TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urkjans.com Türkiye nin Kabuklu Fındık Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi Şenol ÇELİK* Bingöl Üniversiesi Ziraa Fakülesi Zooekni Bölümü Biyomeri ve Geneik ABD Bingöl *Sorumlu yazar: senolcelik@bingol.edu.r Geliş Tarihi: 07.07.2014 Düzelme Geliş Tarihi: 12.10.2014 Kabul Tarihi: 13.10.2014 Öze Bu çalışmada, 1962-2013 yılları arasında kabuklu fındığın üreim ve fiya ilişkisi gecikmesi dağıılmış modellerden Koyck yaklaşımı ile analiz edilmişir. Koyck modeli sonuçlarına göre; kabuklu fındık üreimi geriye doğru en fazla dör yılın fiyaından ekilendiği, kabuklu fındık fiyalarında oraya çıkan değişimin kabuklu fındık üreiminde önemli ve hissedilebilir düzeyde bir ekiye neden olması için gereken zamanın 1.1 yıl olduğu belirlenmişir. Diğer yandan, cari yıldaki kabuklu fındık fiyalarındaki 1 TL lik arış, üreimi 0.031 on arırırken, bir önceki dönemde fiyalardaki 1 TL lik arış üreimi 0.016 on, iki dönem önceki fiyalardaki 1 TL lik arış 0.0085 on, üç dönem önceki fiyalardaki 1 TL lik arış 0.0045 on ve dör dönem önceki kabuklu fındık fiyalarındaki 1 TL lik arış 0.0023 on arırmakadır. Kabuklu fındık fiyalarının birinci, ikinci, üçüncü ve dördüncü dönem gecikmeli değerlerindeki değişmeler üreim üzerinde poziif eki yapığı ancak bu ekinin giderek azalan bir seyir oraya koyduğu belirlenmişir. Anahar kelimeler: Kabuklu fındık üreimi, kabuklu fındık fiyaı, gecikmesi dağıılmış model, koyck modeli The Analysis of Producion-Price Relaion in Hazelnus Shelled Producion Using Koyck Model of Turkey Absrac In his sudy, he relaionbeween shelled nus producion and is price from 1962 o 2013 was analyzed using Koyck approach, one of he disribued lag models. According o Koyck model resuls, i is deermined ha producion is affeced by maximum four years prices backwards, and for an effecive impac of he change in hazelnu prices on hazelnu producion, an inerval of 1.1 years is needed. On he oher hand, while a TL 1 increase in shelled nus prices in he curren year increased shelled nus producion 0.031 ons, a TL 1 increase in he prices of previous year increased he producion 0.016 ons, a TL 1 increase in he prices of wo previous year increased he producion 0.0085 ons, a TL 1 increase in he prices of hree previous year increased he producion 0.0045 ons and a TL 1 increase in shelled nus prices four years previously caused 0.0023 ons increase in producion. I is deermined ha he change in delayed values of shelled nus prices, in firs, second, hird and forh period has a posiive effec on producion bu his effec reduces gradually. Keywords: Shelled nus producion, shelled nus price, disribued lag model, koyck model Giriş Fındık, ser kabuklu meyve grubuna giren bir bahçe bikisidir (Ağaoğlu ve ark., 1997). Dünyada yeişiriciliği yapılan ser kabuklu meyvelerin başında fındık gelmekedir. Türkiye ekonomisinde oldukça önemli bir yeri olan fındık başa Giresun, Ordu, Trabzon ve Rize olmak üzere Karadeniz e kıyısı olan hemen her ilde yeişirilmekedir. 