1 Öze: Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişmelerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. Đş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş ülkelerle birlike, gelişmek iseyen üm ülkelerin ihiyacı vardır. Bu çalışmada Türkiye de 1970-2008 döneminde enerji ükeimi ile GSMH arasındaki nedensellik ilişkisi incelenmekedir. Durağanlık için birim kök esleri, nedensellik için Granger esi, uzun dönem ilişkilerin belirlenmesi için eşbüünleşme esi ve vekör haa düzelme modeli kullanılmışır. Çalışmanın sonuçları reel GSMH ile enerji ükeiminin eşbüünleşik olduklarını ve reel GSMH dan enerji ükeimine doğru ek yönlü bir Granger nedensellik ilişkisi bulunduğunu gösermekedir. Bu bulgunun enerji asarrufu ve ekonomik büyüme açısından önemli çıkarımları vardır. Sanayinin aran alebini karşılamak için enerji alyapısını gelişirmeye yönelik poliikalara ağırlık verilmelidir. Ayrıca ülkenin büyüme poansiyelini amamen kullanmak için hükümein enerjide arz güvenliğini sağlayacak edbirler alması gerekmekedir. Anahar Kelimeler: Enerji ükeimi, ekonomik büyüme, nedensellik, eşbüünleşme, Vekör haa düzelme modeli Economeric Invesigaion of he Relaionships Beween Energy Consumpion and Economic Growh in Turkey Absrac:The pulling facor of he counries economic and social developmen and one of he basic necessiies is energy. No only he developed counries bu also he developing counries need energy which can be defined as he capaciy of doing business. In his paper, he causaliy relaionship beween energy consumpion and GNP in Turkey is invesigaed, using daa over he period of 1970-2008. Uni roo ess for esing saionariy, Granger es for deecing causaliy, coinegraion es for finding long run relaionships and Vecor error correcion models are employed. The esimaion resuls indicae ha Real GNP and energy consumpion are coinegraed and here is unidirecional Granger causaliy running from real GNP o energy consumpion. This finding has significan implicaions from he poin of view of energy conservaion and economic growh. I is recommended ha policies geared owards he expansion of he energy infrasrucure should be inensified in order o cope wih he increasing demand from indusry. Also he governmen should secure he supply of energy in order o use he growh poenial fully. Key Words: Energy consumpion, economic growh, causaliy, coinegraion, vecor error correcion model GĐRĐŞ Enerji günümüzde dünya ekonomisine ve poliikalara yön veren en önemli fakör konumuna gelmişir. Daha fazla enerji üremek, üreilen enerjiyi daha fazla sayıdaki insana ulaşırabilmek, fakir ülkelerin kalkınmasını sağlamak ve bunları yaparken çevreye zarar vermeden sonraki nesillere yaşanabilir bir dünya bırakmak üm ülkelerin önündeki emel hedeflerdir. Enerjinin her geçen gün aran önemi enerji piyasasının derinlemesine incelenmesini gerekirmekedir. Enerji piyasasındaki değişkenlerin analiz edilmesi, enerji firmalarının, ükeicilerin, hükümelerin, düzenleyici kurumların, ve uluslararası organizasyonların belirleyecekleri poliikalar için önemli bir gösergedir. Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişimlerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. Bu nedenle de ülke yöneimlerini üslenenler, enerjiyi kesinisiz, güvenilir, emiz ve ucuz yollardan bulmak ve bu kaynakları da mulaka çeşilendirmek durumundadırlar. Türkiye de ihala bağımlılığı en yüksek olan sekörler içerisinde enerji sekörü % 80 lik pay ile başa gelmekedir. 1980 li yıllarda yaşanan piyasalardaki hızlı 1 Yrd. Doç. Dr., Anadolu Üniversiesi, ĐĐBF, Đkisa Bölümü
serbesleşirmeler ve küreselleşmenin ekisiyle başlangıça perol endüsrisi önem kazansa da sonraki dönemlerde yeni enerji kaynakları daha önemli hale gelmişir. Dünyada yaşanan sıcak ve soğuk savaşların emelinde, enerji kaynaklarına sahip olma, aşıma yollarını ve son yıllarda da giderek aran oranda, enerjinin icareini konrol alında uma çabaları ekin olmakadır. Bu çalışmanın amacı, Türkiye de enerji ükeimi ve ekonomik büyüme arasındaki ekileşimi oraya çıkarmakır. Bu ilişkinin belirlenmesi, uygulanacak poliikaların seçiminde yardımcı olacakır. Çalışmanın sonraki bölümleri şu şekilde planlanmışır: Öncelikle enerjinin ülkeler için aşıdığı önem üzerinde durulmuş, daha sonra değişik ülkeler için enerji ve ekonomik büyüme ilişkisini inceleyen çalışmaların bulguları özelenmişir. Kullanılacak ekonomerik eknik kısaca anııldıkan sonra birim kök esleri ile serilerin durağanlığı araşırılarak, granger nedensellik esi ile nedenselliğin yönü belirlenmiş, Johansen eşbüünleşme esinden sonra ise haa düzelme modeli ahmin edilmişir. ENERJĐNĐN ÖNEMĐ Đş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş ülkelerle birlike gelişmek iseyen üm ülkelerin gereksinimi vardır. Sanayileşmede geri kalmış bir mirası devralmış olan Cumhuriye Türkiyesi nde gerçekleşirilen sanayileşme aılımları, çağdaş medeniyeleri yakalama hedefi ve