Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 Reel Döviz Kurunun Türiye nin Turizm Gelirleri Üzerindei Eisinin Amiri Analizi 1 The Emirical Analysis of Real Exchange Rae Imac on Turey s Tourism Receis Ali ŞEN, İnönü Üniversiesi, Türiye, ali.sen@inonu.edu.r Musafa ŞİT, HarranÜniversiesi, Türiye, msi@harran.edu.r Oz: Turizmin olumlu eonomi eilerden daha da fazla yararlanma için urizm seörünün eonomi anlamda erformansının yani urizm gelirlerinin arırılması geremeedir. Turizm gelirlerinin arırılabilmesi içinse urizm gelirlerini eileyen faörlerin iyi bir şeilde analiz edilmesi gereir. Şühesiz i urizm gelirlerini eileyen birço faör (eonomi, sosyal, enoloji, demografi, çevresel vb.) bulunmaadır. Anca bu çalışmada sadece eonomi faörlerden biri olan reel döviz urunun urizm gelirleri üzerindei eisi incelenmişir. Bu amaçla, çalışmada 2000 ile 2012 yılları arasındai aylı veriler ullanılara Türiye de reel döviz uru değişeninin urizm gelirleri üzerindei eisi birim ö esleri, Freans Dağılımı, Toda-Yamamoo ve Boosra abanlı Toda-Yamamoo nedenselli esleriyle analiz edilmişir. Çalışma sonucunda; reel döviz urunun Türiye nin urizm gelirleri üzerinde eili olduğu esi edilmişir. Ayrıca urizm gelirleri de reel döviz urunu eilemeedir. Anahar Kelimeler: Turizm Gelirleri, Reel Döviz Kuru,Freans Dağılımlı Nedenselli Tesi, Boosra. Absrac: The erformance of he ourism secor in erms of he economic sense, ha is o say, ourism receis should be increased o benefi more from he osiive economic imacs of ourism. In order o increase ourism receis, he facors affecing ourism receis are o be analyzed well. Surely, here are many facors ha affec ourism receis (economic, social, echnological, demograhic, environmenal, ec.). However, effecs of real exchange rae ha is of an economic facor on ourism receis are only discussed in his sudy. For his urose, effecs of real exchange rae variable on ourism receis in Turey have been analyzed wih uni roo ess, Frequency Domain causaliy es, Toda- YamamooandBoosraBasedToda-Yamamoo causaliy ess by using monhly daa beween 2000 and 2012. As a resul i was deermined ha he real exchange rae has an effec on Turey's ourism receis. Besides, ourism receis affec he real exchange rae. Keywords: Tourism Receis, Real Exchange Raes, Frequincy Domain Causaliy Tes, Boosra. 1. GİRİŞ Bir hizme seörü olan urizm, üm dünyada büyü bir hızla gelişme gösermeedir. Turizm seörü ülelere alınma ve büyüme açısından ço önemli olan sermayeyi sağlama imânı sunmaadır. Bacasız sanayi olara adlandırılan urizm seörü gelişmee olan bu ülelere döviz girdisi sağlamaa, yeni isihdam olanaları oluşurmaa ve dış ödemeler bilançosu açılarını aamaa, böylece eonomiye ihiyacı olan dinamizmi sağlamaadır. Özellile arihi ve doğal güzellilerini diğer ülelere iyi azarlayabilen üleler urizm gelirlerini ve dolayısıyla da döviz gelirlerini arırmış, alınmada ve büyümede en ço ihiyaç duyulan sermayeyi bu vesileyle sağlama yoluna gimişlerdir. Ayrıca urizm seöründe eme yoğun üreim eniği hâimdir. İsihdam yaıcı yönüyle de urizm seörü üleler açısından olduça önemlidir. Dünya Turizm Örgüü (UNWTO-World Tourism Organizaion) verilerine göre uluslararası urizm, son 20 yıl içerisinde yüse ivmeyle büyüyere 2012 yılında uluslararası uris sayısı yalaşı 1 milyar 36 milyona ulaşmış, uluslararası urizm gelirleri ise 1 rilyon 75 milyar dolar olara gerçeleşmişir. Uluslararası urizm gelirleri, araşırmaya onu olan son 13 yıllı dönemde % 126 oranında arış gösermişir. Bu verilere göre, dünyanın en hızlı gelişen seörlerinin başında urizm seörü gelmeedir. Yüselen refah seviyesine bağlı olara, seyahae ayrılan gelirin ve ulaşım imânlarının armasıyla büyüyen uluslararası urizm azarından en yüse ayı alma için uris çeen üleler arasındai reabe gidere armaadır. Türiye açısından da özellile 1980 li yıllardan iibaren uluslararası urizm, başa eonomi sahada olma üzere sosyal ve ülürel alanlarda da hayli önem azanmaya başlamışır. Öyle i son yıllarda eonomi anlamda urizm seörünün öneminin farına varılması sayesinde seörün deselenmesi onusunda olumsal uzlaşının oluşuğu görülmeedir. Bu sebele Türiye de urizm seöründei hızlı gelişimin gelecee de devam edeceği varsayıldığında, urizm seörünün erformansına ei eden faörlerin iyi bir şeilde analiz edilmesi geremeedir. Çünü urizm seörü eğer iyi yönlendirilmezse mali ve doğal aynaların aıl almasına, sosyal ve ülürel irlenmelere yol açacaır. Bu durumda zaman içerisinde Türiye eonomisinde birço açıdan sıınılara sebe olacaır. Teori olara urizm seörünün erformansı üzerinde eili olan ve seörü yönlendiren ço sayıda değişen bulunmaadır. Anca urizm seörü üzerinde daha eili olan değişenler ise eonomi değişenlerdir. Bu yüzden urizm seörünü eileyen reel döviz uru, enflasyon oranı, büyüme gibi maro eonomi faörlerin seörü ne yönde eilediğinin analizi yaılmalı ve buna göre seörün yönlendirilmesi geremeedir. 1 Bu maale, İnönü Üniversiesi S.B.E. İisa ABD dahazırlanan Türiye de Turizm Seörünün Performansına Ei Eden Faörlerin Amiri Analizi başlılı doora ezinden üreilmişir.