2011 yılında dünya genelinde 903.864 hekarlık bir alanda fındık üreimi yapıldığı ahmin edilmekedir. Türkiye de yaklaşık 697.000 hekar alanda fındık üreimi yapılmaka olup, dünya fındık üreim alanlarının %77 si ülkemizde bulunmakadır. Türkiye yi sırasıyla İalya, Gürcisan, Azerbaycan, İspanya ve ABD izlemekedir (FAO, 2012). 2012 yılı FAO verilerine göre dünya kabuklu fındık üreiminde Türkiye birinci sırada yer 524
almakadır. 2012 yılında Türkiye nin kabuklu fındık üreim mikarı 660 000 on iken, ikinci sırada bulunan İalya nın 85 232 on ve üçüncü durumdaki ABD nin 30 000 ondur (FAO, 2012). Yine kabuklu fındık ihraca değeri olarak da dünya ülkeler sıralamasında Türkiye birinci sıradadır. 2011 yılında Türkiye nin kabuklu fındık ihraca değeri 1 041 429 000 $ iken, ikinci sırada bulunan Gürcisan ın 123 471 000 $ ve üçüncü durumdaki İalya nın 103 801 000 $ dır (FAO, 2011). Bu durum ülkemizin fındık üreiminde ve fındık ihracaında dünyada en önemli ülke olduğunu gösermekedir. Yapılan lieraür aramasına göre iç fındık üreimi ve saışı ile ilgili olarak ne bir bilgiye erişilememişir. Ancak eknik dönüşüm kasayısı hesaplamasına göre 100 kg fındığın 44.123 kg ı fındık içidir (DPT, 1974; FAO, 1972, 1981, 1985; DİE, 2003). Dünya fındık ihracaının 2005 2012 yılları oralaması kabuklu fındık cinsinden 594.000 ondur. Bunun %80 ini Türkiye gerçekleşirmekedir. Dünya fındık üreim ve ihracaının çok önemli bir kısmını Türkiye nin sağlamasından dolayı, iç piyasada uyguladığı poliikaların dünya piyasaları ve fiyalarına ekisi de fazla olmakadır. Türkiye de Koyck modeli kullanılarak arımsal ürün fiya ilişkisini inceleyen çalışmalar mevcuur. Yurdakul (Yurdakul,1998) arafından yapılan çalışmada, 1985-1997 yılları arasında Pamuk üreimi ile Pamuk fiyaları arasındaki ilişki; Erakan ve arkadaşları (Erakan ve ark., 2004) arafından yapılan bir çalışmada doğrudan gelir deseği ve kama değer arasındaki ilişki; Dikmen (Dikmen, 2005) arafından yapılan çalışmada 1982-2003 döneminde üün üreimi ile fiyaı arasındaki ilişki; Erdal (Erdal, 2006) nın çalışmasında 1975-2004 döneminde domaes üreimi-fiya ilişkisi; Özçelik ve Özer (Özçelik ve Özer, 2006) in çalışmalarında buğday üreimi ile fiya ilişkisinin analizi ve Doğan ve ark. (2014) nın çalışmalarında paaes üreimi fiya ilişkinin incelenmesinde Koyck modeli kullanılmışır. Bu çalışmada, Türkiye de kabuklu fındık üreimi ile fiya arasındaki ilişkinin Koyck modeli ile açıklanması amaçlanmışır. Çalışma, dünyada en çok üreimi ve ihracaı yapılan olan kabuklu fındığın üreim mikarı fiya ilişkisinin incelenmesi, üreicilerin fiyalara karşı duyarlılıklarının oraya konulması açısından önemlidir. Maeryal ve Meo Kabuklu fındık üreimi ve fiya ilişkisini oraya koymak için Koyck Modeli uygulanmışır. Kabuklu fındık üreimi bağımlı