sürdürülebilir bir gelişme ve büyüme poliikaları doğal olarak enerjiye olan alebi arırmaka, büün bunların yanı sıra aran nüfus arışı ve şehirleşme harekeleri enerjiyi olmazsa olmaz bir sraejik kaynak haline geirmekedir (Saman, 2007:1). Ekonomik büyüme, enerji alebine ve ükeimine neden olarak üreim sekörü üzerinde ekili olurken, enerjideki darboğazlar ekonomik gelişme üzerine olumsuz ekilere neden olmakadır (Kar ve Kınık, 2008:334). Tablo 1 de DPT arafından hazırlanan kalkınma planları döneminde büyüme, birincil enerji üreim ve ükeim arış oranları göserilmekedir. Tablodan da görüleceği gibi üm dönemlerde birincil enerji ükeimindeki arış, üreimdeki arışan daha fazla olmuşur. Bu da enerji üreim ve ükeimi arasındaki açığın büyümesine neden olmakadır. Tablo 1: Dönemler Đibariyle Büyüme, Enerji Üreim ve Tükeim arışları DÖNEMLER GSMH Arışı (%) Birincil Enerji Üreim Arışı (%) Birincil Enerji Tükeim Arışı (%) 1. Plan Dönemi (1963-1967) 6,6 6,9 5,5 2. Plan Dönemi (1968-1972) 6,3 1,9 7,4 3. Plan Dönemi (1973-1977) 5,2 1,9 7,3 4. Plan Dönemi (1973-1977) 1,7 2,7 3,8 5. Plan Dönemi (1979-1983) 4,7 4,0 6,5 6. Plan Dönemi (1985-1989) 3,5 0,9 4,4 7. Plan Dönemi (1996-2000) 3,5 1,3 4,5 8. Plan Dönemi (2001-2005) 6,7 1,2 6,1 Kaynak : DPT
Birçok gelişmiş ülkenin, enerji poliikalarında gözeikleri en önemli unsurlardan birisi de enerji verimliliğini arırmak, enerji yoğunluğunu azalmak ve enerji asarrufuna özen gösermekir. Enerji yoğunluğu, 1 dolarlık gayri safi hasıla yaraabilmek için kullanılan enerji mikarı olarak anımlanmakadır. Çağdaş enerji poliikalarında hedef, yalnızca kişi başına kullanılan enerji ya da elekrik ükeim mikarını arırmak değil, enerjiyi en verimli biçimde kullanabilecek sisemleri gelişirerek, en az enerji harcaması ile en fazla enerjiyi üreebilecek, ileecek ve ükeecek yapıyı kurabilmekir (Pamir, 2003:1). Dünyadaki enerji ükeim rendleri incelendiğinde 2008 yılında perol, doğal gaz, kömür, nükleer ve hidro gücü kapsayan birincil enerji ükeiminin %1.4 arığı görülmekedir. Bu arış 2001 yılından sonra görülen en düşük arış oranıdır. 2008 yılı ile ilgili bir başka önemli gelişme OECD dışındaki ülkelerin birincil enerji ükeimleri ilk defa OECD ülkelerinin enerji ükeimlerini geçmişir. Asya pasifik bölgesi dünya enerji ükeimindeki büyümenin %87 sini karşılamakadır. Dünya enerji alebindeki büyümenin ek başına ¾ ünü karşılayan Çin de de 2008 yılında enerji alebi azalmışır. ABD nin enerji ükeimi de 1982 yılından iibaren en yüksek oranda ( %2,8) azalmışır.(bp Saisical Review of World Energy, 2009) Dünya birincil enerji ükeiminin %0,9 unu gerçekleşiren Türkiye de ükeim 2008 yılında bir önceki yıla göre %1,2 armışır (BP Saisical Review of World Energy, 2009: 40). Enerji üreiminin halen büyük ölçüde perol, doğalgaz, kömür gibi fosil yakılara dayalıdır ve bu durumun yakın geleceke de süreceği ahmin edilmekedir (Elekrik Üreim Anonim Şirkei Elekrik Üreim Sekör Raporu, 2008). 1990 lı yıllara kadar ekonomik büyümenin enerji ükeimini arırdığı görüşü benimsenmişir. Bu amaçla kullanılan en önemli paramere enerji ükeiminin gelir esnekliği olmuşur. Bu dönemde hazırlanan enerji alebi fonksiyonlarının hemen hepsi enerji yoğunluğunun sabi kaldığını oraya koymuş, bu durum birçok ekonomisi enerji ükeimiyle ekonomik büyümeyi kaı bir şekilde birbirine bağlayan bir kuralın var olduğu kanısına göürmüşür. Dünya enerji piyasasında yaşanacak bir darboğazın ekonomik büyümeyi durduracağı görüşü birçok poliikacının korkulu rüyası haline gelmişir. Enerji ükeimi ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkide iki yönlü nedensellik olabilir. Enerji ükeiminden gelire doğru bir nedensellik ilişkisi varsa bu ekonominin enerjiye bağımlı olduğunu, enerjinin ekonomiyi canlandırarak geliri arıracağını göserir. Benzer şekilde enerji piyasasında yaşanacak bir darboğaz ise büyümeyi ve geliri olumsuz ekileyecekir (Masih ve Masih, 1998). Eğer nedenselliğin yönü ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğruysa bu durumda enerji bağımlılığı daha az olan bir ekonomiden ve ekonomik büyümeye zarar vermeden enerji asarrufu poliikalarının uygulanabileceğinden söz edilebilir (Jumbe, 2004). Bu görüşe göre ekonomik büyüme ile birlike değişik sekörlerin enerji alebi oomaik olarak arar. Enerji ükeimi ile ekonomik büyümenin bağımsız olduğunu ifade eden nörlük hipoezine göre ise enerji koruma poliikalarının ekonomik büyüme üzerine belirgin bir ekisi yokur (Asafu-Adjaye, 2000). Nedenselliğin yönünün belirlenmesi, kalkınma ve enerji poliikalarının belirlenmesinde önem arz eden emel verilerden biridir. Örneğin herhangi bir hükümein enerjide dışa bağımlılığı azalmak ve çevreyi korumak için enerji alebini ekileyen bir vergi uygulamak isediğini düşünelim. Buna karşılık çalışmalar eğer enerji ükeiminin ekonomik büyümeye neden olduğunu oraya koyuyorsa uygulanacak böyle bir poliikanın ülkenin ekonomik gelişmesini olumsuz yönde ekileyeceği göz önüne alınmalıdır. LĐTERATÜR Konu ile ilgili yapılan ilk çalışmalardan birisi olan Kraf ve Kraf (1978) çalışmalarında, Amerika da GNP den enerji ükeimine doğru ek yönlü bir nedensellik belirlemişlerdir. 