Dou Üniversiesi Dergisi, 5 () 004, 83-95 DÖVZ KURU BELRSZLNN HRACATA ETKS: TÜRKYE ÖRNE THE IMPACT OF EXCHANGE RATE UNCERTAINTY ON EXPORTS: THE CASE OF TURKEY Cem SAATCOLU sanbul Üniversiesi, kisa Fakülesi Orhan KARACA Ekonomis Dergisi, Araırma Bölümü ÖZET: Bu çalımada Türkiye deki döviz kuru belirsizlii ile ihraca arasındaki iliki araırılmıır. Çalımanın örnek periyodunu Türkiye nin sabi kur sisemini erk edip esnek kur sisemine geçii Mayıs 98 ile kurların dalgalanmaya bırakıldıı uba 00 arasındaki dönem oluurmakadır. Üçer aylık verilerin kullanıldıı çalıma sonucunda, Türkiye de döviz kuru belirsizliinin ihracaı olumsuz ekiledii bulgusuna ulaılmıır. Bu sonuç hem uzun dönem hem de kısa dönem için geçerlidir. Anahar kelimeler: Döviz kuru belirsizlii, ihraca, ebüünleim esi, haa düzelme modeli. ABSTRACT: In his paper we examined he relaionship beween exchange rae uncerainy and expors in Turkey. Sample period of he sudy is 98, May, he dae Turkey inroduced flexible exchange rae sysem afer quiing fixed exchange rae sysem, and 00, February when exchange raes were lef floaing. The resuls of his sudy, in which quarerly daa are used, indicae ha exchange rae uncerainy affecs expors negaively in Turkey. This finding is valid boh for long-run and shor-run. Keywords: Exchange rae uncerainy, expors, coinegraion es, error correcion model. I. Giri 973 yılında Breon Woods siseminin yıkılmasından bu yana dünya döviz piyasalarına hakim olan olgu belirsizlikir. Gelimi ülke paralarının ABD doları karısındaki deerinin sabi olmakan çıkarılıp dalgalanmaya bırakılmasından sonra kurların deikenlii armı ve geleceke alacaı deeri öngörmek çok zor hale gelmiir. Döviz kurlarının deikenliinin armasının dı icare üzerindeki ekisi, Breon Woods siseminin yıkılmasından sonra ikisaçıların ilgisini çekmiir. Ancak bu ekinin yönü konusunda bir görü birliine ulaılmı deildir. Döviz kurlarındaki deikenliin armasının dı icarei olumsuz ekileyeceinin ileri sürüldüü eorik çalımalar olduu gibi, olumlu ekileyebileceinin iddia edildii çalımalar da vardır. Özellikle 990 lı yıllarda younlaan ampirik çalımalar, eorideki bu anlamazlıı çözüme kavuuramamıır. Söz konusu ampirik çalımaların bazılarında döviz kuru deikenliinin armasının dı icarei olumsuz ekiledii sonucuna ulaılırken, bazılarında ise poziif eki bulgusuna ulaılmıır. Döviz kuru deikenlii ile dı icare arasında isaisiksel olarak anlamlı bir iliki olmadıı bulgusuna ulaan çalımalar da mevcuur. Belirsizlik dorudan gözlenemedii için, ilgili lieraürde, emsili gösergesi olarak deikenlik (volailiy) kullanılmakadır. Aynı ey bu çalıma için de geçerlidir. Meinde geçen belirsizlik ve deikenlik erimleri aynı anlamda kullanılmıır. Teorik ve ampirik lieraür hakkında geni bilgi edinmek için Coe (994) ve McKenzie (999) çalımalarına bakılabilir.
84 Cem SAATÇOLU, Orhan KARACA Mayıs 98 arihinde sabi kur uygulamasını erk eden Türkiye de de döviz kurlarının belirsizlii olgusu yaanmakadır. Bu çalıma, döviz kuru belirsizliinin ülkemizin ihracaı üzerindeki ekisini oraya koymayı amaçlamakadır. Çalıma öyle organize edilmiir: kinci bölümde, döviz kuru belirsizliinin dı icare üzerindeki ekisi konusundaki eorik ve ampirik lieraürün bir özei verilmiir. Üçüncü bölümde çalımada kullanılan model ve veri sei anıılmıır. Dördüncü bölümde ekonomerik analizin sonuçları yer almakadır. Beinci bölümde ise çalımanın sonuçlarına ve deerlendirmelere yer verilmiir. II. Lieraür Özei Döviz kuru belirsizliinin dı icarei olumsuz ekileyecei görüü, firmaların risken kaçınma davranıına dayanmakadır. Bu görüe göre döviz kuru deikenliindeki arı risken kaçınan firmaların maliyelerini arırır ve daha az dı icare yapmalarına yol açar. Bunun nedeni icari anlama yapılırken o andaki döviz kurunun kabul edilmesi, faka ödemenin mal eslim edildiken sonra yapılmasıdır. Bu durumda döviz kurlarındaki deimelerin öngörülemez hale gelmesi elde edilecek kârla ilgili belirsizlik yaramaka ve uluslararası icarein faydalarını azalmakadır (Ehier, 973; Hooper ve Kohlhagen, 978). Faka daha sonra yapılan eorik çalımalar, firmanın risken kaçınma davranıının dı icare üzerindeki ekisinin belirsiz olduunu gösermiir. De Grauwe (988) ye göre döviz kuru deikenliindeki arıın ihraca üzerindeki ekisi risken kaçınmanın derecesine balıdır. Döviz kuru belirsizlii, risken kaçınmanın derecesine göre gelir ve ikame ekilerine yol açacak ve bu ekilerden hangisinin baskın çıkacaına balı