değişken kabuklu fındık fiyaı (TÜİK, 2012) ise bağımsız değişken olarak ele alınmışır. Dünyaya ai veriler FAO (2011 ve 2012) kayılarından sağlanmışır. Kabuklu fındık fiyaı, çifçinin eline geçen oralama aban fiyaır. Kabuklu fındık üreim mikarı ise on cinsindendir. Değişkenlere ai veriler yıllıkır ve 1962 2013 yılları arasını kapsamakadır. Irving Fisher arafından ilk defa incelenen ve kullanılan (İşyar, 1999) gecikmesi dağıılmış modeller, bağımsız değişkenin şimdiki değeri ve geçmiş yıllardaki değerlerini içermekedir. Böyle modellere bağımsız değişkene sonlu bir değer verilmişse sonlu model, eğer bağımsız değişken için geçmişe doğru ne kadar geri gidileceği anımlanmamışsa buna sonsuz gecikmeli model denilmekedir (Kular, 2005). Sonsuz gecikmeli model aşağıdaki gibi göserilir (Dikmen, 2005). Y = α 0 + β 0 X + β 1 X 1 + β 2 X 2 + + u Sonlu gecikmeli dağıılmış k gecikmeli model ise aşağıdaki gibi anımlanır. Y = α 0 + β 0 X + β 1 X 1 + β 2 X 2 + + β k X k + u Bu, bağımsız değişken X in sadece bugünkü değeri (X) ile değil, geçmiş değerleri ile de (X-1, X- 2,,X-k) bağımlı değişkeni (Y) ekilemekedir. Genel olarak Y, X e bir süre sonra epki göserir, geçen bu süreye gecikme denir (Dikmen, 2005). Gecikmesi dağıılmış modeller modele özgü ahmini en küçük kareler (EKK) yönemi ile yapılır (Al, 1942; Tinbergen, 1949). Ancak gecikmesi dağıılmış modellerde modele özgü ahminin bazı sakıncaları da vardır (Gujarai, 2001). Bu sakıncalardan biri, bağımsız değişkenler arasındaki çoklu doğrusal bağlanıdır (Kılıçbay, 1983), çünkü aynı değişkenin k gecikmeleri modelde yer aldığından paramerelere ai sandar haalar büyük çıkabilir. İkincisi, eğer gecikmelerin sayısı büyükse ve örnek küçükse, paramereleri ahmin edilemeyebilir. Çünkü isaisik bakımdan anlamlılık eslerinin yapılması için serbeslik derecesi yeerli olamayabilir, ancak bu güçlükleri aşmak için önerilen çeşili yönemlerin hepsi emel amaç olarak gecikmeli değişkenlerin sayısını anlamlı biçimde azalmaya çalışırlar, β lere sınırlamalar konarak ve gecikmeli değişkenlerin doğrusal bir bileşiminden yeni değişkenler üreerek bu amaca ulaşılır (Kousoyiannis, 1989). Gecikme sayısının belirlenmesinde Schwarz gecikme uzunluğu krierinden yararlanılabilir (Schwarz, 1978). Gecikmesi dağıılmış modellerde yukarıda açıklanan sakıncaları gidermek amacıyla Koyck arafından bir yönem gelişirilmişir (Koyck, 1954). Koyck modeli denilen bu yönemde, bağımsız değişken gecikmelerinin bağımlı değişkeni belirli bir ağırlıka ekiledikleri ve söz konusu gecikme ağırlıklarının da geomerik olarak azaldığı varsayımından harekele, modeli indirgenmiş bir 525