1947-1974 dönemini inceledikleri çalışmalarında bulunan bu sonuca göre ekonomik büyümeyi ekilemeden enerji poliikaları uygulamak mümkündür. Bu bulguları daha sonraki yıllarda başka araşırmacılar arafından da deseklenmişir. Akarca ve Long (1979), enerji ükeiminden isihdama doğru ek yönlü nedensellik bulurken, oplam isihdamın enerji ükeimine göre esnekliğini -0,1356 olarak hesaplamışlardır. Faka yapılan bazı ampirik çalışmalarda ya nedenselliğin yönü am ers arafa bulunmuş ya da herhangi bir nedensellik ilişkisine raslanmamışır. Akarca ve Long(1980) Erol ve Yu (1987), Yu ve Choi (1985) gelir ve enerji ükeimi arasında bir nedenselliğe raslamamışır. Lee (2005) 18 gelişmeke olan ekonomiyi incelediği çalışmasında 1975-2001 dönemine ai verileri kullanarak enerji ükeimi ile GSYIH arasında uzun dönem bir denge ilişkisi belirlemişir. Cheng (1999) Hindisan da enerji ükeiminden ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik bulamamış, ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğru ek yönlü nedensellik belirlemişir. Yapığı çalışmada Granger nedensellik esi, eşbüünleşme ve haa düzelme modeli kullanmışır. Soyaş ve Sarı (2003) G-7 ülkeleri ve
gelişmeke olan 10 ülke için Enerji ükeimi ve GSYIH arasındaki nedenselliği incelemişlerdir. Çalışmalarının sonucunda Arjanin için çif yönlü nedensellik, Đalya ve Kore de GSYIH dan enerji ükeimine doğru ek yönlü nedensellik ve Türkiye, Fransa, Almanya ve Japonya da enerji ükeiminden GSYIH ya doğru ek yönlü nedensellik bulmuşlardır. Masih ve Masih (1996) alı Asya ülkesinde (Hindisan, Pakisan, Endonezya, Malezya, Singapur ve Filipinler) enerji ükeimi ile gelir arasındaki nedensellik ilişkisini incelemişlerdir. Çalışmada Hindisan, Pakisan ve Endonezya da bu iki değişkenin eşbüünleşik olduğu bulunmuşur. Sonrasında haa düzelme modelini kullanarak Hindisan da enerji ükeiminden gelire doğru bir nedensellik ilişkisi, Endonezya da gelirden enerji ükeimine doğru bir nedensellik ilişkisi ve Pakisan da çif yönlü bir nedensellik ilişkisi belirlenmişir. Bakıraş, Karbuz ve Bildirici (2000) 1962-1996 yılları arasındaki verileri kullanarak Türkiye de elekrik alebini ekonomerik yönemlerle incelemişlerdir. Johansen eşbüünleşme analizi ve haa düzelme yönemlerini kullandıkları çalışmalarında kişi başına elekrik ükeimi, kişi başına gelir ve elekrik fiyaları değişkenlerini kullanarak elekrik ükeimi ve gelirin uzun dönemde birlike hareke eiklerini belirlemişlerdir. Haa düzelme modeli sonuçlarına göre ükeimin gelir esnekliğinin oldukça yüksek olduğu belirlenmişir. Alınay ve Karagöl (2005) 1950-2000 yılları arasındaki verilerle Türkiye için yapıkları çalışmalarında nedensellik esi uygulayarak elekrik ükeiminden gelire doğru bir nedensellik olduğunu sapamışlardır. Karagöl, Erbaykal ve Eruğrul (2007), Türkiye için 1974-2000 döneminde elekrik ükeimi ile ekonomik büyüme arasında kısa ve uzun dönem ilişkileri incelemişlerdir. Çalışmalarının sonucunda, elekrik ükeimi ile ekonomik büyüme arasında kısa dönemde poziif, uzun dönemde negaif bir ilişki belirlemişlerdir. Görüldüğü gibi enerji ükeimi ile milli gelir arasındaki ilişkilerin incelendiği çalışmalarda aynı ülkeler için bile birbiri ile çelişen sonuçlar elde edilmişir. Bunun nedeni yapılan çalışmalarda farklı analiz yönemleri ve farklı ampirik eslerin kullanılmasıdır. Elde edilen bu sonuçlara göre uygun poliikaların belirlenmesi ise daha da zorlaşmakadır. EKONOMETRĐK YÖNTEM Basi en küçük kareler gibi sandar ekonomerik ekniklerin kullanıldığı uygulamalı ekonomerik çalışmalarda en büyük problem bu ekniklerin sadece durağan seriler için uygulanabilmesidir. Oysa makroekonomik zaman serilerinin çoğu düzeyde durağan değildir ve birçok çalışmada da enerji ükeiminin durağan olmadığı görülmüşür. Enerji verilerinin durağan olmamasının en önemli nedeni sekörde sıklıkla görülen yasal ve eknik düzenlemelerdir. Dolayısıyla serilerin oralama ve varyansları zaman içerisinde değişir. Durağan olmayan zaman serileri kullanılarak ahmin edilecek eşiliklerdeki en önemli sorun düzmece regresyon (spurious regression) sorunudur. Yani gerçeke aralarında ilişki olmayan değişkenler, birbiri ile ilişkiliymiş gibi görülebilir. Bu nedenle zaman serisi kullanılan analizlerde yapılması gereken ilk iş, modelde kullanılan değişkenlerin durağan olup olmadıklarının belirlenmesidir. Bir zaman serisi, oralaması ve varyansı zaman içinde değişmiyor ve iki dönem arasındaki orak varyansı bu orak varyansın hesaplandığı döneme değil de yalnızca iki dönem arasındaki uzaklığa bağlı ise durağandır. (Gujarai, 2004:798) Çalışmada kullanılan seriler durağan olmamasına rağmen, aralarında uzun dönem denge ilişkisi olabilir. Eşbüünleşme