dekenin bütünleme seviyesi (d max) ilave edilmektedir. Üçüncü aamada, (p+d max) gecikme için serilerin düzey deerleriyle VAR modeli tahmin edilmektedir. Tahmin edilen VAR modeli adaki gibidir: = (14) = (15) Son aamada; d max tan gelen katsaylara ktlar konur ve bu ktlarn anlaml modifiye edilmi WALD (MWALD) testi ile snanr. Denklem (14) için testin bo hipotezi; X ten Y ye, Denklem (15) için ise Y den X e doru bir ilikisinin olmad eklindedir. Bu çalmada, Toda ve Yamamoto (1995) testini uygulamak için önce serilerin düzey deerleriyle bir VAR modeli tahmin edilmi, optimum gecikme uzunluunu belirlemek için yaplan test sonucunda, Tablo 5 teki sonuçlar elde edilmitir. 70 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

15 . GÖÇER, N. HEPKARI Tablo 5: Optimum Gecikme Uzunluunun Belirlenmesi Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA 2.92e e * * e-13* * e * 1.50e e Not: LR: Lagrange Oran Testi, FPE: Son Tahmin Hatas, AIC: Akaike Bilgi Kritesi, SC: Schwarz Bilgi Kriteri ve HQ: Hannan-Quinn Bilgi Kriteridir. Tablo 5 teki sonuçlara göre önce gecikme uzunluu olarak 1 ve 2 denenmi, ancak bu gecikme uzunluuna sahip VAR modellerinde otokorelasyon ve deen varyans sorunu olduu için, LR kriteri temel alnarak, 4 gecikmeli model tahmin edilmitir. Bu modele ait otokorelasyon ve deen varyans test sonuçlar Tablo 6 da sunulmutur. Tablo 6: Otokorelasyon ve Deen Varyans Testi Sonuçlar Lagrange Çarpan (LM) Otokorelasyon Testi Gecikme Uzunluu LM-Test statistii Olask Deeri White Deen Varyans Testi Serbestlik Derecesi Olask Deeri Tablo 6 daki sonuçlara göre, 4 gecikmeli modelde %1 anlamlk düzeyinde otokorelasyon ve deen varyans sorunu yoktur. Bu nedenle, optimum gecikme uzunluunun 4 olarak alnabileceine karar verilmitir. Bu çalmada serilerin en büyük bütünleme derecesi (d max) 1 olduu için (yani seriler en fazla I(1) olduu için), p+d max=4+1=5 gecikmeli regresyon modelleri tahmin edilmitir. MWALD snamas p=4 gecikme üzerine uygulanm ve elde edilen sonuçlar Tablo 7 de sunulmutur. 71 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

16 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz Tablo 7: Toda-Yamamoto Testi Sonuçlar Etkilenen Etkileyen Y X I L REXR Y f Y (0.25) 3.66(0.45) 1.47(0.83) 2.59(0.62) 1.58(0.81) X 24.56(0.00)* (0.37) 0.74(0.94) 6.83(0.14) 5.25(0.26) I 13.25(0.01)** 16.05(0.006)* (0.38) 13.65(0.008)* 1.52(0.82) L 4.59(0.33) 8.84(0.06)*** 8.31(0.08)*** (0.76) 5.04(0.28) REXR 6.73(0.15) 9.31(0.05)*** 6.87(0.14) 2.33(0.67) (0.80) Y f 11.54(0.02)** 12.74(0.01)** 6.57(0.16) 2.30(0.67) 5.39(0.24) - BG 7.39(0.19) 10.23(0.068) 9.47(0.09) 7.87(0.16) 16.54(0.05) 3.84(0.57) BPG 28.96(0.51) 38.61(0.13) 26.79(0.63) 51.19(0.09) 36.03(0.20) 36.26(0.19) Not: *, ** ve *** srasyla %1, %5 ve %10 anlamlk düzeyinde ilikisinin var olduunu göstermektedir. BG; Breusch-Godfrey otokorelasyon testi, BPG; Breusch-Pagan-Godfrey deen varyans testi sonuçlar göstermektedir. Tablo 7 deki sonuçlara göre; ekonomik büyümenin en önemli belirleyicisi ihracat çkm, sonrasnda yatm harcamalar ve dünya milli gelir düzeyi gelmitir. Elde edilen bu sonuç, teorik beklentilerle uyumludur. Çünkü Türkiye de ekonomi ihracata ve yatm harcamalarna (özellikle inaat sektörüne) oldukça duyarlr. Örnein; 2008 küresel ekonomi krizinde önce