1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 Türk Tarım ve Doğa Bilimleri Dergisi 1(4): 524 530, 2014 hale geirerek, regresyon denkleminin ahmin edilmesi sağlanmışır (Dikmen, 2005). İndirgenmiş yapıdaki modele ulaşmak için, gecikmesi sonsuz dağıılmış bir modelde Koyck, büün β ların aynı işareli olduğunu, bunların aşağıda göserildiği gibi geomerik bir biçimde azaldıklarını varsaymakadır. Bu varsayımın göserimi aşağıdaki gibidir. k k=0,1,2, k 0 Burada λ, (0< λ<1) dağıılan gecikmenin azalma veya düşme oranı, 1- λ ise uyarlanma hızı ve βk gecikme kasayısının değeridir (Koyck, 1954). λ nın değeri 1 e ne kadar yakınsa βk deki azalma oranı o kadar hızlı olur. Oralama gecikme sayısı gecikmelerin arılı oralaması olup /(1 ) şeklinde ifade edilir. Burada β kasayıları arılar olmak üzere, ilgili büün gecikmelerin arılı oralamasıdır. 1000000 Oralama gecikme sayısı, X bağımsız değişkeninde oluşan bir birimlik değişimin, bağımlı değişken Y üzerinde önemli ölçüde bir eki oluşurabilmesi için geçmesi gereken zaman sürecidir (Dikmen, 2005). Bu açıklamalara göre gecikmesi sonsuz model 2 Y X X X u 0 0 1 0 2... şeklinde ifade edilir. Bu model sonsuz gecikmeli bir model olmasından ve λ kasayılarının doğrusallıkan uzak olmasından dolayı, bilinen doğrusal regresyon çözüm yönemi uygulanamaz. Modelde böyle bir sorunu gidermek için Koyck, sonsuz modeli bir dönem geri çekilip 2 3 n Y X X X... u 1 0 0 1 0 2 1 şeklindeki modeli elde edilmişir. 800000 600000 400000 200000 0 Şekil 1. Türkiye de yıllara göre kabuklu fındık üreimi (on) Sonuçlar ve Tarışma Türkiye nin kabuklu fındık üreimi incelendiğinde, devamlı arış veya azalış göseren değil, hem aran hem da azalan olmak üzere inişli çıkışlı bir üreim gerçekleşmişir (Şekil 1). Kabuklu fındık aban fiyalarında ise 1996 yılına kadar hissedilir bir arış görülmemekedir (Şekil 2). 1997 yılından iibaren hızlı bir arışa geçen kabuklu fındık fiyaları 2005 yılında hissedilir bir şekilde arışını devam eirmişir ve 2010 yılına kadar üreim mikarları yakın değerlerde seyremişir. 2011 yılında ise ekrar hızlı bir yükselişe geçmişir. Şekil 3 eki ihraca değerleri incelendiğinde 2002-2011 yılları arasını kapsayan dönemdeki en yüksek ihraca değeri 2005 yılında, en yüksek ihraca mikarı 2006 yılında gerçekleşmişir. Kabuklu fındık üreim-fiya ilişkisinin, gecikmesi dağıılmış modellere uygun olup olmadığını belirlemek için, değişkenler arasındaki ilişkinin korelasyon kasayısı 0.645 olarak hesaplanmışır ve bu değer yeerli bulunmuşur. Üreim-fiya ilişkisinde korelasyon kasayıları ile ilgili olarak Dikmen (2005) üün için 0.47, Erdal (2006) domaes için 0.725, Özçelik ve Özer (2006) buğday için 0.6384 ve Doğan ve Gürler (2013) kuru soğan için 0.90 değerlerini bulmuşlardır. Araşırmada kullanılan Koyck modeli genel ifadesi Q P P P u 0 1 2 1... n k şeklindedir. Oluşurulan Koyck Modelinde; Q : Kabuklu fındık üreim mikarı (on), P : Kabuklu fındık fiyaı (TL/kg) Koyck modelinin oluşurulabilmesi için incelenen verilerden kabuklu fındık fiyaının gecikmeli değerinin bilinmesi gerekir. Modelde gecikme uzunluğunun belirlenmesi için Schwarz gecikme uzunluğu krieri (Schwarz, 1978) kullanılmışır (Yurdakul, 1998). Bu nedenle büyük bir q (gecikme uzunluğu) değeriyle dağıılmış gecikmenin şekli konusunda hiçbir sınırlama koymadan, bu süre kısalıldığında modelin önemli bir bozulmaya uğrayıp uğramadığı araşırılır (Davidson ve MacKinnon, 1993). Çizelge 1 de görüldüğü gibi en düşük Schwarz Ölçüü değeri 4 gecikme uzunluğudur. O halde kabuklu fındık fiyalarının kabuklu fındık üreimine olan ekisi 4 yıldan sonra sıfıra yaklaşmakadır. 526