olarak adlandırılan bu durum genellikle iki değişkenin bağlı olduğu bir başka değişken varsa oraya çıkar. Örneğin, yüksek büyüme hızları enerji ükeiminin yanı sıra enerji fiyalarının da armasına neden olabilir. z durağan olabilir. [ 1, β ] xve y gibi durağan olmayan iki serinin, x β y gibi doğrusal bir fonksiyonu eşbüünleşme vekörüne ulaşılabiliyorsa, durağan olamayan iki seri eşbüünleşikir. Değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi belirlendiken sonra bu değişkenler arasındaki ilişkiyi ahmin emek için Engle Granger (1987) arafından bulunan ve daha sonra Johansen (1988) arafından gelişirilen Haa düzelme modeli (ECM) kullanılmalıdır. Haa düzelme modelinde, iki değişken arasındaki uzun dönem ilişkiden geçici sapmalar eşbüünleşik değişkenlerin doğrusal bir bileşiminin yaraacağı durağan seri arafından düzelilir. Haa düzelme modeli ile eşbüünleşme bir sorun olmakan çıkıp eldeki veriyi daha iyi kullanmaya yarayan bir araca dönüşmekedir. Granger Nedensellik Tesi
Değişkenler arsındaki nedensellik ilişkilerinin yönünü belirlemek için kullanılan yönemlerden birisi Granger (1969) arafından gelişirilen Granger nedensellik esidir. Granger nedenselliği, bağımlı değişkenin cari değerinin, kendisinin ve bağımsız değişkenin gecikmeli değerleri arafından belirlendiği görüşüne dayanır. x ve y gibi iki değişken arasındaki nedensellik x ' en y ' ye doğru ( x y ) veya y 'den x 'e ( y x) doğru ek yönlü olabilir. Diğer alernaifler ise çif yönlü nedenselliğin olması ve herhangi bir nedensellik ilişkisi bulunamamasıdır. Granger nedensellik esinde doğru ilişkilerin belirlenebilmesi için serilerin başlangıça durağan olması ya da farkları alınarak durağan hale geirilmeleri gerekmekedir. Çünkü durağan olmayan serilere uygulanan Granger nedensellik esi sahe nedensellik ilişkilerinin bulunmasına neden olur. (Cheng, 1996) Granger nedensellik esinde es eşiliklerinin ahmininde hangi eşiliklerin kullanılacağı değişkenlerin durağan olup olmadıklarına; durağan değillerse aralarında bir eşbüünleşme ilişkisi olup olmadığına bağlı olarak değişir. Örneğin x ve y değişkenlerinin her ikisi de birinci farklarında durağan ve aralarında eşbüünleşme ilişkisi varsa Granger eşilikleri aşağıdaki gibi belirlenir: T y = α + α y + α x + ε 0 1i i 2 j j i= 1 j= 1 T 0, i j T ile belirlenen kısısız eşiliğin Kısılı eşiliken daha iyi sonuçlar verip vermediğine bakılmakadır. T y = β + β y + ε ( kısılı eşilik) 0 1i i i= 1 H : α = α =... = α = 0 ) reddedilirse, x' in y ' nin Granger nedeni Eğer sıfır hipoezi ( 0 21 22 2T olduğu sonucuna varılır. Granger nedensellik esi sonuçları seçilen gecikme uzunluğuna duyarlıdır. Bu nedenle iki değişken arasında anlamlı bir ilişki yaraacağı düşünülen en uzun gecikme uzunluğundan başlanmalıdır. Son olarak F esi yardımı ile iki seri arasında Granger anlamda bir nedensellik ilişkisi olup olmadığına karar verilir. Gelir ve enerji ükeimi arasındaki nedenselliğin yönü belirlendiken sonra, değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkiyi oraya koyan Basi En Küçük Kareler (OLS) ahminleri yapılacakır. Granger esi sonuçları bağımlı ve bağımsız değişkenlerin seçimi konusunda bize yardımcı olacakır. Eşbüünleşme Tesi ve Haa Düzelme Modeli (ECM) Durağan olmayan serilerle yapılan regresyon analizleri, sadece bu seriler arasında eşbüünleşme (Coinegraion) ilişkisi varsa gerçek ilişkiyi yansıabilir. Durağan olmayan iki ya da daha fazla seri arasındaki uzun dönem ilişkisi olup olmadığı eşbüünleşme esi ile belirlenmekedir. Serilerin birinci farklarında durağan oldukları, belirlendiken sonra aralarındaki uzun dönem denge ilişkisinin varlığı, Engle Granger (1987) ve Johansen Juselius (1990) eşbüünleşme esleri uygulanarak incelenebilir. Durağan olmayan iki serinin doğrusal bir bileşeni ile durağan seri yaraılmaya çalışılmakadır. Böyle bir doğrusal kombinasyon bulunamazsa değişkenlerin eşbüünleşik olmadıkları ve haa düzelme modeline gerek olmadığı sonucuna ulaşılır. AMPĐRĐK ANALĐZ Kullanılan veri sei ile model ve eşilikler anııldıkan sonra ahmin sonuçlarına yer verilmişir. Veri Sei
Çalışmada 1970-2008 arası yıllık veriler kullanılmışır. Tahmin edilen eşiliklerde değişkenlerin doğal logarimaları kullanılmışır. Kullanılan değişkenlerden gsmh, gayri safi milli hasılayı, elkuk yıllık elekrik ükeimini, p perol ükeimini, enerji oplam enerji ükeimini, pfiya perolün yıllık oralama fiyaını gösermekedir. 1987 fiyalarıyla Gsmh verisi TCMB veri dağıım siseminden emin edilmişir. Toplam Enerji, elekrik ve perol ükeimi verileri Enerji ve Tabi Kaynaklar Bakanlığı web siesinden alınmışır. Perolün yıllık oralama fiyaına ai veriler ise Amerikan hükümeinin resmi enerji isaisiklerini yayınlayan Enerji Bilgi Yöneimi nden (EIA) elde edilmişir. Şekil 1 : Zaman serisi grafikleri Kullanılan serilere ai zaman serisi grafikleri şekil 1 de göserilmekedir. gsmh, elkuk, p, ve enerji değişkenlerinin poziif rende sahip oldukları anlaşılmakadır. Model ve Eşilikler