Türkiye nin ihracat %22.6 orannda dümü, arkasndan firmalar üretime ara vermeye balam ve isizlik artm, iç talep dümü ve neticede 2009 da ekonomi %4.8 orannda küçülmütür. Yatm harcamalar arasnda yer alan inaat sektörü, Türkiye de istihdamn ve ilgili pek çok sektörün lokomotifi durumundadr. Bu sektörde meydana gelen bir yavalama, domino etkisiyle dier sektörleri ve ülke ekonomisini de dorudan olumsuz etkilemektedir. Ayrca Türkiye ekonomisinin, dünya ekonomisindeki gelimelere de oldukça duyarl olduu görülmektedir. Dünya ekonomisinde iler iyiye gittiinde, d ülkelerde üretim ve iç talep artmakta, bu durum Türkiye nin ihracatna olumlu yönde yansmaktadr. Ayrca özellikle gelimi ülkelerde ekonomik büyüme hzl olduunda, bu ülkelerin, Türkiye gibi gelimekte olan ülkelere yapacaklar dorudan yabanc yatmlar artmakta, bu da gelimekte olan ülkelerin ekonomik büyümesini olumlu yönde etkilemektedir. hracat üzerinde etkili olan baca faktörler ise yatmlar, igücü, reel döviz kuru ve dünya milli geliridir. Bunlardan ilk ikisi; üretimi arttrarak ihracata yansrken, reel döviz kuru; teorik beklentilerle uyumlu biçimde, ihraç mallar görece ucuz hale getirerek, d ticarette rekabet gücü kazandrmakta ve ülkenin ihracat arttrmaktadr. Dünya milli geliri yükseldiinde ise d 72 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

17 . GÖÇER, N. HEPKARI ülkelerin ithalat talebi artmakta, bu da Türkiye nin ihracatna pozitif katk salamaktadr. Yatm harcamalarn, bu veri setinden sadece igücüne duyarl olduu tespit edilmitir. Bu dekenin milli gelirden de etkilenmesi beklenebilirdi, ama bu yönde bir bulguya ulalamamr. Benzer ekilde reel döviz kurunun, sadece yatm harcamalarndan etkilendii tespit edilmitir. Dünya milli gelirinin ise Türkiye deki ekonomik gelimelerden bamsz olduu bulgusuna ulalmr. Bu da Türkiye nin dünya ölçeinde hâlâ küçük ülke durumunda olduunu göstermektedir ynda Türkiye dünya mal ve hizmet ihracatn %0.9 unu ve dünya GSYH sn %1.1 ini üretebilmitir Ebütünleme Analizi Birçok zaman serisi, düzey deerlerinde duraan deildir. Duraan olmayan serilerle yaplan analizlerin, gerçek ilikileri yanstabilmesi için, bu seriler arasnda bir ebütünleme ilikisinin var olmas gerekmektedir. Aksi durumda, serilerin düzey deerleriyle yaplacak analizde, bir sahte regresyon problemiyle karlalabilmektedir (Gujarati, 2012: ). Analizde kullanlan serilerde yapsal klmalarn varl durumunda, bu durum dikkate alnmadan yaplacak ebütünleme testleri, seriler arasnda bütünlemenin olmad yönünde sonuç verme eilimindedir. Bu nedenle, bütünleme testlerinde de yapsal klmalarn etkilerinin dikkate alnmas gerekmektedir (Göçer, vd. 2013). Baca yapsal klmal ebütünleme analizleri arasnda Gregory ve Hansen (1996), Carrion-i-Silvestre ve Sanso (2006), Westerlund ve Edgerton (2006) ve Maki (2012) saylabilir. Dier test yöntemleri ebütünleme denkleminde bir tane yapsal klmay göz önünde bulundurabilirken, Maki (2012) be taneye kadar yapsal klma altnda, seriler arasndaki ebütünlemenin varl test edebilmektedir. Özellikle, bütünleme denkleminde üç ve daha fazla yapsal klma olduunda, bu yöntem, Gregory ve Hansen (1996) ve Hatemi-j (2008) yöntemlerden daha üstündür (Maki, 2012). Maki (2012), dört farkl test istatistii gelitirmitir (Göçer vd. 2013): Model 0: Sabit terimde klma var, trendsiz model. = +, + + (16) 1 UNCTAD-Statistics verileri kullanlarak, tarafzdan hesaplanmr. ( 73 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

