DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ İHRACATA ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1995 2008)

Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 10 / 2 (2008). 25-45 DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ İHRACATA ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1995 2008) Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI Öz: Bu çalışmada reel döviz kuru oynaklığının ihraca üzerinde ekisi Johansen eş-büünleşme ve haa düzelme modeli çerçevesinde 1995 2008 dönemlerini kapsayan aylık veriler kullanılarak Türkiye için incelenmişir. Çalışmada reel döviz kuru oynaklığının hesaplanması için lieraürde yaygın olarak kullanılan üç farklı alernaif ölçü dikkae alınmışır. Bu ölçüler; reel döviz kuru logarimasındaki değişimlerden hesaplanan basi sandar sapma, harekeli oralamalı sandar sapma ve GARCH modelleri ile elde edilen koşullu varyansdır. Elde edilen bulgular reel döviz kuru oynaklığının Türkiye ihracaını hem uzun hem de kısa dönemde negaif olarak ekilediğini gösermişir. Ayrıca, öngörü haasının varyans ayrışırması sonuçları, reel ihraca üzerinde en ekili değişkenin reel döviz kurundaki oynaklık olduğuna işare emişir. Reel döviz kuru oynaklığının hem kısa hem de uzun dönemde ihraca üzerinde negaif bir ekiye neden olması, Türkiye deki üreicilerin risken çekinen bir yapıya sahip olduğu anlamına gelmekedir. Reel döviz kuru oynaklığındaki arışlar döviz kurunun gelecekeki eğilimi hakkındaki belirsizliği arırmaka ve bunun bir sonucu olarak ihracaçı firmalar dış piyasadan daha çok iç piyasaya yönelme eğilimi gösermekedir. Anahar Kelimeler: Döviz kuru oynaklığı, Eş-büünleşme, Haa Düzelme Modeli Doç. Dr., Gazi Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, Ekonomeri Bölümü, nezir@gazi.edu.r Doç. Dr., Selçuk Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü, ahmeay@selcuk.edu.r Araş. Gör., Karamanoğlu Mehme Bey Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü, nurgunopalli@homail.com

26 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI THE EFFECT OF EXCHANGE RATE VOLATILITY ON EXPORT: THE CASE OF TURKEY (1995 2008) Absrac: In his sudy, he impac of reel exchange rae volailiy on expor of Turkey is examined over he monhly period 1995-2008 by using Johansen coinegraing echnique and error correcion model. Three alernaive measures of exchange rae volailiy are used. These are he sandard deviaion, he moving average sandard deviaion, and he condiional volailiies of he exchange raes esimaed using a GARCH model. The resuls indicae ha exchange rae volailiy affecs expors negaively in Turkey. This finding is valid boh for long-run and shor-run. In addiion, he resuls obained from he variance decomposiion of error forecas for real expor show ha real exchange rae volailiy has more effec han relaive price and foreign real income on real expor of Turkey. The empirical findings imply ha producers in Turkey are generally risk-averse. In oher words, increased volailiy in real exchange raes increases he uncerainy abou he fuure behavior of he real exchange rae, and so he exporers prefer o sell in domesic marke raher han foreign markes. Keywords: Exchange rae volailiy, coinegraion, error correcion model GİRİŞ 1970 lerden sonra döviz kurlarındaki dalgalanmaların arması ve bunun icare dengesine ekisi dikkalerin bu konuya yoğunlaşmasına neden olmuşur. Çünkü 1973 yılında sabi kur sisemine dayanan Breon Woods siseminin çökmesiyle birlike başa gelişmiş ülkeler olmak üzere birçok ülke paralarını dalgalanmaya bırakmışlardır. Başka bir deyişle sabi kur sisemini erk ederek dalgalı kur sisemine geçmişlerdir. Bu geçiş döviz kurlarında önemli oranda dalgalanma ve belirsizlikleri de beraberinde geirmişir. Döviz kurlarında görülen dalgalanma ve belirsizlikler poliika yapıcıları ve araşırmacıları bu değişkenliğin icare hacmi üzerindeki ekisini incelemeye yönelmişir. Bunun sonucu olarak, hem eorik hem de ampirik boyua döviz kurlarındaki oynaklığın icare akışı üzerindeki ekilerinin incelenmesi konusu önemli hale gelmişir. Reel döviz kuru oynaklığının ihraca üzerindeki ekileri üzerine ileri sürülen eorik yaklaşımlar iki ana başlıka oplanabilir. Dış icare yapan firmalar risken kaçınma eğiliminde ise döviz kuru oynaklığındaki arışlar beklenmedik maliyeleri arırabileceğinden dış icare azalacakır. Dış icaree ödemeler eslima sonrasında yapılıyor ise eslima ile ödeme yapılan arihler arasında döviz kurunda öngörülemeyen değişimler ihracaan beklenen karlar için belirsizliği arıracakır. Bu nedenle, döviz kurundaki belirsizlik kar beklenilerini ve böylece ihracaı azalacakır. O halde, döviz kuru riskine karşı korunma (hedging) mümkün değil ya da çok maliyeli ise, döviz kuru oynaklığındaki arışlar ihracaı azalacakır. Diğer arafan, döviz kuru oynaklığının

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 27 ihraca üzerindeki ekisini belirlemede ihracaçı firmaların risken kaçınma dereceleri önemli rol oynar. Şöyle ki, ihracaçı firmanın risken kaçınma derecesi yüksek ise, ihraca gelirindeki bir azalmadan korunmak için firmalar daha fazla üreim yapmayı ercih edeceğinden, döviz kuru oynaklığındaki bir arış ihraca gelirinin beklenen marjinal faydasını arıracakır. Buna karşın, ihracaçı firmanın risken kaçınma derecesi düşük ise, yüksek döviz kuru oynaklığı ihraca gelirinin beklenen marjinal faydasını azalacağından, firmalar ihracaını azalma yönünde bir eğilimi ercih edecekir (Arize, 1997a; McKenzie, 1999). Bu nedenle, döviz kuru oynaklığı ihraca üzerinde poziif ya da negaif ekiye sahip olabilir. Türkiye de uygulanan kur poliikalarını iki dönemde incelemek mümkündür. Birincisi ağırlıklı olarak ve zaman zaman bilinçli bir ercihle sabi kur siseminin uygulandığı 1980 öncesi dönemdir. İkincisi ise 1980 sonrası dışa açılmayla birlike serbes-dalgalı- kur siseminin uygulandığı dönemdir. Hemen belirmek gerekir ki her iki dönem de am bir homojenie yokur. Başka bir deyişle am bir sabi veya serbes kur sisemi uygulamaları görülmez. Örneğin serbes kur siseminin uygulandığı 1980 sonrasına bakılırsa, günlük kur uygulamasından belli bir ban içerisinde kurların belirlenmesine kadar birçok uygulamanın varlığı görülür. Bunda makroekonomik hedeflerle bu hedeflere ulaşmak için uygulanan makroekonomik poliikaların rolü büyükür. Zira 1980 öncesi dönemde ihal ikamesini deseklemek amacıyla düşük kur poliikası uygulanırken, 1980 sonrası, özellikle 1980 ler de dışa açılma ve ihracaın eşvikinde kur poliikasından akif bir şekilde yararlanılmışır (Ay, 2007a; 2000 ve 1999). 1989 yılında finansal liberalizasyonla birlike sermaye harekelerinin serbesleşirilmesi ve TL nin konveribl hale gelmesiyle birlike ağırlıklı olarak döviz kurları uluslar arası finansal piyasaların ekisi alına girmişir. Dolayısıyla bu dönemden iibaren kur poliikasından akif olarak yararlanma, başka bir deyişle akif bir kur poliikası izlenmesi söz konusu olmamışır. 1999 yılında uygulamaya konan Enflasyonu Düşürme Programı çerçevesinde döviz kurlarının belli bir süre ile belli bir ban aralığında kalması hedeflenmiş, ancak programın çökmesiyle birlike uygulama sona ermişir. 2000 ve 2001 yıllarında yaşanan krizin ardından ekonomiyi düzlüğe çıkarmak amacıyla uygulamaya konan Güçlü Ekonomiye Geçiş Programı (Ay, 2007b: 25-26) ile birlike döviz kurlarının belirlenmesi amamen piyasaya bırakılarak, arz ve alep arafından belirlenmeye başlanmışır. Merkez Bankası döviz kurlarında isikrarı sağlamak amacıyla bazen piyasaya müdahalede bulunsa da, bu bir kur espii veya Merkez Bankası nın bir kur hedefi olmasından değil, döviz kurlarındaki aşırı dalgalanmaları minimize emeye yönelikir. Dolayısıyla Merkez Bankası döviz piyasasında oluşan köpükleri emizlemeke olup, bu müdahaleler serbes kur siseminin ruhuna da aykırı değildir. Döviz kuru oynaklığı ile ihraca arasındaki ilişkinin yönü (poziif ya da negaif) hakkında eorik çerçevede zı görüşlerin olması, bu ilişkinin ekonomerik boyua