olarak ihracaı arıracak ya da azalacakır. Eer ihracaçının risken kaçınma derecesi yüksekse, döviz kuru deikenlii arıında gelirinin azalmaması için daha fazla ihraca yapmayı ercih edecek (gelir ekisi) ve böylece ihracaa arı olacakır. hracaçının risken kaçınma derecesinin düük olması halinde ise döviz kuru deikenliindeki arı iç piyasaya yönelmesine yol açacak (ikame ekisi) ve böylece ihracaa gerileme yaanacakır. Uluslararası icare üzerine geliirilen hiserezis modelleri de döviz kuru belirsizliinin dı icarei ekileyebileceini gösermiir (Baldwin ve Krugman, 986; Dixi, 989). Bu modellerde hiserezis ekisi baık maliyelerin ve döviz kuru belirsizliinin birleimiyle açıklanabilmekedir. Yabancı bir irkein bir ülkenin pazarına giri ya da çıkı kabiliyei döviz kuru seviyelerine balıdır. Eer uluslararası ilemler önemli baık maliyeleri içeriyor ise döviz kuru belirsizlii dı icare davranıını ekiler. Ancak bu ekinin yönünü ayin emek zordur. Örnein Froo ve Klemperer (989), oligopolisik bir pazar yapısı alında pazar payında sorun olması halinde, döviz kuru belirsizliinin dı icarein fiya ve mikarını olumlu ya da olumsuz yönde ekileyebileceini gösermiir. Kısacası eorik lieraürde döviz kuru belirsizliinin dı icarei nasıl ekiledii konusunda bir görü birlii bulunmamakadır. Aynı karııklık ampirik lieraür için de geçerlidir. Döviz kuru belirsizliinin dı icare üzerindeki ekisini araıran Hiserezis ekisi ile bu ekiye neden olan koulların oradan kalkmasından sonra görülen gecikmeli ekiler kasedilmekedir. Firmanın piyasadan çıkması halinde geri alamayacaı, araırma ve geliirme, pazarda yer edinme, sermaye yaırımı gibi harcamalarından kaynaklanan maliyeleri ifade emekedir.
Döviz Kuru Belirsizliinin hracaa Ekisi : Türkiye Örnei 85 çalımalar farklı sonuçlar vermiir. Esasında Kenen ve Rodrik (986), Koray ve Lasrapes (989), Pozo (99), Chowdhury (993), Arize (995 ve 996), Arize, Osang ve Sloje (000), Arize, Malindreos ve Kasibhala (003) gibi birçok çalımada döviz kuru belirsizliinin dı icarei olumsuz ekiledii sonucuna ulaılmıır. Ancak buna karılık Klein (990) ile McKenzie ve Brooks (997) gibi döviz kuru belirsizliinin dı icarei olumlu ekiledii bulgusunu elde eden, Gour (985) ve Arisoelous (00) gibi döviz kuru belirsizlii ile dı icare arasında isaisiksel olarak anlamlı bir iliki bulunmadıı sonucuna ulaan çalımalar da bulunmakadır. Lieraürde Türkiye nin ele alındıı çalımalar da mevcuur. Özbay (999), 988-997 dönemine ai üçer aylık verileri kullandıı çalımasında, Türkiye de döviz kuru belirsizliinin ihraca üzerinde isaisiksel olarak anlamlı negaif ekileri olduunu bulmuur. 980-996 dönemi üçer aylık verilerinin kullanıldıı Doanlar (00) çalımasında da döviz kuru belirsizliinin ihracaı olumsuz ekiledii bulgusuna ulaılmıır. III. Model, Veri ve Meodoloji Döviz kuru belirsizliinin ihraca üzerindeki ekisini araıran ampirik çalımalarda genelde reel ihracaın, reel dı gelir, karılaırmalı ihraca fiyaları ve döviz kuru belirsizliinin emsili gösergesi olan reel efekif döviz kuru deikenlii arafından açıklandıı modeller kullanılmıır. Bunlara ek olarak reel efekif döviz kurunun kendisinin açıklayıcı deiken olarak kullanıldıı çalımalar da mevcuur (Arize, 996; Asafu-Adjeye, 999). Bu çalımada da böyle bir model kullanılmıır. Söz konusu model aaıda yer almakadır. LnX = δ + δ LnY + δ LnP + δ LnR + δ V + δ D + δ D + 0 δ D + EC 7 3 3 4 5 6 () Burada X reel ihracaı, Y reel dı geliri, P Türkiye nin ihraca fiya endeksinin dünya ihraca fiya endeksine bölünmesiyle hesaplanan karılaırmalı ihraca fiyalarını, R reel efekif döviz kurunu, V döviz kuru belirsizliinin emsili gösergesi olan reel efekif döviz kuru deikenliini gösermekedir. Ln erimi, ilgili deikenlerin doal logarimasının alındıını ifade emekedir. EC haa erimidir. Modele ayrıca deikenler üzerindeki mevsimsel ekileri beraraf emek amacıyla üç ade mevsimsel kukla deiken ( D, D ve D 3 ) eklenmiir. 995 fiyalarıyla milyon dolar cinsinden ifade edilen reel ihraca deikeni, nominal ihracaın Türkiye nin ihraca fiya endeksi ile deflae edilmesiyle oluurulmuur. Nominal ihraca verileri TCMB nin inerne siesindeki elekronik veri daıım sisemi ile DPT, Temel Ekonomik Gösergeler, Mar 99 yayınından alınmıır. Türkiye nin ihraca fiya endeksinin kaynaı da TCMB veri daıım sisemidir. Orijinali 994=00 bazlı olan ihraca fiya endeksi, çalımada kullanılan dier verilerle uyumlu olması için, arafımızdan 995=00 bazlı hale geirilmiir.
