DÖVĠZ KURU DALGALANMALARININ TARIMSAL DIġ TĠCARETE ETKĠSĠ: TÜRKĠYE ÖRNEĞĠ THE EFFECT OF EXCHANGE RATE VOLATILITY ON AGRICULTURAL FOREIGN TRADE: THE CASE OF TURKEY Doç. Dr. ErĢa SEVER Aksaray Üiviversitesi ĠĠBF Ġktisat Bölümü Özet Bu çalışmada reel döviz kuru değişkeliğii Türkiye i tarımsal dış ticaret performasıa etkisi araştırılmıştır. Döviz kuru değişkeliğii ölçmede AR-EGARCH (1,1) yötemi kullaılmıştır. Johase eş bütüleşme testi ve hata düzeltme tekiği kullaılarak döviz kuru değişkeliği ile tarımsal dış ticaret arasıdaki ilişkiler 1989:01 2011:02 döemi üçer aylık veriler kullaılarak araştırılmıştır. Aaliz soucua göre, reel döviz kuru değişkeliği Türkiye de tarımsal ihracat ve ithalatı egatif etkilemektedir. Fakat reel döviz kuru dalgalamalarıda tarımsal ihracat seviyesi daha fazla etkilemektedir. Aahtar Kelimeler: Değişkelik, Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat, Tarımsal İthalat, Egarch Abstract This study has examied the impact of reel exchage rate volatility o performace of agricultural foreig trade of Turkey. AR-EGARCH (1,1) method is used to measure real exchage rate volatility. Johase co itegratio test ad vector error correctio techique are used to uderstad the implicatio of real exchage rate fluctuatio for Turkey s agricultural export ad import, usig quarterly data from 1989:01 to 2011:02. Accordig to the empirical result, real exchage rate variability for agricultural exports ad imports affects the egative i Turkey. Besides that, real exchage rate fluctuatios affect more agricultural export level Key Words: Volatility, Real Exchage Rate, Agricultural Export, Agricultural İmport, Egarch 17
1. GiriĢ Ampirik çalışmalar 1970 li yılları başıda itibare, sabit döviz kuru sistemii terk edilmesiyle birlikte, döviz kurudaki dalgalamaları daha yüksek oralarda olduğuu göstermektedir. Döviz kuru dalgalamalarıa bağlı olarak ortaya çıka belirsizlikler ülkeleri dış ticaret seviyelerii farklı şekillerde etkilemektedir. Özellikle so 15 yıllık süreçte çeşitli şekillerde meydaa gele ekoomik krizlerle birlikte arta döviz kuru belirsizliklerii uluslararası ticaret hacmi üzerideki etkilerii daha çok ekoomist tarafıda araştırılmasıa ede olmuştur. Geel kaaat döviz kuru dalgalamaları soucuda riskleri yükselmeside dolayı ihracat seviyeleri azalmaktadır. Buu yaıda vadeli piyasaları kısa ve orta vadede riskleri düşürmesi edeiyle döviz kuru dalgalamalarıı ihracatı olumsuz etkilemediği hatta pozitif yölü katkı bile sağladığı yöüde yaklaşımlar bulumaktadır. Öte yada bazı çalışmalarda elde edile souçlara göre, sektörleri uluslararası piyasalara açılmışlık durumuu değişkelik göstermesi, edüstrilerde üretimdeki yoğulaşmaı farklılığı ve alaşma sürelerii çeşitliliğide dolayı döviz kuru dalgalamalarıı her sektördeki etkisi değişkelik gösterebilmektedir. Bua yöelik olarak Türkiye de döviz kuru dalgalamalarıı tarım sektörüde dış ticaret performasıa etkilerii araştırıldığı bu çalışmaı ilk bölümüde kuramsal yaklaşımlar üzeride durulmuştur. Çalışmaı ikici bölümüde ise Türkiye özelide döviz kuru dalgalamalarıı tarımsal ihracata etkisi ampirik düzeyde araştırılmıştır. 2. Kuramsal Değerledirme Döviz kuru belirsizliklerii dış ticaret üzerideki etkileri geleeksel yaklaşım, fırsatlar yaklaşımı ve alteratif yaklaşım olarak üç alt başlıkta icelemektedir. 2.1. Geleeksel YaklaĢım Geleeksel modellerde döviz kuru dalgalamaları uluslararası işlemlerde risk ve belirsizlik artışlarıyla birleşmekte ve ticaret üzeride caydırıcı etki yapmaktadır. piyasa katılımcıları risklere karşı muhalif tavır sergilerlerse, bu ekoomik birimler açısıda döviz kuru oyaklıklarıyla birleşe riskte uzak durmaı maliyetie katlamaya razı olduklarıı göstermektedir. Bu durumda bir firmaı ihraç malı arz eğrisi döviz kuru oyaklığı edeiyle sol tarafa doğru kayacaktır. döviz kuruu değişkelik gösterdiği koşullarda her ihracat malı miktarı ya da ithalat malı miktarıa dek düşe fiyat seviyesi daha yüksek olacaktır. Geel maada ticaret hacmide taşıma maliyetlerideki bir artışı ede olacağı azalmaya bezer bir biçimde gerileme meydaa gelecektir (Qia ve Varagis, 1992: 1). Döviz kuru belirsizlikleri ve dış ticaret arasıdaki ilişkiyi aaliz ede ilk çalışma Clark tarafıda (1973) yapılmıştır. Çalışmada ihracat yapa firmalar üretimlerii tam rekabet koşulları altıda yapmakta ve geelde satışları yurt dışıa yöelik olmaktadır. Modeli e basit versiyouda firmaı üretimii ithalat girdisi kullamada gerçekleştirdiği ve ihraç ettiği malı fiyatıı da yabacı para türüde olduğu varsayılmaktadır. Ayı zamada bular dışsal değişke olarak modele dâhil edilmektedir. Buu yaıda firmaları ödemeleri yabacı para türüde ve risklere karşı korumaı kısıtlı vaziyette buluduğu 18