28 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI ampirik olarak araşırılmasını gerekirmekedir. Ayrıca, Türkiye de Güçlü Ekonomiye Geçiş Programı çerçevesinde döviz kurlarının belirlenmesinin amamen piyasaya bırakılması ile birlike döviz kurlarında bazı dönemlerde yüksek oynaklıkların yaşanmış olması reel döviz kuru oynaklığının Türkiye ihracaına ekisinin incelenmesini önemli kılmakadır. Niekim bu konu üzerine ekonomerik boyua Türkiye için çalışmalar sınırlı sayıda da olsa yapılmışır (Özbay, 1999; Vergil, 2002, Özürk ve Acaravcı, 2002; Doğanlar, 2002; Kasman, 2003; Saacioğlu ve Karaca, 2004; Demirel ve Erdem, 2004). Bu çalışmalardan elde edilen bulgular, reel döviz kuru oynaklığının Türkiye ihracaını negaif yönde ekilediğine işare emekedir. Türkiye verileri ile gerçekleşirilen çalışmalarda reel döviz kuru oynaklığı için Özbay (1999) Genelleşirilmiş Ooregressif Koşullu Değişen Varyans (GARCH), Demirel ve Erdem Üsel Genelleşirilmiş Ooregressif Koşullu Değişen Varyans (EGARCH) yaklaşımlarını, diğerleri ise harekeli oralamalı sandar sapma ölçüünü kullanmışlardır. Bu çalışmalarda ele alınan değişkenler için veri aralığı (Özbay, Doğanlar, Saacioğlu ve Karaca ile Demirel ve Erdem de üçer aylık, diğerlerinde aylık dönemler) en fazla 2002 yılı sonuna kadardır. Gerek reel döviz kuru oynaklığının farklı gösergelerle ifade edilmesinin gerekse de 2002 yılından sonra TL nin değer kazanması yönündeki eğilimin ampirik sonuçlara ekilerini incelemek önem arz emekedir. Bu çalışmanın amacı, reel döviz kuru oynaklığın Türkiye ihracaı üzerindeki ekisini 1995-2008 dönemlerini kapsayan aylık verilerle ekonomerik boyua araşırmakır. Diğer çalışmalardan farklı olarak alernaif oynaklık gösergelerinin sonuçlara ekileri incelenmiş ve daha sağlam (robus) bulguların elde edilmesi amaçlanmışır. Çalışmada, reel döviz kuru oynaklığını da içeren geleneksel ihraca alep modeli çerçevesinde hem uzun dönem hem de kısa dönem ilişkiler incelenmişir. Bunlara ilaveen öngörü haasının varyans ayrışırması yardımıyla reel dış gelir, nispi fiya ve reel döviz kuru oynaklığı değişkenlerinden hangisinin reel ihraca üzerinde daha ekili olduğu sorusuna cevap aranmışır. Çalışanın organizasyonu şu şekilde planlanmışır. Birinci bölümde konuyla ilgili lieraüre, ikinci bölümde ekonomerik model ile modelde yer alan değişkenlerin açıklamalarına, üçüncü bölümde ise elde edilen ampirik bulgulara yer verilmişir. Çalışma elde edilen bulguların değerlendirilmesi ile son bulmakadır. I) LİTERATÜR Döviz kuru oynaklığının icare hacmi üzerine ekisi ampirik bir soru olarak karşımıza çıkmakla birlike, döviz kuru oynaklıkları ile icare hacmi arasındaki ilişkileri ele alan ampirik çalışmalar karma sonuçlar vermekedir. Bazı çalışmalar döviz kuru oynaklığındaki arışın belirsizliği arıracağı, dolayısıyla risken kaçınan firmalar için bir risk oraya çıkaracağı için icare hacmini olumsuz ekileyeceğini ileri sürerlerken (Hooper ve Kolhagen, 1978; Chowdhury, 1993; Koray ve Lasrapes, 1989; Kenen ve Rodrik, 1986; Arize, 1995, 1997a, 1997b), bazı çalışmalar ise döviz kuru

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 29 oynaklıklarının dış icare üzerinde poziif ekide bulunduğunu belirmekedirler (Assery ve Peel, 1991; Franke, 1991; De Grauwe, 1988). Buna karşın Gour (1985) ve Bailey vd. (1986), döviz kuru oynaklıkları ve dış icare arasında anlamlı bir ilişki bulamamışlardır. Benzer şekilde Arisoelous (2001) 1889-1999 yılları arasında İngilere nin Amerika ya olan ihracaında döviz kuru oynaklığının ekili olmadığı sonucuna ulaşılmışır. Bununla beraber Zhang, Chang ve Gauger (2006), Baum ve Çağlayan (2006), Cheung (2003) ise karma sonuç bulmuşlardır. Döviz kuru oynaklıklarının döviz kuru riskinin kaynağı olduğunu, dolayısıyla dış icare üzerinde önemli bir ekiye sahip olduğunu beliren Hooper ve Kohlhagen (1978), döviz kuru oynaklıklarının risken kaçınan firmalar üzerinde yüksek maliyee ve daha fazla dış icaree neden olacağını ileri sürmekedirler. Döviz kurlarındaki oynaklıkların arması, gelecekeki döviz kurlarında belirsizliğe sebep olacak ve bu bir risk oluşuracakır. Firmalar üzerinde bir maliye oluşuran bu riskler daha yüksek fiya olarak ükeiciye yansıılırsa, icaree konu olan mallara alep azalır. Ayrıca kurlardaki oynaklığın bu firmalara, karlarının yanında ek bir risk yüklemesi durumunda bu firmalar uluslararası icaree oldukça gönülsüz davranabileceklerdir. Arize, Osang ve Sloie (2000, 2004) de aynı şekilde döviz kuru oynaklıklarının üreici ve ihracaçıları icaree konu olan mallardan icaree konu olmayan mallara yönelerek dış icarei balalayacağını belirmekedirler. Döviz kuru oynaklıklarının G-7 ülkelerinin icare akımları üzerinde anlamlı negaif ekisinin olduğunu bulan Chowdhury (1993), piyasa kaılımcılarının risk sevmediği varsayımı alında, elde edilen sonuçların, döviz kuru belirsizliğinin piyasa kaılımcılarının faaliyelerini azalmaları, fiyaları değişirmeleri ya da döviz kuru oynaklıklarının ekilerini minimize eme amacıyla alep ve arz kaynaklarını değişirmeleri anlamına geldiğini belirmekedir. Buna karşın Koray ve Lasrapes (1989), ABD nin 1959-1985 dönemi verilerini kullanarak bu ülkenin İngilere, Fransa, Almanya, Japonya ve Kanada ile yapıkları ikili icare akımlarını ele aldıkları çalışmada, ABD nin ikili icare akımları ve döviz kuru oynaklığı arasında zayıf bir ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Ayrıca, bu çalışmadan elde edilen bulgular, sabi döviz kuru rejiminden esnek kur rejimine geçildiğinde dalgalanmanın ekisinin arığına ve dolayısıyla kur rejiminin ekili olduğuna işare emekedir. Kenen ve Rodrik (1986) ise, sanayileşmiş ülkelerin (Japonya, İngilere, ABD, Almanya, Fransa) kısa dönemde reel döviz kurundaki oynaklıklar ve bunun icare hacmi, özellikle ihala üzerindeki ekisini incelemişlerdir. Buldukları sonuçlarda ilk olarak, piyasaların dalgalı döviz kuru ile deneyim kazansa da dalgalanmanın azalmadığı; ikinci olarak, ülkelerin kısa dönemli dalgalanmaya maruz kalmalarının ülkeler arasında farklılaşığı ve üçüncü olarak da dalgalanmanın uluslar arası icare hacmini durgunlaşırdığı bulgusuna ulaşmışlardır.