86 Cem SAATÇOLU, Orhan KARACA Dünya ekonomisine ilikin yıllık GSYH (Gayri Safi Yuriçi Hasıla) verileri bulunmakla birlike üçer aylık veriler mevcu deildir. Bu nedenle çalımada reel dı gelirin gösergesi olarak G-7 ülkelerinin oplam GSYH deerleri kullanılmıır. G-7 ülkelerinin oplam GSYH deeri, dünya GSYH sının yaklaık % 55 ine denk geldii için dünya ekonomisini emsil eme yeeneine sahipir. Ayrıca G-7 ülkelerine yapılan ihracaın Türkiye nin oplam ihracaı içindeki payı % 47 dir (98-000 oralaması) ve bu nedenle bu ülkelerin oplam GSYH deerinin Türkiye nin ihracaı için dı alep gösergesi olarak alınması yerindedir. 995 yılı fiyalarıyla milyon dolar cinsinden ifade edilen söz konusu veri, OECD nin inerne siesindeki isaisik veri abanından alınmıır. Reel ihracaaki deiim üzerinde fiya deimelerinin ekisini ölçmek için kullanılan karılaırmalı ihraca fiyaları, Türkiye nin ihraca fiya endeksinin dünya ihraca fiya endeksine bölünmesiyle oluurulmuur. Yukarıda da belirildii gibi, Türkiye nin ihraca fiya endeksi TCMB veri daıım siseminden alınmı ve 994=00 bazlı iken arafımızdan 995=00 bazlı hale dönüürülmüür. Yine 995=00 bazlı olan dünya ihraca fiya endeksi ise IMF nin inerne siesindeki uluslararası finansal isaisikler veri abanından alınmıır. Modeldeki dördüncü açıklayıcı deiken olan reel efekif döviz kuru endeksi, Türkiye nin ihracaında en büyük paya sahip olan be ülke (Almanya, ABD, alya, ngilere ve Fransa) esas alınarak hesaplanmıır. Hesaplamada kullanılan be ülkeye ve Türkiye ye ai 995=00 bazlı ükeici fiya endeksi verileri IMF nin yukarıda belirilen kaynaından alınmıır. Döviz kurlarının kaynaı ise TCMB veri daıım sisemidir. Kurların aırlıklandırılmasında söz konusu be ülkenin Türkiye nin ihracaındaki paylarından faydalanılmıır. Son açıklayıcı deiken olan döviz kuru deikenlii ise dorudan gözlenmesi mümkün olmayan döviz kuru belirsizliinin emsili gösergesidir. Döviz kuru deikenlii, ilgili lieraürde sık kullanılan bir yönem benimsenerek, reel efekif döviz kuru endeksinin deiim oranının sandar sapmasının harekeli oralaması alınarak hesaplanmıır. Bu hesaplamada kullanılan denklem aaıdadır. m V () = [( / m) ( LnR i= / + i LnR+ i ) ] Burada harekeli oralamanın dönem sayısını göseren m=8 olarak alınmıır. Döviz kuru belirsizliini benzer ekilde modelleyen çalımalara örnek olarak Koray ve Lasrapes (989), Chowdhury (993), Arize (996), Arize, Osang ve Sloje (000), Doanlar (00) verilebilir. Çalımada esas olarak 98:3-000:4 dönemi ele alınmıır. Ancak döviz kuru deikenliinin hesaplanması sırasında baan 8 gözlem kaybedildii için araırmanın kapsadıı fiili dönem 983:3-000:4 dönemi olmuur. Bu dönemin balangıç arihi, Türkiye nin Mayıs 98 arihinde sabi kur uygulamasını erk edip serbes kur uygulamasına geçmesi nedeniyle belirlenmiir. Dönemin bii arihinin belirlenmesinde ise TL nin dalgalanmaya bırakıldıı uba 00 arihi dikkae Hesaplama yönemi için Kıpıcı ve Kesriyeli (997) çalımasına bakılabilir.
Döviz Kuru Belirsizliinin hracaa Ekisi : Türkiye Örnei 87 alınmıır. Böylece sabi kur dönemi ile dalgalı kur dönemi araırmadan dılanarak, kurların esnek ama para ooriesinin konrolü alında olduu dönemdeki döviz kuru belirsizliinin ihraca üzerindeki ekisi incelenmiir. Dalgalı kur döneminin araırmadan dılanmasının nedeni, bu döneme ilikin olarak elde yeerli sayıda gözlem bulunmamasıdır. Dı gelirin arması ihraç mallarımıza olan alebin armasını salayacaından, () numaralı denklemde yer alan δ parameresi için önsel bekleni poziif deer almasıdır. δ parameresi için önsel bekleni ise negaif olmasıdır. Çünkü Türkiye nin ihraca fiyalarının dünya ihraca fiyalarına oranı yükseldiinde, ihraç ürünlerimiz alıcılar için pahalı hale gelecek ve alebi azalacakır. Bu çalımada hesaplandıı ekliyle reel efekif döviz kurundaki arı TL nin yabancı paralar karısında deer kaybemesi anlamına gelmekedir. TL nin deer kaybı ihraç ürünlerini ucuzlaacaı için alebinin armasını salayacakır. Bunun için δ 3 parameresinin deerinin poziif olması beklenmekedir. Daha önce yapılan ampirik çalımalar ııında, döviz kuru deikenliinin parameresi olan δ 4 ün ise negaif veya poziif çıkması söz konusu olabilecekir. Zaman serisi kullanılan analizlerde yapılması gereken ilk i, modelde kullanılan deikenlerin duraan olup olmadıının sınanmasıdır. Bir zaman serisi, oralamasıyla varyansı zaman içinde deimiyor ve iki dönem arasındaki orak varyansı bu orak varyansın hesaplandıı döneme deil de yalnızca iki dönem arasındaki uzaklıa balı ise duraandır (Gujarai, 999: 73). Granger ve Newbold (974), duraan olmayan zaman serileriyle çalıılması halinde düzmece regresyon problemiyle karılaılabileceini gösermiir. Bu durumda regresyon analiziyle elde edilen sonuç gerçek ilikiyi yansımaz. Duraan olmayan zaman serileriyle yapılan regresyon analizleri, sadece bu seriler arasında bir ebüünleim (coinegraion) ilikisi varsa gerçek ilikiyi yansıabilir (Gujarai, 999: 76). Zaman serilerinin duraanlık özelliklerinin araırılması için çeili yönemler mevcusa da son yıllarda daha çok Dickey ve Fuller (98) arafından geliirilen Genileilmi Dickey-Fuller (augmened Dickey-Fuller; ADF) birim kök esi kullanılmakadır. Bu çalımada da serilerin duraanlık özellikleri ADF birim kök esi ile araırılmıır. Bu ese aaıdaki denklem kullanılmakadır. Y = β + β + δ Y + α Y + ε k i i (3) i= Burada Y, duraan olup olmadıı es edilen deikenin birinci farkını, genel eilim deikenini, gecikmeli fark erimlerini ifade emekedir. Gecikmeli Y i fark erimleri, haa eriminin ardıık baımsız olmasını salamak amacıyla modele konulmakadır. Çünkü ADF esinin salıklı sonuç vermesi, ahmin edilen modelde ardıık baımlılık probleminin olmamasına balıdır. Denklemde k olarak ifade edilen gecikme uzunluu, genelde Akaike (974) veya Schwarz (978) arafından geliirilen bilgi krierleri kullanılarak belirlenmekedir. Bu çalımada gecikme uzunluunun espiinde Schwarz krieri (Schwarz crierion; SC) kullanılmıır.
