Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2018, C.23, Geybulla Ramazanoğlu Özel Sayısı, s.831-844. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2018, Vol.23, Special Issue in memory of Geybulla Ramazanoğlu, pp.831-844. TÜRKİYE AB DIŞ TİCARETİNDE J EĞRİSİ ETKİSİ: 1994-2016 DÖNEMİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR İNCELEME 1 THE J CURVE EFFECT IN TURKEY-EU TRADE: AN EMPIRICAL ANALYSIS FOR THE PERIOD 1994-2016 Leven KÖSEKAHYAOĞLU *, İkbal KARATAŞLI ** * Prof. Dr., Süleyman Demirel Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü, levenkosekahyaoglu@sdu.edu.r, hps://orcid.org/0000-0002-5466-5396 ** Dr.Öğr.Üyesi, Karamanoğlu Mehmebey Üniversiesi, Uygulamalı Bilimler Yüksekokulu, Bankacılık ve Sigoracılık Bölümü, iyegen@kmu.edu.r, hps://orcid.org/0000-0002-7847-4359 ÖZ Türkiye nin en büyük icari oraklarından birisi olan Avrupa Birliği (AB) ile icareinde kur ayarlamaları yoluyla yapılan devalüasyonun kısa ve uzun dönemli ekilerinin bilinmesi, rekabe gücünü belirleyen fiya ve dışı fakörlerin oraya konulması açısından önemlidir. Bu çalışmanın emel amacı, 1994-2016 döneminde reel döviz kurundaki değişimlerin Türkiye-AB icarei üzerindeki kısa ve uzun vadeli ekilerini J eğrisi analizini kullanarak analiz emekir. Araşırma kapsamında, sırasıyla birim kök esleri, Johansen Eşbüünleşme Tesi, Vekör Haa Düzelme Modeli ve Granger Nedensellik Tesi uygulanmışır. Çalışmanın bulguları, kurdaki reel değer kaybının hem kısa ve hem de uzun dönemde icare dengesi üzerinde negaif ve isaisiksel olarak anlamlı bir eki bırakığını gösermekedir. Bu durum J eğrisi analizi açısından kısa dönem ekisi ile uyumluyken, uzun dönem ekisi ile uyumlu değildir. Elde edilen bu bulgu, Türkiye nin AB ile olan icareinde sadece devalüasyona ve fiya rekabeine dayalı poliikaların ekili olmayacağını ve fiya dışı fakörlerin önemini gösermekedir. Anahar Kelimeler: Avrupa Birliği, J Eğrisi, Türkiye. Jel Kodları: B17, O24. ABSTRACT I is imporan o reveal he price and non-price facors ha deermine he compeiiveness of Turkey. The shor and long erm effecs of he devaluaion made hrough exchange rae adusmens are crucial elemens in erms of he price compeiiveness. The main aim of he sudy is o examine he shor- and long-run effecs of he real exchange rae changes on Turkey-EU rade hrough he J Curve effec analysis in 1994-2016 period. Wihin he scope of he sudy, he uni roo ess, Johansen Coinegraion Tes, Vecor Error Correcion Tes and Granger Causaliy Tesare applied respecively. The findings reveal ha he Turkey-EU rade is affeced by he changes in he exchange rae. However, i is deermined ha a real decrease in he value of exchange rae has a negaive and saisically significan effec of he balance of rade boh in he shor- and long-run. While hese findings are compaible wih he J curve analysis in he shor-run effec, i is no compaible wih he long-run effec. Consequenly, he findings reveal ha hose policies based only on devaluaion and price compeiion would no be efficien on Turkey-EU rade and ha more emphasis should be given o he non-price facors. Keywords: European Union, J Curve, Turkey. Jel Codes: B17, O24. 1 Bu çalışma Süleyman Demirel Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsünde 2017 yılında kabul edilen Türkiye AB Dış Ticareinde J Eğrisi Ekisi Üzerine Ampirik Bir İnceleme adlı dokora ezinden üreilmişir. 831
KÖSEKAHYAOĞLU KARATAŞLI 2018 1. GİRİŞ Ülkelerin uyguladıkları döviz kuru poliikaları dış ödemeler dengesi üzerinde önemli ölçüde ekilidir. Ayrıca makroekonomik hedeflerin gerçekleşirilmesi ve dış piyasada rekabe gücünün arırılmasında da ekin bir poliika olarak kullanılabilmekedir. Bir ülkenin rekabe gücünün belirlenmesinde fiya ve fiya dışı olmak üzere iki fakör vardır. Bu fakörlerden fiya ekisini belirlemek için kur ayarlamalarıyla yapılan devalüasyonun dış icare dengesindeki kısa ve uzun dönemli ekilerine bakılması önemlidir. Teorik olarak, reel döviz kurundaki değişimin icare dengesindeki kısa ve uzun dönemli ekisinin analizinde Marshall- Lerner (ML) koşulunun ima eiği şekilde kısa dönemde icare dengesinin köüleşmesinin ardından uzun dönemde iyileşmesine neden oluyorsa J eğrisi ekisi geçerli olmakadır. Bulunan sonuca göre fiya rekabeine dayalı bir poliikanın mı yoksa fiya dışı rekabeine dayalı bir poliikanın ekili olup olmayacağı belirleyici olmakadır. Türkiye nin en büyük dış icare orağı olan Avrupa Birliği ile 1 Ocak 1996 arihinde imzaladığı Gümrük Birliği anlaşmasıyla birlike geçen zamanda, ihracaının ve ihalaının büyük bir kısmı Birlik üyesi ülkelerden oluşuğu görülmekedir. Buna göre, Türkiye nin oplam ihracaının yaklaşık yarısı AB ülkelerine yapılırken, oplam ihalaın yaklaşık üçe birinin yine AB ülkelerinden yapılmaka olup Türkiye, Birliğin hem ihraç mallarını sağladığı bir pazarken, aynı zamanda ihal mallarını sağlayan arz kaynağı konumundadır. Bu kapsamda yapılan çalışmada, Türkiye nin en büyük dış icare orağı olan Avrupa Birliği (AB28) ile icareinde reel döviz kurundaki değişimlerin kısa ve uzun dönemli ekileri ele alınarak, J eğrisi ekisinin varlığı incelenmişir. Böylece Türkiye nin AB ile olan icareindeki rekabe gücünün belirlenmesinde fiya ve dışı fakörlerin oraya konulması sağlanarak Türkiye açısından ekin bir poliika önerisi oraya koymak hedeflenmekedir. Çalışmada öncelikli olarak devalüasyon kavramı genel olarak anımlanmış ve Türkiye arihinde yapılan devalüasyonlar hakkında bilgi verilerek esneklikler yaklaşımı ele alınmışır. Daha sonra J eğrisi ekisine dair lieraür araması yapılarak elde edilen bulgulara yer verilmişir. Konuyla alakalı ilgili eorik bilgilerde verildiken sonra, çalışmada kullanılan ekonomerik analizler ile veri ve yönem anımlanmışır. Çalışma Türkiye ile AB (28) arasındaki icaree J eğrisi ekisinin geçerliliğini araşırmayı amaçlamakadır. 