30 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI Başka bir deyişle uluslar arası ekonomik ve mali işlemlerde isikrarlı kurların varlığı icarein riskini azalığı gibi kısa ve uzun vadeli sermaye akımlarını kolaylaşırarak enflasyonu ve sermaye kaçışlarını önleyecek ve sermayenin en karlı olduğu ekonomilerde iş görmesini sağlayacakır (Duygulu, 1998:111). Arize (1995, 1997a, 1997b) da reel ihraca, reel yurdışı gelir ve döviz kuru serilerinin oluşurduğu üç değişkenli bir modelde döviz kurlarındaki oynaklığın G-7 ülkelerinin her birinde ihraca hacmi üzerinde isaisiksel olarak anlamlı negaif ekiye sahip olduğunu bulmuşur. Benzer şekilde, Cushman (1983, 1986, 1988), Akhar ve Hilon (1984), Priche (1991) yapmış oldukları çalışmalarda döviz kuru dalgalanmaları ile ihraca arasında negaif yönlü bir ilişkinin varlığını belirmekedirler. Buna karşılık Assery ve Peel (1991), Franke (1991) ve De Grauwe (1988) gibi bazı ikisaçılar ise döviz kuru oynaklıklarının dış icare üzerinde poziif bir ekiye sahip olduğunu belirmekedirler. Örneğin Franke (1991), döviz kuru oynaklığı arığında ihracaan beklenen gelirin maliyeen daha hızlı arabileceği, bu nedenle de icare hacminin arabileceğini ileri sürmekedir. De Grauwe (1988) ise, döviz kuru oynaklığının arması durumunda aşırı risken kaçınan firmanın gelirinde oluşacak ani düşmeye karşı ihracaını arıracağını belirmekedir. Bazı çalışmalar ise karma sonuç vermekedir. Örneğin Zhang, Chang ve Gauger (2006), döviz kuru oynaklıklarının ekisinin doğrusal olmayan bir yapıya sahip olduğunu, ancak döviz kuru dalgalanmaları bir eşik değerde baskın olduğu zaman icare hacminin arabileceğini belirmekedir. Bu eşik değer Franke (1991) nin de beliriği gibi icareen elde edilen gelirin bugünkü değerinin maliyei aşığı değerdir. Cheung (2003) de döviz kuru oynaklıklarının icare hacmi üzerindeki ekisinin doğrusal olmayan bir yapı sergilediğini, zira bunun ihracaı ekileyen diğer fakörlerle iç içe olduğunu belirmekedir. Buradan harekele Zhang, Chang ve Gauger (2006:475) merkez bankalarının ruin bir şekilde döviz kurlarındaki oynaklıkların dış icare ve diğer reel ekonomik faaliyeler üzerindeki olumsuz ekilerini gidermek amacıyla döviz kuru isikrar poliikası uyguladıklarını, ancak en azından dış icare açısından bu poliikanın beklendiği gibi olumlu sonuç doğurmadığını belirmekedirler. Yapılan çalışmalarda karma bir sonuca ulaşılmasının nedeninin oplulaşırılmış verilerin ekisi olduğunu beliren McKenzie (1999), döviz kuru oynaklıklarının ihraca hacmi üzerindeki ekisinin sekörden seköre değişiğini belirmekedir. Wang ve Barre (2007:230), bunun nedenini; rekabe düzeyi, anlaşmaların abiaı- ve abiaıyla fiya oluşurma mekanizması-, anlaşmanın yapıldığı dövizin cinsi, hedging ensrumanlarını kullanma, ölçek ekonomileri, uluslar arası icaree açıklık, birçok sekörde malların homojenliği ve soklanabilirliği olarak açıklamakadırlar. Son dönem yapılan bazı çalışmalar döviz kuru oynaklıklarının dış icare hacmi üzerindeki ekisini sekörler düzeyinde ele almakadır. Örneğin Pickard (2003), döviz kurunda beklenen ve beklenmeyen dalgalanmaların Kanada, Meksika ve ABD arasındaki çelik üreiminin çoklu icare akımını nasıl ekilediğini araşırdığı

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 31 çalışmasında, bu ekinin nispi olarak küçük olduğu sonucuna ulaşmışır. Eger ve Zumaquero (2005) ise döviz kuru oynaklıklarının ihraca performansı üzerine doğrudan ekisi ve döviz kuru rejiminin değişmesinden kaynaklı dolaylı ekisini incelemişler ve çalışmanın sonucunda döviz kuru oynaklıklarının ihraca akımları üzerinde negaif ekisi olduğu ve özellikle ihraca sekörlerinden imala sekörünün döviz kuru oynaklıklarından ciddi olarak ekilendiği bulgusuna ulaşmışlardır. Wang ve Barre (2007) döviz kuru oynaklıklarının uluslar arası icare akımları üzerine ekisini, reel döviz kurundaki oynaklıkların ve ilgili riskin ihraca üzerindeki ekisinin icare yapanların geleceğe yönelik sözleşme davranışları arafından ekileneceği hipoeziyle es emişlerdir. Çalışmanın sonucunda reel döviz kuru riskinin birçok sekör üzerinde anlamlı bir ekisinin olmadığı, bununla birlike arımsal icare hacminin reel döviz kuru oynaklıklarına yüksek derecede karşılık verdiği sonucuna ulaşmışlardır. Son dönemlerde Doroodian (1999), Siregar ve Rajan (2003), Arize, Osang ve Sloje (2004) ise yapmış oldukları çalışmalarda, gelişmeke olan ülkeleri ele almışlar ve bu ülkelerin çoklu, ikili ve sekörel verilerini ele alarak döviz kuru oynaklıkları ile dış icare hacmi arasındaki ilişkileri incelemişlerdir. Bu çalışmalar döviz kuru oynaklığının dış icare üzerinde olumsuz bir ekiye sahip olduğuna işare emekedir. Döviz kuru oynaklıklarının dış icare üzerine ekisi Türkiye için de ese abi uulmuşur. Özbay (1999) çalışmasında, GARCH modeli üzerine esis edilen reel döviz kuru belirsizliğinin dış icare üzerine ekisi 1988:II-1997:II dönemlerini kapsayan üçer aylık veriler ile incelenmişir. Bu çalışmadan elde edilen ampirik bulgular, reel döviz kuru belirsizliğinin ihraca üzerinde anlamlı negaif ekiye sahip olduğuna, buna karşın reel döviz kuru belirsizliği ile ihala arasında isaisiksel olarak anlamlı bir ilişkinin olmadığına dair kanılara işare emişir. Vergil (2002) çalışmasında ise, reel döviz kurundaki oynaklıkların, Türkiye nin ABD ve Avrupa Birliği üyesi olan üç önemli icare parneri (Almanya, Fransa, İalya) ile olan ihraca akımları üzerine ekisi 1990:01-2000:12 dönemini kapsayan aylık verilerle ele alınmışır. Eş-büünleşme ve haa düzelme modellerinin kullanıldığı çalışmada, reel döviz kurundaki oynaklık harekeli oralamalı sandar sapma ölçüü olarak alınmışır. Çalışmanın sonucunda, Türkiye nin reel ihracaı ve döviz kuru oynaklığının uzun dönem ilişkisinin Almanya, Fransa ve ABD için negaif ve anlamlı olduğu bulgularına ulaşılmışır. Doğanlar (2002) ise, döviz kuru oynaklıklarının ihraca üzerine ekisini 1980:I- 1996:IV dönemlerini içeren üçer aylık verileri kullanarak Türkiye, Güney Kore, Malezya, Endonezya ve Pakisan ı ele aldığı çalışmada, bu ülkelerde döviz kuru oynaklıklarının reel ihracaı azalığı sonucuna ulaşmışır. Özürk ve Acaravcı (2002), Kasman (2003), Saacioğlu ve Karaca (2004) ile Demirel ve Erdem (2004) de benzer sonuçlara ulaşmışlardır. Özürk ve Acaravcı (2002) çalışmasında, döviz kuru oynaklıklarının Türkiye ihracaı üzerindeki ekileri 1989:01-2002:08 dönemleri için aylık veriler kullanılarak eş-büünleşme modeli kapsamında analiz edilmişir.