88 Cem SAATÇOLU, Orhan KARACA ADF esinde, yukarıdaki denklemdeki kasayısının isaisiksel olarak sıfıra ei olup olmadıı es edilir. Bu sınama, elde edilen ADF- isaisiinin MacKinnon (990) kriik deerleri ile karılaırılması sureiyle yapılır. Eer ADF- isaisii belirlenen anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kriik deerinden küçükse ele alınan zaman serisi duraan demekir. Aksi durumda ise seri duraan deildir. Bu durumda duraanlıı salanıncaya kadar serinin farkının alınması gerekir. Duraan olmayan zaman serilerinin düzey deerleriyle çalıılıp çalıılamayacaını anlamak için ebüünleim esinin yapılması gerekir. Ancak bu esin yapılabilmesi için ele alınan deikenlerin aynı düzeyde farkı alındıında duraan hale gelmeleri yani büünleme derecelerinin aynı olması arır. Ekonomeride ebüünleim ilikisinin araırılması için geliirilmi çeili yönemler mevcuur. Son yıllarda çok deikenli ebüünleim esinde daha çok Johansen (988) ve Johansen ve Juselius (990) arafından geliirilen ve maksimum olabilirlik ahminine dayanan yönem kullanılmakadır. Bu çalımada da aynı yönem kullanılmıır. Johansen ebüünleim esi, duraan olmayan serilerin farkları ile seviyelerini içeren VAR (Vecor Auo Regression) ahmininden oluur. Düzeyde duraan olmayan X ve Y gibi iki seriyi ele alalım. Bu durumda, Z, X ve Y serilerini içeren bir vekör olmak üzere, Johansen ebüünleim esi için oluurulacak VAR modeli aaıdaki gibi olacakır. Ζ = Γ Ζ +... + Γ Ζ + ΠΖ + ε (4) k k + k Burada Γ i, (i =,,.., k-) Ζ vekörünün birinci farkının gecikmelerini ifade eden deikenlerin paramereler marisidir. Π, deikenlerin seviyelerine ilikin paramere marisini göserir. ε ise VAR modelinin haa erimlerini gösermekedir. Johansen ebüünleim esi, buradaki Π marisinin rankının bulunmasına dayanır. Eer Π marisinin rankı sıfır ise Z vekörünü oluuran deikenler arasında ebüünleim ilikisi yok demekir. Π marisinin rankının bir olması ise Z vekörünü oluuran seriler arasında bir ebüünleim ilikisi olduunu yani uzun dönemde birlike hareke eiklerini göserir. Π marisinin rankının birden büyük olması halinde ise seriler arasında birden fazla ebüünleim ilikisi var demekir. Johansen yöneminde duraan olmayan seriler arasındaki ebüünleim ilikisi iki es isaisii yardımıyla araırılır. Bunlardan biri iz (race), dieri ise maksimum özdeer (maximum eigenvalue) isaisiidir. z esi Π marisinin rankını inceleyerek, rankın r ye ei ya da r den küçük olduunu ifade eden sıfır hipoezini es eder. Burada r ebüünleik vekör sayısını gösermekedir. Maksimum özdeer isaisii ise ebüünleik vekör sayısının r olduu sıfır hipoezini r+ olduu alernaif hipoezine karı es eder. Hesaplanan es isaisikleri belirli bir anlamlılık düzeyindeki kriik deerlerden büyükse sıfır hipoezi re, aksi akdirde ise kabul edilir. Bu es isaisiklerinin kriik deerleri Johansen ve Juselius (990) ile Oserwald-Lenum (99) çalımalarında verilmiir.