Enerji ükeiminin açıklayıcı değişken olduğu eşiliğin log-log biçimi, ln gsmh = α + α ln enerji + α ln pfiya + ε (1) şeklindedir 0 1 2 Burada α 1 gayrisafi milli hasılanın enerji ükeimine göre esneklik değerini, α 2 ise gayrisafi milli hasılanın perol fiyaına göre esneklik değerini vermekedir. Öe yandan eşilike yer alan değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkileri belirlenmişse, bu durumda ahmin için haa düzelme modeli (ecm) oluşurulur. Enerji ükeiminin açıklayıcı değişken olduğu model için haa düzelme erimi ecm = e = ln gsmh α α ln enerji α ln pfiya (2) şeklinde olur. 1 1 0 1 1 2 1 Haa düzelme modelinin amamına ise (1) nolu eşilike haa eriminin yerine haa düzelme erimi koyularak ulaşılabilir. ln gsmh = β + β ln enerji + β ln pfiya + β ln gsmh 0 1 2 3 1 + β ln enerji + β ln pfiya + ν 4 1 5 1 (3) Gayrisafi milli hasılanın bir gecikmeli değerini eşiliğin her iki arafından çıkarırsak ve eşiliğin sağ arafına ln enerji + ln pfiya erimini ekleyip çıkarırsak haa düzelme modeli şu şekilde olur. β β 1 1 2 1 ( 4) ln gsmh = a0 + a1 ln enerji + a2 ln pfiya a (ln gsmh α α ln enerji α ln pfiya ) + ν Burada 3 1 0 1 1 2 1 a = β, a = β, a = (1 β ), a = β - a α = β -(1- β ) α olur. 1 1 2 2 3 3 0 0 3 0 0 3 0 Tahmin edilen haa düzelme modelinde a1 gsmh nın enerji ükeimine göre kısa dönem esneklik değerini, a2gsmh nın perol fiyaına göre kısa dönem esneklik değerini, a3 ise gsmh ve perol fiyalarının kısa dönem sapmasından sonra sisemin ne kadar hızlı ekrar uzun dönem denge değerine doğru hareke edeceğini göserir. Birim Kök Tesleri Gsmh, enerji ükeimi elekrik ükeimi perol ükeimi ve perol fiyaları serilerinin ADF ve KPSS esi sonuçları ablo 1 de sunulmakadır. Analizde serilerin doğal logarimaları kullanılmışır. Serilerin zamana karşı grafikleri incelendiğinde perol fiyaı dışındaki değişkenlerin sabi erim ve aran bir rende sahip oldukları, perol fiyaı serisinde ise belirgin bir rendin bulunmadığı görülmüşür. Zaen zaman serisi grafikleri gelirin ve enerji ükeiminin sıfır olduğu nokadan değil daha yüksek değerlerden başlamakadır. Bu nedenle ADF esinde perol fiyaları için sadece sabi erimli, diğer değişkenler için ise sabi erim ve rendli eşilikler kullanılmışır. Tablo 2 : Düzeyde ADF Birim Kök Tesi Sonuçları ADF Tesi McKinnon Kriik Değerleri DEĞĐŞKEN Tes Đsaisiği Olasılık Değeri %1 %5 %10 lelkuk -2,7171 0,2358-4,2191-3,5330-3,1983
lenerji -2,9799 0,1509-4,2191-3,5330-3,1983 lgsmh -2,8826 0,1791-4,2191-3,5330-3,1983 lp -3,1599 0,1078-4,2191-3,5330-3,1983 lpfiya 2,1384 0,2315-3,6155-2,9411-2,6090 Gecikme sayısını belirlemeke Schwarz Bilgi Krieri (SIC) kullanılmışır. Tablo 2 deki birim kök es sonuçlarına göre üm seriler için hesaplanan es isaisiğinin örnek değeri McKinnon kriik değerlerinden küçük olduğundan serinin birim köke sahip olduğunu ifade eden sıfır hipoezi reddedilememişir. Dolayısıyla serilerin hiçbirisi düzeyde durağan değildir. Tablo 3 : Düzeyde KPSS Birim Kök Tesi Sonuçları KPSS Tesi Asimoik Kriik Değerler DEĞĐŞKEN LM Đsaisiği Ban Genişliği %1 %5 %10 lelkuk 0,1688** 4 0,2160 0,1460 0,1190 lenerji 0,7761* 5 0,2160 0,1460 0,1190 lgsmh 0,1419*** 2 0,2160 0,1460 0,1190 lp 0,1539** 4 0,2160 0,1460 0,1190 lpfiya 0,5217** 4 0,7390 0,4630 0,3470 Ban genişliği değeri için Newey-Wes using Barrle Kernell kullanılmışır. *%1, **%5, ***%10 anlam düzeyinde sıfır hipoezinin reddedildiğini gösermekedir. KPSS esi sonuçlarına göre üm seriler için serinin durağan olduğunu ifade eden sıfır hipoezi reddedilmekedir. Yani seriler düzeyde durağan değildir. Serilerin birinci farklarında durağan olup olmadıklarını belirlemek için birinci farkları alınarak ekrar aynı birim kök esleri yapılmışır. Tablo 4 : Birinci Farklarda ADF Birim Kök Tesi Sonuçları ADF Tesi McKinnon Kriik Değerleri DEĞĐŞKEN Tes Đsaisiği Olasılık Değeri %1 %5 %10 dlelkuk -4,5190* 0,0048-4,2268-3,5366-3,200 dlenerji -5,9660* 0,0001-4,2268-3,5366-3,200 dlgsmh -7,2915* 0,0000-4,2268-3,5366-3,200 dlp -5,6275* 0,0002-4,2268-3,5366-3,200 dlpfiya -5,5693* 0,0000-3,6210-2,9434-2,6102 Gecikme sayısını belirlemeke Schwarz Bilgi Krieri (SIC) kullanılmışır. Değişkenlerin başındaki d harfi birinci farkının alındığını gösermekedir. * %1 anlam düzeyinde sıfır hipoezinin reddedildiğini gösermekedir. ADF esi serilerin ümünün birinci farklarda durağan olduğunu gösermekedir. Tablo 5: Birinci Farklarda KPSS Birim Kök Tesi Sonuçları KPSS Tesi Asimoik Kriik Değerler DEĞĐŞKEN LM Đsaisiği Ban Genişliği %1 %5 %10 dlelkuk 0,0740 1 0,2160 0,1460 0,1190 dlenerji 0,0854 1 0,2160 0,1460 0,1190 dlgsmh 0,1147 9 0,2160 0,1460 0,1190 dlp 0,0817 1 0,2160 0,1460 0,1190 dlpfiya 0,2222 2 0,7390 0,4630 0,3470 Ban genişliği değeri için Newey-Wes using Barrle Kernell kullanılmışır. Tablo 5 e yer alan es sonuçları da ADF esinde olduğu gibi serilerin amamının birinci farklarda durağan olduğunu gösermekedir.