kabul edilmektedir. Döviz kurlarıı geleceği kousudaki belirsizlikler, ulusal para türüde ihracatları e kadar olacağı kousuda da gelecekte belirsizlik meydaa getirmektedir. Firmalar ihracatlarıı bu belirsizliği dikkate alarak yapmaktır. ulusal para türüde kazaç foksiyouu kuadratik olduğu varsayımıda faydalarıı maksimize etmeyi amaçlamaktadırlar (U(Π)=aΠ+bΠ 2 ). Riskte uzaklaşma b katsayısı ile temsil edilmekte ve sıfırda (b<0) daha düşük değer almaktadır. Birici koşul olarak firmaları marjial maliyetlerii marjial gelirlerii geçmesi gerekmektedir. İkicisi firmaları maruz kaldıkları riskleri telafi etme zorululuğu bulumaktadır. Bu durumda arz eğrisi sol tarafa doğru kaymakta, üretim ve ticaret hacmi azalmaktadır. Riskte uzak kalmak isteye işletmeler maruz kaldıkları riskleri düşürmek isteyeceklerdir. Buu soucuda satışları azalması suretiyle hem kazaçlar hem de kazaçları değişkeliğide azalma meydaa gelirke beklee faydada da artış meydaa gelmektedir. Öte yada girdiler ithal ediliyorsa, belirsizlik ortamıda ihracat üretimideki alaşmalar daha kısa süreli olacaktır. Bu şekilde kazaçları varyasları döviz kuru değişkeliğie bağlı olarak orasal değişmesi egellemeye çalışılmaktadır. Burada e ekstrem durum, ulusal para türüde gelir ve maliyeti tam korelasyou olduğuda, daha büyük değişkelikleri kazaçları varyasıa etki etmemesi olarak gösterilebilir (Côté, 1994: 3) Baro (1976) tam rekabet koşulları altıda döviz kuru dalgalamalarıı fiyatlar üzerideki etkilerii fiyatlama yapıla para türü bağlamıda açıklamaya çalışmıştır. İhracatçılar yabacı para türüde fiyatlama yapmışlarsa, bu takdirde fiyat riski ile karşı karşıya kalmaktadırlar. Alaşma süresice fiyatlarda değişim olmadığı içi talep miktarı bilimesie rağme ulusal para türüde gelirler azalabilmekte ve kârlılık belirsizleşmektedir. Ulusal para ile fiyatlama yapılırsa, bu defa da ihracatçılar miktar riski altıda kalmaktadırlar. fiyat değişmeleri dolayısıyla alıcılarda belirsizlik oluşması, talep düzeyide belirsizlik meydaa getirmektedir. Gelirlere ilave olarak üretim maliyetleride de kesilik kaybolmaktadır. Her iki durum içi de riskte kaçımayı arzulaya firmalar maruz kalacakları riskleri düşürmek içi çaba sarf edeceklerdir. Öte yada fiyat etkileri farklı şekilde ortaya çıkabilmektedir. Eğer firmalar yabacı para ile fiyatlama yapmışlarsa risklerdeki bir artış fiyat artışlarıı da beraberide getirecektir (arz eğrisi yukarı kayar). daha yüksek fiyatlarda beklee kârlılıklar azalır (optimal fiyatlarda talep elastiktir) ve beklee faydada düşüş görülür. firmaı alaşması ulusal para türüde ise hedeflee piyasadaki talep foksiyouu özelliğie bağlı olarak tepki gerçekleşecektir. Eğer foksiyo doğrusal ise fiyatlarda gerileme meydaa gelecektir. Fiyat azalışları talepte artış meydaa getirirke, fiyat-maliyet marjlarıı düşürmekte, kâr bekletileri ve varyasları azalmaktadır (Côté, 1994: 4). Bua ilave olarak Hooper ve Kohlhage'i (1978) döviz kuru dalgalamalarıı dış ticaret ilişkisii araştıra çalışmaları bulumaktadır. Vadeli piyasalarda döviz kuru riskie karşı koruma yötemii (hedge) orasal (% olarak) değerleri ve riskte uzak kalmak isteme derecesie göre, özel firmalar içi arz ve talep eğrileri oluşturulmuş ve açıklayıcı değişke olarak da alaşma yapıla paraı türü dâhil edilmiştir. bu çalışmaı e öemli katkısı risklere karşı korumaı mevcut olmadığı koşullarda omial döviz 19
kurlarıdaki dalgalamaları risklere etkisii e orada olduğuu aaliz etmesidir. öceki varsayımlarda bazıları yie bu çalışmada da kullaılmıştır. Piyasa fiyatıı kabullee koumudaki ithalatçılar tam rekabet (bilie talep eğrisi) ile karşı karşıya ike ihracatçılar ise moopolistik piyasa koşullarıda ürülerii yurt dışıa satmaktadırlar. Bu durumda döviz kurudaki dalgalamaları artışıda doğa döviz kuru risklerii, arz ve talep eğrilerii aşağı doğru kaydırması fiyat ve miktarları düşürmektedir. söz kousu fiyat ve miktarlardaki bu düşmeler ithalatçıları talep esekliği ve oları riskte uzaklaşma derecesie bağlıdır. ihracatçılar (üretim yapalar) risklere maruz kaldıkça, fiyatlarda artış ve miktarlarda ise azalış bekleebilir (Pickard, 2003: 3). Geleeksel yaklaşım belirsizlikleri edeleri üzerie yoğulaşırke, belirsizlik ortamıda asıl bir davraış sergileeceği kousuda tatmi edici öerilerde buluduğu ifade edilemez. Öte yada döviz kuru risklerii ekoomik birimler içi bazı fırsatları oluşumuu sağladığı yöüde yaklaşımlar da bulumaktadır. 2.2. Risk ve Portföy YaklaĢımı Bu düşüce, geleeksel yaklaşımı temel felsefesie karşı çıkarak, döviz kuru değişkeliklerii dış ticarete her zama olumsuz etki yapmayacağıı, hatta ihracatçıları kazaçlı çıkabileceklerii öe sürmektedir. De Grauwe (1987) geleeksel okulu düşücesi üzerie bir eleştiri getirerek, kârlılık foksiyouu dış bükey olduğu kousuda ika edici görüşler geliştirmiştir. O a göre, ihracat geliride beklee fayda foksiyou koveks ve kokavlığı riskte uzaklaşma durumuu görmeyi sağlamaktadır. Koveks olması, üreticileri yeterli düzeyde risklerde uzaklaştığıı ifade etmektedir. İhracat gelirleride beklee fayda foksiyou koveks ise döviz kuru dalgalamalarıdaki yükselmeler ihracatı teşvik edecektir. Tersi durum da ise olumsuz etkileyecektir. Riskte uzaklaşa ekoomik birimler döviz kuru risklerideki yükselmeler karşısıda gelirlerii aşırı düşmeside edişe duyarlar ve bu durumu telafi etmek üzere daha fazla ihracat yapmak isterler. Öte yada risklerde daha az uzaklaşmış durumdaki birimler, söz kousu döviz kuru riski edeiyle oluşa kayıplarda dolayı daha az edişe duyarlar ve ihracatı artırmak içi yüksek oralı çaba sarf etmezler. Bu durum döviz kuru risklerdeki artışları meydaa getirdiği gelir ve ikame etkisi ile daha açık ifade edilebilir. Döviz kuru riskideki artışlar ekoomik birimleri riskli ihracat aktiviteleride daha risksiz ola uygulamalara geçmelerii sağladığıda ikame etkisi kedisii gösterir ve ihracat azalır. Gelir etkisi ise ihracat gelirleride beklee faydaı azalmasıda doğa kayıpları degelemek amacıyla kayakları ihracat sektörüe doğru kayması soucuda oluşmaktadır. Bu alamda bir ekoomide gelir etkisi ikame etkiside fazla olursa döviz kuru dalgalamaları ihracat aktivitelerii pozitif, diğer durumda ise egatif etkileyebilmektedir (De Grauwe, 1987: 4 5). Kârlılık foksiyouu dış bükeyliği ticaret ve döviz kuru riski arasıdaki pozitif ilişkiyi ifade etmesie rağme, bu yaklaşımı daha öemli temel düşücesi moder portföy farklılaşması ışığıda döviz kuru riskii İthalatı girdi olarak kullaılmasıyla üretile mallar yurt içi piyasada satılmaktadır. 20