18 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz Model 1: Sabit terimde ve eimde klma var, trendsiz model = +, + +, + (17) Model 2: Sabit terimde ve eimde klma var, trendli model. = +, + + +, + (18) Model 3: Sabit terimde, eimde ve trendde klma var. = +, + +, + +, + (19) K i, kukla dekenler olup, Maki (2012) öyle tanmlamr: 1 t>tb iken K i 0 dier durumlarda Burada T B yapsal klma tarihini ifade etmektedir. Testin bo hipotezi; Yapsal klmalar altnda ebütünleme yoktur eklindedir. Bu hipotezi test etmek için gerekli olan kritik deerler, Maki de (2012) verilmitir. Bu çalmada Denklem ( 6) da verilen model için, Maki (2012) testi yaplm ve elde edilen sonuçlar, Tablo 8 de sunulmutur. Tablo 8: Maki (2012) Çoklu Yapsal Klmal Ebütünleme Testi Sonuçlar Test statistii Kritik deer %1 %5 %10 Yapsal Klma Tarihleri Model *** Q1; 2009Q1; 2011Q3 Model ** Q4; 2007Q2; 2009Q1 Model *** Q1; 2001Q1; 2008Q4 Model *** Q1; 2001Q3; 2009Q3 Not: Kritik deerler olup, Maki (2012) Tablo 1 den alnmr. Üç yapsal klmal test modeli kullanlmr. *; **; ve ***; srasyla %10; %5 ve %1 önem derecesinde bütünleme ilikisinin varl ifade etmektedir. Maki (2012) testi be taneye kadar yapsal klmay göz önünde bulundurabilmektedir. Ancak bu çalmada incelenen 74 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

19 . GÖÇER, N. HEPKARI analiz döneminin boyutunun ksal göz önüne alnarak, üç tane yapsal klmaya izin verilmitir. Tablo 8 deki sonuçlar incelendiinde, seriler arasnda ebütünleme ilikisinin var olduu görülmektedir. Seriler, uzun dönemde birlikte hareket etmektedir ve bu serilerin düzey deerleriyle gerçekletirilecek uzun dönem analizi, sahte regresyon içermeyecektir. Bu durumda seriler arasndaki uzun dönem ebütünleme katsaylarn tahminine geçilebileceine karar verilmitir. Test yönteminin, Türkiye deki yapsal klma tarihlerini de baar bir ekilde belirledii görülmektedir. Buradan elde edilen yapsal lma tarihleri, uzun dönem ebütünleme katsaylarn tahmini ileminde, kukla dekenlerle analizine dâhil edilmitir Uzun Dönem Ebütünleme Katsaylarn Tahmini Seriler arasnda ebütünleme ilikisi var olduunda, uzun dönem bütünleme katsaylar DEKK ile tahmin edilebilmektedir. Bu yöntemde, EKK tahmincisindeki sapma ve içsellik sorunlar giderebilmek için, modele açklay dekenlerin düzey deerleriyle birlikte, farklarn gecikmelerinin (lag) ve öncülleri (lead) de eklenmitir (Stock-Watson, 1993). ki dekenli bir DEKK modeli u ekildedir: = (20) Burada q; optimum öncül ve gecikme deerini ifade etmekte olup, bu çalmada Akaike Bilgi Kriteri (Akaike Information Criteria: AIC) yardyla belirlenmitir. Çalmada uzun dönem ebütünleme katsaylar, Denklem (6) da verilen model kullanlarak DEKK yöntemiyle tahmin edilmi, elde edilen sonuçlar Tablo 9 da sunulmutur. 75 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