Eşbüünleşme Analizde kullandığımız üm değişkenler birinci farklarında durağan olduğu için bu değişkenleri kullanarak yapılacak Granger nedensellik esi ve VAR analizi gibi uygulamalarda öncelikle bu değişkenler arasında uzun dönemli bir denge ilişkisinin varlığını, yani serilerin büünleşik olup olmadığını belirlememiz gerekir. Bu amaçla yapığımız Johansen eşbüünleşme esi sonuçları ablo 6 da yer almakadır. Tablo 6: Johansen Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Sıfır Hipoezi Maksimum özdeğer isaisiği 0,05 kriik değer Olasılık Đz Đsaisiği 0,05 kriik değer Olasılık r = 0 24,7482 22,2996 0,0223 43,2053 35,1927 0,0056 r 1 12,0980 15,8921 0,1803 18,4570 20,2618 0,0869 r 2 6,3590 9,1645 0,1648 6,3590 9,1645 0,1648 r eşbüünleşik vekör sayısını gösermekedir Hesaplanan maksimum özdeğer ve iz isaisiklerinin kriik değerlerle karşılaşırılması %5 anlam düzeyinde 1 ade eşbüünleşik vekörün mevcu olduğunu gösermişir. Herhangi bir eşbüünleşik vekör bulunmadığını ileri süren sıfır hipoezi için maksimum özdeğer isaisiği 24,7482, iz isaisiği ise 43,2053 olarak hesaplanmışır. Bu değerler, %5 anlam düzeyinde maksimum özdeğer esi için 22,2996, iz esi için 35,1927 olan kriik değerlerden yüksekir. Bu nedenle eşbüünleşik vekör bulunmadığını öne süren sıfır hipoezi her iki es arafından da reddedilmişir. Bu en az 1 eşbüünleşik vekörün var olduğunu göserir. Hesaplanan es isaisikleri ilgili kriik değerlerden küçük olduğu için eşbüünleşik vekör sayısının r 1 ve r 2 olduğunu öne süren sıfır hipoezleri reddedilememişir. Bu sonuçlara göre çalışmada ele alınan dönem iibariyle enerji ükeimi, perol ükeimi ve gsmh arasında uzun dönemli bir denge ilişkisi mevcuur. Bu sonuç da bize haa düzelme eriminin (ECT) nedensellik eslerinde gözönünde uulması gerekiğini ve dinamik ekileri incelerken de VAR yerine VECM kullanılmasını önermekedir.(özer, Türkyılmaz, 2005) Granger Nedensellik Tesi Bir önceki kısımda ifade eiğimiz gibi Granger nedensellik esi yapacağımız değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi olduğu için Granger nedensellik esinde kullanacağımız eşilikler haa düzelme erimini de içerecek biçimde aşağıdaki şekilde belirlenmişir. m Y = β + α X + α X + β Y + λ ECT + u 0 0 i i j j 1 1 i= 1 j= i m (5) m X = γ + δ Y + γ X + δ Y + λ ECT + v 0 0 i i j j 2 1 i= 1 j= 1 m (6) Eşiliklerde ECT 1 haa düzelme eriminin bir dönem gecikmeli değeridir. Haa düzelme eriminin kasayıları olan λ 1 ve 2 λ, X ve Y nin uzun dönem denge ilişkisine geri dönme hızını göserirler. X ve Y nin m ane cari ve geçmiş değerinin cari ve geçmiş değerinin Y üzerindeki ekisini, γ i ve α i ve β j kasayıları δi kasayıları ise X ve Y nin m ane X üzerindeki ekisini gösermekedir. u ve v ise birbiriyle ilişkisiz, beyaz gürülü hae erimleridir. Serilerde eşbüünleşme ilişkisi belirlendiği için Granger nedensellik esi (5) ve (6) nolu eşiliklere dayanır (Dakurah ve diğerleri, 2001). Eşbüünleşme sözkonusu olduğunda Granger nedensellik esleri, (5) nolu
eşilike α i kasayılarının; (6) nolu eşilike ise esi ile ve haa düzelme erimlerinin kasayıları olan 1 sınanması ile yapılır (Özer, Türkyılmaz, 2005). δ j kasayılarının grup olarak anlamlı olup olmadığının sandar F- λ ve λ 2 nin de sırasıyla anlamlı olup olmadığının Enerji ükeimi, perol ükeimi, ve gsmh arasındaki Granger nedensellik es sonuçları Tablo 7 ve Tablo 8 de verilmişir. 2 Tablo 7: Enerji Tükeimi ile gsmh Arasındaki Granger Nedensellik Analizi Sonuçları m = 1 Hipoezler Tes Đsaisiği p-değeri H 0 : Enerji ükeimi gsmh ya neden olmaz H 0 : gsmh enerji ükeimine neden olmaz 0,2123 0,6450 5,5760 0,0182 Tablo 8: Perol Tükeimi ile gsmh Arasındaki Granger Nedensellik Analizi Sonuçları m = 1 Hipoezler Tes Đsaisiği p-değeri H 0 : perol ükeimi gsmh ya neden olmaz H 0 : gsmh perol ükeimine neden olmaz 0,1923 0,6610 3,7054 0,0542 Granger nedensellik esi sonuçlarına göre %5 anlam düzeyinde gsmh dan enerji ükeimine doğru ek yönlü nedensellik belirlenmişir. Buna göre Türkiye de büyüme enerji ükeimini arrmakadır. %10 anlam düzeyinde ise gsmh dan perol ükeimine doğru ek yönlü bir nedensellik söz konusudur. Regresyon Modeli Tahmini Türkiye de enerji ükeimi, perol ükeimi ve gsmh arasındaki ilişki önce basi en küçük kareler yönemi ile ahmin edilen bir eşilike belirlenmeye çalışılmışır. lenerji = α + α lgsmh + α lp + ε 0 1 2 Burada α1 enerji ükeiminin gelir esnekliğini vermekedir. Tahmin edilen eşilik sonuçları aşağıda yer almakadır. 2 Granger nedensellik esleri yapılırken, VECM ahmininde kullanılan ve LR, FPE, AIC, SC ve HQ krierlerine göre en uygun olarak belirlenen 1 gecikme kullanılmışır.