1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 Türk Tarım ve Doğa Bilimleri Dergisi 1(4): 524 530, 2014 6.00 5.00 4.00 3.00 2.00 1.00 0.00 Şekil 2. Türkiye de yıllara göre kabuklu fındık fiyaları Belirlenen gecikme uzunluğuna göre incelenen dönemde kabuklu fındık üreimi ile fiyaı arasındaki ilişki en küçük kareler yönemi (EKKY) kullanılarak Çizelge 2 de verilmişir ve Eşilik (1) deki gibi ahmin edilmişir. Q 150815.9 0.018 0.155 0.161 0.252 0.227 u (1) 1 2 3 4 (20281.681) (0.062) (0.101) (0.105) (0.116) (0.082) Modelde, büün değişkenlere ai kasayılar isaisiksel olarak anlamlı bulunmamışır (P>0.05). Tahminin sandar haası (0.086) çok düşük, modelin F esi (9.521) % 1 de anlamlı (P<0.01) ve belirlilik kasayısı R 2 =0.531 bulunmuşur. Model F esine göre anlamlı çıksa bile gecikmesi dağıılmış 1400000 1200000 1000000 800000 600000 400000 200000 0 Şekil 3. Kabuklu fındık ihraca mikarı ve ihraca değerleri modellerde çoklu bağlanı ve gözlem kaybı gibi sorunlarla modelin güvenilirliği azalmakadır. Gecikmelerden dolayı ahmin değerleri uarsız olabilir. Bu sorunları gidermek için Koyck modeli kullanılarak ahmin yapılacakır. Regresyon denkleminin Koyck modeli ile ahmini Çizelge 3 e verilmişir ve Eşilik 2 de olduğu gibi ifade edilmişir. Bu modelde kabuklu fındık üreiminin bir gecikmeli değeri bağımsız değişken olarak modele alınmışır. Q 150815.9 0.031P 0.524Q 1 (2) şeklinde Koyck Modelidir. Koyck Modelinde; Q = dönemindeki kabuklu fındık üreimi, P = dönemindeki kabuklu fındık fiyaı, Q-1 = döneminden bir önceki dönemdeki kabuklu fındık üreimidir. 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 İhraca mikarı İhraç değeri (1000 $) Modelin isaisiksel olarak anlamlılık düzeyleri incelendiğinde kabuklu fındık fiyaı esine göre anlamlı çıkmışır (P<0.05). Kabuklu fındık üreiminin bir gecikmeli değerinin Q-1 ise esi sonucu %5 düzeyinde anlamlıdır. Model sonuçlarına göre, kabuklu fındık fiyaındaki 1 TL lik arış kabuklu üreimini 0.031 on (31 kg) arırırken, bir dönem önceki kabuklu fındık üreimindeki 1 onluk arış kabuklu fındık üreimini 0.524 on (524 kg) arırmakadır. Eşilik (2) deki bilgilere göre oralama gecikme sayısı, Oralama gecikme /(1 ) 0.524/(1 0.524) 1.1 olarak bulunmuşur. Bu sonuç kabuklu fındık fiyalarında meydana gelen değişimin, kabuklu fındık üreimini önemli ölçüde ekileyebilmesi için gereken zaman 1.1 yıldır (13 ay). Başka bir deyişle, kabuklu fındık üreimindeki değişimin %52.4 ü 527