Döviz Kuru Belirsizliinin hracaa Ekisi : Türkiye Örnei 89 Engle ve Granger (987) e göre, duraan olmayan deikenler arasında bir ebüünleim ilikisi varsa, deikenlerin kısa dönemdeki davranıları haa düzelme modeli (error correcion model; ECM) çerçevesinde ele alınabilir. Haa düzelme modelinde baımlı deikendeki deime, açıklayıcı deikenlerdeki deime ile ebüünleme denkleminden elde edilen haa erimleri serisinin gecikmeli deerinin fonksiyonu olarak ele alınır. Burada haa düzelme eriminin kasayısı, baımlı deikende kısa dönemdeki dengesizliin ne kadarının bir sonraki dönemde düzelildiini göserir. Haa düzelme modelinde deikenler duraan oldukları seviyeleriyle kullanılır. Bu çalımada kullanılan haa düzelme modeli aaıdadır. X = α + α EC 0 η R i i + + i β X i λ V i i + χ Y + δ D + δ D i i + + δ D 3 γ P 3 i + ε i + (5) Burada EC ebüünleme veköründen elde edilen haa erimleri serisinin birinci gecikmeli deeridir. Dier deikenler, () numaralı denklemdekilerle aynıdır. erimi ilgili deikenlerin birinci farklarının alındıını gösermekedir. Modelde birinci farkı alınmı deikenlerin cari deerleri yanında gecikmeli deerleri de kullanılmıır. Modele sabi erim ile mevsimsel kukla deikenler de eklenmiir. IV. Analiz Sonuçları Bu bölümde modelin çözümü için yapılan esler ve sonuçları anlaılmakadır. Teslerin yapılmasında Eviews 3. ekonomeri pake programından yararlanılmıır. A. Birim Kök Tesi Bu çalımada serilerin duraanlık analizi ADF birim kök esi kullanılarak yapılmıır. Tablo de ADF birim kök esinin sonuçları verilmekedir. Tablo. ADF birim kök esi sonuçları ADF- isaisii (Düzey) ADF- isaisii (Birinci fark) Deikenler Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli LnR 0.76 (8) -.80 (8) -5.37* (7) -5.40* (7) LnY -.4 () -.6 () -5.40* (0) -5.45* (0) LnP -.5 (3) -.4 (3) -6.54* () -6.55* () LnR -.03 (0) -.0 (0) -7.0* () -7.07* () V -.0 () -.0 () -6.5* (0) -6.5* (0) Paranez içinde yer alan sayılar, SC kullanılarak seçilen gecikme uzunluklarıdır. * iarei % düzeyinde anlamlılıı ifade emekedir. MacKinnon (990) kriik deerleri, %, % 5 ve % 0 anlamlılık düzeyleri için, sırasıyla, rendsiz modelde -3.53, -.90 ve -.59, rendli modelde -4.0, -3.48 ve -3.7 dir. Görüldüü gibi, ele alınan serilerin hiçbiri düzeyde duraan deildir. Serilerin düzey deerleri için elde edilen ADF- isaisikleri, hem rendsiz hem de rendli modelde, % 0 anlamlılık düzeyinde bile MacKinnon kriik deerlerinden büyükür. Ancak birinci farkları alındıında üm seriler duraan hale gelmekedir. Birinci farkı alınan seriler için hesaplanan ADF- isaisikleri, % anlamlılık düzeyinde MacKinnon kriik deerlerinin alında kalmakadır. Böylece serilerin büünleme derecelerinin aynı olduu (I()) oraya çıkmaka ve ebüünleim esi için gerekli koul salanmı olmakadır.
90 Cem SAATÇOLU, Orhan KARACA B. Ebüünleim Tesi Ebüünleim esinde öncelikle kullanılan VAR modelinde deikenlerin kaç gecikmeli deerinin yer alacaının espi edilmesi gerekmekedir. Çalımada Akaike bilgi krieri (Akaike informaion crierion; AIC) vasıasıyla VAR modelinin gecikme uzunluu olarak belirlenmiir. VAR modeline sabi erim ve deikenler üzerindeki mevsimsel ekileri beraraf emek amacıyla üç ade mevsimsel kukla deiken dısal olarak ilave edilmiir. Tablo. Johansen ebüünleim esi sonuçları Sıfır hipoezi Maksimum özdeer isaisii % 95 kriik deer z saisii % 95 kriik deer Özdeer r = 0 48.7* 34.40 8.09* 76.07 0.5 r.76 8.4 33.38 53. 0.7 r 9.7.00 0.6 34.9 0.33 r 3 7.84 5.67 0.90 9.96 0.09 r 4 3.05 9.4 3.05 9.4 0.044 r ebüünleik vekör sayısını gösermekedir. Kriik deerler, Oserwald-Lenum (99) çalımasından alınmıır. * iarei, ilgili hipoezin % 5 anlamlılık düzeyinde reddedildiini gösermekedir. VAR modelindeki gecikme uzunluu, AIC vasıasıyla olarak belirlenmiir. Tablo de Johansen ebüünleim esinin sonuçları yer almakadır. Hesaplanan maksimum özdeer ve iz isaisiklerinin Oserwald-Lenum (99) çalımasından alınan kriik deerlerle karılaırılması, % 5 anlamlılık düzeyinde ade ebüünleik vekörün mevcu olduunu gösermekedir. Herhangi bir ebüünleik vekör bulunmadıını (r = 0) öne süren sıfır hipoezi için maksimum özdeer isaisii 48.7, iz isaisii ise 8.09 olarak hesaplanmıır. Bu deerler, % 95 güven düzeyinde maksimum özdeer esi için 34.40, iz esi için 76.07 olan kriik deerlerden yüksekir. Bu nedenle ebüünleik vekör bulunmadıını öne süren sıfır hipoezi her iki es arafından da reddedilmiir. Bunun anlamı en az ebüünleik vekörün var olduudur. Hesaplanan es isaisikleri ilgili kriik deerlerden küçük olduu için, ebüünleik vekör sayısının r, r, r 3 ve r 4 olduunu öne süren sıfır hipoezleri ise re edilememekedir. Bu durum ebüünleik vekör sayısının olduu anlamına gelmekedir. Bu sonuçlara göre çalımada ele alınan dönem iibariyle reel ihraca, reel dı gelir, karılaırmalı ihraca fiyaları, reel efekif döviz kuru ve döviz kuru deikenlii arasında uzun dönemli bir denge ilikisi mevcuur. Johansen ebüünleim esi sonucunda elde edilen ebüünleme denkleminin reel ihracaa göre normalize edilmi biçimi Tablo 3 e görülmekedir. Tabloda kasayıların alında yer alan isaisikleri, reel ihraca ile ele alınan üm baımsız deikenler arasında uzun dönemde anlamlı bir iliki olduunu gösermekedir. Reel dı gelir, karılaırmalı ihraca fiyaları ve reel efekif döviz kuru deikenlerinin kasayılarına ai isaisikleri %, döviz kuru deikenliinin kasayısına ai isaisii ise % 5 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlı çıkmıır.