2 0, 748 0,9785 0,1735 0,97 lenerji = + lgsmh + lp R = SE = (1,14) (0,141) (0,154) = (-0,65) (6,922) (1,119) Sonuçlara göre gsmh ve perol ükeimi ile enerji ükeimi arasında anlamlı poziif ilişki bulunmuşur. Gsmh daki %1 lik arış, enerji ükeimini %0,97 arırmakadır. Enerji ükeimindeki değişimin %97 si gsmh ve perol ükeimindeki değişimlerce açıklanabilmekedir. Haa Düzelme Modeli ile Sisemdeki Kısa Dönem Dinamiklerin Belirlenmesi Eşbüünleşik değişkenlerin varlığı haa düzelme modelinin kullanımını gerekli kılmakadır. Haa düzelme modelinin ecm = e = lgsmh α α lenerji α lp haa düzeme eriminin ahmin edilebilmesi için 1 1 2 1 3 1 modele ilave edilmesi gerekir. Daha sonra birinci farkı alınarak haa düzelme modeline ulaşılır. lgsmh = a + a lenerji + a lp a ( lgsmh α α lenerji α lp ) + ε 1 2 3 4 1 1 2 1 3 1 Gsmh ya göre normalleşirilmiş eşbüünleşme kasayıları aşağıdaki gibidir. lenerji = 0,574 lp = 0, 446 Enerji ükeiminin ve perol ükeiminin uzun dönem esneklik değerleri beklenen işarelere sahip (poziif) ve isaisiksel olarak anlamlı bulunmuşur. Enerji ükeimindeki %1 lik arış uzun dönemde gsmh yı %0,574 arırmakadır. Perol ükeimindeki %1 lik arış sonucunda ise gsmh %0,446 arar. Ayrıca modelden elde edilen uyum hızı kasayılarının büyüklükleri ve işareleri de oldukça önemlidir. Bu kasayılar değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiden sapma olduğunda, kısa dönemde bu ilişkiyi dengeye geirecek düzelme mekanizmasının ne kadar hızlı işlediğini göserir. Elde edilen sonuçlara göre enerji ve perol ükeimi ile GSMH arasında kısa dönemde oluşan dengesizlikleri gidermeke enerji ükeiminin anlamlı bir ekisi vardır. Eki Tepki Fonksiyonları Eki-epki fonksiyonları, rassal haa erimlerinden birindeki bir sandar sapmalık şokun, içsel değişkenlerin şimdiki ve gelecekeki değerlerine olan ekisini yansıır. Eki epki fonksiyonlarını kullanmakaki amacımız şoklar sonucu değişkenlerdeki dinamik epkileri görmek ve şoklara uyum sürecini incelemekir. Şekil 2 de VECM siseminde yer alan değişkenler üzerinde farklı şokların ekilerinin göserilmekedir. Gsmh daki bir şoka enerji ükeimi ilk dönem epki vermemeke, ikinci dönemden sonra ise ararak epki vermekedir. Gsmh da yaşanan bir şok sonucunda perol ükeimi dör dönem boyunca ararak epki vermeke, daha sonraki dönemlerde ise sabi bir seyir izlemekedir. Eki epki fonksiyonlarından elde edilen bu sonuç haa düzelme modelinden elde edilen kasayılarla ve gsmh dan enerji ükeimine doğru ek yönlü nedenselliğin belirlendiği Granger nedensellik esi sonuçları ile uarlıdır.
Response o Cholesky One S.D. Innovaions.07.06.05.03.01 Response of LGSMH o LGSMH.07.06.05.03.01 Response of LGSMH o LENERJI.07.06.05.03.01 Response of LGSMH o LPT.05.03.01 -.01 Response of LENERJI o LGSMH.05.03.01 -.01 Response of LENERJI o LENERJI.05.03.01 -.01 Response of LENERJI o LPT - - -.08 Response of LPT o LGSMH.08 Response of LPT o LENERJI.08 Response of LPT o LPT.06.06.06 - - - Şekil 2: Bir Sandar Haalık Şoka Eki-Tepkiler 6. SONUÇ Gelişmeke olan ülkeler için enerjinin ekonomik kalkınma için çok önemli bir fakör olduğu açıkır. Türkiye, kalkınmaka olan birçok ülke gibi enerji yoğun büyümeye dayalı bir yapı arz ederken, enerji ihiyacının çoğunu ihalala karşılamakadır. Türkiye'nin enerji faurasının yükselmesi ise dış icare açığından cari açığa, enflasyondan yaırım ve büyümeye kadar bir dizi olumsuz ekide bulunacakır. Enerji seköründe gerek maliye ve fiya arışları, gerekse aran elekrik enerjisi alebi çerçevesinde birçok ülkede arz güvenliğinin sağlanması konusunda yeni edbirler alınmaka, piyasa mekanizmaları arz güvenliğini sağlayacak edbirler ile güçlendirilmekedir. Ülkemizde de dünya oralamasının üzerinde gerçekleşmeye devam eden alep arışı ve buna bağlı olarak aran yaırım ihiyacı, yeni edbirler alınmasını zorunlu kılmakadır. Aran enerji alebini karşılamak için arz arafında kısılı olanaklarını gelişirmeli, alep arafında da bir planlamaya gimelidir. Dışa bağımlı bir yapı arz eden enerji ükeimi, yaırım ve ekonomik büyüme ahminlerine göre planlanmalıdır. Çünkü ekonomik büyüme ile birlike enerji alebi de armakadır. Ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğru ek yönlü bir nedenselliğin belirlenmiş olması enerji asarrufuna yönelik poliikaların büyümeye zarar vermeden gerçekleşirilebileceğini gösermekedir. Ayrıca enerji piyasasında yaşanacak herhangi bir sıkını, enerji ihiyacının çok küçük bir bölümünü kendi kaynaklarından sağlayan Türkiye nin ekonomik büyümesinin önünde bir engel oluşuracakır. Ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğru ek yönlü nedenselliğin belirlenmesi enerjide arz güvenliği kavramını daha da önemli hale geirmekedir. Çünkü ülkede üreimin ve isihdamın arması, ekonomik büyümenin devamı, ihiyaç duyulan enerjinin kesinisiz olarak sağlanmasına bağlıdır. Enerji poliikalarımızın belirlenmesinde, arz güvenliği açısından, kendi kaynaklarımızın gelişirilmesinin yanında, ihal edilecek kaynaklarda, gerek enerji kaynağı ürü ve gerekse bu kaynakların elde edildiği ülkeler açısından, kaynak çeşililiğinin sağlanması da son derece önemlidir.