32 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI Çalışmanın sonucunda döviz kurundaki oynaklıklarının (döviz kurundaki belirsizliğin) armasının ihraca alebi üzerinde negaif ekisi olduğu sonucu elde edilmişir. Kasman (2003), 1989 2002 dönemini içeren aylık veriler kullanılarak eş büünleşme ve haa düzelme yönemlerini kullandığı çalışmasında, döviz kuru oynaklıklarının ihraca düzeyinin belirlenmesinde önemli bir değişken olduğu, döviz kuru oynaklıklarının hem kısa hem de uzun dönemde oplam ihracaı negaif olarak ekilediği sonucunu bulmuşur. Saacioğlu ve Karaca (2004) çalışmasında, 1981:III 2000:IV dönemlerini kapsayan üçer aylık veriler kullanılarak eş-büünleşme yönemi çerçevesinde yapılan analizler, reel döviz kuru oynaklığının ihracaı negaif yönde ekilediği bulgusunu vermişir. Bu çalışmada, iki değişken arasındaki kısa dönem ilişki haa düzelme modeli ile ele alınmış ve yine negaif yönde isaisiksel olarak %10 düzeyinde anlamlı bir ilişkinin varlığı espi edilmişir. Demirel ve Erdem (2004) çalışmasında ise, 1990 2001 dönemlerini kapsayan üçer aylık veriler kullanılarak, Türkiye nin Amerika Birleşik Devleleri, Almanya, İngilere, Fransa ve İalya ülkelerine sanayi, madencilik ve arım sekörleri ayırımında ihracaları üzerinde reel döviz kuru ve reel döviz kuru oynaklığının ekileri Engle-Granger Eş-büünleşme analizine dayalı haa düzelme modeli çerçevesinde ele alınmışır. Demirel ve Erdem (2004), çalışma kapsamında yer alan ülkelerin amamı için olmasa da, özellikle madencilik ve arım sekörleri için reel döviz kuru oynaklığının ihraca üzerinde negaif bir ekiye sahip olduğu bulgularına ulaşmışır. Büün bu sonuçlardan sonra Arize (1997a) nın da beliriği gibi döviz kuru oynaklıklarının dış icare üzerine ekisi ampirik bir konudur. Zira eori kendi başına dış icare ve döviz kuru oynaklıkları arasındaki ilişkinin işareini belirlemede yeersiz kalmakadır. Çünkü bu konu ağırlıklı olarak gelişmiş ülkeler dikkae alınarak analiz edilmeye çalışılmışır. Dahası ampirik sonuçlar seçilen örnek dönemine, modelin yapısına, döviz kuru oynaklığının nasıl ele alındığına, seçilen ülkelere, kullanılan meodoloji ve ahmin ekniklerine göre farklılaşmakadır. II) EKONOMETRİK MODEL VE VERİLER Bu çalışmada reel döviz kurundaki oynaklık gösergesiyle genişleilmiş geleneksel ihraca alep modeli kullanılmışır. Model kapalı formda aşağıdaki gibi ifade edilebilir: X = f (Y, P, V ; ε ) Burada; X : Reel ihraca, Y : Reel dış gelir, P : Göreli fiyalar, V : Reel döviz kurundaki oynaklık, ε ise oralaması sıfır varyansı sabi birbirinden bağımsız aynı dağılımlı rassal haa erimini ifade emekedir. Çalışmada 1995-Ocak ve 2008-Haziran dönemlerini kapsayan aylık zaman serisi verileri kullanılmışır. Modelde yer alan değişkenlerin açıklamaları ve veri kaynakları aşağıda verilmişir.

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 33 İhracaa ilişkin veriler T.C. Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden milyon US$ olarak elde edilmişir. Milyon US$ olarak ifade edilen ihraca verilerinin döviz kuru alış fiyaı (YTL/US$) ile YTL ye dönüşürülmesinden sonra emel devresi 2003 yılı olan Tükeici Fiya Endeksi vasıasıyla reel ihraca verileri milyon YTL olarak elde edilmişir. Reel ihraca verilerinin zamana göre eğilimi incelendiğinde, arış yönünde bir rend ve bu rend civarında zamanla aran dalgalanmalara sahip mevsimsel değişim eğiliminin olduğu gözlenmişir. Mevsimsel değişimdeki eğilimin çarpımsal yapıya uygun olması nedeniyle harekeli oralamalar yönemi-çarpımsal yapı çerçevesinde zaman serisindeki mevsimsel değişim arındırılmışır. Ekonomerik analizlerde mevsimsel değişimden arındırılmış reel ihraca verileri kullanılmışır. Reel dış gelirin gösergesi olarak ihracaımız yoğun olarak yapıldığı Avrupa Birliği Ülkelerinin (15 Ülke) sanayi üreim endeksi kullanılmışır. Veriler Eurosa veri abanından mevsimsel değişimden arındırılmış 2000 yılı emel devreli endeks olarak elde edilmişir. Nispi fiya olarak ihraca birim değeri endeksinin ihala birim değeri endeksine oranlanması ile elde edilen icare haddi (erms of rade) değişkeni kullanılmışır. T.C. Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden emel devresi 2003 yılı olan ihraca ve ihala birim değer endeks sayıları elde edilmiş ve iki endeksin oranlanması ile nispi fiyaı emsil eden icare haddi değişkenine ai veriler üreilmişir. Lieraürde reel döviz kuru oynaklığı için vekil değişken olarak hangi gösergenin kullanılacağına dair orak bir görüş yokur. Çalışmada daha sağlam (robus) sonuçlara ulaşmak amacıyla reel döviz kuru oynaklığı için ampirik çalışmalarda yaygın olarak kullanılan üç farklı alernaif göserge ele alınmışır. Bunlar; i) Logarimik birinci sıra farkı alınan reel döviz kuru için sandar sapma ii) Reel döviz kurudaki büyüme için harekeli oralamalı sandar sapma iii) Genelleşirilmiş Ooregressif Koşullu Değişen Varyans (GARCH) modeli kullanılarak ahmin edilen reel döviz kuru için koşullu oynaklık Reel döviz kuru (R ) olarak Üreici Fiya Endeksine dayalı reel efekif döviz kuru endeksi (1995=100) alınmışır. Bu endeks T.C. Merkez Bankası arafından Belçika, Almanya, İspanya, Fransa, İsviçre, Hollanda, İalya, İngilere, ABD, Japonya, İsveç, Avusurya, Kanada, Kore, İran, Brezilya ve Yunanisan ı içeren onyedi ülke için IMF arafından önerilen ağırlıklar kullanılarak hesaplanmakadır. Endekseki arış YTL nin değer kazanması anlamına gelmekedir. Veriler T.C. Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden alınmışır. Reel döviz kuru için ilk oynaklık ölçüü olan sandar sapmanın hesaplama formülü aşağıdaki gibidir: V 1 = 1 m m ( LR i LR ) i= 1 2

34 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI Aylık gözlemler söz konusu olduğundan m=12 olarak alınmışır. LR logarimik reel döviz kuru endeksinin birinci sıra farkı, LR ise birinci sıra fark alınmış logarimik reel döviz kuru endeksi için 12 gözlemden oluşan veri kümelerinden hesaplanan arimeik oralamadır. İkinci oynaklık ölçüü olan harekeli oralamalı sandar sapma için hesaplama formülü ise aşağıdaki gibidir: V 2 = 1 m m ( LR + ) + i 1 LR i 2 i= 1 2 Harekeli oralamanın derecesi (m) 12 olarak seçilmişir. Son olarak, reel döviz kuru oynaklığı GARCH modeli kullanılarak ahmin edilmişir. Logarimik birinci sıra farkı alınan reel döviz kurunun ( LR ) 24 gecikmeye kadar hesaplanan korrelogramı incelendiğinde; Kısmi ookorelasyon fonksiyonunun gecikme 1, 2 ve 12 de isaisiksel olarak sıfırdan farklı olduğu diğer gecikmelerde ise sıfır olduğu belirlenmişir. Ayrıca, ookorelasyon fonksiyonunda sinüs dalgalanmaları şeklinde sıfıra doğru azalma eğiliminin olması uygun geçici modelin 1, 2 ve 12 gecikmelerini içeren ooregressif model (AR) olduğuna işare emekedir. Bu modelin paramereleri en küçük kareler yönemi ile ahmin edilmiş ve 12-inci gecikmeye karşılık gelen kasayının isaisiksel olarak anlamsız olduğu görülmüşür. 12-inci gecikmeye karşılık gelen erimin modelden çıkarılması ile yapılan ahminlerde model seçim ölçülerinden gerek Akaike Bilgi Krieri (AIC) gerekse de Schwarz Krierine (SC) göre yapılan değerlendirmeler uygun modelin AR(2) olduğunu gösermişir. Bu modelin paramereleri en küçük kareler yönemi ile ahmin edilmiş ve arıklar için birinci sıra gecikmede yapılan Ooregressif Koşullu Değişen Varyans Lagrange çarpanı (ARCH-LM) esinde arıklarda ARCH yokur sıfır hipoezi %1 anlamlılık düzeyinde reddedilmişir. Elde edilen bu kanı arıkların ARCH ekisine sahip olduğunu gösermekedir. Yapılan bu değerlendirmeler sonucunda logarimik birinci sıra farkı alınmış reel döviz kuru değişkeni için GARCH(1,1) modeli aşağıdaki gibi ifade edilebilir: LR = α + α LR + α LR + µ Burada, 0 1 2 h µ ~ (, ) 1 2 2 0 olup koşullu değişen varyans 2 2 2 h = β 0 + β1µ 1 + β 2h 1 şeklindedir. Koşullu değişen varyans üç erim kullanılarak ifade edilmişir. Bunlar, oralama ( β 0 ), logarimik birinci sıra farkı alınmış reel döviz kuru modelinden elde edilen arıkların karesinin bir dönem önceki değerleri (ARCH erimi) ve bir önceki dönemin öngörü haa varyansıdır (GARCH erimi). Bu anımlamalar çerçevesinde ifade edilen GARCH(1,1) modeline ai ahmin sonuçları Tablo 1 de verilmişir. Bu modelden ahmin edilen koşullu varyansların karekökü (koşullu sandar sapmalar, V3) reel döviz kuru oynaklıklarının bir gösergesi olarak kullanılacakır.