Döviz Kuru Belirsizliinin hracaa Ekisi : Türkiye Örnei 9 Tablo 3. Normalize edilmi ebüünleme vekörü LnX = 59.700 + 3.667 LnY +.55 LnP + 0.446 LnR 0. 740 V (-6.96)* (45.57)* (6.6)* (3.84)* (-.0)** Paranez içindeki sayılar isaisikleridir. * iarei %, ** iarei % 5 düzeyinde anlamlılıı ifade emekedir. Elde edilen ebüünleme denklemi, uzun dönemde ihracaı en çok ekileyen deikenin reel dı gelir olduunu gösermekedir. Reel dı gelirin kasayısı dier kasayılardan oldukça yüksek ve 3.667 olarak çıkmıır. Bu durum reel dı gelirdeki % lik arıın Türkiye nin reel ihracaını yaklaık olarak % 3.7 oranında arırdıını gösermekedir. Bu kasayı yüksek olmakla birlike, lieraürde gelimeke olan ülkeler üzerine yapılan çalımaların sonuçlarıyla uyumludur. Örnein Arize, Osang ve Sloje (000) çalımasında ele alınan 3 gelimeke olan ülkenin beinde (Endonezya, Kore, Malezya, Tayvan ve Tayland) reel dı gelirin kasayısı 3 en, birinde (Meksika) ise 4 en büyük bulunmuur. 0 gelimeke olan ülkenin ele alındıı Arize, Malindreos ve Kasibhala (003) çalımasında, ihracaın gelir elasikiyei Güney Afrika ve Venezüella için 3 ün, Burkina Faso için 4 ün, Kosa Rika ve Kenya için 5 in üzerinde çıkmıır. hracaın gelir elasikiyei gelimi ülkelerde genelde nin alında kalırken, gelimeke olan ülkelerde nin üzerinde olmakadır. Reel dı gelir ile reel efekif döviz kuru deikenlerinin kasayılarının iareleri, önsel beklenilere uygun olarak poziif çıkmıır. Karılaırmalı ihraca fiyaları deikeninin kasayısının iarei ise negaif olması beklenirken poziif olarak bulunmuur. Bu durum aırıcı olmakla birlike ilgili lieraürde örnekleri vardır. Örnein Arize, Osang ve Sloje (000) çalımasında ele alınan 3 gelimeke olan ülkeden ikisinde (Endonezya ve Sri-Lanka) aynı bulguya ulaılmıır. G-7 ülkelerinin ele alındıı Chowdhury (993) çalımasında da alya için ulaılan sonuç aynıdır. Lieraürde karılaırmalı ihraca fiyalarının reel ihracala poziif ilikili ya da isaisiksel olarak anlamsız çıkması genellikle veri kaliesinin yeersizliine veya zamanında eslima, asarımda iyileme, ürün çeililii, saldırgan pazarlama gibi fiya dıı fakörlerin ihracaa daha fazla rol oynamasına balanmakadır (Arize, Osang ve Sloje, 000: 3). Araırmanın amacı açısından esas önemli olan sonuç ise döviz kuru deikenliinin kasayısının iareinin negaif ve isaisiksel olarak anlamlı çıkmasıdır. Bu durum çalımada ele alınan dönemde Türkiye de döviz kuru belirsizliinin ihracaı olumsuz ekilediini gösermekedir. C. Haa Düzelme Modeli ncelediimiz deikenler arasında ebüünleim ilikisinin bulunması, deikenlerin kısa dönemdeki davranılarının haa düzelme modeli çerçevesinde ele alınabileceini gösermekedir. Haa düzelme modeline baımsız deikenler cari ve dör gecikmeli deerleri ile alınmıır. Baımlı deikenin dör gecikmeli deeri kullanılmıır. Lieraürde sık kullanılan Hendry nin genelden özele (general-ospecific) yönemi (bkz. Hendry, Pagan ve Sargan, 984) benimsenerek analize en uzun gecikme deerleriyle balanmı, daha sonra kasayıları isaisiksel olarak anlamsız olan gecikme deerleri, elenmelerinin ardıık baımlılıa yol açmaması
9 Cem SAATÇOLU, Orhan KARACA kaydıyla, model dıına çıkarılmıır. Bu eleme ilemi sonucunda elde edilen model Tablo 4 e görülmekedir. Tablo 4. Haa düzelme modeli sonuçları Gecikme Deikenler sayısı EC LnX LnY LnP LnR V 0 -.75 (-.77)*** -0.76 (-5.6)* -0.644 (-5.)* 8.746 (3.47)* 0.830 (3.0)* 0.488 (3.48)* 3-0.443 (-.7)*** 4 0.06 (.9)** Öze isaisikler R² = 0.89 _ R ² = 0.87 DW =.8 F = 39.45 (0.00) Jarque-Bera normallik sınaması: ²[] = 0.6 (0.73) Breusch-Godfrey ardıık baımlılık sınaması: F[4, 49] =.74 (0.6) Whie deien varyans sınaması: F[9, 45] = 0.69 (0.8) Ramsey model kurma haası sınaması: F[, 5] =.3 (0.7) Kasayıların alında paranez içinde yer alan sayılar isaisikleridir. * iarei %, ** iarei % 5, *** iarei % 0 düzeyinde anlamlılıı ifade emekedir. Öze isaisikler bölümünde paranez içinde yer alan sayılar ilgili es isaisiinin kesin olasılık deerlerini gösermekedir. Tablo 4 e yer alan veriler, modelin reel ihracaaki deiimi açıklama gücünün oldukça yüksek olduunu gösermekedir. Düzelilmi R² deeri 0.87 olarak çıkmıır. Yapılan esler, modelde herhangi bir sorun bulunmadıına iare emekedir. Jarque-Bera sınamasına göre haa erimlerinin daılımı normaldir. Breusch-Godfrey sınaması, modelde ardıık baımlılık probleminin bulunmadıını gösermekedir. Whie sınamasına göre deien varyans (heeroskedasiciy) konusunda da endielenmeye gerek yokur. Ramsey sınaması da model kurma haasının söz konusu olmadıını gösermekedir. Modelde haa düzelme eriminin kasayısı beklendii gibi negaif iareli ve isaisiksel olarak anlamlı çıkmıır. Söz konusu kasayının deeri, cari dönemdeki dengesizliin % 76 lık bölümünün bir sonraki dönemde giderildiini gösermekedir. Bu durum modelin uzun dönem dengesine ayarlanma hızının oldukça yüksek (yaklaık çeyrek dönem) olduunu gösermekedir. Uzun dönemde olduu gibi kısa dönemde de reel ihracaı en fazla ekileyen deikenin reel dı gelir olduu görülmekedir. Reel dı gelir deikeninin kasayısının deeri, dier açıklayıcı deikenlerin kasayılarının deerinden çok yüksekir. Bu yönemi kullanan çalımalara örnek olarak Chowdhury (993), Arize ve Malindreos (998), Arize, Osang ve Sloje (000), Doanlar (00) verilebilir.