1994-2016 yıllarına ai çeyrek aylık verileri kullanılarak, birim kök esleri (ADF, KPSS ve PP) uygulanmış ve değişkenlerin durağanlık (saionariy) dereceleri espi edilmişir. Daha sonra uygulanan Johansen Eşbüünleşme Tesi ile de değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını espi edilmişir. Eşbüünleşme ilişkisinin espiiyle değişkenler arasında uzun dönemli ilişki bulunmasıyla birlike bu ilişkinin yönünü belirlemek için Granger Nedensellik Tesi uygulanarak, ne kadar süre sonra uzun dönemde dengeye geleceklerini belirlemek amacıyla, Haa Düzelme Modeli kurulmuşur. Ayrıca kurdaki değişmelerden kaynaklanan şokların icare dengesinde yaraacağı ekiyi espi emek amacıyla Eki-Tepki Fonksiyonundan yararlanılmışır. Yapılan analizle de, kur ayarlamalarıyla yapılan devalüasyonun Türkiye-AB (28) icare dengesinde J eğrisi analizinin öngörüldüğü gibi kısa dönemdeki bir köüleşmenin ardından, uzun dönemde bir iyileşme meydana gelip gelmediği es edilmişir. 2. DEVALÜASYON Devalüasyon, sabi kur sisemini uygulayan ülkelerin hüküme yekilileri arafından döviz kurunun yükselilerek ulusal paranın değerinin düşürülmesidir (Seyidoğlu, 1992:154). Amaç, devalüasyon yapılan ülkenin mallarının ucuzlaılarak ihracaın arırılması ve ihalaın azalılmasıdır. Böylece ülkeye döviz girişinin arırılarak dış ödemeler bilançosu dengesinin 832
C.23, Geybulla Ramazanoğlu Özel Sayısı sağlanmasıdır. Aynı zamanda ülkenin rekabe gücünün arırılması, ekonomik büyüme ve isikrarın sağlanması da diğer amaçlarıdır (Karagöz - Deniz, 2014:3). Her ne kadar sabi kur sisemini uygulayan ülkeler için geçerli bir müdahale olarak anımlansa da, esnek kur siseminin uygulandığı ülkelerde de benzer ekilere yol açığı görülmekedir. Faka farklı olarak sabi kur siseminde ulusal paranın değer kaybemesi devalüasyon, değer kazanması ise revalüasyon olarak adlandırılırken, esnek kur siseminde ise ulusal paranın değer kaybemesi depreciaion, değer kazanması ise appreciaion olarak adlandırılmakadır (Sever, 2004:118). 2.1. Türkiye de Devalüasyon Uygulamaları Devalüasyon uygulamaları Türkiye de genellikle uygulamaya konulan isikrar programları çerçevesinde yapılmış olması hem ekonomik hem de poliik açıdan arışmalara neden olmuşur. Tarihsel olarak bakıldığında 1931 yılı devalüasyonun ülkemiz arihinin ilk devalüasyonu olduğu söylense de, 1929 Dünya Buhranı nın sonrasında ekonomik gereklilik olarak kısa vadeli olarak Türk lirasının değerinin ayarlanmış olabileceği halen daha bir devalüasyon olup olmaması konusunda soru işarelerine neden olmakadır (Alınok - Çeinkaya, 2003:56). Türkiye 1946 yılında korumacı poliikaları erk emesiyle birlike dış icare serbesleşirilmişir (Ay, 1981:579). Bunun sonucunda 7 Eylül kararları olarak da adlandırılan 1946 yılı devalüasyonu %116 düzeyinde gerçekleşirilerek Cumhuriye arihinin ilk ve ağır devalüasyonu olarak arihe geçmişir (Şanlı, 2011:187). Yapılan bu devalüasyonun hem zamanının hem de kurun yeerli seviyede iyi ayarlanamaması sonucu bekleninin aksine dış icare açığının giderek büyümesine yol açarak başarısız olmasına yol açmışır (Ay, 2007:71). Bu başarısızlık Türkiye yi IMF ile anlaşmak zorunda bırakarak 4 Ağusos 1958 arihinde 1958 İsikrar Tedbirlerinin alınmasına yol açarak Cumhuriye arihinin ikinci ve ağır devalüasyonunun yapılmasına Türkiye AB Dış Ticareinde J Eğrisi Ekisi: 1994-2016 Dönemi neden olmuşur (Alkin, 1990:342). Faka bu isikrar edbirleriyle yapılan devalüasyonun da başarısızlıkla sonuçlanması ve akabinde 1970 yılında yaşanan perol şokunun da ekisiyle ekonomik sisem darboğaza girmişir. Türkiye, 10 Ağusos 1970 arihinde IMF yle yeni bir sand-by anlaşması imzalayarak 1970 İsikrar Tedbirlerinin alınmasına yol açarak Türk Lirası devalüe edilmişir (Ay, 2007:101-102). Yapılan bu devalüasyonun birinci nedeni, o dönemde iç fiyaların aşırı yüksek olmasının ekisiyle dış ödemeler bilançosu açığının giderek büyümesidir. İkinci nedeni de, devalüasyon yoluyla dış yardım alabilmekir (Öney, 1970:192). Yapılan devalüasyonun ekisiyle özellikle urizm gelirlerinde yaşanan arışların ekisiyle cari işlemler açığı 1973 yılında Cumhuriye arihinde ilk kez fazla vermişir (Alkin, 1990:344). 1970 lerin sonunda kur ayarlamaları olarak adlandırılan devalüasyonlar sık aralıklarla yapılır hale gelmişir. Bu dönemde aran borçlanmanın ekisiyle 24 Ocak 1980 kararları alınmış ve Türk lirası ABD doları karşısında %48,6 oranında devalüe edilmişir (Ay, 2007:138). 1980 sonrasında ihracaa dayalı büyüme modeline geçilmesiyle birlike finansal sisemde serbeslik başlamışır. Faka 1994 yılında yaşanan krizin ekisiyle dış ödemeler bilançosu büyüyen Türkiye, IMF ile sand-by anlaşması yaparak 5 Nisan ekonomik isikrar programını uygulamaya başlamışır. İsikrar programının ekisiyle dış icare açığı ve iç borç faizleri azalmış, aynı zamanda para piyasalarında güven oramı sağlanmışır. Faka enflasyon bu olumlu gidişaın aksine %150 düzeyinde gerçekleşerek Cumhuriye arihinde gerçekleşen en yüksek seviyeye ulaşmışır (Karluk, 2014:533-534). Son olarak 2001 yılı şuba krizinin ekisiyle ekonomik sisem çökmüş ve Merkez Bankası sabi kur siseminden vazgeçerek dalgalı kur sisemini uygulamaya başlayacağını duyurmuşur. Ayrıca Merkez Bankası nın döviz piyasalarındaki harekeliliği konrol emek amacıyla yapmaya başladığı döviz saım ihalelerinin yeerli olmayışı sonucu Türk Lirası %114 oranında devalüe 833