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 35 Tablo : 1 GARCH(1,1) Modeline İlişkin Sonuçlar Kasayı Sandar Haa z-isaisiği Olasılık Değeri Sabi 0.0021 0.0022 0.9175 0.3589 AR(1) 0.3292 0.1197 2.7506 0.0059 AR(2) -0.2457 0.1076-2.2842 0.0224 Varyans Eşiliği Sabi 0.0001 0.0000 3.7280 0.0002 2 ˆµ 0.3008 0.0604 4.9794 0.0000 2 h 0.6270 0.0702 8.9380 0.0000 R 2 =0.1495 DW=1.8448 F=5.3788 (Olasılık değeri=0.0001) III) AMPİRİK BULGULAR A) Birim Kök Tesi Johansen eş-büünleşme analizine geçmeden önce araşırma kapsamında yer alan değişkenlerin büünleşme sıraları birim kök esi çerçevesinde araşırılmalıdır. Çalışmada, değişkenlerin büünleşme sıraları Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF, 1981) birim kök esi ile incelenmişir. ADF birim kök esi sonuçları Tablo : 2 de verilmişir. Tablo : 2 ADF Birim Kök Tesi Sonuçları Değişken Gecikme ADF Tes İsaisiği Kriik Değer (%5 Seviyesinde) LRX 12-0.1255-2.8808 LRX 11-4.6408* -2.8808 LY 12-1.3669-2.8808 LY 11-4.0660* -2.8808 LP 0-2.5695-2.8794 P 1-12.4060* -2.8796 LV1 12-1.4274-2.8824 LV1 12-3.5802* -2.8826 LV2 12-1.4927-2.8824 LV2 11-4.5575* -2.8824 LV3 0-2.8116-2.8796 LV3 0-12.6756* -2.8798 L: Logarima, : Birinci sıra fark işlemcisine karşılık gelmekedir. Uygun gecikme uzunluğu AIC göre belirlenmişir. ADF regresyon eşiliği deerminisik bileşenlerden sabi erimi içermekedir * %5 seviyesinde sıfır hipoezi (birim kök vardır) reddedilmişir.

36 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI Elde edilen bulgular, araşırma kapsamındaki değişkenlerin logarimik düzeyde birim kök içerdiğini, ancak logarimik birinci sıra farklar olarak ifade edilen zaman serilerinin birim köke sahip olmadığını gösermişir. Bu sonuçlar, değişkenlerin amamı için büünleşme sırasının 1 olduğuna işare emekedir. O halde, Johansen eş-büünleşme analizi çerçevesinde eş-büünleşmiş vekör sayısının belirlenmesi ile analizlere devam edilebilir. B) Johansan Eş-Büünleşme Analizi Eş-büünleşmiş vekör sayısı hem İz İsaisiği (Trace Saisic) hem de Maksimum özdeğer (Maximum Eigen Saisic) yaklaşımı ile es edilmişir. Johansen (1992) çalışmasında da göserildiği gibi bu eslerde vekör ooregressif (VAR) süreci için doğru gecikme uzunluğunun bilindiği varsayılmakadır. Ayrıca eş-büünleşmiş vekör sayısının belirlenmesinde VAR modelinde yer alan deerminisik bileşenlere karar verilmesi de esin sonuçları üzerinde ekili olmakadır. Diğer bir ifadeyle, eşbüünleşme esinin sonuçları VAR modelinin gecikme uzunluğu ve deerminisik bileşenlere bağlıdır. VAR modeli için uygun gecikme yapısının ahmininde SC ve AIC kullanılmışır. Bu krierlerden SC daha küçük bir gecikme yapısı belirlemiş ise Toda ve Yamamoo (1995) arafından önerilen Düzelilmiş-Wald (Modified Wald) esi çerçevesinde SC ve AIC krierleri ile belirlenen gecikme uzunluklarından hangisinin uygun olduğuna karar verilmişir. Ayrıca, çalışma kapsamında yer alan değişkenlerin amamı birinci sıra fark durağan olduğundan düzey verilerinin doğrusal rend içerdiği ancak eş-büünleşme denklemlerinin sadece sabi erime sahip olduğu varsayımı alında eş-büünleşmiş vekör sayısı ahmin edilmişir. Eş-büünleşme esine ilişkin sonuçlar Tablo 3 de rapor edilmişir. GARCH(1,1) modeli kullanılarak ahmin edilen reel döviz kuru oynaklıklarının kullanıldığı Model 3 de, hem reel gelirin hem de nispi fiyaın kasayıları isaisiksel olarak anlamsız iken diğer anımlamaların amamında açıklayıcı değişkenlere ai kasayılar isaisiksel olarak anlamlıdır. Johansen eş-büünleşme analizinden elde edilen sonuçlar, reel ihraca üzerinde reel dış gelirin poziif, nispi fiya ve reel döviz kuru oynaklığının negaif yönde uzun dönemli bir ekiye sahip olduğunu gösermişir. Reel döviz kuru oynaklıklarına ilişkin kasayılar ele alınan modeller için sırasıyla - 0.1768, -0.1552 ve -0.5706 olarak ahmin edilmişir. Bu kasayıların amamı %1 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlıdır. Elde edilen ampirik bulgular reel ihraca üzerinde reel döviz kuru oynaklığının anlamlı negaif bir ekiye sahip olduğuna işare emekedir.

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 37 Tablo : 3 Johansen Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Model 1: Oynaklık Ölçüsü Sandar Sapmadır Sıfır Hipoezi: Eşbüünleşmiş ilişki sayısı İz İsaisiği Maksimum Özdeğer İsaisiği Sıfırdır 68.18 ( 0.0002) 32.92 (0.0094) En az 1 dir 35.26 (0.0106) 23.19 (0.0252) En az 2 dir 12.07 ( 0.1537) 12.06 (0.1084) En az 3 dür 0.006 (0.9395) 0.006 (0.9395) Normalize Edilmiş Eşbüünleşme Kasayıları LRX LRY LTT LV1 1.0000-2.1093 1.2205 0.1768 (0.3806)* (0.4574)* (0.0312)* Model 2: Oynaklık Ölçüsü Harekeli Oralama Sandar Sapmadır Sıfır Hipoezi: Maksimum Özdeğer İz İsaisiği Eşbüünleşmiş ilişki sayısı İsaisiği Sıfırdır 67.18 ( 0.0003) 31.63 (0.0143) En az 1 dir 35.56 (0.0097) 23.29 (0.0244) En az 2 dir 12.26 ( 0.1449) 12.17 (0.1042) En az 3 dür 0.0838 (0.7721) 0.0838 (0.7721) Normalize Edilmiş Eşbüünleşme Kasayıları LRX LRY LTT LV2 1.0000-2.1131 0.9148 0.1552 (0.3854)* (0.4499)* (0.0291)* Model 3: Oynaklık Ölçüsü GARCH(1,1) Modeline Dayalı Olarak Hesaplanmışır Sıfır Hipoezi: Maksimum Özdeğer İz İsaisiği Eşbüünleşmiş ilişki sayısı İsaisiği Sıfırdır 73.03 ( 0.0000) 48.60 (0.0000) En az 1 dir 24.42 (0.1831) 14.82 (0.3017) En az 2 dir 9.60 ( 0.3125) 9.06 (0.2815) En az 3 dür 0.5476 (0.4593) 0.5476 (0.4593) Normalize Edilmiş Eşbüünleşme Kasayıları LRX LRY LTT LV3 1.0000-0.7479 0.3651 0.5706 (0.6849) (0.7167) (0.0893)* Maksimum gecikme 12 iken Model 1 ve Model 2 için uygun gecikme 2, Model 3 için ise 4 olarak ahmin edilmişir. Eşbüünleşme ilişki sayısının esinde paranez içindeki değerler MacKinnon- Haug-Michelis (1999) olasılık değerlerini gösermekedir. Gerek İz İsaisiği gerekse de Maksimum Özdeğer İsasisiğine göre Model 1 ve Model 2 için eşbüünleşmiş vekör sayısı 2, Model 3 için 1 olarak bulunmuşur. * %5 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlıdır (Paranez içindeki değerler sandar haalardır)