yaklaşık 1 yıl (13 ay) içerisinde meydana gelmekedir. Çizelge 1. Schwarz Ölçüüne Göre Gecikme Uzunluğu Değerleri Gecikme uzunluğu Schwarz Ölçüü Değeri k=1 26.612 k=2 26.618 k=3 26.703 k=4 26.553 k=5 26.626 k=6 26.578 k=7 26.601 k=8 26.653 Koyck modeli kullanılarak farklı arım ürünleri üzerine yapılan benzer çalışmalarda oralama gecikme değerleri, Dikmen (2005) in çalışmasında üün için 1,19 yıl, Özçelik ve Özer (2006) in çalışmalarında buğdayda 0,83 yıl, Erdal (2006) ın çalışmasında domaese 18 yıl, Erdal (2008) ın çalışmasında kuru soğanda 1,19 yıl, Erdal ve ark. (2009) nın çalışmalarında paaese 12.33 yıl ve Doğan ve ark. (2014) nın çalışmalarında paaese 1.45 yıl olarak elde edilmişir. Koyck modelinden yararlanarak (1) nolu eşiliğe aşağıdaki gibi ulaşılabilmekedir. Koyck modeli ekrar yazılırsa Q Q u ve 0 0 1 k k 0 0 < λ < 1 olduğundan, (1) nolu eşiliğe aşağıdaki hesaplamalarla ulaşılır; 0 0.031; 0.524 1 0 (0.031)(0.524) 0.0162 2 2 2 0 (0.031)(0.524) 0.0085 3 3 3 0 (0.031)(0.524) 0.0045 4 4 4 0 (0.031)(0.524) 0.0023 0 /(1 ) 150815.9/(1 0.524) 316840.1 Çizelge 2. Gecikme uzunluğuna göre üreim-fiya ilişkisi analizi Değişken Kasayı Sd. Haa -isaisiği Olasılık (p) Sabi 318210.183 20281.681 15.690 0.000 P 0.018 0.062 0.281 0.780 0.155 0.101 1.532 0.133 1-0.161 0.105-1.529 0.134 2 0.252 0.116 2.178 0.035 3-0.227 0.082-2.759 0.009 4 R 2 =0.531, F=9.521, p=0.000 Hesaplanan bu sonuçlarla, Koyck modelinden elde edilmiş regresyon denklemi yeniden yazıldığında Eşilik (3) elde edilir. Q u 0 0 1 1 2 2 3 3 4 4 Q 316840.1 0.0310.0162 0.0085 0.0045 0.0023 u 1 2 3 4 (3) Elde edilen bu modelde λ kasayısının 0<λ<1 arasında olduğundan, gecikmeli fiyaların kabuklu fındık üreimi üzerinde ekisi azalan bir ekidir. (3) nolu regresyon eşiliğinden harekele fiyalardaki %1 lik değişme (1 birimlik arış) üreimi %0.031 (0.031 on) arırır. 1 gecikmede fiyaaki %1 lik değişme, üreimi %0.0162 arırırken, 2 gecikmede %0.0085, 3 gecikmede %0.0045 ve 4 gecikmede %0.0023 oranında arışa yol açacağını gösermekedir. Bu eki 4 yıl sürmeke olup 5. yılda sıfıra inmekedir. Kabuklu fındık fiyalarının üçüncü ve dördüncü dönem gecikmeli değerlerindeki değişmeler üreim üzerinde poziif eki yapmakla beraber bu eki giderek azalan bir eki olmakadır. Yapılan çalışmada, 1962-2013 dönemine ai kabuklu fındık üreim mikarı ile fiyaları arasındaki ilişkisi analiz edilen Koyck modelinde kabuklu fındık üreimi bağımlı değişken, kabuklu fındık fiyaı ve kabuklu fındık fiyaının gecikmeli değerleri bağımsız değişkenlerdir. Kabuklu fındık üreim mikarı ile fiyaları arasında %65 lik bir korelasyon olduğundan mikar-fiya ilişkisi Koyck modeli ile incelenmişir. Bu nedenle kabuklu fındık üreimi ile fiyaları arasında yeerli düzeyde bir ilgi olduğu belirlenmişir. Bu durum kabuklu fındıka mikar-fiya ilişkisinin, Koyck modeli ile incelenebileceğini oraya koymakadır. Koyck modelinin analizi için, incelenen verilerden kabuklu fındık fiyaının gecikmeli değeri Schwarz krierine göre hesaplanarak, gecikme sayısı 4 olarak sapanmışır. Bu gecikme uzunluğu kullanılarak incelenen dönemde kabuklu fındık üreim mikarı ile fiyaı için gecikmesi dağıılmış model oluşurularak regresyon analizi yapılmışır. 528