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 Bu çalışmada da reel döviz urunun urizm gelirleri üzerindei eisi araşırılmışır. Türiye de urizm seörü ile ilgili yaılan çalışmalara baıldığında; genelde seörün işlemeler açısından, iisadi olaraa seörün üle eonomisi içindei yerinin belirlenmesi yönünden incelendiği görülmeedir. Bir farlılı olması açısından bu çalışmada urizm onusunun belirli bir iisadi alanına odalanılmaadır. 2. LİTERATÜR TARAMASI Lieraüre baıldığında, gere yuriçi gerese yurdışında genel olara urizm gelirleriyle eonomi büyüme arasındai ilişinin amiri olara incelendiği ço sayıda çalışmaya raslanılmışır.turizm gelirleriyle ilgili yaılmış daha öncei çalışmalar uluslararası urizm ve uluslararası icare arasındai ilişiler üzerine odalanmışen, sonrasında yaılan çalışmalar urizmdei gelişmenin uzun dönemde eonomi büyüme üzerindei eilerini araşırma üsüne olmuşur. Yine bu alanda uris sayısı değişenini bağımlı değişen olara ele alı, urizm alebini eileyen faörleri araşıran çalışmalar da mevcuur. Çalışmanın bu ısmında sadece reel döviz urunun urizm gelirlerine olan eisinin incelendiği çalışmalar özelenmişir. Algieri (2006) çalışmasında Rusya nın urizm gelirlerini eileyen faörleri araşırmışır. Çalışmada 1993 Aralı ayı ile 2002 Eim ayları arasındai aylı veriler ullanılara eşbüünleşme analizi yaılmışır. Çalışmada urizm gelirlerini eileyen faörler olara dünyadai olam gelir (World GDP), reel döviz uru ve havayolu maliyeleri ele alınmışır. Çalışma sonucunda urizm gelirleriyle dünyada i olam gelir, reel döviz uru ve havayolu maliyeleri arasında uzun dönemli ilişi esi edilmişir. Payne ve Mervar (2002) ise; 1993 ile 1999 yılları arasındai çeyre veriler üzerinden Avrua Birliği olam GSYİH sı ve reel döviz urunun Hırvaisan urizm gelirine olan eisini araşırmışlardır. Çalışmada regresyon analizi yaılmışır. Ayrıca Hırvaisan ın 1995 yılındai aseri hareâı ula değişen olara analize dâhil edilmişir. Çalışma sonucunda AB GSYİH sı ile reel döviz urunun Hırvaisan urizm gelirleri üzerinde önemli bir eisinin olduğu, 1995 yılındai aseri hareâın ise urizm gelirlerini olumsuz eilediği esi edilmişir. Vog vd. (1998) çalışmalarında dünyadai olam gelir, fiya elasiiyeleri ile reel döviz urunun Tayland ın urizm gelirleri üzerinde eisini araşırmışlardır. Çalışmada 1960-1993 yılları arasındai yıllı verilerle eşbüünleşme esi yaılmışır. Çalışma sonucunda reel döviz uru ve urizm gelirleri arasında uzun dönemli ilişinin varlığı esi edilmişir. Yine Vog 2008 yılında yaığı çalışmasında ABD nin urizm gelirini eileyen faörleri esi emeye çalışmışır. Çalışmada urizm gelirlerini eileyen faörler olara reel döviz uru, TÜFE, ABD milli geliri, dünyadai olam gelir değişenleri analize oyulmuş, ayrıca 11 Eylül 2001 saldırıları da ula değişen olara dâhil edilmişir. Çalışmada 1973-2002 yılları arasındai yıllı veriler üzerinden eşbüünleşme analizi yaılmış ve değişenlerin asayıları ahmin edilmişir. Çalışma sonucunda, milli gelir ile dünyadai olam gelir değişenlerinin urizm gelirleri üzerinde olumlu eisi olduğu saanıren, TÜFE, reel döviz uru ile 11 Eylül 2011 saldırılarının urizm gelirlerini olumsuz eilediği esi edilmişir. ABD nin urizm geliri üzerinden yaılan başa bir çalışmada Cheng vd. 2013 reel döviz urunun ABD urizm gelirleri üzerindei eisini VAR analizi ile irdelemişlerdir. Çalışmada 1973-2010 yılları arasındai veriler ullanılmışır. Yazarlar çalışmalarında üç ayrı VAR modeli oluşurmuşur. Bu modellerden birinde urizm gelirleri bağımlı değişen olara belirlenmişir. Çalışma sonucunda reel döviz uru ile urizm gelirleri arasında dinami bir ilişi olduğu ve reel urdai arışın ABD nin urizm gelirleri üzerinde olumlu eisinin bulunduğu saanmışır. Drisais vd.(2004) AB ye üye 15 ülenin reel gelirleriyle reel döviz urununyunanisan ınurizm gelirleri üzerindei eisini araşırmışır. Ayrıca çalışmada olii rizler değişeni için 1967 de Yunanisan da oraya çıan aseri cuna ayalanması, 1974 Kıbrıs, 1991 Körfez ve 1999 Yugoslavya savaşları ula değişen olara analize elenmişir. Çalışmada 1960 ile 2000 yılları arasındai çeyre veriler ullanılmışır. AB ye üye 15 ülenin reel gelirleri ile reel urun urizm gelirleri üzerinde olumlu eisi olduğu, olii rizlerin ise urizm gelirlerini olumsuz eilediği sonucuna ulaşılmışır. Thomson (2010) çalışmasında Yunanisan ın urizm gelirleri üzerinde döviz uru, milli gelir, havayolu maliyeleriyle Yunanisan ın esi ara birimi Drahmadan Euro ya geçişin eilerini araşırmışlardır. Çalışmada 1974 ile 2006 yılları arasındai veriler üzerinden ECM analizi yaılmışır. Yunanisan ın esi ara birimi Drahmadan Euro ya geçişi ula değişen olara analize dâhil edilmişir. Çalışma sonucunda Euro ya geçişin Yunanisan ın urizm gelirini azalığı esi edilmişir. Yine milli gelirle havayolu maliyelerinin urizm gelirleri üzerinde eisi olduğu saanmışır. Tse (2001) ise Honong da gerçeleşen urizm harcamalarına olan eiyi reel döviz uru ile TÜFE değişenleri üzerinden regresyon analiziyle incelemişir. Çalışmada urizm harcamalarının reel döviz uru ve TÜFE ile ilişili olduğu saanmışır. DiMaeo vd.