KÖSEKAHYAOĞLU KARATAŞLI 2018 edilmişir (Karagöz, 2009:16). Ülkemizde yapılan devalüasyonlar genel olarak değerlendirildiğinde, 1980 sonrasında farklılaşığı görülse de ana amaçlarının dış ödemeler bilançosu açığını kapamak olduğu görülmekedir. Faka iser 1980 öncesi olsun iserse sonrası olsun hiçbirinin isenilen ana amaca ulaşmadığı görülmekedir. Tarihler Tablo 1: Türkiye Tarihindeki Devalüasyon Uygulamaları Karar Öncesi Kur Karar Sonrası Kur Devalüasyon Oranı (%) 7 Eylül 1946 1.29 2,80 116 4 Ağusos 1958 10 Ağusos 1970 Sebebi IMF e girişen önce kendi başına kur arışı yapmak Sonucu Olumlu sonuç alınmadı ihraca beklenildiği gibi armadı 2,80 9,00 330 IMF iseği Durgunluk aşıldı 9,0 15,00 66,6 1 Mar 1978 19,25 25,00 29,9 10 Haziran 1979 24 Ocak 1980 26,50 47,10 77,7 47,10 70,00 48,6 5 Nisan 1994 23,031 31,988 38,9 Kaynak: (Alınok - Çeinkaya, 2003:61) Ekonomik durgunluk Dış ödemeler bilançosu açığı Dış ödemeler bilançosu açığı Kriz ve Dış ödemeler bilançosu açığı Döviz alebini önlemek Olumlu sonuç alındı Sonuç alınmadı Sonuç alınmadı Ekisi 1 yıl sonra oldu Erken seçim olumlu sonuçları ekiledi 3. ESNEKLİKLER YAKLAŞIMI Bickerdike (1920), Robinson (1947) ve Mezler (1948) in gelişirdikleri esneklikler yaklaşımı, devalüasyonun dış ödemeler bilançosu üzerindeki ekisini gösermekedir (Alınaş - Çein, 2008:33). Bu yaklaşımın emel varsayımı, ülkenin ihraç ve ihal mallarının arz esnekliğinin sonsuz olmasıdır. Buna göre, dış denge nispi fiya harekelerine bağlı olarak arz ve alebin fiya esnekliğine bağlı olarak belirlenmekedir. 3.1. Marshall-Lerner Koşulu Marshall-Lerner koşulu, hem ihal hem de ihraç mallarının aleplerinin fiya esnekliğine bağlı olarak dış ödemeler bilançosu açıklarının kapaabileceğini söylemekedir (Göçer - Elmas, 2013:139). Bu koşula göre, kurun yükselmesi yerel para birimini değer kaybeirmeke ve böylece denge sağlanmakadır. Faka bu durumun sağlanması için gerekli şar şöyledir; e m + e x 1 e m = İhal mallarının yuriçi alep esnekliği, e x = İhraç mallarının yurdışı alep esnekliğidir. Buna koşula göre, dış ödemeler bilançosu açığının kapaılabilmesi ihal mallarının yuriçi alep esnekliği arı ihraç malları yurdışı alep esnekliğinin 1 e eşi veya büyük olmasına bağlıdır. (Karluk, 2013:632). Bu oplam 1 den ne ölçüde büyük olursa, reel döviz kurundaki bir değişmenin dış ödemeler açığını azalması da o derece aracakır (Karagöz - Doğan, 2005:220). 834
C.23, Geybulla Ramazanoğlu Özel Sayısı Türkiye AB Dış Ticareinde J Eğrisi Ekisi: 1994-2016 Dönemi 3.2. J Eğrisi Ekisi yaşam arzı ve alışkanlıklarını değişirmeleri kısa sürede yapabilmeleri Bir ülkenin ulusal parasının değer zordur (Karluk, 2013:634). Bu doğruluda, kaybemesiyle birlike icare dengesinin ilk ulusal paradaki değer kaybı icare olarak köüleşmesinin ardından iyileşme dengesini kısa dönemde olumsuz ekilerken olmaka ve J harfi şeklini almakadır uzun dönemde olumlu ekileyerek J harfi (Beşer, 2011:3). J eğrisi ekisine göre, kısa şeklini oraya çıkmakadır. Bahsi geçen bu dönem esnekliklerin uzun dönem husus Grafik 1 de göserilmişir. Grafike, esnekliklerine göre düşük olması sonucu, kısa dönemde Marshall-Lerner koşulunun 0 dönemi ile yapılan devalüasyonla birlike icare dengesi belirli bir süre açık vermeke sağlanmamasına yol açmakadır. Bunun ve köüleşmekedir. Bu dönem Marshallnedeni ise, ulusal paradaki değer kaybına Lerner koşulunun sağlanamamasından üreicilerin ve ükeicilerin hemen adape kaynaklanmaka olup olamamasından kaynaklanmakadır. Çünkü 1 döneminden iibaren sağlanmasıyla birlike icare üreicilerin, yapıkları icari işlemlerin dengesi fazla vermeye başlamaka ve sözleşmeye dayalı olması ükeicilerin ise, iyileşmekedir. Grafik 1: J Eğrisi Ekisi Kaynak: (Seyidoğlu, 2015:491) 4. TEORİK ÇERÇEVE Bu çalışmada amaç, 1994-2016 yılları arası çeyrek aylık veriler kullanılarak Türkiye ile AB (28) arasındaki icaree J eğrisi ekisinin geçerliliğini es ederek kur ayarlamaları yoluyla yapılan devalüasyonun AB ile olan icaree bir poliika aracı olup olmayacağını belirlemekir. Bu doğruluda eorik beklenimiz, Türkiye ile AB arasındaki icaree J eğrisi ekisinin geçerli olmadığına yönelikir. Bunun nedeni ise, Türkiye nin ihracaının büyük kısmının ihalaa bağlı olması ve AB den kama değerleri yüksek olan ürünler ihal ederken, ersine kama değeri düşük ürünler ihraç emesidir. Bu durum beklenen ekinin gerçekleşmesini engellemekedir. 4.1.Diğer Çalışmalardan Elde Edilen Bulgular J eğrisi ekisinin ülkelerin dış icare dengesinde geçerliliği halen daha arışılmakadır. Günümüzde yapılan çalışmalara bakıldığında ekli ülke analizinden daha çok ikili ülke ya da ülke grubu karşılaşırması ya da sekörel ya da endüsriler boyua olduğu görülmeke ve bulunan sonuçların bazılarında J eğrisi ekisine raslanırken bazılarında raslanmamakadır. Buna göre; Karamelikli (2016), NARDL yönemini kullanarak Türkiye de J-Eğrisi ekisinin geçerliliğini üç aylık ve aylık veriler kullanılarak ayrı ayrı analiz emişir. Analiz sonucu, J-Eğrisi ekisine raslanmamasına rağmen aylık verilerin daha sağlıklı sonuç verdiği espi edilmişir. Hepakan (2016), Türkiye nin dış icare dengesinde J-Eğrisi ekisini yapısal kırılmaları hesaba kaarak 1990-2016 dönemi çeyrek aylık verileri kullanarak araşırmışır. Maki Eşbüünleşme Tesi ve Toda-Yamamoo Nedensellik analizi yönemi kullanılarak 835