Döviz Kuru Belirsizliinin hracaa Ekisi : Türkiye Örnei 93 Ancak baımlı deikendeki deiimin baımsız deikenlerdeki deimelere ayarlanma sürelerinin hesaplanması, reel ihracaaki deiimin en hızlı reel efekif döviz kurundaki deiime epki verdiini gösermekedir. Reel ihracaaki deiimin reel efekif döviz kurundaki deiime ayarlanma süresi.5 olarak bulunmuur. Bu sonuç reel ihracaın reel efekif döviz kurundaki deiime yaklaık çeyrek dönemde cevap verdiini gösermekedir. Reel ihracaaki deiimin karılaırmalı ihraca fiyalarındaki deiime ayarlanma süresi de hemen hemen aynı (.38) çıkmıır. Reel ihraca, döviz kuru deikenliindeki deiimlere yaklaık 3 çeyrek dönemde (oralama ayarlanma süresi 3.43) cevap vermekedir. Reel ihracaın reel dı gelirdeki deiimlere cevap verme hızı ise oldukça yavaır. Reel ihracaaki deiimin reel dı gelirdeki deiime oralama ayarlanma süresi 9.60 olarak hesaplanmıır. Bu sonuç reel ihracaın reel dı gelirdeki deiime yaklaık 0 çeyrek dönemde cevap verdiini gösermekedir. Çalımanın amacı açısından özellikle no edilmesi gereken sonuç ise döviz kuru belirsizliinin emsili gösergesi olarak kullandıımız döviz kuru deikenliinin haa düzelme modelindeki kasayısının da isaisiksel olarak anlamlı ve negaif iareli olarak çıkmasıdır. Bu sonuç Türkiye de döviz kuru belirsizliinin reel ihracaı kısa dönemde de uzun dönemdeki gibi olumsuz ekilediini gösermekedir. V. Sonuç ve Deerlendirme Bu çalımada Türkiye de döviz kuru belirsizliinin ihracaı nasıl ekiledii araırılmıır. Araırmada Türkiye nin sabi kur sisemini erk edip esnek kur sisemine geçii Mayıs 98 ile kurların dalgalanmaya bırakıldıı uba 00 arasındaki dönem ele alınmıır. Üç aylık verilerin kullanıldıı çalıma sonucunda, Türkiye de döviz kuru belirsizliinin hem uzun dönemde hem de kısa dönemde ihracaı olumsuz ekiledii bulgusuna ulaılmıır. Bu sonuç daha önce Türkiye deki döviz kuru belirsizliinin ihracaa ekisini inceleyen Özbay (999) ve Doanlar (00) ın ulaıı sonuçlarla uyumludur. Türkiye de döviz kuru belirsizliinin ihracaı negaif ekilediinin anlaılması, ihracaı arırmak için kurlarda isikrarın salanması gerekiini gösermekedir. Oysa uba 00 de kurlar dalgalanmaya bırakılmı ve belirsizliin gösergesi olan deikenlik daha da armıır. Ancak buna ramen kurların dalgalanmaya bırakılmasından sonra ihracaın da yükseldii görülmekedir. Faka bu durum döviz kuru belirsizlii ile ihraca arasındaki ilikideki kalıcı bir deiikliken çok, 00 krizi ile birlike iç pazarda saı imkanlarının azalması sonucu üreicilerin daha yüksek riskleri göze alarak ihracaa yönelmesinden kaynaklanmı geçici bir durum gibi görünmekedir. Dalgalı kur dönemine ilikin yeerli gözlem sayısının olumasından sonra, Türkiye deki döviz kuru belirsizlii ile ihraca arasındaki ilikinin yeniden araırılması yararlı olacakır. Referanslar AKAIKE, H. (974) A new look a saisical model idenificaion. IEEE Transacions on Auomaic Conrol, 9 (6) December, pp.76-73. Hesap yönemi için Arize ve Malindreos (998) çalımasına bakılabilir.