açıklamasıdır. Farrell tarafıda özetlediği üzere, ekoomik birimler potasiyel getiri oralarıyla bağlatılı şekilde düşük, orta ve yüksek risk aktiviteleri doğrultusuda yatırımlarıı şekilledirerek karlılıklarıı maksimize etmeye çalışmaktadırlar. Döviz kurlarıdaki dalgalamaı boyutuda meydaa gele artışı doğurduğu yüksek riskler, ticaret yapa ve ötr risk istemeye birimleri cesaretii kırmayacak, ayı zamada portföy çeşitlemeside dolayı olara kazaçlı çıkma fırsatıı suacaktır (Pickard, 2003: 3). Geçmiş döemlere göre kıyasladığıda özellikle gelişmiş ülkelerdeki iyi çalışa vadeli işlem piyasaları, ihracat ve ithalat yapa firmaları döviz kurudaki ögörülmeye değişimler karşısıda meydaa gelecek olumsuzluklara karşı daha koruaklı duruma getirmiştir. Hatta döviz kuru dalgalamalarıı olumsuzluklarıı azaltacak çeşitli olasılıklar da bulumaktadır. So döemlerde elde edile bazı ampirik souçlar, firmaları döviz kuru dalgalamaları karşısıda hızlı bir şekilde ayarlama sürecie girdiklerii göstermektedir. Söz gelimi ihracat yabacı paradaki değer kaybı ile fiyatlamışsa, döviz kurudaki azalmada kayaklaa ihracatçıları kayıpları e azıda kısme yabacı para türüde daha yüksek fiyatla degelemektedir. Ayı zamada ihracatçıları parasıı değeri düşe ülkelerde daha fazla ara malı girdisi kullamalarıı da sağlamaktadır. Bu şekilde azala ihracat gelirleri daha düşük girdi maliyetleri ile de kısme degelemektedir. Bua ilave olarak çok sayıda ülke ile ticareti yapılması durumuda bazı döviz kurlarıı degeleme yöüe doğru hareket etmeleri, bir bakıma döviz kuru riskie karşı korumayı gerçekleştirmektedir. Souç olarak uluslararası şirketleri yabacı para riskie karşı ihracat ve ithalatlarıı olumsuz etkilemesii öleyecek varlık portföyleri ve çeşitli para türleride borçlama seçeeklerii varlığıda söz edilebilir (Clark ve diğerleri, 2004: 15). Ayrıca büyük ulusal piyasalarla bütüleşe uluslararası firmaları varlığıda döviz kuru dalgalamaları, bu firmalara üretimlerii yurt içi ve yurt dışı piyasalar arasıda yeide dağıtım imkâlarıı vermekte ve uluslararası ticarette yararlama potasiyelii artırmaktadır (Chit, Rizov, Willebockel, 2008: 7) Buula birlikte döviz kuru belirsizliklerii dış ticarete etkilerii batmış maliyetler ve ticareti kompozisyou bakımıda ele ala çalışmalar da bulumaktadır. Bular, diğer yaklaşımlar başlığı altıda ele alımaktadır. 2.3. Diğer YaklaĢımlar Dış ticaret ve döviz kurları arasıdaki ilişkii başka bir yöü bakımıda batmış maliyeti (öcede yapıla harcamalar) foksiyou üzeride durulmaktadır. Dış piyasalara uyumlu olması edeiyle öemli yatırımlar sorasıda üretile çeşitli malları alım-satım işlemlerii gerçekleştirildiği uluslararası piyasalarda ihracata yöelik firmalar pazarlama ve dağıtım ağıı ihracat piyasaları içi özel olarak oluşturmaktadır. Batmış maliyetler esasıda döviz kurlarıda kısa döemli hareketler karşısıda firmaları daha az tepki vermelerii sağlamaktadır. Belirsizlikler karşısıda firmalar geelde bekle gör taktiği izleyerek, değişke maliyetleri iyileşmesii bekleyebilmekte ve ihracat piyasasıda kalabilmektedirler. Döviz kurlarıı eski seviyesie düşmesiyle, bata maliyetleri bir kısmıı telafi edebilmektedir. 21
Batmış maliyetler kousuda Mc Doald ve Segel (1986), Dixit (1989), Krugma (1989) ve Frake (1991) gibi iktisatçıları çalışmaları bulumaktadır. Burada çıka geel kaaat, ihracat piyasasıa giriş ve çıkış kararlarıda bilie sabit ve değişe maliyetler yaıda uygulamada karşılaşıla maliyetler de etkili olmaktadırlar. Döviz kurudaki dalgalamaları giderek artması firma kararlarıı daha da koruması düşücesii hâkim kılmaktadır. Döviz kurlarıdaki dalgalama aralığı artarsa firmalar ya piyasada kalmaya devam etmekte ya da hiç girmemektedir. Bu bakımda döviz kurları dalgalamaları piyasaya giriş ve çıkış kararlarıı ertelemeyi artırmaktadır (Clark ve diğerleri, 2004: 16-17). Buu yaıda Kumar (1992) tarafıda yapıla çalışmada döviz kuru risklerii ticaret hacmii azaltma ihtimalie karşı, edüstri içi ticareti geliştirebileceği vurgulamıştır. Döviz kuru riskleri et ticareti azaltırsa, mukayeseli avatajlarda gerilemeler ortaya çıkmaktadır. Mukayeseli avatajlar azaldığı zama ekoomiler daha çok birbirie bezemekte, uzmalaşma azalmakta ve edüstri içi ticaret gelişmektedir. Çükü riske maruz kalmak istemeye müteşebbisler kayaklarıı mukayeseli üstü oldukları ticaret sektörü yerie dış ticareti yapılmadığı diğer sektörlere kaydırmaktadırlar. Bu edele döviz kuru riskideki bir artış tekolojik değişimi ve ülkelerarasıdaki ticareti olumsuz etkileyebilir (Côté, 1994: 10). Öte yada Carlso ve Osler büyük para piyasalarıda fiyat belirsizliği ve ticaret hacmi arasıda sıkı bir korelasyo olduğua dikkat çekmektedir. Ticaret hacmideki belirsizlikleri tahvil ve hisse seedi piyasalarıdaki gelişmelerle yakıda ilgili olduğu vurgulamıştır. Burada üzeride durula kou yüksek fiyat belirsizliğii teşvik ettiği yüksek spekülatif hareketleri ticaret hacmi üzeride etki yapmasıdır. Bu bağlamda Japoya, Hog Kog ve Sigapur da piyasadaki yabacı katılımcıları yüzde 90 ı belirsizlik artışlarıı edei olarak spekülasyo hareketlerii görmektedirler (Carlso ve Osler, 1998:1). Öte yada rasyoel itelikli spekülasyolar döviz kuru belirsizliğii azaltıcı etki yaptığı yöüde görüşler de bulumaktadır. Bu düşüceye göre rasyoel spekülatörler yüksek fiyatlarda satıp, düşük fiyatlarda para alarak piyasada degeleyici rolü üstlemektedirler. Bu alamda spekülatörleri çok adir olarak istikrarı bozucu etkisi olabileceğide söz edilebilir. Hatta Friedma a göre piyasada rasyoel spekülatörler daha başarılı strateji izledikleri içi piyasada kalmaya ve degeleme foksiyouu sürdürmeye devam ederler, diğerleri ise kısa süre içeriside piyasada çıkmak zoruda kalırlar(carlso ve Osler, 3). 