Elde edilen model büünü ile isaisiksel olarak anlamlı çıkmışır. Kabuklu fındık üreimi ile fiya ilişkisinin incelendiği Koyck modelinde çoklu belirleme kasayısı %58.2 olup, modelin isaisik anlamlılık düzeyleri incelendiğinde kabuklu fındık fiya değişkeninin esi sonucu %5 düzeyinde, kabuklu fındık üreiminin bir gecikmeli değerinin Q- 1 ise esi sonucu %1 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlı olduğu belirlenmişir. Koyck modeli sonuçlarından harekele 4 yıl gecikmeli üreilmiş Koyck modeli paramereleri hesaplanmışır. Buna göre cari yılda kabuklu fındık fiyalarındaki bir birimlik arış üreimi 0.031 on arırırken, bir önceki dönemdeki fiyalardaki bir birimlik değişme kabuklu fındık üreimini 0.0162 on arırmakadır. Kabuklu fındık fiyalarının üçüncü ve dördüncü dönem gecikmeli değerlerindeki değişmeler üreim üzerinde poziif ancak azalan bir ekidir. Kabuklu fındık fiyalarında oraya çıkan değişimin kabuklu fındık üreiminde önemli ve hissedilir düzeyde bir ekiye neden olması için gereken zaman 1.1 yıl (13 ay) olarak belirlenmişir. Çizelge 3. Dönüşümlü Koyck Modeli ahmini Değişken Kasayı Sd. haa -isaisiği Olasılık (p) Sabi 150815.9 40509.89 3.723 0.001 P 0.031 0.012 2.510 0.016 Q-1 0.524 0.121 4.336 0.000 R 2 =0.582 Sonuç olarak, dünya ülkeler sıralamasında Türkiye, kabuklu fındık üreimi ve ihraca değeri bakımından ilk sırada olması nedeniyle önemli bir ülke konumundadır. Ancak üreim planlaması yapılamaması nedeniyle üreiciler önemli bir fiya belirsizliği sorunu yaşamakadır. Fiya belirsizliği sonucunda üreim mikarında dalgalanmalar olmakadır. Üreicilerin kabuklu fındıkan beklenen kazancı sağlaması için, iç ükeim ile beraber ihracaa yönelik üreim planı yapılmalı ve bunlara yönelik poliikaların oluşurulması gerekir. Kaynaklar Ağaoğlu S., Çelik H., Çelik M., Fidan Y., Gülşen Y., Günay A., Halloran N., Köksal İ. ve Yanmaz, R., 1997. Genel Bahçe Bikileri. Ankara Üniversiesi Ziraa Fakülesi Yayınları, Ankara. Yayın no:1579 Al, F., 1942. Disribued Lags. Economerica, c. 10, p. 113-128. Davidson, R. ve MacKinnon J.G., 1993. Esimaion and ference in Economerics. Oxford Universiy Pres, New York: 675-676 DİE, 2003. Tarımsal Ürünlerde Teknik Dönüşüm Kasayıları ve Ürün Denge Tabloları 1989, 1995. Devle İsaisik Ensiüsü, Yayın No:2733, Ankara. Dikmen, N., 2005. Koyck - Almon Yaklaşımı İle Tüün Üreimi ve Fiya İlişkisi. VII. Ulusal Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu, 26-27 Mayıs 2005. İsanbul Üniversiesi. Doğan, H. G., Gürler, A. Z., 2013. Gecikmesi Dağıılmış Ekonomerik Modelin Seçilmiş Bir Tarım Ürünü Üzerine Uygulanması (Kuru soğanda Almon Modeli Örneği). Akademik Bakış Dergisi, 39: 1-12. Doğan, H. G., Gürler, A. Z., Ayyıldız, B. ve