(1993) çalışmasında Kanadalı urislerin A.B.D de yamış olduğu urizm harcamalarına ei eden faörleri incelemişir. Regresyon analizi yöneminin ullanıldığı çalışmada, 1979-1989 dönemi için çeyre veriler ullanılara elde edilen sonuçlara göre; reel döviz urunun Kanadalı urislerin yaıları harcamalar üzerinde eisi olduğu esi edilmişir. Reel döviz uru ve büyüme değişenlerinin Tunus un urizm gelirlerine olan eisini araşıran Belloumi (2010) ise urizm gelirleriyle reel döviz uru ve büyüme değişenleri arasında uzun dönemli ilişi saamışır. Çalışma sonucunda reel döviz uru, büyüme değişenleriyle urizm gelirleri arasında nedenselli bulunamazen, urizm gelirlerinden büyümeye doğru nedenselli ilişisi saanmışır. Çalışmada 1970-2007 dönemi yıllı verileri üzerinden eşbüünleşme ve nedenselli analizleri yaılmışır. Eran, Kara ve Harbalıoğlu (2013) ise, 2005-2012 dönemine ilişin aylı veriler üzerine yaıları çalışmalarında, Türiye nin urizm gelirlerini eileyen faörlerin esi edilmesini amaçlamışlardır. Bu çalışmada VAR Analizi ve 6753
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 Granger nedenselli analizi uygulanan eonomeri modelde, urizm gelirleri değişeni bağımlı değişen olara ele alınmışır. Turizm gelirlerini eileyen faörleri ifade eme üzere; uris sayısı, eşvi belge sayısı, reel olam yaırım uarı, urizm seörü isihdamı, yaa sayısı ve reel döviz uru değişenleri ullanılmışır. Modelden elde edilen sonuçlara bağlı olara yalnız uris sayısıyla urizm gelirleri arasında anlamlı bir ilişi olduğu, bunun dışında alan üm değişenlerin isaisisel olara anlamsız olduğu sonucuna ulaşılmışır. Yine bu ii değişen arasında çif araflı nedenselli ilişisi bulunmuşur. Yani, uris sayısındai arışlar urizm gelirlerinin armasına yol açmala birlie, urizm gelirlerindei arışlar sonucunda da anıım, azarlama, yeni esislerin urulması vb. nedenlerle uris sayısında arışa yol açmaadır. Çalışma sonucunda elde edilen bulgular; eşvili belge sayısı, olam yaırım uarı, isihdam, yaa sayısı ve reel döviz uruyla urizm gelirleri arasında nedenselli ilişisinin olmadığını gösermişir. Türiye örneği üzerinden urizm gelirlerini bağımlı değişen olara ele alı eonomeri analiz yaan başa bir çalışmada 2012 yılında Kara ve aradaşları arafından yaılmışır. Yazarlar çalışmalarında 1992-2011 dönemini emel alını, urizm gelirleriyle maro iisadi değişenler arasındai ilişiyi belirlemeye yöneli olara Turizm Gelirleri (TG), Reel Üreim Endesi (BUY), Reel Döviz Kuru (KUR), Cari İşlemler Açığı (CA) değişenlerini ullanmışlardır. Söz onusu ilişiyi belirlemeye yöneli olara ii aşamalı Engle-Granger, VAR ve Granger nedenselli analizleri uygulanmışır. Çalışmada üç ayrı model urgulanara, birinci modelde, urizm gelirleriyle iisadi büyüme arasındai ilişi, iinci modelde urizm gelirleriyle cari işlemler dengesi arasındai ilişi, üçüncü modelde ise urizm gelirleriyle reel döviz uru arasındai ilişi incelenmişir.çalışma sonucunda, eonomi büyümeden urizm gelirlerine e yönlü; urizm gelirlerinden cari işlemler dengesine doğru çif yönlü ve döviz urundan urizm gelirlerine doğru e yönlü nedenselli ilişisi saanmışır. Reel döviz urundai değişmelerin urizm gelirlerini eilediği belirlenmişir. Tablo 1:Lieraürde Taranan Uygulamalı Çalışmalar Yazarlar Üleler ve Periyo Yönem Bulgular Algieri (2006) Rusya (1993-2002) Eşbüünleşme Turizm gelirleri ile dünyadai olam gelir, reel döviz uru ve havayolu maliyeleri arasında uzun dönemli ilişi vardır. Thomson vd. (2010) Yunanisan (1974-2006) Payne vd. (2002) Hırvaisan (1993-1999) Vog (2008) A.B.D. (1973-2002) 6754 ECM Regresyon Analizi Eşbüünleşme Reel döviz uru ve Euro ya geçiş Yunanisan ın urizm gelirini azalmışır. AB GSYİH ı ile reel döviz urunun Hırvaisan urizm gelirleri üzerinde önemli bir eisi vardır. Turizm gelirlerini TÜFE, reel döviz uru ile 11 Eylül 2011 saldırıları olumsuz eilemişir. Drisais (2004) Yunanisan VAR AB ye üye 15 ülenin reel gelirleri ile reel döviz urunun urizm gelirleri üzerinde olumlu eisi vardır. Cheng vd. (2013) A.B.D. (1973-2010) VAR Reel urdai arışın ABD nin urizm gelirleri üzerinde olumlu eisi vardır. Tse (2001) Honong Regresyon Analizi Turizm harcamaları reel döviz uru ve TÜFE ile ilişilidir. Vog vd. (1998) DiMaeo vd. (1993) Belloumi (2010) Balaguer ve Jorda (2002) Tayland (1960-1993) A.B.D. (1979-1989) Tunus (1970-2007) İsanya (1975-1997) Eşbüünleşme Regresyon Analizi Eşbüünleşme, Granger Nedenselli Var, Granger Nedenselli Turizm gelirleri ile reel döviz uru, dünyadai olam gelir arasında uzun dönemli ilişi vardır. Reel döviz urununkanadalı urislerin yaıları harcamalar üzerinde eisi vardır. Turizm gelirleri ile reel döviz uru ve büyüme değişenleri arasında uzun dönemli ilişi vardır. Turizm gelirleri, reel döviz uru ve büyüme arasında uzun dönemli bir ilişi mevcuur.