3. Ampirik ÇalıĢmalar ve Souçları Döviz kuru değişkeliğii dış ticaret üzerideki etkilerii aaliz ede çok sayıda ampirik çalışma bulumaktadır. Buu yaıda döviz kuru dalgalamalarıı tarımsal ticaret üzerie etkileri kousuda yapıla çalışma sayısı sıırlı düzeyde kalmıştır. Kimi çalışmalarda belirsizlikler dış ticareti olumsuz etkilerke, kimi çalışmalarda ise olumlu etkilemektedir. Ayrıca döviz kuru belirsizliklerii herhagi bir etki yapmadığı yöüde souçlara da ulaşıldığı görülmektedir. Öte yada döviz kuru değişkeliğii tarımsal dış ticaret üzerideki etkiler kousuda yapıla çalışmalarda geel olarak döviz 22
kuru değişkeliğii tarımsal dış ticareti olumsuz etkilediği yöüde souçlara ulaşıldığı gözlemlemektedir. Koray ve Lastrapes (1989) VAR modeli kullaarak dalgalamaı ticarete etkilerii araştırmışlardır. Olar ticareti yalızca döviz kuru dalgalamasıda etkilemediği varsayımıda yola çıkarak çalışmalarıa dış ticareti etkileye dışsal makro değişkeleri de dâhil etmişlerdir. Kaada'ı da dâhil olduğu 5 ülke öreğide reel döviz kuru dalgalamalarıı ithalat üzerideki etkileri sabit kurları uyguladığı döem (1961 1971) ve esek kurları uyguladığı (1975 1985) döem ayrışımı yapılarak araştırılmıştır. Sabit kurlarda esek kurlara doğru geçildiğide dalgalama miktarları artmakta, fakat döviz kuru dalgalaması ile ticaret arasıdaki ilişki zayıf orada da olsa egatif yölü olmaktadır. ABD i ithalatıdaki varyas ayrışımlarıda dalgalamalardaki değişmeleri oraı çok düşük düzeydedir. Döviz kuru dalgalaması ithalatta Kaada'ı ABD'yi açıklayıcı değeri yaklaşık %4 civarıdadır. E büyük etkii %11 ile Japoya'ya ait olduğu gözlemiştir. Bii-Smaghi (1991) Avrupa Para Sistemi içeriside saayi malları ticareti üzerie bir araştırma yapmıştır. 1976 1984 döemi içi Almaya, Frasa ve İtalya ı ihracat hacmi ile Avrupa Para Sistemi içideki efektif kurları değişim oraları arasıdaki ilişkiyi icelemiştir. İcelee üç ülkei dış ticaret hacmi ile döviz kuru dalgalaması arasıda egatif ve öemli ilişkiye rastlamıştır. Bu dalgalamaı ayı zamada fiyatları da etkilediği gözlemiştir. Almaya da fiyatlar egatif değer alırke diğer ülkelerde ise pozitif değer almaktadır. bu souçlar Almaya ve italya içi riskleri öemli kısmıı ihracatçılar tarafıda katlaıldığıı göstermektedir (Côté, 1994: 20). Kroer ve Lastrapes (1993) döviz kuru dalgalamalarıı ticaret hacmi ve fiyatlar üzerideki etkilerii iki aşamalı yötem yerie Garch modeli kullaarak aaliz yapmıştır. ABD i de dahil olduğu 5 gelişmiş ülke ekoomiside omial döviz kuru dalgalamalarıı ticareti etkilediği yöüde kaıtlara rastlamıştır. Bulgulara göre ABD içi dalgalamaı etkilerii daha kesi olduğuu söyleyebiliriz. Fakat her ülke içi dalgalamaı büyüklüğü ve işareti değişebilmektedir. ABD, Frasa ve Japoya içi dalgalamaları fiyatlar üzerideki etkileri geçici olmaktadır. ABD ve İgiltere de döviz kuru dalgalamaları ticareti olumsuz etkilerke, Frasa ve Japoya da pozitif fakat öemsiz düzeyde etki yapmaktadır. Dell'Ariccia (1999) 15 Avrupa birliği üyesi ile ve isviçre arasıda 1975 1994 yılları aralığıda döviz kurlarıdaki dalgalamaları dış ticaret üzerideki etkilerii araştırmıştır. aylık omial ve reel döviz kurlarıı logaritmik birici farklarıı stadart sapmaları, vadeli kurları hatalarıı karesi toplamı, spot kurları maksimum ve miimumları arasıdaki farkları % değerleri gibi dört faklı belirsizlik değişkeleri kullamıştır. Basit regresyo modelide döviz kuru dalgalaması küçük oralı da olsa ticareti olumsuz etkilemektedir. 1994 yılı içi toplamda dalgalamaı sıfıra imesiyle omial döviz kurları %12, reel kurlar %13 ve vadeli kurları hataları ise %10 oraıda ticaret seviyelerii artırıcı etki yapmıştır. Burada üzeride durulması gereke kou omial döviz kuru dalgalamasıda elde edile souçlar ile reel döviz kuru dalgalamasıda elde edile souçlar yakı değerde çıkmasıdır. Yai, omial ve reel döviz kuru dalgalamaları arasıda sıkı bir korelasyo bulumasıdır. 23
Rose (2000) 186 ülke bazıda ve 1970 1990 döemii beşer yıllık aralıklarla toplamış olduğu verileri kullaarak icelemiştir. Çalışmada para birliğii etkileri yaıda döviz kurudaki değişkeliği etkilerii test etmek amaçlamıştır. Değişkelik ölçüsü olarak iki yalı döviz kurları arasıdaki aylık verileri doğal logaritması alıa serileri birici farklarıı stadart sapması tercih edilmiştir. Kullamış olduğu havuzdaki toplamış olduğu datalara göre belirsizlikler küçük ama egatif etki yapmaktadır. Stadart sapmadaki birimlik azalma ticareti %7 ve ortalamada sapmadaki bir birimlik azalmada ise ticareti %5 oraıda artırmaktadır. Sheldo (2003), 1974 1995 periyodu içi 10 gelişmiş ekoomi bazıda döviz kuru dalgalamasıı tarımsal ticarete etkisii araştırmıştır. Araştırmada toplam dış ticarete göre kıyasladığıda döviz kuru dalgalamaları daha yüksek orada tarımsal ticareti olumsuz etkilemektedir. Grier ve Smallwood (2007) 9 gelişmiş ve 9 gelişmekte ola ülke bazıda döviz kurlarıı uluslararası ticaret