KÖSEKAHYAOĞLU KARATAŞLI 2018 yapılan analiz sonucunda J-Eğrisi ekisine raslanmamışır. Karagöz ve Deniz (2014), 1995-2004 dönemi aylık veriler kullanılarak Türkiye de nominal devalüasyonun reel devalüasyona dönüşüp dönüşmediğini belirlemek amacıyla ARDL yönemi ve haa düzelme modelinden yararlanılmışır. Analiz sonucunda, kısa dönemde gerçekleşirilen devalüasyonun dış icare açığı üzerindeki olumlu ekisi kısa süreli olurken, ora ve uzun dönemde bu ekinin kaybolduğu ve Marshall-Lerner koşulunun Türkiye için güçlü olmadığı yönündedir. Vergil ve Erdoğan (2009), Türkiye de J Eğrisi ekisinin geçerliliğini 1989-2005 dönemi çeyrek aylık veriler kullanılarak araşırmışlardır. ARDL ve Almon modeli yönemi kullanılarak yapılan analiz sonucunda, Marshall-Lerner koşulunun sağlanarak J eğrisi ekisine raslanmışır. Ay ve Özşahin (2007), Türkiye yi 1995-2007 dönemi aylık verilerle VAR yönemi, eki epki analizleri ve nedensellik analizini kullanarak analiz emişlerdir. Elde edilen sonuç, döviz kurunun hem ihraca hem de ihala fiya endekslerini açıklamada önemli olduğu ve ihalaın ihracaan önemli ölçüde ekilendiğidir. Bahmani-Oskooee (1985), Hindisan, Kore, Tayland ve Yunanisan da J eğrisi ekisinin varlığını 1973-1980 dönemi üçer aylık verilerden yaralanarak Almon ipi gecikmesi dağıılmış model kullanarak analiz emişlerdir. Sonuç olarak, analiz edilen dör gelişmeke olan ülkede Ters J Eğrisi ekisi olduğu bulunmuşur. Kamoo (2006), Malawi ve Güney Afrika da J eğrisi ekisinin varlığının espii için 1976-2003 dönemi çeyrek aylık verilerle VECM yönemini kullanılmışır. Analiz sonucunda, Güney Afrika da J eğrisi ekisine dair kanılar bulunurken, Malavi de böyle bir eki bulunamamışır. Narayan ve Narayan (2004), Fii için J eğrisi ekisinin varlığını espii için 1970-2002 dönemi çeyrek aylık verilerle ARDL yönemi uygulanmışır. Analiz sonucunda, J eğrisi ekisinin varlığına dair kanılar bulunmuşur. Ayrıca lieraürde yer alan ikili ülke veya ülke gruplarına ai çalışmalar da şu şekildedir; Baba ve Yazıcı (2016), Nierya ile AB ve Nierya ile AB(15) ülkelerini 1999-2012 dönemi çeyrek aylık verilerle ARDL yönemi kullanılarak analiz emişlerdir. Sonuç olarak, Nierya ile AB arasındaki icaree ne J eğrisi ekisine ne de ML koşulunun geçerliliğine dair bir kanı bulunamamışır. Faka Nierya ile Avusurya, Danimarka, Almanya ve İalya arasındaki ikili icaree J eğrisi ekisine raslanırken, sadece Lüksemburg ile olan icaree ML koşulunun sağlandığı bulunmuşur. Yazıcı ve İslam (2014), 1982-2001 dönemi çeyrek aylık veriler kullanılarak Türkiye ile AB (15) ülkeleri arasındaki icaree J eğrisi ekisini Sınır Tesi Yönemi ile es emişlerdir. Analiz sonucunda, kısa vadede J eğrisi ekisine dair hiçbir kanı bulunamazken uzun vadede Avusurya, Danimarka, Fransa, İrlanda, İalya, İsveç ve İngilere ile Türkiye nin icare dengesinde J eğrisi ekisine raslanmışır. Demiraş (2014), Türkiye ve Almanya arasında J eğrisi ekisini varlığını 2002-2012 dönemi aylık veriler kullanılarak ARDL yönemiyle analiz edilmişir. Sonuç olarak, hem kısa hem de uzun dönemde Türk Lirasındaki reel değer kaybının icare dengesini olumlu ekilediği ve J eğrisi ekisinin sadece uzun dönemde geçerli olduğu espi edilmişir. Yazıcı ve İslam (2011), Türkiye ile AB (15) ülkeleri arasında J eğrisi ekisi varlığını 1982-2001 dönemi çeyrek aylık verilerle ARDL esi ile analiz emişlerdir. Türkiye ile Gümrük Birliği anlaşması olan AB ülkelerinin seçilerek yapılan analizde, J eğrisi ekisine raslanmamışır. Bal ve Demiral (2012), Türkiye ile Almanya arasında J eğrisi ekisi varlığını 2002-2012 dönemi aylık verileri kullanarak Johansen Juselius Eşbüünleşme Tesini ve Haa Düzelme Modelini kullanarak es emişlerdir. Sonuç olarak, J eğrisi ekisinin geçerli olduğuna dair kanı bulunmuşur. Akkaya (2008), J eğrisi ekisini espi emek amacıyla Türkiye ve Türkiye nin önemli dış icare orakları olan 13 ülkenin seçildiği analiz kapsamında 1990-2002 dönemi çeyrek aylık veriler kullanılarak ARDL esi uygulanmışır. Sonuç olarak, analiz edilen ülkeler arasında J eğrisi ekisine dair kanı 836
C.23, Geybulla Ramazanoğlu Özel Sayısı bulunamamışır. Bahmani-Oskooee ve diğerleri (2006), J eğrisi ekisinin varlığını araşırmak amacıyla İngilere nin yirmi büyük icare parneri arasındaki ikili icarei 1973-2001 dönemi çeyrek aylık verilerle ARDL yönemini kullanarak analiz emişlerdir. Sonuç olarak, çoğu ülkede kısa vadede J eğrisi ekisini desekleyen kanılar bulunamazken, uzun vadede ise desekleyen kanılar sadece beş ülkede görülmekedir. Hacker ve Haemi-J (2004), J eğrisi ekisinin varlığını üç Merkezi Doğu Avrupa ülkesi olan Çek Cumhuriyei, Macarisan ve Polonya yı Almanya ile olan icarelerini 1993-2002 dönemi aylık verilerle analiz emişlerdir. Sonuç olarak, J eğrisi ekisini desekleyen kanılar bulunmuşur. Halıcıoğlu (2007), Türkiye nin 13 icare orağı ile olan icareinde J eğrisi ekisinin varlığını 1985-2005 dönemini ARDL yönemini kullanarak es emişlerdir. Sonuç olarak, kısa dönemde J eğrisi ekisine raslanmazken, uzun dönemde desekleyen kanılar bulunmuşur. Bahmani-Oskooee ve diğerleri (2005), Avusralya nın yirmi üç icare orağı ile olan icareinde J eğrisi ekisinin varlığını 1973-2001 dönemini ARDL esiyle analiz emişlerdir. Sonuç olarak, J eğrisi ekisinin varlığına dair kanılar bulunamamışır. Kimbugwe (2007), Türkiye nin dokuz büyük icare orağı ile olan icaree J eğrisi ekisinin varlığını 1960-2000 dönemi verileriyle ARDL ve Haa Düzelme Modeli kullanarak es