20 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz Tablo 9: Uzun Dönem Ebütünleme Katsaylar Deken Katsay t-statistii Olask Deeri Sabit Terim X I L REXR Y f K K K R 2 =0.99 DW=2.04 SSR=0.010 J-B=0.067 Not: SSR: Hata teriminin kareleri toplam, J-B: Jarque-Bera normallik testi namas olask deeridir. t-istatistiklerinin hesaplanmasnda, Newey-West standart hatalar kullanlmr. Kukla dekenler K1:1994Q1; K2:2001Q1 ve K3:2008:Q4 1 olarak alnmr. DEKK yöntemiyle yaplan tahminlerde EViews program, Durbin-Watson (DW) istatistiini rapor etmekte, ancak dier otokorelasyon ve deen varyans testlerini rapor etmemektedir. Bu nedenle, söz konusu testler tarafzdan ayrca yaplmr. Otokorelasyon sorunun varl Breusch- Godfrey (BG) testiyle incelenmitir. Çünkü Durbin-Watson sadece birinci mertebeden otokorelasyonun varl incelerken, BG testi, yüksek dereceli otokorelasyonun belirlenmesinde kullanlabilen bir testtir. Ayrca, baml dekenin gecikmeli deerlerinin açklay deken olarak yer ald (dinamik) modellerde, otokorelasyonun varl test etmek için DW testi yaplamamaktadr. Bu durumlarda BG testi daha güvenilir kabul edilmektedir (Gujarati, 2012: ). Bu testte, regresyon tahmininden elde edilen hata teriminin (u t), p. dereceden otoregresif bir sürece AR(p) göre türedii varsayr. = (21) Burada v t; ortalamas sr, varyans sabit, tam bir tesadüfi hata terimidir. Testin hipotezleri: H 0: = = =0 Hiç bir dereceden otokorelasyon yoktur. H 1: 0 En az bir dereceden otokorelasyon vardr. 76 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

21 . GÖÇER, N. HEPKARI Testi uygularken, Denklem (19) tahmin edilip, belirlilik katsay (R 2 ) elde edilir. Sonra, ( ). = (22) deeri bulunur. Bu deer, p serbestlik derecesine sahip deeri ile karlar. Hesaplanan ki-kare ( ) deeri, tablo deerinden küçük olduunda, H 0 kabul edilir ve modelde otokorelasyon probleminin olmadna karar verilir (Gujarati, 2012: ). = Bu çalmada be dönem gecikmeli 2 BG testi yaplm ve 5.52 bulunmutur. Bu deer = ile karlaldnda, H 0 hipotezinin kabul edilmesine karar verilmi ve modelde otokorelasyon sorununun olmad görülmütür. Yaplan tahmin sonucunda deen varyans probleminin varl, White testi ile kontrol edilmitir. = (23) eklindeki bir modelde White testini yapmak için, denklem (23) tahmin edilip, hata terimi serisi (u t) elde edilir ve adaki yardmc regresyon oluturulur. = Testin hipotezleri: H 0: = = =0 H 1: 0 + Deen varyans sorunu yoktur. Deen varyans sorunu vardr. Denklem (24) tahmin edilip, R 2 si elde edilir. + + (24) = (25) deeri bulunur. Bu deer eklindeki tablo deeriyle karlar. Burada k; açklay deken sayr. Hesaplanan ki-kare deeri, tablo deerinden küçük olduunda, H 0 hipotezi kabul edilir ve modelde deen varyans sorununun olmadna karar verilir (Gujarati, 2012: ). Çalmada White testi yaplm ve = ve = 22.36bulunmu olup, hesaplanan ki-kare daha küçük olduu için, H 0 hipotezi kabul edilmi ve modelde deen varyans sorununun olmadna karar 2 Çeyrek dönemli verilerle çalld için, dönem sayn bir fazlas kadar gecikme kullanlmr. 77 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