üzerideki etkilerii araştırmıştır. Ülkeleri gelişmişlik durumlarıa göre ayırışım yapılarak aaliz edile bu çalışmaı souçları, ele alaı gelişmekte ola ülkeleri tamamıda döviz kuru belirsizliklerii egatif ve öemli etkiye sahip olduklarıı, gelişmiş ülkelerde ise öemsiz düzeyde etki yaptığıı göstermektedir. Buu yaıda her iki ülke grubuda içi yurt dışı gelir belirsizliklerii reel döviz kuru belirsizliğide çok daha fazla orada dış ticaret seviyeleri üzeride belirleyici oldukları gözlemiştir. Wag ve Barett (2007) çalışmalarıda Tayva ekoomisi üzeride reel döviz kurlarıı koşullu varyas ve koşullu ortalamalarıyla, çoklu Garch-M modelide yararlaarak sektör bazlı aylık dataları kullamışlardır. Bua göre döviz kuru dalgalamalarıda tarım sektörü olumsuz etkilemektedir. Fakat diğer sektörler tarım sektörü kadar etkilememektedir. Bua göre Tayva ekoomisii tarım sektörü döviz kurudaki beklee oralar ve dalgalamalara karşı duyarlılık katsayısıı yüksek olduğu söyleebilir. Fogarasi (2008) omial döviz kuru dalgalamalarıı Doğu Avrupa ülkeleride Romaya bazıda çekim modeli yardımıyla 1999 2008 yılları arasıa esas alarak araştırmıştır. Çekim modeli iki yalı ticarette diğer faktörleri kotrol etmek amacıyla kullaılmıştır. Döviz kuru değişkelikleri tarımsal ticaret üzeride olumsuz etki yapmaktadır. Kafle (2011) 1970-2010 yılları arasıda 28 ülke bazıda pael data çekim modeli yardımıyla omial ve reel döviz kurlarıı dış ticaret üzerie etkisii tarımsal ve tarımsal olmaya sektörler bazıda araştırmıştır. Tarımsal ve tarım dışı sektörlerde döviz kuru dalgalamaları istatistikî olarak öemli ve egatif etki yapmaktadır. bua ilave olarak omial döviz kuru dalgalamaları tarım sektörü üzeride daha çok etkili ike reel döviz kuru dalgalamaları tarım dışı sektörlerde daha çok etkili olmaktadır. Öte yada McKezie ve Brooks (1997) 1973:4 1992:9 döemide döviz kuru dalgalamalarıı Almaya ile Amerika Birleşik Devletleri arasıdaki iki yölü etkilerii ARCH modeli yardımıyla aaliz etmiştir. Öceki döemde yapıla birçok çalışmaı tersie kur dalgalamalarıı iki yölü ticaret üzerideki etkisi istatistikî bakımda öemli ve pozitif yölü olarak gerçekleşmiştir. 24
Buu yaıda Bailey ve Tavlas (1988) 1975 1986 döemi içi üçer aylık veriler yardımıyla ABD de döviz kuru dalgalamalarıı ihracat seviyeleri üzerideki etkilerii aaliz etmiştir. Souçlar döviz kuru dalgalamalarıı ihracat seviyesie öemli bir etki yapmadığıı göstermiştir. Lee (1999) Asya krizi sorasıda döviz kuru rejimi tartışmalarıı yapıldığı süreçte dalgalı döviz kuru uygulamalarıda döviz kuru belirsizliklerii fiyatlar ve dış ticaret üzerideki rolüü araştırmıştır. döviz kuru dalgalamalarıı uluslararası ticareti etkileyeceği düşücesii destekleye öemli souçlara ulaşılmamıştır. Buu yaıda döviz kurları dayaıklı olmaya mallarda ziyade dayaıklı malları fiyatları üzeride belirleyici olmakta ve riskte kaçımak isteye tüketiciler risk primi kadar dayaıklı mallar içi daha düşük fiyat ödemek istemektedirler. Eksik rekabet piyasası koşulları altıda kur belirsizlikleri dayaıklı malları ispi fiyatlarıı daha düşük seviyeye düşürebilmektedir. Burada hareketle döviz kurlarıı farklı mal gruplarıdaki ispi fiyat farklarıda dolayı ticaret miktarlarıı değiştirdiğii söyleyebiliriz. Döviz kuru risklerie karşı korumaları yüksek seviyede olduğu ülkelerde alıcıları daha rahat davradıkları gözlemektedir. Tereyro u (2003) 1970 99 yılları aralığıda çok sayıda ülkeyi ele alarak yapmış olduğu aalizde de omial döviz kuru değişkeliğii ticaret akımları üzeride öemli etkisii olmadığı soucu elde edilmiştir. Kadilov (2008) u araştırma souçlarıa göre, G-10 ülkeleride döviz kuru dalgalamalarıı toplam ticarete egatif etkisi tarımsal ticareti etkiside daha düşük olmaktadır. Buu yaıda gelişmiş bir ekoomi ile gelişmiş, gelişmekte ola ve yüksele piyasa ekoomileri arasıdaki döviz kurlarıdaki dalgalamaları ticarete etkisi araştırılmıştır. Bua göre gelişmiş ekoomiler arasıda döviz kuru dalgalamaları tarımsal ticarete etkisi toplam ticarete etkisie kıyasladığıda sembolik hale gelmektedir. Bua mukabil döviz kuru dalgalamalarıı bu ülkeler arasıda tarımsal ticareti olumsuz etkilemesi tarımsal politikalar edeiyle olabilir. Bu politikalar özellikle de ihracat ve yurt içi ikame mallarda söz kousudur. Çükü bu politikaları zamalara arası değişkeliği ile döviz kuru değişkeliği ayı aa dek düşmektedir. Türkiye de döviz kuru değişkeliği ve dış ticaret ilişkisii aaliz ede çalışmalar da bulumaktadır. Bu çalışmalarda elde edile souçlar geelde döviz kuru belirsizliğii dış ticareti olumsuz etkilediği yöüdedir. Söz gelimi Özbay (1999), 1988 1997 arası döemi ele alarak döviz kuru belirsizliğii GARCH modeli yardımıyla tahmi etmiş ve reel döviz kuru belirsizliği ihracat hacmii öemli ölçüde düşürürke, ithalat hacmi üzeride ise ayı düzeyde etki yapmadığı tespit edilmiştir. Vergil (2002), Türkiye de döviz kuru oyaklığı ve ticaret akımlarıa etkisii 1990 2000 döemide Avrupa birliğideki üç büyük ticaret ortağı ve ABD ye ola ihracat bağlamıda eş bütüleşme ve hata düzeltme modelleri kullaarak araştırmıştır. Türkiye i reel ihracatı ve döviz kuru oyaklığı arasıda uzu döemde İgiltere, Almaya ve Frasa içi istatistiksel olarak alamlı ve egatif bir ilişkii varlığıı tespit etmiştir. diğer ülkeler içi de kısa döemde döviz kuru oyaklığıı etkisi istatistiksel olarak öemsiz değer almıştır. Kasma (2003), Türkiye de reel döviz kuru oyaklığıı ihracat üzerideki etkilerii sektörel bazda icelemiştir. aylık verilerde yararlaarak 1989 2002 döemii kapsaya çalışmasıda, eşbütüleşme ve hata-düzeltme tekiklerii 25