94 Cem SAATÇOLU, Orhan KARACA ARISTOTELOUS, K. (00) Exchange-rae volailiy, exchange-rae regime and rade volume: evidence from U.K.-U.S. expor funcion (889-999). Economic Leers, 7 () July, pp.87-94. ARIZE, A.C. (995) The effecs of exchange-rae volailiy on U.S. expors: an empirical invesigaion. Souhern Economic Journal, 6 () July, pp.34-43. ARIZE, A.C. (996) The impac of exchange-rae uncerainy on expor growh: evidence from Korean Daa. Inernaional Economic Journal, 0 (3) Auumn, pp.49-60. ARIZE, A.C. & MALINDRETOS, J. (998) The long-run and shor-run effecs of exchange-rae volailiy on expors: he case of Ausralia and New Zealand. Journal of Economics and Finance, (-3) Summer/Fall, pp.43-56. ARIZE, A.C., MALINDRETOS, J. & KASIBHATLA, K.M. (003) Does exchangerae volailiy depress expor flows: he case of LDC s. Inernaional Advances in Economic Research, 9 () February, pp.7-9. ARIZE, A.C., OSANG, T. & SLOTTJE, D.J. (000) Exchange-rae volailiy and foreign rade: evidence from hireen LDC s. Journal of Business and Economic Saisics, 8 () January, pp.0-7. ASAFU-ADJEYE, J. (999) Exchange rae variabiliy and expor growh in Fiji. Asia Pacific School of Economics and Managemen Working Papers, No: 99-4. BALDWIN, R. & KRUGMAN, P.R. (986) Persisen rade effecs of large exchange rae shocks. NBER Working Paper, No: 07. CHOWDHURY, A.R. (993) Does exchange rae volailiy depress rade flows? Evidence from error-correcion models. Review of Economics and Saisics, 75 (4) November, pp.700-706. COTE, A. (994) Exchange rae volailiy and rade: a survey. Bank of Canada Working Paper, No: 94-5. DE GRAUWE, P. (988) Exchange rae variabiliy and he slowdown in he growh of inernaional rade. IMF Saff Papers, 35 () March, pp.63-84. DICKEY, D.A. & FULLER, W.A (98) Likelihood raio saisics for auoregressive ime series wih a uni roo. Economerica, 49 (4) July, pp.057-07. DIXIT, A. (989) Hyseresis, impor peneraion and exchange rae pass-hrough. Quarerly Journal of Economics, 04 () May, pp.05-7. DOANLAR, M. (00) Esimaing he impac of exchange rae volailiy on expors: evidence from Asian counries. Applied Economics Leers, 9 (3) Ocober, pp.859-863. ENGLE, R.F. & GRANGER, C.W.J. (987) Coinegraion and error correcion: represenaion, esimaion and esing. Economerica, 55 () March, pp.5-76. ETHIER, W. (973) Inernaional rade and he forward Exchange marke. American Economic Review, 63 (3) June, pp.494-503. FROOT, K.A. & KLEMPERER, P. (989) Exchange rae pass-hrough when marke share maers. American Economic Review, 79 (4) Sepember, pp.637-654. GOTUR, P. (985) Effecs of exchange rae volailiy on rade: some furher evidence. IMF Saff Papers, 3 (3) Sepember, pp.475-5. GRANGER, C.W.J. & NEWBOLD, P. (974) Spurious regressions in economics. Journal of Economerics, () July, pp.-0. GUJARATI, D.N. (999) Temel ekonomeri, (Çev. Ü. ENESEN VE G.G. ENESEN). sanbul, Lieraür Yayınları.
Döviz Kuru Belirsizliinin hracaa Ekisi : Türkiye Örnei 95 HENDRY, D.F., PAGAN, A.R. & SARGAN, J.D. (984) Dynamic specificaion. In: GRILICHES, Z. & INTRILIGATOR, M.D. ed. Handbook of Economerics,, Amserdam, Norh Holland. HOOPER, P. & KOHLHAGEN, S. (978) The effec of exchange rae uncerainy on he price and volume of inernaional rade. Journal of Inernaional Economics, 8 (4) November, pp.483-5. JOHANSEN, S. (988) Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, (-3) June/Sepember, pp.3-54. JOHANSEN, S. & JUSELIUS, K. (990) Maximum likelihood esimaion and inference on coinegraion wih applicaions o he demand for money. Oxford Bullein of Economics and Saisics, 5 () May, pp.69-0. KENEN, P. & RODRIK, D. (986) Measuring and analysing he effecs of shorerm volailiy on real exchange raes. Review of Economics and Saisics, 68 () May, pp.3-35. KIPICI, A.N. & KESRYEL, M. (997) Reel döviz kuru anımları ve hesaplama yönemleri. kisa, leme ve Finans, (3) uba, ss.6-. KLEIN, M.W. (990) Secoral effes of exchange rae volailiy on Unied Saes expors. Journal of Inernaional Money and Finance, 9 (3) Sepember, pp.99-308. KORAY, F. & LASTRAPES, W.D. (989) Real exchange rae volailiy and U.S. bilaeral rade: A VAR approach. Review of Economics and Saisics, 7 (4) November, pp.708-7. MACKINNON, J. (990) Criical values for coinegraion ess. Universiy of California a San Diego Deparmen of Economics Discussion Papers, No: 90-4. MCKENZIE, M.D. (999) The impac of exchange rae volailiy on inernaional rade flows. Journal of Economic Surveys, 3 () February, pp.7-06. MCKENZIE, M.D. & BROOKS, R.D. (997) The impac of exchange rae volailiy on German-U.S. rade flows. Journal of Inernaional Financial Markes, Insiuions and Money, 7 () April, pp.73-87. OSTERWALD-LENUM, M. (99) A noe wih quaniles of he asympoic disribuion of he maximum likelihood coinegraion rank es saisics. Oxford Bullein of Economics and Saisics, 54 (3) Augus, pp.46-47. ÖZBAY, P. (999) The effec of exchange rae uncerainy on expors: a case sudy for Turkey. CBRT Discussion Paper, No: 9903. POZO, S. (99) Condiional exchange-rae volailiy and he volume of inernaional rade: evidence from he early 900 s. Review of Economics and Saisics, 74 () May, pp.35-39. SCHWARZ, G. (978) Esimaing he dimension of a model. Annals of Saisics, 6 () March, pp.46-464.