22 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz verilmitir. Tablo 9 daki sonuçlara göre; ihracatn milli gelir üzerindeki etkisi pozitif ve anlaml çkmr. hracattaki %10 luk artn milli geliri %2.7 orannda arttrd görülmütür. Bu durum Türkiye de ihracat öncüllü ekonomik büyüme hipotezinin geçerli olduunu göstermektedir. Bu sonuçtan hareketle, 24 Ocak 1980 kararlaryla gerçekletirilen yapsal dönüümün faydal olduu söylenebilir. Elde edilen bu sonuç literatürdeki Vohra (2001);Yardmc ve Uysal (2007); imek ve Kadlar (2010); Alam (2011); Paul (2011) ile uyumludur. Sermaye yatmlarn milli gelir üzerindeki etkisi de pozitif ve anlaml çkmr. Sabit sermaye yatmlardaki %10 luk artn milli geliri %1.4 orannda arttrd görülmütür. gücünün milli gelir üzerindeki etkisi yine pozitif ve anlamlr. gücündeki %10 luk artn milli geliri %2.9 orannda arttrd belirlenmitir. gücünün milli gelir üzerindeki etkisinin ihracat ve sermaye yatmlarndan daha fazla olduu görülmütür. Bu durum Türkiye de hâlâ emek youn üretim yapyor olduunun bir göstergesidir. Reel döviz kurunun milli gelir üzerindeki etkisi pozitif ve anlaml olmakla birlikte küçüktür. Reel döviz kurundaki artlar ülkenin ihracat rekabet gücünü arttrarak ekonomik büyümeyi pozitif etkilemektedir. ABD milli gelirindeki artlar, Türkiye nin milli gelirini pozitif ve istatistikî olarak anlaml biçimde etkilemitir. Çünkü ABD ekonomisinde yaanan olumlu gelimeler dünya genelindeki dier ekonomileri pozitif etkilemektedir. Ayrca ABD de geniletici ekonomi politikalar uygulandnda bu ülkenin ithalat talebi artmakta bu da dier ülkelerin ihracat ve ekonomik büyümesini pozitif etkilemektedir. Yapsal klma tarihleri için kullanlan kukla dekenlere bakldnda iaretlerinin negatif ve istatistiki olarak anlaml olduu görülmektedir. Yani yaanan ekonomik krizler milli geliri azalt yönde etki etmitir Ksa Dönem Analizi: Hata Düzeltme Modeli sa dönem analizinde, fark alnm seriler ve uzun dönem analizinden elde edilen hata terimi serisinin bir dönem gecikmeli deeri (Error Correction Term: ECT t-1) kullanlmaktadr. Bu çalmada kullanlan hata düzeltme modeli öyledir: = (26) Bu model, EKK yöntemiyle tahmin edilmi ve elde edilen sonuçlar Tablo 10 da sunulmutur. 78 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

23 . GÖÇER, N. HEPKARI Tablo 10: Ksa Dönem Hata Düzeltme Modeli Tahmin Sonuçlar Deken Katsay t-statistii Olask Deeri Sabit Terim X I L REXR Y f ECTt R 2 =0.41 DW=2.03 SSR=0.042 J-B=0.00 Not: SSR: Hata teriminin kareleri toplam, J-B: Jarque-Bera normallik testi snamas olask deeridir. t-istatistiklerinin hesaplanmasnda, Newey-West standart hatalar kullanlmr. Bu modelde otokorelasyonun varl test etmek için de BG testi yaplm ve = 0.13, = 11.07elde edilmitir. Bu sonuçlara göre yine H 0 hipotezi r kabul edilmi ve modelde otokorelasyon problemi olmadna karar verilmitir. Modelde deen varyans sorununun varl White testi ile incelenmi ve = 22.83, = 40.11elde edilmitir. Bu sonuçlara göre yine H 0 hipotezi kabul edilmi ve modelde deen varyans probleminin de olmadna karar verilmitir. Tablo 10 daki sonuçlar incelendiinde, hata düzeltme teriminin katsay negatif ve istatistiki olarak anlaml bulunmutur. Bu modelde, hata düzeltme terimi çalmaktadr. Yani uzun dönemde birlikte hareket eden seriler arasnda sa dönemde meydana gelen sapmalar ortadan kalkmakta ve seriler tekrar uzun dönem denge deerlerine yaknsamaktadr. Bu durum, yaplan uzun dönem analizlerinin güvenilir olduuna da bir kant oluturmaktadr. Ayrca, Granger (1980) ile Miller ve Russek e (1990) göre hata düzeltme terimin katsay negatif ve istatistiki olarak anlaml olduunda, açklay dekenden açklanan dekene doru bir ilikisinin var olduu söylenebilmektedir. Buna göre, bu çalmann hata düzeltme teriminin katsay negatif ve istatistiki olarak anlaml olduu için, ihracat ve dier dekenlerden ekonomik büyümeye doru bir ilikisinin var olduu söylenebilir. Bu sonuç Ekanayake (1999); Alam (2011); Dreger ve Herzer (2012) ve Sandalclar (2012) ile elde edilen sonucu da desteklemektedir. Sonuç ve Öneriler Bu çalmada; Türkiye de ihracatn ekonomik büyüme üzerindeki etkileri 1989:Q1-2013:Q1 dönemi için, Toda-Yamamoto (1995) analizi 79 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