38 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI C) Haa Düzelme Modeli Eş büünlenmiş durağan olmayan değişkenlerin bir haa düzelme mekanizması ile modellenmesi olasıdır. Engle ve Granger (1987) eş büünleşmiş serilerin bir haa düzelme göserimine sahip olduğunu oraya koymuşlardır (Granger Represenaion Theorem). O halde, eş büünleşme, haa düzelme modeli için gerekli koşuldur. Haa düzelme modelleri, hem değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkileri hem de kısa dönem dengesizlik davranışlarını birleşirmeyi amaçlamakadır (Charemza ve Deadman, 1992:155). Üç farklı reel döviz kuru oynaklık ölçüü kullanılarak reel ihraca için haa düzelme modelleri incelenebilir. Buna karşın, ele alınan reel döviz kuru oynaklık ölçülerinden hangisinin reel ihracaı uzun dönemde daha fazla açıkladığı belirlenerek en uygun reel döviz kuru oynaklık ölçüünün seçilmesi yaklaşımı ile analizlere devam edilmesi benimsenmişir. Böylece, reel döviz kuru oynaklığı için gelişirilen ölçülerden hangisinin ele alınan dönem iibariyle reel ihracaı açıklamada Türkiye verilerine daha uygun olacağına dair bilginin elde edilmesi de mümkün olacakır. İhraca alep fonksiyonunda reel dış gelir ve nispi fiya açıklayıcı değişkenleri yer almış iken, üç alernaif reel döviz kuru oynaklığının ayrı ayrı modele dâhil edilmesiyle kurulan regresyon eşiliklerinden elde edilen isaisiksel model seçim krierlerine ai sonuçlar Tablo : 4 de verilmişir. Elde edilen sonuçlar, basi sandar sapma ölçüü ile ifade edilen reel döviz kuru oynaklığının reel ihracaı açıklama daha başarılı olduğunu gösermişir. Tablo : 4 Alernaif Reel Döviz Kuru Oynaklıkları İçin Model Seçim Krierleri Oynaklık Ölçüü Belirleme Kasayısı AIC SC Sandar Sapma 0.8963-1.8041-1.7042 Harekeli Oralamalı Sandar Sapma 0.8952-1.7936-1.6937 GARCH(1,1) 0.8593-1.3593-1.2628 Regresyon eşiliği çif logarimik formdadır. Açıklayıcı değişkenler arasında 2001 krizini emsil eden kukla değişken (2001 Mar ayı sonrası için 1 diğer dönemlerde sıfır) yer almakadır. Sandar sapmayla emsil edilen reel döviz kuru oynaklığının yer aldığı uzun dönemli ilişkiden elde edilen arıklar (Tablo : 3, Model 1) kullanılarak anımlanan haa düzelme modeline ai ahmin sonuçları Tablo : 5 de özelenmişir. Haa düzelme modelinden elde edilen bulgular, açıklayıcı değişkenlere ai kasayıların ekonomik beklenilerle uyumlu işarelere sahip olduğunu gösermekedir. Ayrıca, reel ihraca üzerinde reel dış gelirin isaisiksel olarak anlamlı bir ekiye sahip olmadığı, buna karşın gerek nispi fiya gerekse de reel döviz kuru oynaklığının %10 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlı negaif bir ekiye sahip olduğu bulguları da elde edilmişir. Bu sonuçlar, kısa dönemde reel ihraca üzerinde reel dış gelirin ekili olmadığına, kısa dönemli ekilerin nispi fiya ve reel döviz kuru oynaklığı ile gerçekleşiğine işare emekedir. Reel döviz kuru oynaklığının reel ihraca üzerinde

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 39 hem uzun hem de kısa dönemde isaisiksel olarak anlamlı negaif ekiye sahip olması, döviz kuru belirsizliğinin ihracaımızı olumsuz yönde ekileyen önemli bir fakör olduğunu gösermekedir. Modelde haa düzelme erimine ai kasayı -0.5615 olarak ahmin edilmişir. Bu sonuç, açıklayıcı değişkenlerde meydana gelecek olan herhangi bir değişimin (şokun) reel ihracaa oluşuracağı dengesizliklerin yok olacağına ve dengenin 2 ay gibi kısa bir sürede ekrar sağlanacağına işare emekedir. Tablo : 5 Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişken Kasayı Sandar Haa -İsaisiği Olasılık Değeri Sabi -0.0941* 0.0172-5.4671 0.0000 2001 Krizi 0.1903* 0.0295 6.4537 0.0000 LY 0.6896 1.3969 0.4937 0.6223 LP -0.5049* 0.3012-1.6763 0.0959 LV1-0.0901* 0.0517-1.7419 0.0837 Haa Düzelme Terimi -0.5615* 0.0768-7.3104 0.0000 * %10 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlıdır D) Öngörü Haasının Varyans Ayrışırması Çalışmadan elde edilen ampirik bulgular, uzun dönemde reel ihraca üzerinde reel dış gelirin poziif, nispi fiya ve reel döviz kuru belirsizliğinin ise negaif yönde isaisiksel olarak anlamlı bir ekiye sahip olduğunu gösermişir. Bunlara ilaveen, kısa dönemde reel dış gelirin isaisiksel olarak anlamlı bir ekisi bulunmamış iken nispi fiya ve reel döviz kuru belirsizliğinin yine negaif olarak reel ihracaımızı ekilediği bulguları elde edilmişir. Buna karşın, önceki bölümlerde ekonomerik boyua yapılan ampirik analizler gerek kısa dönemli gerekse de uzun dönemli olarak bulunan ekilerden hangisinin reel ihraca üzerinde daha önemli olduğuna dair bilgileri içermemekedir. Çalışmanın bu bölümüne reel ihracaa ilişkin öngörü haasının varyans ayrışırması yardımıyla bu değişken üzerinde reel dış gelir, nispi fiya ve reel döviz kuru oynaklığı değişkenlerinden hangisinin daha ekili olduğu sorusuna cevap aranacakır. Öngörü haasının varyans ayrışırması, sisemdeki bir değişken üzerinde hangi değişkenin daha ekili olduğunun belirlenmesinde kullanabileceğimiz bir araçır. Öngörü haasının varyans ayrışırması yardımıyla poliika analizi yapmak için, öncelikle oragonal şokları sağlayacak bir dönüşümün VAR modelinde gerçekleşirilmesi gerekir. Bu dönüşüm, modeldeki haa erimleri arasındaki çapraz korelasyonlarının sıfır olmasını sağlayacak bir dönüşümdür. Haa erimlerinin bu dönüşümle birbirine oragonal olması (orhogonal innovaion) ayrı ayrı poliika analizi için kullanılmalarını sağlar. Çünkü bu ür bir analizin anlamlı olması için, herhangi bir değişkene şok verildiğinde diğer değişkenlerdeki şokların sıfır olması gerekir. Sims (1980) haa erimleri arasındaki çapraz korelasyonların sıfır olmasını sağlayacak