KAYNAKLAR Akarca, A.T., Long, T.V. (1980). On he Relaionship Beween Energy and GNP: a reexaminaion. Journal of Energy and Developmen, vol. 5, 326-331. Alınay, G. ve Karagöl, E., (2005). Elecriciy Consumpion and Economic Growh: Evidence From Turkey, Energy Economics, 27, ss. 849-856 Asafu-Adjaye, J., (2000). The Relaionship Beween Energy Consumpion, Energy Prices and Economic Growh: Time Series Evidence From Asian Developing Counries Energy Economics 22, 615-625. Bakıraş, T., Karbuz, S. ve Bildirici, M. (2000). An Economeric Analysis of Elecriciy Demand in Turkey METU Sudies in Developmen, 27, ss.23-34. BP Saisical Review of World Energy, 2009. Cheng, B.S. (1996), An Invesigaion of Coinegraion and Causaliy beween Energy Consumpion and Economic Growh, Journal of Energy and Developmen, vol.21, pp.73-84. Cheng, B.S., (1999). Causaliy Beween Energy Consumpion and Economic Growh in India: An Applicaion of Coinegraion and Error Correcion Modeling Indian Economic Review 34, 39-49 Dakurah A. H., Sephen P. D., Rajan K.S., (2001). Defense Spending and Economic Growh in Developing Counries A Causaliy Analysis Journal of Policy Modeling, 23, 651-658. Erol, U., Yu, E.S.H. (1987). On he Relaionship Beween Energy and Income for Indusrialized Counries. Journal of Energy and Employmen, 13, 113-122. Engle, R.F. and C.W.J. Granger (1987). Co-inegraion and Error-correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, vol. 55, pp. 251 76. Granger, C.W.J. (1969). Invesigaing Causal Relaion by Economeric Models and Cross-Specral Mehods, Economerica, Vol.37, pp.424-438. Gujarai, D., (2004). Basic Economerics Fourh Ediion, McGraw Hill Companies. Hendry, D.F. and Juselius K. (2000). Explaining Coinegraion Analysis: Par I, The Energy Journal, vol. 21, pp. 1 42. Johansen, S. (1988). Saisical Analysis of Coinegraing Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, vol. 12, pp. 231 54. Johansen S, Juselius, K.; (1990). Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaion o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, Vol.52:165-178. Jumbe, C (2004). Coinegraion and Causaliy Beween Elecriciy Consumpion and GDP: Empirical Evidence From Malawi Energy Economics 26, 61-68. Kar, M. ve Kınık E. (2008). Türkiye de Elekrik Tükeimi Çeşileri ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ekonomerik Bir Analizi, Afyon Kocaepe Üniversiesi, Đ.Đ.B.F. Dergisi C.X,S II. Karagöl, E., Erbaykal E., ve Eruğrul, M.H., (2007). Türkiye de Ekonomik Büyüme ile Elekrik Tükeimi Đlişkisi: Sınır Tesi Yaklaşımı, Doğuş Üniversiesi Dergisi, 8(1), 72-80.
Keppler, J.H., Bourbonnais, R. and Girod, J., (2007). The Economerics of Energy Sysems Palgrave Macmillan. Kraf, J., Kraf, A., (1978). On he Relaionship beween Energy and GNP Journal of Energy and Developmen 3, 401-403. Lee C.C. (2005). Energy Consumpion and GDP in Developing counries:a Coinegraed panel analysis. Energy Economics, 27, 415-427 Masih, A.M.M., and Masih, R. (1996). Energy Consumpion, Real Income and Temporal Causaliy; Resuls From a Muli-counry Sudy Based on Coinegraion and Error Correcion Modeling Techniques Energy Economics 18, 165-183. Masih, A.M.M., and Masih, R. (1998). A Mulivariae Coinegraed Modeling Approach in Tesing Temporal Causaliy Beween Energy Consumpion, Real Income and Prices wih an Applicaion o wo Asian LDCs Applied Economics 30 (10), 1287-1298. Özer, M., Türkyılmaz, S. (2005). Türkiye de Enflasyon ile Enflasyon Belirsizliği Arasındaki Đlişkinin Zaman Serisi Analizi Đkisa Đşleme ve Finans Cil 20, Sayı 229, 93-104. Pamir N., (2003). Dünya da ve Türkiye de enerji, Türkiye nin Enerji Kaynakları ve Enerji Poliikaları, Mealurji Dergisi, Sayı:134. Saman, A. (2007). Türkiye de Enerji ve Geleceği ĐTÜ Görüşü Soyaş U., ve Sarı R. (2003). Energy Consumpion and GDP:Causaliy relaionship in G-7 Counries and Emerging Markes. Energy Economics 25, 33-37 Yu, E.S.H., Choi, J.Y., (1985). The Causal Relaionship Beween Energy and GNP: An Inernaional Comparison. Journal of Energy and Developmen 10, 249 272.