Drisais (2004) Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 Yunanisan (1960-2000) Var, Granger Nedenselli Uluslararası urizm geliri ve reel döviz uru ile reel büyüme arasında ilişi vardır Kara vd. (2012) Türiye (1992-2011) VAR, EngleGranger Büyümeden urizm gelirlerine e yönlü; urizm gelirlerinden cari işlemler dengesine doğru çif yönlü ve döviz urundan urizm gelirlerine doğru e yönlü nedenselli ilişisi saanmışır. Eran, Kara ve Harbalıoğlu (2013) Türiye (2005-2012) VAR, Granger Nedenselli Türiye de urizm gelirleri ile uris sayısı arasında çif araflı nedenselli ilişisinin varlığı, reel döviz urunun ise urizm gelirleri üzerinde herhangi bir eisi your. 3. VERİ SETİ VE YÖNTEM Çalışmada, 2000-2012 yılları arasında reel döviz urunun Türiye nin urizm gelirlerine eisi olu olmadığı Freans dağılımlı ve Boosra Tabanlı Toda-Yamamoo nedenselli analizleriyle es edilmeedir. Veriler aylı olara(2000 M:01-2012 M:12), Kalınma Baanlığı ve TCMB veri abanlarından elde edilmişir. Reel döviz urunun seçilmesinin sebebi hem yur içi hem de yurdışı fiya değişimlerinin eisini aşımasınedeniyle, dövizle ara birimi arasında değer oranını daha gerçeçi bir ahminlevermesidir. Reel döviz uru yüseldiçe TL nin değer aybedeceği ve dolayısıyla üle urizminin yabancılar için cazi hale geleceği bunun sonucunda da, urizm gelirlerinin aracağı ahmin edilmeedir. Diğer bir deyişle reel döviz urundai değişimlerin urizm gelirleri üzerinde eisinin olacağı belenmeedir (Algieri 2006;Thomson vd. 2010; Payne vd. 2002; Dirisaisvd. 2004;Vog 2008; Belloumi 2010; Chengvd. 2013; Eran vd 2013; Kara vd 2012; Işı 2010, Balaguervd 2002;Tse 2001;DiMaeo vd. 1993).Çalışmada ullanılan değişenlere ai açılamalar aşağıdai gibidir: TGEL:Turizm gelirlerini, KUR:Reeldövizurunuifade emeedir. 3. 1. Birim Kö Tesleri Çalışmada ullanılan değişenlerin durağanlılarını sınama için Genişleilmiş Dicey-Fuller Tesi (ADF),Phillis- Perron (PP-1988),Zivo-Andrews (1992) ve Lee Srazicich çif içsel ırılmalı birim ö esleri ullanılmışır 2. ADF ve PP esleriyle serilerin durağan olmadığı boş hioezi(h 0) es edilmeedir. Boş hioezin reddedilmesi durumunda serilerin durağan olduğu sonucuna varılmaadır. ADF esi için aşağıdai modeller ahmin edilmeedir (Enders, 1995): 1 Δy =λy +α Δy +ε -1 i -i i-1 3 Δy =α +λy +β +α Δy +ε 0-1 i -i i-1 2 Δy =α +λy +α Δy +ε 0-1 i -i i-1 Bu denlemlerden (1) numaralı denlem sabi erimsiz ve rendsiz; (2) numaralı denlem sabi erimli; (3) numaralı denlem ise sabi erim ve rendli olara ahmin edilmeedir. Söz onusu denlemlerde, y urizm gelirleri ve diğer maro eonomi değişenleri gösermeedir. birinci far oeraörünü;, gecime uzunluğunu; ε ise haa erimini gösermeedir. Durağanlı esi gerçeleşiriliren λ=0 sıfır hioezi es edilmeedir. Alernaif hioez λ<0 dır. Tes sonucunda elde edilen ADF- isaisiği MacKinnon (1990) rii değerinden mula olara büyüse, sıfır hioezi reddedileceğinden λ asayısı isaisiî olara anlamlı olur ve böylece serilerin durağan olduğu sonucuna ulaşılır. Diğer yandan ADF- isaisiği mula olara rii değerlerden üçüse, sıfır hioezi abul edilir. Bu λ asayısının isaisiî olara anlamlı olmadığı anlamına gelir ve böylece serilerin durağan olmadığı sonucuna ulaşılır. Serilerin durağan olmaması durumunda aynı esler serilerin birinci farlarına uygulanır(kadılar, 2005). 2 ADF ve PP birim ö esleri Eviews 6.0, Zivo-Andrewse içsel ırılmalı ve Lee Srazicich çif içsel ırılmalı birim ö esleri Gauss 10.0 ae rogramlarında gerçeleşirilmişir. 6755
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 Phillis ve Perron(PP) 1988 yılında özellile finansal zaman serilerinin analizinde oüler olan biraç birim ö esi gelişirmişir. Bu esler, haa erimlerindei seri orelasyon ve heerosedasisiy roblemlerine baış açıları iibariyle ADF eslerinden ayrılmaadır. Dicey-Fuller esinde ooorelasyon sorununu oradan aldırma için bağımlı değişenin gecime uzunluları modele eleniren bu serbesli derecesinin düşmesine neden olduğundan, Phillis- Perron (1988) gelişirdiği birim ö esinde ilave gecime eleme yerine esine arameri olmayan bir düzelme yaılmaadır. Böylece serbesli derecesi aybı olmamaadır. Zivo ve Andrews (1992), Perron (1989) esindei ırılmanın dışsal olara bilindiği varsayımını eleşirere, ırılma noasının içsel olara ahmin edildiği Zivo-Andrews (1992) birim ö esini gelişirmişlerdir.zivo ve Andrews esi, aşağıdai regresyon denlemlerinin ahminine dayanmaadır. ZA esinde, ardışı ADF es yönemiyle örne içindei mümün olan her ırılma noası için, regresyon denlemi ahmin edilmee ve ahmin edilen aramereler için isaisiği hesalanmaadır. Bilinmeyen bir zaman noasında oonom ve rend fonsiyonu eğiminde e zaman ırılmalı (TB) rend durağan hioezine arşın, birim ö emel hioezi es edilmeedir. ZA esinin uygulamasında ahmin edilen aşağıdai üç modelden ili Model A oralama ırılmayla ilgili ien, iincisi Model B eğimdei ırılmayı gösermeedir. Model C ise yaısal bir değişimin hem oralama hem de eğimi değişirdiğini göseren denlemdir. Bu üç modelin denlemleri aşağıdai gibidir (Zivo vd. 1992); Model A: A A A -1 j -j j=1 Δy =μ +α Y +β +θ DU λ + c Δy +ε (4) Model B: B B B * B B 1 j -j j=1 Δy =μ +β +y DT λ + Y + c Δy +ε (5) Model C: C C C C -1 j -j j=1 Δy =μ +θ DU λ +β +y DT λ +α Y + c Δy +ε (6) Burada, far oaraörü, ε ooorelasyonsuz, sabi varyanslı ve normal dağılımlı haa erimi, zamanı ( = 1,..T) gösermeedir. Denlemin sağ arafındai Y -j erimi, haa eriminin ooorelasyonsuz olmasını sağlama amacıyla modele dâhil edilmeedir. TB ırılma zamanını, λtb/t