emişlerdir. Sonuça, bazı durumlarda sadece uzun dönemde J eğrisi ekisinin geçerlilik kazandığına dair kanılar bulunurken genel olarak geçersiz olduğu espi edilmişir. Hsing (2009), J eğrisi ekisinin varlığını Hırvaisan, Çek Cumhuriyei, Macarisan, Polonya, Slovakya, Slovenya ve ABD arasında incelemişir. Eşbüünleşme Tesi ve Haa Düzelme Modeli sonuçlarına dayanan genelleşirilmiş eki epki fonksiyonu kullanılarak yapılan analizde, Çek Cumhuriyei hariç, diğer beş ülke için uzun vadede J eğrisi ekisinin geçersiz olduğu ve icare dengelerinin köüleşiği espi edilmişir. Türkiye AB Dış Ticareinde J Eğrisi Ekisi: 1994-2016 Dönemi 4.2.Ekonomerik Analiz 4.2.1.Veri ve Yönem Reel döviz kurunun dış icare dengesine kısa ve uzun dönemli ekilerini analiz emek amacıyla 1994:Q1-2016:Q4 dönemine ai çeyrek aylık veriler kullanılmışır. Türkiye ile AB (28) ülkelerinin oplulaşırılmış verileri kullanılarak yapılan analizde bağımlı değişken olarak dış icare dengesi seçilmişir. Faka dış icare dengesi (TB) geleneksel olarak oplam ihracaan (X) oplam ihalaın (M) çıkarılmasıyla elde ediliyor olmasına rağmen bu çalışmada iki ülke veya ülke grubu arasında gerçekleşen icarei en iyi göseren değişken olan ihracaın ihalaa oranı (X/M) ercih edilmişir. Bu değişkenin ercih edilmesinin nedeni, Narayan (2006) ında beliriği gibi, negaif bir değer almadığı için logarimik olarak ifade edilebilir olması ve kasayıların esnekliklerini yorumlarken kolaylık sağlamasıdır (Narayan, 2016:508). Ayrıca, Türkiye gibi ülkelerde geleneksel yönemle hesaplanan dış icare dengesinin negaif olmasından dolayı da ercih edilmişir. Çalışmada kullanılan bağımsız değişkenler reel efekif döviz kuru, Türkiye GSYİH sı ve AB (28) GSYİH sıdır. Bu değişkenlerden reel efekif döviz kuru, ulusal paranın değerini en iyi simgeleyen ve ülkelerin dış icarelerindeki rekabe güçlerinin ölçülmesinde kullanılan önemli bir değişken olması dolayısıyla seçilmişir (Karagöz - Deniz, 2014:2). Analizde kullanılan bağımsız değişkenlerden Türkiye GSYİH sı ve AB (28) GSYİH sı modelin açıklama gücünü arırmak amacıyla analize dâhil edilmişir. Ayrıca yapısal kırılmaları dikkae alınarak yapılan analizler daha güvenilir sonuçlar vermesinden dolayı yapısal kırılmaları hesaba kamak ve ekilerini oradan kaldırmak amacıyla analize bir de kukla değişken eklenmişir. Analize dâhil edilerek kullanılan değişkenlerden ihracaın ihalaa oranı, Türkiye İsaisik Kurumu nun (TUİK) resmi web siesinden, reel efekif döviz kuru ve GSYİH verileri AB nin resmi isaisik kurumu olan EUROSTAT dan elde edilmişir. 837
KÖSEKAHYAOĞLU KARATAŞLI 2018 Çalışmada kullanılan değişkenlerin zaman serisi olmasından dolayı, durağanlıklarının espi edilmesi yapılan analizlerin regresyon sonuçlarının güvenilirliği açısından önemlidir. Lieraürde durağanlığın espi edilmesinde daha çok Dickey-Fuller (1981) arafından gelişirilen Genişleilmiş Dickey- Fuller birim kök esi (ADF) kullanılmakadır. Faka buna ek olarak sıklıkla kullanılan diğer birim kök esleri de Phillips-Perron (1988) arafından gelişirilen Phillips-Perron birim kök esi (PP) ve Kwiakowski-Phillips-Schmid- Shin (1992) arafından gelişirilen Kwiakowski-Phillips-Schmid-Shin birim kök esi (KPSS) dir. Bununla birlike zaman serileri analizinde J eğrisi ekisinin varlığını es emek için çeşili esler mevcuur. Bu esler kısa ve uzun dönemli analizler şeklinde yapılmakadır. Ekonomerik olarak iki veya daha fazla değişkenin uzun dönemde dengeye gelip gelmediği genellikle eşbüünleşme analizi ile espi edilmekedir. Bu doğruluda modelde üm değişkenleri içsel (endoen) olarak kabul eden Johansen Eşbüünleşme Tesi, eşbüünleşme ilişkisini espi emek amacıyla gelişirilen eslerden biridir (Sevükekin - Nargeleçekenler, 2010:505). Bu eşbüünleşme esi ile değişkenlerin uzun dönemde dengeye gelip gelmediği maksimum öz değer (λ (max ) ) ve iz (λ (iz ) ) isaisiklerinden yararlanarak elde edilmekedir. Eğer hesaplanan bu isaisik sonuçları kriik değerden büyükse, boş hipoez reddedilerek eşbüünleşme ilişkisi olduğu espi edilirken ersi durumda ise, eşbüünleşme ilişkisi olmadığı sonucuna ulaşılır (Sevükekin - Nargeleçekenler, 2010:511-513). Bu es sonucunda eşbüünleşme ilişkisinin espi edilmesiyle birlike bir sonraki adım hem oraya çıkan ilişkinin yönünü espi emek hem de ne kadar süre sonra dengeye geleceklerini espi emekir. Bu kapsamda Engle ve Granger arafından oraya çıkarılan Vekör Haa Düzelme Modeli (Guarai - Porer, 2012:764) ve Granger Nedensellik Tesi uygulanmışır. Vekör haa düzelme modeli, VAR modelinin içsel değişkenler eklenmiş hali olan modelin denklemi şu şekildedir; Z Z 1 p 1 Z i Denklemde yer alan, Z içsel değişkenleri içerirken Π bileşeni ise uzun dönem kasayısını ve uyarlama kasayısını içermekedir. Granger Nedensellik Analizi ise, iki değişken arasındaki nedensellik ilişkisini ve bu ilişkinin yönünü ayin emede kullanılmakadır. Bu kapsamda analizin denklemleri şu şekildedir (Granger, 1969:431): x y m 1 m 1 a c x x m 1 m 1 b d y y Buradan harekele, ilk denklemdeki b kasayısının sıfırdan farklı olması, X nin Y nin nedeni olduğunu, ikinci denklemdeki c kasayısının sıfırdan farklı olması da Y nin X gösermekedir. X in nedeni olduğunu ve Y arasında iki yönlü nedensellik oluşması her iki kasayının sıfırdan farklı olması durumunda gerçekleşirken değişkenler arasında nedensellik olmaması ise kasayıların sıfırdan farklı olmamasına bağlıdır. 4.2.2.Ampirik Sonuçlar Bu bölümde, Türkiye ile AB (28) arasındaki icaree J eğrisi ekisinin varlığını espi emek amacıyla analiz sonuçlarına yer verilmişir. Analiz kapsamında ilk olarak, değişkenlerin gerçek değerlerinde doğrusal olmaması logarimik değerlerinde doğrusal olmasından (Işığıçok, 1994:48) dolayı her bir değişkenin logarimaları alınmış ve daha sonra birim kök esleri gerçekleşirilmiş ve sonuçlar Tablo 1 de verilmişir. 838