kullamış ve ihracat modelii hem sektörel hem de toplam düzeyde tahmi etmiştir. Çalışma soucua göre, reel efektif döviz kuru oyaklığı ihracat düzeyii belirlemede öemli bir değişke olarak bulmuştur. Reel döviz kuru oyaklığıı ihracat üzeride kısa döemli etkisi çoğu sektörde pozitif olmasıa rağme, uzu döemde bu etkii baskı olmadığı saptamıştır. Elde edile bulgular reel döviz kuru oyaklığıı toplam ihracat üzerideki etkisii hem uzu döemde hem de kısa döemde egatif olduğuu göstermiştir. 4. Model, Data ve DeğiĢkeleri Taımlaması İhracat ve ithalat talep foksiyolarıı eşitlikleri aşağıdaki şekilde taımlamıştır. X= Reel ihracat düzeyidir. Nomial ihracat düzeyii ihracat fiyat edeksie oraıdır. M=Reel ithalat düzeyidir. Nomial ithalatı ihracat fiyat edeksie oraıdır. Yf= Düya gelir seviyesii göstermektedir. Düya gelir seviyesii doğruda gözlemlemek mümkü olmadığıda ilgili değişke OECD Ülkeleri GSYİH değerleri toplamıda oluşmaktadır. Teorik olarak düya gelir seviyesii artması ihracatı teşvik edeceğide katsayısıı pozitif olması beklemektedir. Yd= Yurt içi gelir seviyesii göstermektedir. GSYİH değerlerideki reel artışları tüketimi dolayısıyla da ithalatı artırma olasılığı değerii pozitif değer alması bekleebilir. TT= Ticaret haddii ifade etmektedir. İhracat malları fiyatlarıı ithalat malları fiyatlarıa oraıdır. İhracat mallarıı ispi fiyat artışları rekabeti olumsuz etkileyeceğide teorik olarak katsayısıı egatif değer alacağı varsayılırke, katsayısıı ise pozitif değer alması ögörülmektedir. U= Reel döviz kuru belirsizliğidir. Döviz kuru belirsizliğii ihracat ve ithalat düzeylerie yapmış olduğu etki tam olarak bilimediğide ve katsayılarıı alacağı değerler tahmi edilememektedir. Değişkelere ilişki veriler 1989:Q1 2011:Q2 döemii içermektedir. Döviz kuru belirsizliğii ölçümüde kullaıla üretici fiyatları bazlı reel döviz kuru edeksi (1995=100) serisi T.C. Merkez Bakası elektroik veri dağıtım sistemide alımıştır. Diğer değişkeler OECD ve Türkiye İstatistik Kurumu web siteleride yararlaılarak oluşturulmuştur. Çalışmada döviz kuru belirsizliği dışıda diğer değişkeleri doğal logaritması alımıştır. Buu yaıda ihracat, ithalat ve gelir seviyeleri üzerideki mevsimsel etkiler Cesus X-12 yötemi kullaılarak giderilmiştir. Döviz kuru dalgalamalarıı çok çeşitli ölçümü bulumaktadır. Geel olarak döviz kuru istikrarsızlığıda (hareketli ortalama) stadart sapma yötemi kullaılmaktadır. Fakat döviz kurları ormal dağılım yerie bir birie paralel olmaya çarpık dağılım sergilemektedir (Egle, 1982: 987). Öte yada Egle (1982) ARCH (autoregressive coditioal heteroscedasticity) modelii kullaarak belirsizliği tahmi etmeye çalışmıştır. Bua ilave olarak Bollerslev (1986), ise ARCH modelii geişleterek geelleştirilmiş ARCH (GARCH) modelii oluşturmuştur. Daha çok geçmiş bilgi ve daha fazla esek yapıya sahip ola bu modelde koşullu varyas geçmiş döemlerdeki tahmi hata terimleri ve 26
koşullu varyaslara bağlıdır. Burada ARCH ve GARCH modelleri eşit büyüklükteki pozitif ve egatif değişmeleri koşullu varyası artıracağıı ögörmektedir. Yai her iki model de varyas etkisii simetrik olduğuu varsayar. Oysa Bruer ve Hess (1993) ve Joyce (1995) u araştırma souçları pozitif şokları gelecekteki politikalar kousuda ayı büyüklükteki egatif şoklarda daha büyük bir belirsizlik oluşturduğuu göstermiştir. Bu bakımda ARCH ve GARCH modellerii belirsizliği tahmi etmede zayıf kaldığıı söyleyebiliriz (Crawford ve Kasumovich, 1996: 7). Nilso(1991) bu soruu çözmek içi EGARCH modelii geliştirmiştir. Bu model varyastaki parametreler üzerie herhagi bir kısıtlama getirmede hem pozitif hem de egatif şokları koşullu varyas üzerie yasımalarıı aaliz yapabilmektedir (Ho ve Tsui, 2004: 428). Çalışmada AR-EGARCH yötemi kullaılarak döviz kuru belirsizliğii tahmii yapılmıştır. AR-EGARCH (1,1) modelii deklem olarak şu şekilde ifade edebiliriz: Ortalama Eşitlik= Varyas Eşitliği= EGARCH modelide λ, π ve θ parametreleri üzerie herhagi bir kısıtlama koulmaması tahmi sürecii daha da kolaylaştırmaktadır. Burada π parametresi kaldıraç etkisii göstermektedir. Bu katsayıı işaretii pozitif olması ayı büyüklükteki pozitif yölü şokları egatif yölü şoklarda daha fazla etki yaptığıı göstermektedir. İşareti egatif olması halide ise egatif şokları etkisi pozitif şoklarda daha yüksek olmaktadır. Eğer katsayı değeri sıfıra eşit olursa o zama da pozitif ayı büyüklükteki pozitif ve egatif şokları etkisi birbirie eşit olacaktır (Wilso, 2006: 615). Öte yada π katsayısıı mutlak değer olarak yüksek çıkması ekoomii döviz kuru şoklarıa karşı kırılgalığıı yüksek olduğuu göstermektedir. Modelde θ parametresi ise volatilitei sürekliliğii ölçmeye yardım etmektedir. Katsayı değeri e kadar yüksek olursa şokları ormale döme süresi de o orada artmaktadır (Ho ve Tsui, 2004: 433-434). 5. Ampirik Testler ve Bulgular Araştırmada ele alıa döem içeriside reel döviz kuru belirsizliğii tespit etmede kullaıla AR-EGARCH-M (1,1) modeli souçları aşağıda Tablo- 1 de suulmuştur. burada π katsayısıı pozitif işaretli olması reel döviz kurudaki pozitif şokları, egatif şoklarda daha fazla belirsizlik meydaa getirdiğii göstermektedir. Ayı zamada katsayı değerii yüksek olmaması döviz kuru risklerie karşı kırılgalık seviyesii zayıf olmadığıı göstermektedir. Özellikle 2001 krizi sorasıda Türkiye de işletmeleri döviz kurlarıda doğacak risklere karşı ölem almalarıı bu soucu alımasıda öemli bir usur olduğu söyleebilir. Buu yaıda reel döviz kurlarıda meydaa gele şokları ormale döme süresii göstere θ katsayısı çok yüksek olmaması ormale döme süresii çok uzu sürmediğii göstermektedir. 27