ırılma noasını ifade emeedir. Buna göre, eğer >Tλ ise DU (λ) = 1, diğer durumlarda sıfır değerini almaa ve >Tλ ise DT * (λ) = -Tλ sıfır değerini almaadır. Tesin uygulanmasında gözlem dönemindei her bir yıl olası ırılma yılı olara alınara ula değişenler oluşurulmaa ve a nın isaisileri elde edilmeedir. Bu süreç gözlem döneminin ümü için uygulandıan sonra α nın isaisiğinin minimum elde edildiği yıl olası ırılma yılı olara belirlenir(sevüeinvd, 2007). Lee ve Srazicich1999 yılında da Çif Kırılmalı LM esini gelişirmişir. Bu ese hem alernaif hem de boş hioeze yaısal ırılmayı dâhil emişlerdir.bu ese veriyi oluşuran süreç aşağıdai gibidir; r = δ Z + X, X = βx -1 + ε Burada Z dışsaldeğişenleriε ise haa erimini ifade emeedir. Düzeyde e ırılmaya izin veren birim ö esi için Model A, D, T B + 1 ien 1, diğer durumlarda 0 değerini alan gölge değişeni göserme üzere yuarıdai modelde Z yerine [1,,D ] onulması sureiyle elde edilebilir. Buradai T B simgesi de ırılma zamanını gösermeedir. Hem düzeyde, hem de eğimde e ırılmaya izin veren Model C, DT, T B + 1 ien -T B, diğer durumlarda 0 değerini alan gölge değişeni göserme üzere, Z yerine [1,, D 1, D 1] elenmesiyle elde edilir(lee vd. 2004: 3). Sadece yuarıdai denlemde Z dışsal değişenleri Z = [1,, D 1, D 1] yerine Z = [1,, D 1, D 2,DT 1, DT 2] şelinde anımlanır. Tesin rii değeri bulunuren ullanılan λ değeri, T olam gözlem sayısı ve j=1,2 için T Bj ırılma noalarını göserme üzere λ = T Bj / T şelinde hesalanır(yıldırım vd, 2012:232). 3. 2. Nedenselli Tesleri Granger nedenselli esinde, serilerin durağan olması gibi bir oşul bulunmaadır. Ayrıca durağan olmayan serilerin aralarında eşbüünleşme ilişisi olması halinde VAR değil VECM modeller üzerinden Granger nedenselli esi yaılmaadır. Toda-Yamamoo (1995) nedenselli esinde bu ii durum önemli değildir. Dolayısıyla nedenselli esi yamadan önce seriler arasında eşbüünleşme ilişisi olu olmadığını esi eme için eşbüünleşme esi yamaya gere your. Toda-Yamamoo nedenselli esinde önemli olan, VAR modelin gecime uzunluğu () ve incelenen serilerin en büyü durağanlı merebesidir (d max). Bu ii değer belirlendien sonra (+ d max ) boyuunda bir VAR modeli urulara, Toda-Yamamoo esi gerçeleşirilebilir. Toda-Yamamoo (1995) nedenselli esinde aşağıdai VAR model diae alınır: 6756
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 dmax dmax Y X Y X Y e 10 1i i 1i i 1i i 1i i 1 i1 i1 j 1 j 1 (7) dmax dmax X X Y X Y e 20 2i i 2i i 2i i 2i i 1 i1 i1 j 1 j 1 (8) X, Y nin Granger nedeni değildir emel hioezini, il modelde α 1i=0 hioezini Wald esiyle sınayara es edebiliriz. Benzer şeyler iinci model için de ifade edilebilir. Wald esi serbesli dereceli Ki-are dağılımına uymaadır. Toda-Yamamoo (1995) ile nedenselli analizi yaılan her serinin seviyesinde durağan olduğu zaman, VAR a e gecime elenmemee ve bu durumda Toda-Yamamoo (1995) nedenselli esi ile Granger nedenselli esi birbirine benzer sonuçlar vermeedir. 3 Çalışmada ullanılan başa bir nedenselli eside Hacer ve Haemi-J (2006) arafından gelişirilen boosra nedenselli esidir. Boosra nedenselli esi, Toda-Yamamoo (1995) nedenselli esinin boosra dağılımına sahi olan versiyonudur(şenür vd. 2014:5826). Freans dağılımlı nedenselli esinde ise; Gewee (1982) ve Hosoya (1991), freans alanı yalaşımına göre nedenselliği es edebilme için ii boyulu zaman serisi veörü oluşurmuşur: eribindedir 4. Θ(L)z =ε z = x,y ' ve z sonlu sıralı VAR Burada ( L) I - L -...- L, nedenselli ise şu şeilde anımlanmışır. M yx 1 2x2 gecime boyuu ile 2 i 2 fx 12 e 2 2 i i 11 e 11 e log log 1 L z =z-1 dir.farlı freanslarda Granger (9) Eğer 12 i e 2 =0 ise i bu durum y freans ω ve eşbüünleşi ise ooregresifolinomial Θ(L)z =ε denleminin her ii arafından da ΘL dex in nedeni değildirdemeir.eğerz nin bileşenleri I(1) ise birimöe sahiir. Geriye alan öler çemberin dışındadır. z -1 i çıarırsa: ΔZ = Θ1-I z -1+Θ2z -2 +...+Θ z - +ε =ΘLz -1+ε (10) Bu durumda Θ L =Θ -I+Θ L+...+Θ L 1 2 şelindedir. Gewee(1982) vehosoya (1991) seral yoğunluğun ayrışmasına göre belirlenen özel freansa göre nedenselliğin ölçülmesini önermişir. İi değişenli veör ooregresif model ullanan Breiung ve Candelon (2006) ise ooregresif aramereler üzerinde doğrusal bir hioeze dayanan e bir es rosedürü önermişir. Böylece es rosedürü ço boyulu sisemleri ve eşbüünleşme ilişilerini inceleyebilece şeilde genelleşirilebileceir.breiung ve Candelon (2006) ile ' E ε,ε =Σ şelindedir. Burada Σoziif anımlıdır. G anımlarsa -1 GG ' i E ' L L 1 1 ve L LG ε yi beyaz gürülü olara varsaymaadır ve E ε =0 yicholesyayrışırmasının aşağı üçgen marisi olara I ve Gşelindedir. Eğer sisem durağan ise, bu durumda şelindedir. MA göserimi ise; z L L L L L (11) 11 12 1 11 12 1 21 L 22 L 2 21 L 22 L 2 3 Toda-YamamooGranger nedenselli esi Eviews6.0ae rogramı ullanılara gerçeleşirilmişir. 4 Freans dağılımlı nedenselli esi ve Boosra nedenselli esi Gauss 10.0 ae rogramı ullanılara gerçeleşirilmişir. 6757