40 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI dönüşüm olarak Cholesky ayrışırmasını önermişir. Bu ayrışırmada göze çarpan problem, dönüşümde kullanılan marisin yegâne (bir ane) olmamasıdır. Sims(1980) çalışmasında Cholesky ayrışırması için değişkenlerin en dışsaldan içsele doğru sıralanması yaklaşımını önermişir. Böylece, sıralamada en başa yer alan değişkenin AR göseriminde, sisemdeki diğer değişkenlerin anlık periyodu ( zamanı) olmayacakır. Sıralamada yer alan ikinci değişkenin AR göseriminde ise sadece birinci sıradaki değişkenin anlık periyodu yer alacakır. İşleme bu şekilde devam edilirse, sıralamadaki en sonuncu değişkenin AR göseriminde, sisemdeki üm değişkenlerin anlık periyodu yer alırken kendisi hiçbir değişkene eşzamanlı olarak eki edemeyecekir (Darnell ve Evans, 1990:122). Bu gerekçelerle sıralama, dışsaldan içsele doğru yapılmalıdır. Çalışmada Cholesky sıralaması önsel bilgi çerçevesinde reel dış gelir, nispi fiya, reel döviz kuru oynaklığı ve reel ihraca şeklinde yapılmışır. Tablo : 6 Reel İhraca İçin Öngörü Haasının Varyans Ayrışırması (%) Dönem LY LTT LV1 LRX 1 0.17 1.42 2.00 96.41 2 0.67 1.29 6.23 91.81 3 0.83 3.05 9.47 86.65 4 1.30 4.29 13.22 81.19 5 1.60 5.91 16.37 76.12 6 1.94 7.35 19.27 71.45 7 2.22 8.71 21.76 67.32 8 2.47 9.92 23.94 63.67 9 2.69 11.00 25.84 60.47 10 2.89 11.96 27.50 57.66 11 3.06 12.80 28.96 55.18 12 3.21 13.56 30.25 52.99 13 3.34 14.23 31.39 51.03 14 3.47 14.83 32.42 49.29 15 3.57 15.37 33.34 47.72 16 3.67 15.86 34.17 46.30 17 3.76 16.31 34.92 45.01 18 3.84 16.71 35.60 43.84 19 3.92 17.08 36.23 42.77 20 3.99 17.42 36.81 41.78 21 4.05 17.74 37.34 40.88 22 4.11 18.03 37.83 40.04 23 4.16 18.29 38.28 39.26 24 4.21 18.54 38.70 38.54 Cholesky Sıralaması: LY LTT LV1 LRX

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 41 Reel döviz kuru oynaklığını emsil eden ölçü sandar sapma olmak üzere, düzeyde VAR modeli için gecikme uzunluğu 2 olarak ahmin edilmişir (Bakınız Tablo 3). Johansen eş-büünleşme analizi sonuçları eş-büünleşmiş vekör sayısının gerek İzisaisiği gerekse de Maksimum-Özdeğer İsaisiğine göre 2 olduğunu gösermişir. Bu bilgiler veri iken kurulan vekör haa düzelme modeli (VECM) çerçevesinde 24 öngörü dönemi için hesaplanan reel ihraca için öngörü haasının varyans ayrışırması sonuçları Tablo : 6 da verilmişir. 1 Reel ihraca için öngörü haasının varyans ayrışırmasında hem kısa hem de uzun dönemde en yüksek paya sahip olan dışsal değişkenin reel döviz kurundaki oynaklık olduğu görülmekedir. Bu değişkeni nispi fiya izlerken reel dış gelir oldukça düşük bir paya sahipir. Elde edilen bulgular, reel ihraca üzerinde en ekili değişkenin reel döviz kurundaki oynaklık olduğuna işare emekedir. SONUÇLAR Bu çalışmada, Türkiye nin 1995 2008 yılları arasındaki aylık verileri kullanılarak, reel dış ülkelerin geliri, nispi fiyalar ve reel döviz kurunda meydana gelen oynaklıkların Türkiye reel ihraca gelirleri üzerindeki uzun ve kısa dönemli ekileri Johansen eş-büünleşme yönemi, haa düzelme modeli ve öngörü haasının varyans ayrışırması yardımıyla analiz edilmişir. Çalışmada reel döviz kuru oynaklığının hesaplanması için lieraürde yaygın olarak kullanılan üç farklı alernaif ölçü dikkae alınmışır. Bu ölçüler; reel döviz kuru logarimasındaki değişimlerden hesaplanan basi sandar sapma, harekeli oralamalı sandar sapma ve GARCH modelleri ile elde edilen koşullu varyansdır. Johansen eşbüünleşme yönemine dayalı sonuçlar, reel dış gelirin poziif, nispi fiyalar ile reel döviz kuru oynaklığının negaif olarak Türkiye reel ihraca gelirini ekilediği bulgularını vermişir. Reel döviz kuru oynaklığını emsil eden üç farklı alernaif yaklaşımdan basi sandar sapmaya dayalı ölçüün söz konusu dönemde reel ihracaı açıklamada Türkiye verilerine daha uygun olduğuna dair kanılar elde edilmişir. Bu oynaklık ölçüü dikkae alındığında çif logarimik reel ihraca denkleminde reel dış gelirin kasayısı 2.11, nispi fiya değişkenine ai kasayı -1.22 ve reel döviz kuru oynaklığının kasayısı ise -0.18 olarak ahmin edilmişir. Bu kasayıların amamı %5 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlıdır. Bu sonuçlar, diğer her şey sabiken, reel döviz kuru oynaklığında %1 oranındaki bir değişimin reel ihraca gelirini %0.18 azalacağına işare emekedir. Reel döviz kurundaki oynaklığın basi sandar sapma ile ifade edildiği uzun dönemli ilişkiden elde edilen arıklar kullanılarak kurulan haa düzelme modelinden 1 Cholesky sıralaması reel ihraca son sırada yer almak üzere diğer değişkenlerin sırası değişirilerek yapılmış ve reel ihraca için öngörü haasının varyans ayrışırmasındaki sonuçlarda genel eğilimin değişmediği gözlenmişir.

42 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI elde edilen ahmin sonuçları, reel ihracaımız üzerinde reel dış gelirin isaisiksel olarak anlamlı bir ekiye sahip olmadığına, buna karşın nispi fiya ile reel döviz kuru oynaklığının %10 düzeyinde negaif yönde isaisiksel olarak anlamlı bir ekiye sahip olduğuna dair kanılar vermişir. Bu modelde nispi fiyaın kasayısı -0.50, reel döviz kuru oynaklığının kasayısı ise -0.09 olarak ahmin edilmişir. O halde, diğer her şey sabiken reel döviz kuru oynaklığındaki değişim 1 birim arığında reel ihraca gelirindeki değişim 0.09 birim azalacakır. Haa düzelme eriminin kasayısı ise -0.56 olarak bulunmuşur. Bu sonuç, açıklayıcı değişkenlerde meydana gelecek olan herhangi bir şokun reel ihracaa oluşuracağı dengesizliklerin 2 ay gibi kısa bir sürede yok olacağına işare emekedir. Bu durum modelin uzun dönem dengesine ekrar geri dönme hızının oldukça yüksek olduğunu gösermekedir. Reel döviz kuru oynaklığının Türkiye ihracaı üzerinde hem uzun hem de kısa dönemli olarak negaif bir ekiye sahip olmasının yanı sıra bu ekinin reel dış gelir ve nispi fiyaa göre karşılaşırılmasında, ahmin edilen kasayıların büyüklükleri bilgi verici olamaz. Çünkü, dışsal değişkenlerin hem ölçü birimleri hem de oralama ve varyansları farklıdır. Kasayıların büyüklüklerini kullanarak reel ihraca üzerinde hangi dışsal değişken daha ekilidir sorusuna cevap vermek için üm değişkenlerin sandardize edilmesi gerekir. Ayrıca, reel ihracaın öngörü haasının varyans ayrışırması yardımıyla reel dış gelir, nispi fiya ve reel döviz kuru oynaklığı değişkenlerinden hangisinin reel ihraca üzerinde daha fazla ekiye sahip olduğu sorusuna cevap verilebilir. Böyle bir analiz, gerek kısa dönem gerekse de uzun dönem ekileri bir arada görme imkânını vermesi bakımından daha bilgi vericidir. VECM çerçevesinde gerçekleşirilen öngörü haasının varyans ayrışırması analizlerinden elde edilen bulgular, reel ihraca için öngörü haasının varyans ayrışırmasında hem kısa hem de uzun dönemde en yüksek paya sahip olan dışsal değişkenin reel döviz kurundaki oynaklık olduğunu gösermişir. İlk 6 aylık öngörü dönemi değerlendirildiğinde, reel ihraca için öngörü haasının varyans ayrışırmasında oralama değerler olarak reel döviz kuru oynaklığının payı %11.1, nispi fiyaın payı %3.9 iken bu pay reel dış gelir için sadece %1.1 seviyesindedir. 24 aylık öngörü dönemi ile aynı analiz ekrarlandığında, bu payların sırasıyla %26.6, %11.9 ve %2.8 seviyelerine geldiği belirlenmişir. Elde edilen bulgular, reel ihraca üzerinde hem kısa hem de uzun dönem için en ekili değişkenin reel döviz kurundaki oynaklık olduğuna işare emekedir. Reel döviz kuru oynaklığının hem kısa hem de uzun dönemde ihraca üzerinde negaif bir ekiye neden olması, Türkiye deki üreicilerin risken çekinen bir yapıya sahip olduğu anlamına gelmekedir. Reel döviz kuru oynaklığındaki arışlar döviz kurunun gelecekeki eğilimi hakkındaki belirsizliği arırmaka ve bunun bir sonucu olarak ihracaçı firmalar dış piyasadan daha çok iç piyasaya yönelme eğilimi gösermekedir. Böylece reel döviz kurundaki belirsizlikler ihraca üzerinde negaif bir ekiye neden olmakadır. Sonuç olarak, ihracaımız üzerinde olumlu kakılar sağlayacağı için Türkiye de reel döviz kuru oynaklığını azalıcı isikrar poliikaların uygulanması önem arz emekedir.

Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008) / 43 KAYNAKÇA AKHTAR, M.A. and HILTON, R. S. (1984), Effec of Exchange Rae Uncerainy on German and U.S. Trade, Quarerly Review, Federal Reserve Bank of New York, Vol. 9, pp. 7 15. ARISTOTELOUS, K. (2001), Exchange-Rae Volaily, Exchange-Rae Regime and Trade Volume: Evidence From he UK-US Expor Funcion, Economic Leers, 72, pp. 87 94. ARIZE, A.C. (1995), The Effecs of Exchange-rae Volailiy on U.S. Expors: An Empirical Invesigaion, Souhern Economic Journal, 62, pp. 34 43 ARIZE, A. C. (1997a), Foreign Trade and Exchange-Rae Risk in he G 7 Counries: Coinegraion and Error-Correcion Models, Review of Financial Economics, Vol.6, No:1, pp. 95 112. ARIZE, A.C. (1997b), Condiional Exchange Rae Volaily and he Volume of Foreign Trade: Evidence From Seven Indusrialized Counries, Souhern Economic Journal, pp. 235 254 ARIZE, A.C., OSANG, T. and SLOTTJE, D.J. (2000), Exchange Rae Volailiy and Foreign Trade: Evidence From Thireen LDCs, Journal of Business and Economic Saisics,Vol. 18, pp. 10 17. ARIZE, A.C., OSANG, T., and SLOTTJE, D.J. (2004), Exchange Rae Volailiy in Lain America and is Impac on Foreign Trade, Working Paper, Texas A&M Universiy. ASSERY, A. and PEEL D.A. (1991), The Effec of Exchange Rae Volailiy on Expor, Economic Leer, 37, pp. 173 77. AY, A. (1999), 1980 Öncesi Türkiye de Uygulanan Kur Poliikaları, Selçuk Üniversiesi Karaman İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Cil:2, Sayı:1, ss. 185 204. AY, A. (2000), Dışa Açılma Sürecinde Döviz Kuru Poliikası, Selçuk Üniversiesi Sosyal Bilimler Meslek Yüksekokulu Dergisi, Sayı:4, ss. 15 34. AY, A. (2007a), Türkiye de Dış Ticare ve Kur Poliikaları Uygulamaları, Çizgi Kiabevi, Konya. AY, Ahme. (2007b), Tarihsel Süreç içerisinde Türkiye de Büyüme, Türkiye Ekonomisi, Makroekonomik Sorunlar ve Çözüm Önerileri, Ed. Ahme Ay, Çizgi Kiabevi, Konya, ss. 3 53. BAILEY, M., TAVLAS, G. and ULAN, M. (1986), Exchange Rae Variabiliy and Trade Performance:Evidence for he Big Seven Indusrıal Counries, Welwirschafliches Archiv, 122, pp. 466 77. BAUM, C. F. and ÇAĞLAYAN, M. (2006), Effecs of Exchange Rae Volailiy on he Volume and Volailiy of Bilaeral Expors, Boson College Working Papers in Economics. CHAREMZA, W. W. and DEADMAN, D.F. (1992), New Direcions in Economeric Pracice, Edward Elgar Pub. Lim. CHEUNG, Y. W. (2003), An Analysis of Hong Kong Expor Performance, UC Sana Cruz Economics Working Paper, No: 547.

44 / Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI CHOWDHURY, A.R. (1993), Does Exchange Rae Volaily Depress Trade Flows? Evidence From Error Correcion Models, The Review of Economics and Saisics, Vol. 75, No:4, pp. 700 706 CUSHMAN, D.O. (1983), The Effecs of Real Exchange Rae Risk on Inernaional Trade, Journal of Inernaional Economics, Vol. 15, pp. 45 63. CUSHMAN, D.O. (1986), Has Exchange Risk Depressed Inernaional Trade? The Impac of Third- Counry Exchange Risk, Journal of Inernaional Money and Finance, Vol. 5, pp. 361 379. CUSHMAN, D. O. (1988), U.S. Bilaeral Trade Flows and Exchange Risk During The Floaing Period, Journal of Inernaional Economics, Vol. 25, pp. 317 330. DARNELL, A. C. and EVANS, J. L. (1990), The Limis of Economerics, Edward Elgar, Aldersho. DeGRAUWE, P. (1988), Exchange Rae Variabiliy and he Slowdown in Growh of Inernaional Trade, IMF Saff Papers, Vol. 35, pp. 63 84. DEMİREl, B ve. ERDEM, C. (2004), "Döviz Kurlarındaki Dalgalanmaların İhracaa Ekileri: Türkiye Örneği", İkisa, Isleme ve Finans Dergisi, Cil 19, Sayı 223, ss. 116-127 DICKEY, D. A. and FULLER, W. A. (1981), Likelihood Raio Saisics for auoregressive Time Series Wih a Uni Roo, Economerica, Vol. 49, pp. 1057 1072. DOĞANLAR, M. (2002). Esimaing he Impac of Exchange Rae Voaliy on Expor: Evidence From Asian Counries, Applied Economics Leers, Vol. 9, pp. 859 863. DOROODIAN, K. (1999), Does Exchange Rae Volailiy Deer Inernaional Trade in Developing Counries, Journal of Asian Economics, Vol. 10, pp. 465 474. DUYGULU, A. A. (1998), Döviz Kuru İsikrarının Ekonomik İsikrar Açısından Değerlendirilmesi, Dokuz Eylül Üniversiesi İİBF Dergisi, Cil:13, Sayı:1, ss. 107 118. EGERT, B. and ZUMAQUARE A. M. (2005), Exchange Rae Regimes, Foreign Exchange Volailiy and Expor Perdormance in Cenral and Easern Europe, Focus I/2005, pp. 76 97. ENGLE, R.F. and GRANGER, C.W.J. (1987), Co-inegraion and Error Correcion: Represanaion, Esimaion and Tesing, Economerica, Vol. 55, pp. 251 276. FRANKE, G. (1991), Exchange Rae Volailiy and Inernaional Trading Sraegy, Journal of Inernaional Money and Finance, Vol.10, No:2, pp. 292 307. GOTUR, P. (1985), The Effec of Exchange Rae Volailiy on Trade: Some Furher Evidence, IMF Saff Papers, Vol. 32, pp. 475 512. HOOPER, P. and KOHLHAGEN, S. (1978), The Effec of Exchange Rae Uncerainy on he Prices and Volume of Inernaional Trade, Journal of Inernaional Economics, Vol. 8, pp. 483 511. JOHANSEN, S. (1989), Esimaion and Hypohesis Tesing of Coinegraion Vecors in Gaussian Vecor Auorregresive Models, Economerica, Vol. 59, pp. 1551 1580.