24 hracat-büyüme likisi: Yapsal Klmal Bir Analiz ile Carrion-i-Silvestre vd. (2009) çoklu yapsal klmal birim kök testi ve Maki (2012) çoklu yapsal klmal ebütünleme yöntemiyle analiz edilmitir. Carrion-i-Silvestre vd. (2009) çoklu yapsal klmal birim kök testi sonucunda; bütün serilerin düzey deerinde duraan olmayp, birinci farklar alndnda duraan hale geldikleri ve test yönteminin Türkiye deki yapsal lma tarihlerini de, baaryla tespit ettii görülmütür. Bu kapsamda 1994 ekonomik krizi, 1998 Rusya krizi, 2001 döviz ve bankack sektörü krizi ve 2008 küresel ekonomik krizi test yöntemi tarafndan baar bir ekilde tespit edilmitir. Toda-Yamamoto (1995) analizi sonucunda; Türkiye de ekonomik büyümenin en önemli belirleyicisinin ihracat, yatm harcamalar ve dünya milli gelir düzeyi olduu görülmütür. Elde edilen bu sonuçlar, teorik beklentileri desteklemektedir. Çünkü Türkiye ekonomisi ihracata ve yatm harcamalarna (özellikle inaat sektörüne) oldukça duyarlr. Örnein; 2008 küresel ekonomi krizi sonrasnda 2009 ynda önce Türkiye nin ihracat %22.6 orannda dümü, arkasndan firmalar belirli süreler için üretime ara vermeye balam ve isizlik artm, iç talep dümü ve neticede ekonomi %4.8 orannda küçülmütür. Yatm harcamalar arasnda yer alan inaat sektörü, pek çok sektörün lokomotifi durumundadr. Ayrca inaat sektörü istihdam yaratmada da önemli bir yere sahiptir. Bu sektörde meydana gelen bir yavalama, domino etkisi yaparak dier sektörleri de olumsuz yönde etkilemektedir. Türkiye ekonomisinin, dünya ekonomisindeki gelimelere de oldukça duyarl olduu görülmütür. Dünya ekonomisinde iler iyiye gittiinde, d ülkelerde üretim ve gelir artmakta, bu durum ülkelerin ithalat talebini, Türkiye nin de ihracat olumlu yönde arttrmaktadr. Ayrca gelimi ülkelerde ekonomik büyüme hzl olduunda, bu ülkelerin, Türkiye gibi gelimekte olan ülkelere yapacaklar dorudan yabanc yatmlar artmakta, bu da gelimekte olan ülkelerin ekonomik büyümesini olumlu yönde etkilemektedir. Maki (2012) çoklu yapsal klmal ebütünleme analizi sonucunda; seriler arasnda ebütünleme ilikisinin var olduu görülmütür. Bu durumda seriler, uzun dönemde birlikte hareket etmektedir. Bu serilerin düzey deerleriyle gerçekletirilecek uzun dönem analizi, sahte regresyon problemi içermeyecektir. Test yönteminin, Türkiye deki yapsal klma tarihlerini de baar bir ekilde belirledii görülmütür. 1994, ve 2008 krizleri test yöntemi tarafndan belirlenen baca yapsal klma tarihleridir. Bu yapsal klma tarihleri, uzun dönem ebütünleme katsaylarn tahmini leminde, kukla dekenlerle analizine dâhil edilmitir. Uzun dönem ilikileri, dinamik EKK yöntemiyle tahmin edilmitir. Buradan elde edilen sonuçlara göre; ihracatn milli gelir üzerindeki etkisi pozitif ve anlamlr. hracattaki %10 luk art milli geliri %2.7 orannda arttrmaktadr. Sabit sermaye yatmlarn milli gelir üzerindeki etkisi de pozitif ve anlaml kmr. Sabit sermaye yatmlardaki %10 luk artn milli geliri % Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4