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 Bunu x nin seral yoğunluğunun göserimi için ullanabiliriz; 1 -i 2 -i f 2 x 11 e 12 e (12) 2 Breiung ve Candelon (2006) M yx 0 nın nedenselli eisini 2 -i 12 e 0 hioezi VAR asayılarındai doğrusalısılamalara eşiir. -1-1 Ψ L =Θ L nindüşüdiagonal elemanı olara değildir. 22 g ve ΘL nin belirleyicisi olara G ve ΘL yω için eşfemeedir. Sıfır 22 g Θ12 L -1 Ψ12 L =-,G Θ L freansında x innedenseli -iω Θ e = θ cos ω - θ sin ω i =0 12 12, 12, =1 =1 θ 12, ile nin (1,2) elemanını gösermeedir. Bunun için θ12,cosω =0 ve =1 θ12,sin ω =0 =1 -iω Θ12 e =0 için, (14) (13) Breiung ve Condelon (2006) doğrusal ısılamalar Sonrasında x α =θ j 11,j için VAR denlemi aşağıdai gibi göserilebilir. x=α x + +α x +β y + +β y +ε 1-1 - 1-1 - 1 doğrusal ısılamaya eşi olacaır. H : R 0 0 0, ve R cos sin ve β j=θ12,j ve sıfır hioezi cos 2 cos sin 2 sin yi yuarıdai ii denleme uygulamışır. M y x 0 1,, ' için nedenselli ölçüsü gelenesel F esi ile es edilebilir. Tes rosedürü (2, T-2) serbesli derecesiyle ve F- dağılımı ile devam emeedir (Baya vd. 2013). (15) ile 4. UYGULAMA BULGULARI Bu çalışmada,reel döviz urunun (KUR) urizm gelirlerine (TGEL) eisinin olu olmadığını esi edebilme için il olara birim ö esleri yaılmışır. Tablo 2: Değişenlere İlişin ADF Birim Kö Tesi Sonuçları DEĞİŞKENLER SABİTLİ TRENDLİ VE SABİTLİ -isaisi Krii Değer -isaisi Krii Değer -2,3366[12] -4,0235 (%1) -3,4415 (%5) -3,1453 (%10) TGEL -0,9576[12] -3,4764 (%1) -2,8816 (%5) -2,5775 (%10) TGEL -4,6927*[11] -3,4764 (%1) -2,8816 (%5) -2,5775 (%10) KUR -2,1091[1] -3,4730 (%1) -2,8802 (%5) -2,5768 (%10) 6758-4,6952*[11] -4,0235 (%1) -3,4415 (%5) -3,1453 (%10) -2,0661 [1] -4,0187 (%1) -3,4392 (%5) -3,1439 (%10)
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 KUR -9,8247* [0] -3,4730 (%1) -2,8802 (%5) -2,5768 (%10) -9,8197* [0] -4,0187 (%1) -3,4392 (%5) -3,1439 (%10) No: Köşeli aranez içindei değerler gecime uzunlularını belirir. Gecime uzunluları AIC (AaieInfoCrierion) rierine göre belirlenmişir. *, **, *** noasyonları sırası ile %1, %5 ve %10 anlamlılı düzeyine göre değişenin durağanlığını belirmeedir. arameresi birinci farı, arameresi iinci dereceden farı gösermeedir. Tablo 2 den elde edilen bilgilerden yola çıara; değişenlerin düzey değerlerinde yaılan ADF birim ö sınamasına göre, durağan olmadıları saanmışır. Turizm gelirleri ve reel ur değişenlerinin birinci farı alınara yaılan ADF birim ö esleri sonuçları bu değişenlerin % 99 güvenle birinci farlarında durağan olduğunu gösermeedir. PP birim ö sınamasına göre ise, urizm gelirleri değişeni düzey değerinin sabi modelinde durağanlaşmışır. PP birim ö esinde de üm değişenler birinci farlarının alınması ile durağanlaşmışır.tüm değişenlerde sabili ile rend ve sabili model diae alınmışır. Bunun sebebi değişenlerin birinci farlarında yaılan ADF ve PP birim ö eslerine ilişin es isaisi değerlerinin %1 MacKinnon rii değerlerinden büyü olara bulunmasından aynalanmaadır. Tablo 3: Değişenlere İlişin PP Birim Kö Tesi Sonuçları DEĞİŞKEN SABİTLİ TRENDLİ ve SABİTLİ -isaisi Krii Değer -isaisi Krii Değer TGEL -3,7146* [7] -3,4728 (%1) -2,8800 (%5) -2,5767 (%10) TGEL -7,4395*[21] -3,4730 (%1) -2,8802 (%5) -2,5768 (%10) KUR -1,8457 [1] -3,4728 (%1) -2,8800 (%5) -2,5767 (%10) KUR -9,5615* [8] -3,4730 (%1) -2,8802 (%5) -2,5768 (%10) -2,7993[9] -4,0183 (%1) -3,4390 (%5) -3,1438 (%10) -7,3924*[21] -4,0187 (%1) -3,4492 (%5) -3,1439 (%10) -1,7856 [4] -4,0183 (%1) -3,4390 (%5) -3,1438 (%10) -9,5517* [8] -4,0187 (%1) -3,4392 (%5) -3,1439 (%10) No: Köşeli aranez içindei değerler bangenişliği(bernekarnel) değerlerini belirir. *, **, *** noasyonları sırası ile %1, %5 ve %10 anlamlılı düzeyine göre değişenin durağanlığını belirmeedir. arameresi birinci farı, arameresi iinci dereceden farı gösermeedir. Tablo 4 de değişenlere ilişin ZA birim ö esi sonuçları bulunmaadır. ZA esinin uygulamasında ahmin edilen modelden ili (Model A) oralama ırılmayla ilgili ien, Model C ise yaısal bir değişimin hem oralama hem de eğimi değişirdiğini gösermeedir. Bu eslere göre değişenin -isaisi değeri rii değerlerden üçü ise değişenin durağan olmadığını ifade eden H0 hioezi abul edilir. Yani değişenler düzey değerlerinde durağan değildir. Tablo 4 dei sonuçlara göre; üm değişenler düzey değerlerinde durağanlaşmamışır. Tablo 4: Değişenlere İlişin ZA Birim Kö Tesi Sonuçları MODEL Model A Model C Min T-sa Kırılma Min T-sa Kırılma gel -4,34 2011 M7 (8) [-3,39] -9,11 2011 M6 (7) [-5,67] ur -6,15 2005 M12 (4) [4,87] 6759-5,88 2005 M12 (4) [0,53] No: Paranez içindei değerler Aaie Bilgi Krieri arafından seçilen gecime sayısını, öşeli aranez içindei değerlerde değişene ai -saics değerlerini gösermeedir. Modeller için Zivo ve Andrews (1992:256-257) den alınan rii değerler Model A da %1 ve %5 anlam seviyeleri için sırasıyla -5.34 ve -4.80, Model C de %1 ve %5 anlam seviyeleri için sırasıyla - 5.57 ve -5.08 dir. Bu sonuçlara göre, bağımlı değişen olan urizm gelirleri Model A ya göre 2011 yılı Temmuz ayında, Model C ye göre ise 2011 Haziran ayında ırılma gösermişir. Türiye nin urizm gelirleri üresel eonomi rizden sonra 2009 ve 2010 yıllarında azalmış ve 2011 yılında erar oarlanmaya başlamışır. 2011 yılındai bu ırılmalarda Türiye nin