Tablo 1: AR-EGARCH (1,1) Modeli Souçları Ortalama EĢitlik Parametreleri Varyas EĢitliği Parametreleri Z 0 Z 1 w λ π θ 4,791 (48,153) a 0, 938 (25,906) a -5,285 (-5,925) a 1,139 (3,086) a 0,265 (2,262) b -0,209 (-1,161) LB LB Q 0,535 Q 2 2,557 R 2-2- [0,464] [0,110] 0,831-2- R 2 0,831 LB Q 4,663 LBQ 2 2,884-4- [0,198] -4- [0,410] AIC -2,614 LB Q 5,252 LBQ 2 4,028 AIC -2,614 SC -2,446-6- LB Q -8- [0,386] 6,850 [0,445] -6- LBQ 2-8- [0,542] 7,919 [0,342] SC -2,446 a: %1; b:%10 düzeyide alamlılığı ifade etmektedir. paratez içideki değerler z istatistik değerlerii, köşeli paratez içideki değerler ise p olasılığıı göstermektedir. Araştırmada ele alıa döem içeriside reel döviz kuruu göstermiş olduğu değişim aşağıdaki koşullu stadart sapma grafiğide gösterilmiştir. Grafikte de görüleceği gibi reel döviz kuruu belirsizliği 1989, 1992, 1993, 1994, 2001, 2004, 2006, 2008-2009 ve 2010 döemleride daha da artış göstermiştir. Burada belirsizlikleri artmasıda hem içsel hem de dışsal faktörlerde meydaa gele dalgalamaları etkisi bulumaktadır. Grafik-1Reel Döviz Kuru KoĢullu Stadart Sapma Grafiği zama serisi aalizide eş bütüleşme testleri bağımlı ve bağımsız değişkeler arasıdaki ilişkiyi tespit ede e öemli araçlarda birisidir. Buu yaıda eş bütüleşme testii yapabilmek içi değişkeleri birim köke sahip olup olmadıklarıı araştırılması gerekmektedir. Birim kök testi zama serilerii durağa olup olmadığıı belirlemek içi kullaılır. Zama serileride 28
birim kök durağa olmaya alamıa gelmektedir. Diğer bir alatımla eğer bir zama seriside birim kök varsa o zama serisi durağa değildir. Durağalık (bütüleşme) icelemesi geel olarak Dickey-Fuller (ADF), Phillips-Perro (PP) ve Kwiatkowski, Phillips, Scmidth ve Shi (KPSS) testleriyle yapılmaktadır. bu çalışmada literatürde e fazla tercih edile geişletilmiş Dickey-Fuller(ADF) yötemiyle değişkeleri durağa olup olmadıkları araştırılmıştır. Eğer seriler ayı derecede durağa ise bu serilere eş bütüleşmiş seriler deilmektedir. ADF testi souçları tablo da suulmuştur. Tabloda da görüleceği üzere (%5 öem düzeyide) değişkeleri düzey değerleride Ho hipotezi reddedilememiştir. Birici farkları alıa değişkeleri ise durağalaştığı görülmektedir. Bu souçlar eş bütüleşme testii yapabileceğimizi göstermektedir. DeğiĢke X M Tablo 2: Birim Kök Test Souçları Test Seviyesi Deklem Tipi Düzey ADF(3) İlk Fark Düzey İlk Fark ADF(2) DF(0) DF(0) Y f İlk Fark DF(0) Düzey ADF(2) Y t İlk Fark DF(0) Düzey DF(0) TT U Düzey İlk Fark Düzey İlk Fark DF(0) DF(0) ADF(3) ADF(2) Test Ġstatistiği c,t = -1,730 = -5,374 c,t = -3,299 = -5,896 c,t = -1,442 = -2,829 c,t= -2,654 = -7,680 c = -2,698 = -8,871 c =-2,786 Souç = -10,049 MacKio (1996) tek taraflı kritik değerleri; τ 0,05= -1,944 τ c 0,05= -2,895 τ c t, 0,05= -3,463 Paretez içideki değerler gecikme uzuluklarıı göstermektedir. Geel olarak eşbütüleşme testi Egle-Grager yada daha sora Johase (1988) ve Johase ve Juselius (1990) tarafıda geliştirile Johase eşbütüleşme yötemleriyle yapılmaktadır. Eşbütüleşme testi düzeyde durağa olmaya serileri uzu döemde birlikte hareket edip etmediklerii araştırmaktadır. Tablo 3: Johase EĢ-bütüleĢme Testi Souçları I(1) I(1) I(1) I(1) I(1) I(1) Ġz Testi H H Test İstatistiği %5Kritik Değer 0 1 r=0 r 1 r 1 r 2 r 2 r 3 r 3 r 4 64,446 54,0790 24,482 35,1927 12,638 20,2618 2,8492 9,16454 Tarımsal Ġhracat Talep Foksiyou H 0 1 r=0 r =1 r 1 r =2 r 2 r =3 r 3 r =4 Tarımsal Ġthalat Talep Foksiyou Maksimum Öz Değer Testi H Test İstatistiği %5Kritik Değer 39,9645 28,5880 11,8439 22,2996 9,78892 15,8921 2,84929 9,16454 29
Ġz Testi Maksimum Öz Değer Testi r=0 r 1 r 1 r 2 r 2 r 3 r 3 r 4 88,362 54,0790 45,617 35,1927 19,106 20,2618 7,0528 9,16454 r=0 r =1 r 1 r =2 r 2 r =3 r 3 r =4 42,745 28,588 26,511 22,299 12,053 15,892 7,0528 9,1645 Johase i maksimum olabilirlik yaklaşımı iki çeşit olasılıklı test istatistiğii kullamaktadır. Bularda birisi iz (trace) diğeri ise maksimum öz değer (maximum eigevalue) istatistikleridir. Eş bütüleşme testleride uygu gecikme uzuluğuu bilimesi içi VAR aalizide yararlaılmıştır. her iki model içi Akaike, Schwarz ve Haa-Qui kriterlerii ö gördüğü 1 gecikmeli model ile çalışılmıştır. Bir gecikmeli eş bütüleşme testi souçlarıa göre ihracat ve ithalat talep foksiyolarıda eş bütüleşme olmadığı yöüdeki (r=0) sıfır hipotezi %5 öemlilik düzeyide reddedilmektedir. Eş bütüleşme ilişkisie göre ormalize edilmiş ihracat ve ithalat talep foksiyouu açıklayıcı değişkelerii katsayıları Tablo:4 te suulmuştur. bua göre küresel gelir seviyesideki artışlar %1 oraıdaki bir artış ihracat üzeride %2,5 birimlik yükseliş meydaa getirmektedir. öte yada dış ticaret haddi ve reel döviz kuru belirsizlikleri ise ihracata egatif yölü etki yapmaktadır. Dış ticaret haddide % 1 oraıdaki bir artış ihracatı % 0,10 seviyeside düşürmektedir. buu yaıda döviz kuru belirsizliğii ortada kalkmasıyla ihracatı yaklaşık 30 birim (30 milyo dolar) artıracağıı söyleyebiliriz. Tablo 4: Normalize EdilmiĢ EĢ BütüleeĢme Vektörü Katsayıları X Y f TT U α 0 1,0000-2,5634 (0,721) 0,10693 (0,618) 29,973 (0,023) 21,278 (10,859) M Y d TT U β 0 1,0000-3,1223 (0,223) 1,0495 (0,326) 13,609 (0,244) 15,618 (2,628) Stadart hatalar paratez içide verilmiştir, İthalat talep foksiyou yurt içi gelir seviyesideki %1 oraıdaki bir yükselmei ithalatı yaklaşık %3 oraıda artırdığıı göstermektedir. Dış ticaret haddi ile ithalat arasıda egatif ilişki görülmektedir. Bu bağlamda ithal mallarıı fiyatlarıı ispi olarak ucuzlamasıa karşı ithalatı düşmesii edei olarak icelee döem itibariyle kamusal tercihler gösterilebilir. öte yada reel döviz kuru belirsizliği ile ithalat doğru yölü hareket etmektedirler. Reel döviz kuru belirsizliğideki %1 lik bir yükselme ithalat üzerie 14 birim (14 milyo dolar) azaltıcı etki yapmaktadır. Bua göre Türkiye de döviz kuru dalgalamaları hem ihracat hem de ithalat seviyesii olumsuz etkilemektedir. 30