25 . GÖÇER, N. HEPKARI orannda arttrd görülmütür. Bu sonuçtan hareketle ülkede kamu ve özel sektörün yatm harcamalarn arttlmasn, milli gelir ve ekonomik büyümeyi olumlu yönde etkileyecei söylenebilir. Bu amaçla yatmclara alt yap ve kredi kolaylklar salanabilir, vergi istisnalar getirilebilir. Yine bu balamda dorudan yabanc yatmlar tevik edilebilir. gücünün milli gelir üzerindeki etkisi yine pozitif ve anlamlr. gücündeki %10 luk artn milli geliri %2.9 orannda arttrd görülmütür. Bu durum Türkiye nin sahip olduu genç nüfus da dikkate alnarak deerlendirildiinde; gücünün niteliini artt çalmalarn, ekonomik büyümeyi önemli ölçüde arttraca düünülmektedir. Bu amaçla örgün ve hizmet içi eitime yaplacak harcamalar arttlabilir. gücünün milli gelir üzerindeki etkisinin ihracat ve sermaye yatmlarndan daha fazla olduu görülmütür. Bu durum Türkiye de hâlâ emek youn üretim yapyor olduunun bir göstergesidir. Türkiye nin ihracat gelirlerini ve ekonomik büyümesini arttrabilmesi için; emek youn üretimden, sermaye youn üretime geçmesi gerekmektedir. Bu ekilde yüksek teknolojili ürün ihracat da arttrabilecektir. Reel döviz kuru artlarn ihracat üzerindeki etkisi de pozitif ve istatistiksel olarak anlaml olmakla birlikte, etkisi dier dekenlere göre daha düük kmr. Ama unutulmamalr ki artan kurlar ihracatçya rekabet gücü kazandrmakta, bu yolla ülkenin ihracat daha kolay arttlabilmektedir. Ülkeler bu amaçla zaman zaman devalüasyon veya küçük kur ayarlamalar yapabilmektedir. Ekonomi yönetiminin reel döviz kuru ile ilgili düzenlemeler yaparken, dier makroekonomik büyüklüklerin yannda ihracat da göz önünde tutarak, gerekli admlar atmasnda fayda vardr. ABD milli geliri dünya ekonomisindeki gelimelerin bir göstergesi olmas yönüyle analize dâhil edilmitir. ABD milli geliri %10 orannda arttnda, Türkiye nin milli gelirinin de %6 orannda artaca yönünde bir bulguya ulalmr. Türkiye deki ekonomi yönetiminin, politika gelitirirken, özellikle ABD deki gelimeleri de göz önünde bulundurmasnda yarar vardr. Bilindii üzere Temmuz 2013 te ABD Merkez Bankas FED in krizden ç sürecinde, 2014 yndan itibaren tahvil almlar azaltaca ve böylece para arz daraltaca yönünde yapt açklamaya paralel olarak bütün dünya ile birlikte Türkiye de de ekonomi annda etkilenmi, dolar kuru, uzun süredir yer ald 1.80 seviyelerinden, 1.90 üzerine yükselmitir. Ayrca ilerleyen dönemde kredi havuzunda yaanacak daralmaya ba olarak, T.C. Merkez Bankas, ülkeye daha fazla sermaye çekebilmek için, faiz oranlar 75 baz puan arttrarak 7.25 seviyelerine yükseltmitir. sa dönem ilikileri, hata düzeltme modeli çerçevesinde EKK yöntemiyle tahmin edilmi ve hata düzeltme teriminin katsay negatif ve istatistikî olarak anlaml bulunmutur. Bu durumda modelin hata düzeltme terimi çalmaktadr. Yani uzun dönemde birlikte hareket eden seriler arasnda ksa dönemde meydana gelen sapmalar ortadan kalkmakta ve seriler tekrar uzun dönem denge deerine yaknsamaktadr. Bu durum, yaplan uzun dönem analizlerinin güvenilir olduuna da bir kant oluturmaktadr. 81 Siyaset, Ekonomi ve Yönetim Ararmalar Dergisi, 2013, Yl:1, Cilt:1, Say:4