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 urizm gelirlerinin erar arışa geçişini gösermeedir. Reel ur endesi değişeninde ise, her ii modelde de aynı aylarda yani 2005 yılı Aralı ayında ırılma gözlenmişir. 2005 yılında urların aşağı yönlü olması ırılmaya sebe olabilir. Tablo 5 de ise değişenlere ilişin Lee Srazicich çif içsel ırılmalı birim ö esi sonuçları görülmeedir. Tes sonuçlarına göre;bağımlı değişen urizm gelirleri öncelile 2006 yılı Haziran ayında sonrasında 2010 Eim ve 2011 yılı Ağusos aylarında ırılma gösermişir. 2006 yılı Haziran ayında Almanya da gerçeleşen 2006 Dünya Kuası organizasyonu Türiye nin urizm gelirlerinin azalmasına sebe olmuş ve bu ayda ırılma görülmüşür. 2010 ve 2011 yılındai ırılmalarsa 2011 yılında erar arışa geçen urizm gelirlerini işare emeedir. MODEL Tablo 5: Değişenlere İlişin Lee-Srazicich Çif İçsel Kırılmalı Birim Kö Tesi Sonuçları min -sa Tgel -3.795 Kur -2.528 Model A Kırılma 1 Kırılma 2 2010:M10(12) [-1.123] 2009:M12(10) [0.340] 2011:M08(12) [2.358] 2011:M01(10) [-2.549] Min -sa -4.933-8.807 Model C Kırılma 1 Kırılma 2 2006:M06 (12) [-4.387] 2005:M12(9) [-6.625] 2010:M10(12) [4.061] 2010:M09(9) [9.040] No: Paranez içindei değerler Aaie Bilgi Krieri arafından seçilen gecime sayısını, öşeli aranez içindei değerlerde değişene ai -saics değerlerini gösermeedir. Modeller için Lee Srazizich (1999:19) den alınan rii değerler Model A da %1 ve %5 anlam seviyeleri için sırasıyla -4,54 ve -3,842, Model C de %1 ve %5 anlam seviyeleri için sırasıyla -5,82 ve -5,74 ür. Reel ur değişeninde de farlı ırılmalara raslanılmışır. Bu değişene ai ırılma dönemleri ise 2005 ve 2009 yıllarının Aralı aylarıyla 2010 yılı Eylül ve 2011 yılı Oca aylarıdır. Küresel riz nedeniyle üleden ani sermaye çıışı 2009 yılında döviz alebini arırmış ve urların yüselmesine neden olmuşur. 2010 ve 2011 yıllarında aran hızlı büyümeyle yoğun sermaye girişi urları aşağı yönlü ırmışır. Tablo 6: Toda-Yamamoo Nedenselli Tesi Sonuçları Hioezler Oimal VAR Gecime Uzunluğu Wald (X 2 ) Değeri Sonuç (+dmax) gel > ur 2 0,48187 0,786 Nedenselli your. ur >gel 2 1,16632 0,558 Nedenselli your. No: Gecime uzunluları SIC rierine göre seçilmişir. Tablodai >noasyonu ise; ilgili ii değişen arasında göserilen yönde Granger nedenselli ilişisi olmadığı hioezini ifade emeedir. Toda-Yamamoo nedenselli esine göre ii değişen arasında göserilen yönde nedenselliğin olması için ablodai değerlerinin (robabiliyvalues-olasılı değerleri) 0,10 dan düşü olması geremeedir. Böylece yüzde 10 anlamlılı düzeyinde nedenselli ilişisinin varlığı bulunmaadır. Tablo 6 da i sonuçlara göre; urizm gelirleri ile reel ur arasında herhangi bir nedenselli ilişisi bulunmamaadır. Boosra abanlı Toda-Yamamoo nedenselli analizi sonuçları %1 %5 ve %10 anlamlılı düzeylerine göre Tablo 7 de sunulmuşur. Boosra abanlı Toda-Yamamoo nedenselli esine göre ii değişen arasında göserilen yönde nedenselliğin olması için ablodai MWALD değerlerinin %1, %5 ve %10 anlamlılı düzeyinde verilen rii değerlerden büyü olması geremeedir. Tablo 7: Boosra Tabanlı Toda-Yamamoo Nedenselli Tesi Sonuçları Hioezler Oimal VAR Gecime Uzunluğu (+dmax) MWALD İsaisiği % 1 Krii Değer % 5 Krii Değer 6760 % 10 Krii Değer gel > ur 2 3,869 9,568 6,181 4,719 ur >gel 2 10,220* 9,701 6,301 4,839 No: *, ** ve *** sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeyinde anlamlılığı ifade ederen, Tablodai >noasyonu ilgili ii değişen arasında göserilen yönde Granger nedenselli ilişisi olmadığı hioezini ifade emeedir. Gecime uzunluları SIC rierine göre belirlenmişir. Bu sonuçlara göre urizm gelirlerinden reel döviz uruna doğru bir nedenselli saanmamışır. Anca reel döviz urundan urizm gelirlerine doğru nedenselli esi edilmişir. Buradan da reel urun urizm gelirleri üzerinde eili
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 olduğu da anlaşılmaadır.toda-yamamoo nedenselli esinde herhangi bir nedenselli ilişisi bulunamamışen, Boosra nedenselli analizinde e yönlü nedenselli ilişisinin bulunması Boosra abanlı Toda-Yamamoo nedenselli esinin daha gelişmiş olmasıyla açılanabilir. Tablo 8: Freans Dağılımı (Frequency Domain) Nedenselli Tesi Sonuçları Uzun Dönem Ora Dönem Kısa Dönem ω i 0.01 0.05 1.00 1.50 2.00 2.50 gel > ur 2.7623* 2.7497* 5.1710* 3.3832* 7.7579* 0.7995 ur > gel 3.3498* 3.3457* 0.2517 0.7286 0.0074 0.6895 No: VAR modellerinden elde edilen gecime uzunluları Schwarz bilgi rierine göre belirlenmişir. Her bir ω i (freans) 0 ile π,ωϵ(0,π) arasında ve F es isaisiği 2.30 a den olan (2, T-2) serbesli derecesiyle belirlenmeedir. Freans Dağılımı nedenselli esi sonuçları da ablo 8 de sunulmuşur. Buna göre urizm gelirleriyle reel döviz uru arasındai ilişiye baığımızda, çif yönlü bir nedenselli ilişisi göze çarmaadır. Analiz sonuçlarına göre urizm gelirlerinden reel döviz uruna doğru her üç dönemde de nedenselli saanmışen, reel döviz urundan urizm gelirlerine sadece uzun dönemde nedenselli saanmışır. 5. SONUÇ Turizm gelirlerini eileyen birço faör bulunmaadır. Bu eenlerden en önemlileri GSMH, reel döviz uru, enflasyon, yaırım uarı gibi eonomi eenlerdir. Bu çalışmada da reel döviz urunun Türiye nin urizm gelirlerine olan eisi 2000-2012 yılları arasındai aylı veriler ullanılara amiri olara incelenmişir. Çalışmanın amiri analiz ısmında birim ö esleri ve nedenselli esleri yaılmışır. Çalışmada söz onusu sorunsal öncei çalışmalarda ullanılmamış bir eni ile ele alınara farlı birim ö ve nedenselli es enileri ullanılmışır. Nedenselli analizleri yaılmadan önce serilerin birim ö içeri içermedileri ADF ve PP birim ö esleriyle sınanmışır. Teslerin sonuçlarına göre, üm değişenlerin düzey değerlerinde durağan olmadıları ve değişenlerin birinci farlarında durağan olduğu esi edilmişir. Ayrıca yaısal ırılmayı diae alan ZivoAndrews (ZA) e ırılmalı birim ö esi ve Lee Srazicich çif içsel ırılmalı birim ö esi uygulanmışır. Değişenler için esi edilen ırılma dönemleri belirlenmiş ve bu ırılma dönemleri iisadi yorumlar yaılara açılanmışır. Turizm gelirleriyle reel döviz uru değişeni arasında nedenselli ilişisinin bulunu bulunmadığını araşırma amacıyla çalışmanın uygulama ısmında değişenler arasındai ilişiyi ısa, ora ve uzun dönemde inceleyen Freans dağılımı nedenselli esi, Toda-Yamamoo nedenselli esi ve Boosra abanlı Toda-Yamamoo nedenselli esi yaılmışır. Nedenselli analizi sonuçlarından reel döviz urunun urizm gelirleri üzerinde eili olduğu da anlaşılmaadır. Bu sonuça lieraürdei birço çalışmanın sonuçlarıyla(algieri 2006;Thomson vd. 2010; Payne vd. 2002; Dirisaisvd. 