C.23, Geybulla Ramazanoğlu Özel Sayısı Türkiye AB Dış Ticareinde J Eğrisi Ekisi: 1994-2016 Dönemi Tablo 1: Durağanlık Tesi Sonuçları Değişkenler ADF Birim Kök Tesi PP Birim Kök Tesi KPSS Birim Kök Tesi Sabili Sabili ve Sabili ve Sabili ve Sabili Sabili Trendli Trendli Trendli LTB -3,173-3,518-3,175-3,524** 0,448 0,120 LTURGDP -0,600-3,246-0,704-4,200*** 1,174 0,099 LAB28GDP -2,078-1,765-2,214-4,159*** 1,295 0,300 LREDK -2,200-3,739-1,335-3,331** 1,224 0,263 1% level -3,503-4,062-3.503-4.062 0.739 0.216 5% level -2,893-3,459-2.893-3.459 0.463 0.146 10% level -2,583-3,156-2.583-3.156 0.347 0.119 Birinci Farklar LTB -5,113-5,094-12,838-12,972*** 0,094 0,096 LTURGDP -5,374-5,331-12,382-12,244 0,111 0,111 LAB28GDP -3,631-4,067-20,334-27,019 0,382 0,104 LREDK -7,757-8,018-13,497-18,337*** 0,183 0,153 1% level -3,503-4,062-3,503-4,062 0.739 0.216 5% level -2,893-3,459-2,893-3,459 0.463 0.146 10% level -2,583-3,156-2,583-3,156 0.347 0.119 ADF ve PP esinde maksimum gecikme uzunluğu 5 olarak alınırken opimal gecikme uzunluğu Schwarz Bilgi Krieri (SIC) ne göre belirlenmişir. Opimal gecikme uzunluğu belirlenirken, ayrıca, haa erimlerinde ookorelasyon sorunu olmaması göz önünde bulundurulmuşur. PP ve KPSS esinde Quadreic specral kernel yönemi kullanılırken, ban genişliği (bandwih) Newey Wes bandwih yönemine göre belirlenmişir. Tablodaki, *, ** ve ***; işareleri sırasıyla yüzde 1, 5 ve 10 anlamlılıkları ifade emekedir. Serilerin durağan olup olmadıklarının üç birim kök esiyle (ADF, PP ve KPSS) analiz edildiği çalışmada, üm değişkenler sabi ve rendli bir şekilde incelendiken sonra %1 anlamlılık düzeyinde I(1) yapısına sahip olduklarına dair kanılar elde edilmişir. Daha sonra modele DU kukla değişkeni de eklenerek daha önce belirildiği gibi, uzun dönemli ilişkiyi espi emek için Johansen Eşbüünleşme Tesi, kısa dönemli ilişkiyi espi emek için Haa Düzelme Modeli ve ayrıca ilişkinin yönünü espi emek için Granger Nedensellik Tesi uygulanmışır. İlk aşamada uygulanan Johansen Eşbüünleşme Tesine göre elde edilen max-özdeğer ve iz isaisiğine ai sonuçlar Tablo 2 de verilmişir. Hipoez Tablo 2: Johansen Eşbüünleşme Tesi Sonuçları İz İsaisiği Kriik Değer Olasılık Değeri Max-Özdeğer İsaisiği Kriik Değer Olasılık Değeri Ho: τ=0, H1: τ=1 139,941* 88,803 0,000 81,679* 38,301 0,000 Ho: τ 1, H1: τ=2 58,262 63,876 0,135 27,282 32,118 0,174 Ho: τ 2, H1: τ=3 30,980 42,915 0,445 15,655 25,823 0,575 Ho: τ 3, H1: τ=4 15,324 25,872 0,547 8,870 19,387 0,737 Ho: τ 4, H1: τ=5 6,453 12,517 0,404 6,453 12,517 0,404 Olasılık (p-value) değerleri MacKinnon-Haug-Michelis (1999) Tes sonuçlarına göre, birinci hipoezde hem iz isaisiği hem de maksimum özdeğer isaisiklerinden elde edilen sonuçlar %5 anlamlılık düzeyinde kriik değerlerden büyük olduğu için Ho hipoezi reddedilerek seriler arasında en az bir ane eş büünleşme ilişkisi olduğu yani değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğu espi edilmişir. Ayrıca Tam Değişirilmiş En Küçük Kareler (Fully 839
KÖSEKAHYAOĞLU KARATAŞLI 2018 Modified Ordinary Leas Squares: FMOLS) yönemi kullanılarak seriler arasındaki Tablo 3: Uzun Dönem Analiz Sonuçları eşbüünleşme vekörü ahmin edilmiş ve sonuçlar Tablo 3 de verilmişir. Kasayı -isaisiği Olasılık Değeri LREDK -0,49-2,90 0,004 LAB28GDP 2,27 4,55 0,000 LTURGDP -0,36-4,16 0,000 DU 0,39 5,87 0,000 Sabi Terim -23,343-3,673 0,000 R 2 =0,55 Ř 2 =0,53 SSR=0,69 FMOLS esinde Quadreic Specral Kernel yönemi kullanılırken ban genişliği (bandwih) Newey Wes bandwih yönemine göre belirlenmişir. Uygulanan FMOLS yöneminden elde edilen sonuçlara göre, değişkenler isaisiksel olarak anlamlıdır. Faka uzun dönemde reel döviz kuru değişkenin kasayısı negaif bulunmuşur. Bunun anlamı reel döviz kurunda meydana gelen %1 lık bir arışın icare dengesini %0,49 oranında azalmakadır. Değişkenler arasındaki kısa dönem ilişkisi ise Tablo 4 de verilmişir. Buna göre, kurulan haa düzelme modeli ile değişkenlerin ne kadar süre sonra uzun dönemde dengeye geldiği espi edilmişir. Tablo 4: Kısa Dönem Analiz Sonuçları Kasayı -isaisiği Olasılık Değeri ECT-1-0,59-5,98 0,000 D(LREDK) -0,38-2,50 0,014 D(LAB28GDP) 0,01 0,03 0,973 D(LTURGDP) -0,52-5,00 0,000 DU -0,035-1,372 0,174 Sabi erim 0,064 2,516 0,014 R 2 =0,58 Ř 2 =0,54 SSR=0,39 Haa düzelme eriminin (ECT-1) kasayısı isaisiksel olarak anlamlı ve negaifir. Bulunan bu sonuç modelin haa düzelme mekanizmasının doğru çalışığını ve yapılan uzun dönemli analizlerin güvenilirliğini gösermekedir. Haa düzelme eriminin kasayısı (-0,59) dır. Bu değer bir birimlik sapmanın %59 unun bir sonraki dönem düzelmeke ve kısa dönemdeki dengesizliklerin bu şekilde kapandığını gösermekedir. Aynı zamanda kısa dönemde de reel döviz kuru değişkenin kasayısı negaif bulunmuşur. Bunun anlamı reel döviz kurundaki %1 lık bir arış icare dengesini %0,38 oranında azalmakadır. Bu sonuç, Türkiye nin AB (28) ile icareinin döviz kurundan ekilendiği ve kısa dönemde J eğrisi ekisinin geçerli olduğunu gösermekedir. Ayrıca haa düzelme modelinin kasayısının negaif ve isaisiksel olarak anlamlı olması değişkenler arasında nedensellik ilişkisinin olabileceğini gösermekedir. Bu doğruluda değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisini espi emek amacıyla Granger Nedensellik Tesi uygulanarak sonuçlar Tablo 5 de verilmişir. H1: Reel döviz kuru icare dengesinin nedenidir. Ho: Reel döviz kuru icare dengesinin nedeni değildir. 840