Şimşek, E., 2014. Paaes Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı ile Analiik Olarak Değerlendirilmesi (TR71 Bölgesi Örneği). Türk Tarım-Gıda Bilim ve Teknoloji Dergisi, 2(1):42-46. DPT, Ocak 1974. Türkiye'de Tarımsal Planlama Çalışmaları (Girdi-Çıkı Analizleri ile Tükeimleri) Projeksiyonları I. Rapor. İPD, Sekör Programları Şubesi. ÖİK. Raporu. Erakan, G., Abay, C., Miran, B. ve Olhan, E., 2004. Türkiye de Tarımın Teşvikinde Doğrudan Gelir Deseği Sisemi ve Sonuçları, İsanbul Ticare Odası Yayınları, Yayın No: 2004-53, İsanbul, s. 68-71, Erdal, G., 2006. Tarımsal Ürünlerde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı ile Analizi (Domaes Örneği), Gaziosmanpaşa Üniversiesi, Ziraa Fakülesi Dergisi, 23: 17-24. Erdal, G., 2008. Kuru Soğanda Üreim Fiya Ekileşimi, Gaziosmanpaşa Üniversiesi, Ziraa Fakülesi Dergisi, 25: 33-39. Erdal, H., Erdal G., Esengün. K., 2009. An Analysis of Producion and Price Relaionship for Poao in Turkey: A Disribued Lag Model Applicaion, 15:p. 243-250 FAO, 1972. Technical Conversion Facors for Agriculural Commodiies. Rome. FAO, 1981. Agriculural Saisics. FAO, 1985. Agriculural Commodiy Projecion for 1975-1985. Rome. 529
FAO, 2011. Saisical daabase of food and agriculure organizaion of he Unied Naions,hp://faosa.fao.org/sie/342/def aul.aspx/ Erişim arihi: 24.07.2014. FAO, 2012. Saisical daabase of food and agriculure organizaion of he Unied Naions, hp://faosa.fao.org/sie/339/defaul.aspx / Erişim arihi: 24.07.2014. Gujarai, D. N., 2001. Temel Ekonomeri (Çevirenler: Ümi Şenesen, Gülay Günlük Şenesen). Lieraür Yayınları No:33, İsanbul. İşyar, Y., 1999. Ekonomerik Modeller. Uludağ Üniversiesi Güçlendirme Vakfı Yayınları, Yayın No: 141, Bursa. Kılıçbay, A., 1983. Uygulamalı Ekonomeri. Filiz Kiabevi, İsanbul, s.183. Kousoyiannis, A., 1989. Ekonomeri Kuramı (Çev. Şenesen, Ümi. Şenesen, Gülay Günlük). Verso Yayıncılık, Ankara, s. 298-299. Koyck, L. M., 1954. Disribued Lags and Invesmen Analysis. Norh- Holland Publishing Company, Amserdam, s.21-50 Kular, A., 2005. Uygulamalı Ekonomeri. Nobel Yayın No:769, Teknik Yayınlar: 97, İsanbul, 205-207. Özçelik, A., Özer, O., 2006. Koyck Modeliyle Türkiye de Buğday Üreimi ve Fiya İlişkisinin Analizi. Tarım Bilimleri Dergisi, 12: 333-339 Schwarz, G., 1978. Esimaing he Dimension of a Model. The Annals of Saisics, 5(2): 461-464. Tinbergen, J., 1949. Long-Term Foreign Trade Elasiciies. Macroeconomica, c1, p. 174-185. TÜİK, 2011. Tarım İsaisikleri Özei 2010. Türkiye İsaisik Kurumu, Yayın No: 3878, Ankara. TÜİK, 2012. İsaisik gösergeler 1923-2011. Türkiye İsaisik Kurumu Yayın No:3890, Ankara. TÜİK, 2013. Türkiye İsaisik Kurumu. hp://www.uik.gov.r/ Erişim arihi: 15.07.2014. Yurdakul, F., 1998. Pamuk Üreimi ile Pamuk Fiyaı Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Koyck-Almon Yaklaşımı. Çukurova Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 8(1): 341-353. 530