2004; Vog 2008; Belloumi 2010; Cheng vd. 2013; Eran vd 2013; Kara vd 2012; Işı 2010, Balaguervd 2002; Tse 2001;Di Maeo vd. 1993) benzerli gösermeedir. Reel döviz urunun urizm gelirleri üzerindei eisi uzun dönemde oraya çımaadır. Çalışmada elde edilen bulgular, Eran ve aradaşlarının yamış olduğu çalışmada oraya onulan bulgularla çelişmeedir. Bu durum söz onusu çalışmada gelenesel nedenselli eslerinin ullanılmış olmasıyla açılanabilir. Reel döviz urunun urizm gelirlerinin bir nedeni olması iisadi olara şu şeilde açılanabilir. Reel döviz urunun arması ile yabancı aralar üle içinde değerlenmee, böylece Türiye urizmi daha ucuz hale gelmeedir. Bunun sonucunda da, Tür urizmine yöneli urizm alebi armaa ve urizm gelirlerinde arış görülmeedir. Asine reel urların düşmesi yabancı urisler açısından Tür urizmini ahalı hale geiri, Türiye ye olan urizm alebiniazalacağındanurizm gelirlerindedeazalışgörüleceir. İisadi anlamda urizm gelirlerinin reel ur üzerindei eisine baıldığında şöyle bir yorum yaılabilir; urizm gelirleri arıça üleye daha fazla döviz gireceğinden, iç iyasadai mevcu döviz miarı arar ve sonucunda reel döviz urları düşme eğiliminde olur. Analiz sonuçlarına göre bu ei her üç dönemde de görülmeedir. Sonuç olara çalışmada döviz urlarının armasıyla yabancı araların üle içinde değerlendiği böylece Tür urizminin daha ucuz hale gelmesi sonucunda da, Tür urizmine yöneli urizm alebi arığı ve urizm gelirlerinde arış görüldüğü belirlenmişir. Elbee döviz urunun yüse alması başa eonomi sorunlar oraya çıaracaır. Anca urizm gelirlerinde bir azalma yaşanmaması içinde döviz urlarının aşırı düşüşüne arşı edbir alınmalıdır. KAYNAKÇA Algieri, Bernardina. 2006. An Economeric Esimaion Of he Demand for Tourism: The Case of Russia, Tourism Economics, 12: 5 10. Balaguer, Janci and C.Mjorda. 2002. Tourism as a Long-run Economic Growh Facor: The Sanish Case, Alied Economics, 34 (7): 877-884. 6761
Şen, A., Şi, M. / Journal of Yasar Universiy, 2015, 10/40, 6752-6762 Baya, Tayfur; Şahbaz, A., and T. Acaci. 2013. Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindei Eisi: Türiye Örneği, Erciyes Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralı 2013 ss. 67-90. Bellomui, Mounir. 2010. The Relaionshi Beween Tourism Receis, Real Effecive Exchange Raeand Economic Growh in Tunisia, Inernaional Journal of Tourism Research, 12: 550-560. Cheng Ka Ming, K.; Hyeongwoo H., Thomson. 2013. The Real Exchange Rae and he Balance of Trade in US Tourism, Inernaional Review of Economicsand Finance 25: 122 128 Di Maeo, Livio, R. Di Maeo. 1993. The Deerminans of Exendiures by Canadian Visiors o he Unied Saes, Journal of Travel Research Aril 1993, 31(4): 34-42. Drisais, Niolais 2004. Tourism as a Long-run Economic Growh Facor: an Emirical Invesigaion for Greece using Causaliy Analysis, Tourism Economics, No:10. Drisais, Niolais. And A. Gialiii. 2004. Coinegraion Analysis of Tourism Revenues by he Member Counries of EU o Greece, Tourism Analysis 9(3): 179-186. Enders, William. 1995. Alied Economeric Time Series, New Yor: John Wiley&Sons. Eran, Birol ve O. Kara, M. Harbalioglu. 2013. Türiye de Turizm Gelirlerinin Belirleyicileri, Aademi Baış Dergisi Sayı:39. Isi, Cem. 2010. Türiye de Yabancı Ziyareçi Harcaması ve Turizm Gelirleri İlişisi: Bir Eşbüünleşme Analizi (1970-2008), Sosyo-eonomi, Temmuz-Aralı sayı:2, 115-128. Kadilar, Cemil. 2005. SPSS Uygulamalı Zaman Serileri Analizine Giriş, Anara: Bizim Büro Basımevi. Kara, Oğuz, İ. Çomleci, V. Kaya. 2012. Turizm Gelirlerinin Çeşili Maro Eonomi Gösergelerle İlişisi: Türiye Örneği (1992-2011), Eonomi ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 2012, Cil:8, Sayı:1. Lee Junsoo, M. Sracicich. 2004. Minimum LM Uni Roo Tes wih One Srucural Brea, WoringPaers 04-17, Dearmen of Economics, Aalachian Sae Universiy. Payne, James and E.A. Mervar. 2002. A Noe on Modelling Tourism Revenues in Croaia, Tourism Economics, 8(1):103-109(7). Sevuein, Musafa, M. Nargeleceenler. 2007. Eonomeri Zaman Serileri Analizi (2. Bası), Anara: Nobel Yayın Dağıım. Şenur, Mehme, Y.E. Abas. 2014. İşsizli-Enflasyon ve Eonomi Büyüme Arasındai Karşılılı İlişinin Değerlendirilmesi: Türiye Örneği, Journal of Yaşar Universiy, 9(34): 5820-5832 Thomson, Alexi; H. Thomson 2010. Research Noe: The Exchange Rae, Euro Swich and Tourism Revenue in Greece, Tourism Economics, 2010, vol:16 (3). Tse Raymond, Y.C. 2001. Esimaing he Imac of economic Facors on Tourism: Evidence from Hong Kong, Tourism Economics, 7(3): 277 293. Vog, Michael G, C. Wiayaorn. 1998. Deerminans of he Demand for Thailand's Exors of Tourism, Alied Economics, 30: 711-715. Vog, Michael G. 2008. Deerminans of The Demand for US Exors and Imors of Tourism, Alied Economics, 40: 667 672. Yildirim, Eruğrul, F. Kesinoglu. 2012., İhala-İhraca-Döviz Kuru Bağımlılığı: Boosraile Düzelilmiş Nedenselli Tesi Uygulaması, Ege Aademi Baış Dergisi, 12(2): 137-148. Zivo, Eric, D. Andrews. 1992. Furher Evidence On The Grea Crash, The Oil PriceShoc, and The Uni Roo Hyohesis, Journal of Business & Economic Saisics, 10(3):251-270. 6762