C.23, Geybulla Ramazanoğlu Özel Sayısı Türkiye AB Dış Ticareinde J Eğrisi Ekisi: 1994-2016 Dönemi Tablo 5 : Nedensellik Tesi Sonuçları Nedenselliğin Yönü Ki-kare İsaisiği Df Olasılık Değeri, P Karar LTB => LREDK 1,939 5 0,857 Ho KABUL LTB => LTURGDP 12,314 5 0,030 Ho RED LTB => LAB28GDP 8,382 5 0,136 Ho KABUL LREDK => LTB 12,717 5 0,026 Ho RED LREDK => LTURGDP 15,290 5 0,009 Ho RED LREDK => LAB28GDP 12,088 5 0,033 Ho RED LTURGDP => LTB 8,085 5 0,151 Ho KABUL LTURGDP => LREDK 3,961 5 0,554 Ho KABUL LTURGDP => LAB28GDP 5,496 5 0,358 Ho KABUL LAB28GDP=> LTB 7,031 5 0,218 Ho KABUL LAB28GDP=> LREDK 4,297 5 0,507 Ho KABUL LAB28GDP=> LTURGDP 7,450 5 0,189 Ho KABUL Tablo 5 deki analiz sonuçları incelendiğinde, icare dengesinden reel döviz kuruna doğru bir nedensellik söz konusu değilken reel döviz kurundan icare dengesine doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi espi edilmişir. Bunlara ek olarak döviz kuru değişkeninin poliika aracı olarak kullanılabilirliğini es emek amacıyla Genelleşirilmiş Eki Tepki Fonksiyonundan yararlanılmışır. Vekör Haa Düzelme Modelinden harekele elde edilen analiz sonuçları Tablo 6 da verilmişir. Tablo 6: Reel Döviz Kurunun Eki Tepki Fonksiyonu Sonuçları Dönem LTB LTURGDP LAB28GDP LREDK 1-0,019734-0,008233-0,002968 0,042838 2-0,027530 0,012890 0,005358 0,036881 3-0,043845 0,024390 0,001076 0,030852 4-0,036189 0,021333 0,007473 0,018475 5-0,003409 0,004391 0,012115-0,004552 6-0,008141-0,014691 0,000306 0,002799 7-0,024494-0,007217-0,007406 0,011635 8-0,027704-0,003114-0,009330 0,013409 9-0,035980 0,002176-0,001559 0,017924 10-0,034381 0,006338 0,008039 0,015013 Döviz kurunda meydana gelen şokların icare dengesinde yaraacağı epkiyi göseren sonuçlara göre, reel döviz kurundaki % 1 lik sapma üçüncü döneme kadar azalmakadır. Dördüncü dönemden bu azalış azalmaya başlamasına rağmen yedinci dönemden sonra ekrar azalış armaya başlamışır. Bu durum Grafik 2 de verilen genelleşirilmiş eki-epkilerin kombine grafiği incelendiğinde de görülmekedir. 841
KÖSEKAHYAOĞLU KARATAŞLI 2018 Grafik 2 Eki-Tepkilerin Kombine Grafiklerle Göserimi 5. SONUÇ Çalışmada, J eğrisi ekisinin Türkiye-AB icareindeki geçerliliği 1994-2016 dönemi çeyrek aylık verileri dikkae alınarak Johansen Eşbüünleşme Tesi, Vekör Haa Düzelme Modeli ve Granger Nedensellik Tesi kullanılarak analiz edilmişir. Eşbüünleşme analizinde, icare dengesi ile söz konusu diğer değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğu oraya konulurken, bu ilişkinin yönünün negaif ve isaisiksel olarak anlamlı olduğu bulunmuşur. Kısa dönemli ilişkiyi espi emek amacıyla kurulan haa düzelme modelinde ise, haa düzelme eriminin kasayısı negaif ve isaisiksel olarak anlamlıdır. Bu sonuç uzun dönemde birlike hareke eden seriler arasında kısa dönemde meydana gelen sapmaların oradan kalkığını gösermekedir. Aynı zamanda yapılan analizde, kısa dönem reel döviz kuru değişkeninin kasayısı da negaif bulunmuşur. Uzun dönemli ilişkinin yönünü ayin emek amacıyla yapılan nedensellik analiz sonucu, reel döviz kurundan icare dengesine doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi olduğuna yönelikir. Ayrıca Genelleşirilmiş Eki Tepki Fonksiyonu sonuçlarına göre de, Türkiye ile Avrupa Birliği arasındaki icare dengesinin sağlanmasında döviz kurunun bir poliika aracı olarak kullanılamayacağı espi edilmişir. Bulunan sonuçlar, J eğrisi ekisi hipoezinin kısa dönemli ekisi ile uyumlu iken uzun dönemli ekisiyle uyumlu olmadığı yönündedir. Genelleşirilmiş eki epki fonksiyonu sonuçlarından harekele reel döviz kurundaki şokların kısa dönemde icare dengesini köüleşirdiği faka belirli bir süre sonra iyileşme yaşanıyor gibi görünse de bu ekinin belirli bir süre sonra kaybolduğuna yönelikir. Bu kapsamda çalışmadan elde edilen en emel poliika önerisi, AB karşısında Türkiye nin izlemesi gereken dış icare sraeisinin fiya rekabeine dayalı değil, fiya dışı rekabee dayalı olması gerekiğidir. KAYNAKÇA 1. AKKAYA, O. (2008) Türkiye ve Türkiye nin Dış Ticare Parnerleri Arasındaki İki Yanlı J Eğrisi: 1990-2002 dönemi incelemesi, 2. Ulusal İkisa Kongresi, Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi İdari Bilimler Fakülesi, İzmir. 2. ALKİN, E. (1990). Uluslararası Ekonomik İlişkiler, Filiz Kiabevi, İsanbul. 3. ALTINOK, S. ve ÇETİNKAYA, M. (2003). Devalüasyon ve Türkiye de Devalüasyon Uygulamaları ve Sonuçları, Selçuk Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 9: 47-63. 4. ALTINTAŞ, H. ve ÇETİN R. (2008). Türkiye de Dış Ticare Dengesi Belirleyicilerinin Sınır Tesi Yaklaşımıyla Öngörülmesi: 1989 2005, Ankara Üniversiesi Siyasal Bilgiler Fakülesi, 63(4): 29-64. 842
C.23, Geybulla Ramazanoğlu Özel Sayısı 5. AY, A. ve ÖZŞAHİN, Ş. (2007). J Eğrisi Hipoezinin Tesi: Türkiye Ekonomisinde Reel Döviz Kuru ve Dış Ticare Dengesi İlişkisi, Uludağ Üniversiesi İkisadi İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 26(1): 1-23. 6. AY, A. (2007). Türkiye de Dış Ticare ve Kur Poliikaları Uygulamaları, Çizgi Kiabevi, Konya. 7. AY, A. (1981). Prof.Dr.Akif Erginay a 65 Yaş Armağanı, Ankara Üniversiesi Hukuk Fakülesi Yayınları, Ankara. 8. BABA, A. K. ve YAZICI, M. (2016). The J-Curve Hypohesis: An Invesigaion Of Bilaeral Trade Beween Nigeria and European Union, Journal of Inernaional and Global Economic Sudies, 9(1): 46-74. 9. BAHMANİ-OSKOOEE, M., ECONOMIDOU, C. ve GOSWAMI, G. G. (2006). Bilaeral J-Curve Beween he UK vis-à-vis her Maor Trading Parners, Applied Economics, 38(8): 879-888. 10. BAHMANİ-OSKOOEE, M. (1985). Devaluaion and he J-Curve: Some Evidence from LDCs, The Review of Economics and Saisics, 67(3): 500-504. 11. BAHMANİ-OSKOOEE, M. e al. (2005). The Bılaeral J-Curve: Ausralia Versus Her 23 Trading Parners, Ausuralian Economic Papers, 44(2): 110-120. 12. BAL, H. ve DEMİRAL, M. (2012). Reel Döviz Kuru ve Ticare Dengesi: Türkiye nin Almanya ile Ticarei Örneği, Çukurova Üniversiesi İkisadi İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 16(2): 45-64. 13. BEŞER, M. K. (2011). Türkiye Dış Ticareinde J-Eğrisi ve S-Eğrisi Dinamiklerinin Ekisi, Ekin Yayınevi, Bursa. 14. DEMİRTAŞ, G. (2014). Türkiye ve Almanya Arasındaki Dış Ticare Dengesinin Sınır Tesi Yaklaşımıyla İncelenmesi, Erciyes Üniversiesi Türkiye AB Dış Ticareinde J Eğrisi Ekisi: 1994-2016 Dönemi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 43: 83-106. 15. GÖÇER, İ. ve ELMAS, B. (2013). Genişleilmiş Marshall-Lerner Koşulu Çerçevesinde Reel Döviz Kuru Değişimlerinin Türkiye'nin Dış Ticare Performansına Ekileri: Çoklu Yapısal Kırılmalı Zaman Serisi Analizi, BDDK, Bankacılık ve Finansal Piyasalar, 7(1): 137-157. 16. GRANGER, C. W. J. (1969). Invesigaing Causal Relaions By Economeric Models and Cross- Specral Mehods, Economerica, 37(3): 424-438. 17. GUJARATI, D. N. ve PORTER, D. C. (2012). Temel Ekonomeri, (Çev.) ŞENESEN, Ü., Lieraür Yayınları, İzmir. 18. HACKER, R. S. ve HATEMI-J, A. (2004). The Effec of Exchange Rae Changes on Trade Balances in The Shor and Long Run Evidence from German Trade wih Transiional Cenral European Economies, Economics of Transiion, 12(4): 777-799. 19. HALICIOĞLU, F. (2007). The Bilaeral J-Curve: Turkey versus her 13 Trading Parners, MPRA Paper, No:3564, <hps://mpra.ub.unimuenchen.de/3564/> 20. HEPAKTAN, E. (2016). Yapısal Kırılmalar Alında Türkiye de J Eğrisinin Analizi, Manisa Celal Bayar Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 14(4): 75-102. 21. HSING, Y. (2009). Tes of he J- Curve for Six Seleced New EU Counries, Inernaional Journal of Economic Policy in Emerging Economies, 2(1): 76-85. 22. IŞIĞIÇOK, E. (1994). Zaman Serilerinde Nedensellik Çözümlemesi, Uludağ Üniversiesi Basım Evi, Bursa. 23. KAMOTO, E. B. (2006). The J-Curve Effec on he Trade Balance in Malawi and Souh Africa, The Faculy of he 843
KÖSEKAHYAOĞLU KARATAŞLI 2018 Graduae School, Thesis, The Universiy of Texas a Arlingon. 24. KARAGÖZ, M. ve DOĞAN, Ç. (2005). Döviz Kuru Dış Ticare İlişkisi: Türkiye Örneği Fıra Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 15(2): 219-228. 25. KARAGÖZ, H. (2009). Döviz Kuru Dış Ticare İlişkisi, Konya Ticare Odası, Konya, hp://www.ko.org.r/d/ file/dovizkuru_rapor.pdf, 12.05.2017. 26. KARAGÖZ, K. ve DENİZ, N. (2014). Devalüasyonların Kısa ve Uzun Dönemli Ekinliği: Türkiye İçin Ampirik Bir Analiz, Celal Bayar Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 12(2): 1-12. 27. KARAMELİKLİ, H. (2016). Türkiye nin Dış Ticare Dengesinde J- Eğrisi Ekisi, İnsan ve Toplum Bilimleri Araşırmaları Dergisi, 5(3): 389-402. 28. KARLUK, R. (2013). Uluslararası Ekonomi, Teori-Poliika, Bea Yayınları, 9. Baskı, İsanbul. 29. KARLUK, R. (2014). Türkiye Ekonomisi-Cumhuriye in İlanından Günümüze Yapısal Dönüşüm, Bea Yayınevi, İsanbul. 30. KIMBUGWE, H. (2007). The Bilaeral J-Curve Hypohesis Beween Turkey and Her 9 Trading Parners, MPRA Paper No. 4254, posed 26. 31. NARAYAN P. K. ve NARAYAN, S. (2004). The J-Curve: Evidence from Fii, Inernaional Review of Applied Economics, 18(3): 369-380. 32. NARAYAN, P. K. (2006). Examining he Relaionship beween Trade Balance and Exchange Rae: The Case of China s Trade wih The USA Applied Economics Leers, 13: 507-510. 33. Öney, E. (1970). Devalüasyon ve İhracaımızı Arırma Olanakları Ankara Üniversiesi Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi, 25(4): 190-225. 34. ŞANLI, B. (2011). Türkiye de Uygulanan Kur Poliikaları, İkisa Fakülesi Mecmuası, 49(0): 183-200. 35. SEVER, E. (2004). Döviz Kuru Reimleri ve Ekonomik Ekileri Bakımından Türkiye de Uygulanan Döviz Kuru Poliikalarının Analizi, İsanbul Üniversiesi, Sosyal Bilimler Ensiüsü, (Yayımlanmamış Dokora Tezi), İsanbul. 36. SEVÜKTEKİN, M. ve NARGELEÇEKENLER, M. (2010). Ekonomerik Zaman Serileri Analizi Eveiws Uygulamalı, Nobel Yayınevi, İsanbul. 37. SEYİDOĞLU, H. (1992). Ekonomik Terimler Sözlüğü, Güzem Can Yayınları, İsanbul. 38. SEYİDOĞLU, H. (2015). Uluslararası İkisa Teori Poliika ve Uygulama, Güzem Can Yayınları, 20. Baskı, İsanbul. 39. VERGİL H. ve ERDOĞAN, S. (2009). Döviz Kuru-Ticare Dengesi İlişkisi: Türkiye Örneği, Zonguldak Karaelmas Üniversiesi, Sosyal Bilimler Dergisi, 5(9): 35-57. 40. YAZICI M. ve ISLAM, M. Q. (2014). Exchange Rae and Bilaeral Trade Balance of Turkey wih EU(15) Counries, Journal of Business, Economics and Finance, 3(3): 341-356. 41. YAZICI M. ve ISLAM, M. Q. (2011). Impac of Exchange Rae and Cusoms Union on Trade Balance of Turkey wih EU(15), Inernaional Journal of Business and Social Science, 2(9): 250-253. 42. Türkiye İsaisik Kurumu (TUİK), hp://www.uik.gov.r/sar.do;session id=k41qzrkkssypvsnvvhq7p3hs1 Q57Rp0hgyMpy13hNRQ4PfLK!- 903306467, 08.09.2017. 43. Avrupa İsaisik Ofisi (EUROSTAT), hp://epp.eurosa.ec4.europa.eu, 08.09.2017 844