Fakat ihracat üzerideki olumsuz etkisi ithalat üzerideki olumsuz etkide daha yüksek seviyededir. Elde edile bulgulara göre Türkiye de tarımsal dış ticarette geleeksel teorii geçerli olduğuu ifade edebiliriz. Döviz kuru dalgalamaları karşısıda ihracatı tepkisii daha büyük olmasıda Türkiye i tarımsal ürü ihracatıa yöelik yurt dışı talep esekliğii yüksek düzeyde bulumasıı öemli düzeyde etki yaptığıı söyleyebiliriz. Değişkeler arasıda eş bütüleşme ilişkisi söz kousu olduğuda, bu değişkeleri kısa döemdeki hareketleri hata düzeltme modeli yardımıyla araştırılmaktadır, Hata düzeltme modeli değişkeler arasıda uzu döem dege durumu ile kısa döem diamikleri arasıdaki ayrışımı sağlamakta ve kısa döem diamiklerii belirlemesie yardımcı olmaktadır. Hata düzeltme terimii katsayısı bağımlı değişkedeki kısa döemde degede sapmaları e orada bir soraki döem içeriside azaldığıı göstermektedir. Bua göre ihracat ve ithalat talep foksiyoua ait hata düzeltme modeli aşağıda suulmuştur(gujarati, 2003: 822-824): X M 0 0 i Hata Giderme Dege hatası (X) hatası 2i X 1i t i 1 i 1 M t i 1 2i 21 Y t f Y t i 1 FF 3i t i 1 i 1 31 FF t 4i i 1 Tablo 5: VECM Dege Hatası Katsayıları Dege (M) U 41 t U t 1 ect i t 1 ect D(X) D(Y f ) D(TT) D(U) -0,062984 7,73E-05-0,001786-0,033715 (0,08692) (0,00075) (0,01682) (0,00502) [-0,72463] [ 0,10326] [-0,10621] [-6,71512] D(M) D(Y d ) D(TT) D(U) -0,099237 0,018144-0,003076-0,047345 (0,06690) (0,00830) (0,02862) (0,00898) [-1,48325] [ 2,18558] [-0,10749] [-5,26987] stadart hatalar paratez içide, t istatistikleri ise köşeli paratez içide gösterilmiştir Vektör hata giderme modeli ihracat ve ithalat miktarları ile ou belirleyicileri arasıdaki kısa döemli ilişkilerii göstermektedir. Kısa döem diamikleri ile uzu döem arasıdaki ilişkiler hata düzeltme mekaizması ile degelemektedir. İhracat ve ithalat foksiyolarıa ait ayarlama hızı parametreleri tablo:5 te suulmuştur. bua göre, ihracatta kısa vadede meydaa gele degesizlikleri yaklaşık %6 sı ilk döemde (üç ayda), ithalatta ortaya çıka kısa döem degesizlikleri ise %10 u birici döemde giderilmektedir, 31
Grafik-2 Ġhracat ve Ġthalatı Döviz Kuru Belirsizliğie Tepkisi Ġhracatı Döviz Kuru Ġthalatı Döviz Kuru Dalgalamasıa Tepkisi Dalgalamasıa Tepkisi Öte yada Grafik-2 de görüldüğü üzere VEC modelie bağlı olarak oluşturula etki tepki grafiklerie göre döviz kuru değişkeliğie karşı ihracat ve ithalatı tepkileri bir döem gecikme ile ortaya çıkmaktadır. İhracat seviyeside bir döemlik düşük düzeyde pozitif tepkii ardıda döviz kuru değişkeliğie karşı egatif tepki yapmaktadır. Buu yaıda ithalat ise bir döemlik gecikme sorasıda egatif yölü tepki vermektedir. 6. Souç So çeyrek asırlık süreçte özellikle gelişmekte ola ülkelerde uygulaa liberal iktisat politikaları sorasıda fiasal işlemleri çeşitliği ve hacmide öemli artışlar yaşamıştır, Bua bağlı olarak büyüme eflasyo, reel döviz kuru ve diğer makro ekoomik büyüklüklerde yüksek oralı belirsizlikler meydaa gelmiştir. Bu belirsizlikler ülkeleri makro ekoomik performasları üzeride çeşitli şekillerde etki yapabilmektedirler. Döviz kuru dalgalamaları ile birlikte riskleri yükselmeside dolayı dış ticaret seviyelerii olumsuz etkilediği ampirik çalışmaları çoğuluğuda kabul görmektedir. Buu yaıda döviz kuru dalgalamalarıı dış ticareti pozitif etkilediği yöüde souçlara da ulaşılmaktadır. Bu souçları elde edilmeside özellikle so çeyrek asır içeriside risklere karşı fiasal koruma araçlarıı gelişmesii dış ticaret yapa firmaları döviz kuru risklerie karşı koruması etkili olmaktadır. Buu yaıda sektörleri uluslararası piyasalara açılmışlık durumuu değişkelik arz etmesi, yoğulaşmaı farklı edüstrilerde olması ve alaşma sürelerii çeşitliliğide dolayı döviz kuru dalgalamaları her sektörde farklı düzeylerde etki yapabilmektedir. Bu bağlamda Türkiye de döviz kuru dalgalamalarıı tarım sektörüde dış ticaret performasıa etkileri 1989:01 2012:02 yılları arası üçer aylık veriler kullaılarak reel döviz kuru belirsizliklerii tarımsal dış ticaret miktarları üzerideki etkileri araştırılmıştır, Reel döviz kuru belirsizliğii tespitide AR-EGARCH (1,1) yötemi kullaılmıştır, ADF birim kök testiyle serileri durağalık aalizi yapılmıştır. Reel döviz kuru belirsizliklerii etkileri Johase eş bütüleşme testi ve vektör hata düzeltme modeli yardımıyla icelemiştir. Elde edile souçlara göre 32
döviz kuru belirsizliğideki bir birimlik artış ihracatı 30 (30 milyo $) birim azaltırke, ithalatı ise 14 (14 milyo $) birim artırmaktadır. Bua göre tarımsal ihracat, tarımsal ithalatta daha fazla seviyede reel döviz kuru dalgalamalarıda etkiside kalmaktadır. Tarımsal ürü ihracatıı yurt dışı talep esekliğii yüksek düzeyde bulumasıa paralel olarak döviz kuru belirsizliği karşısıda ihracatı etkileme düzeyii artırdığı şeklide yorumlaabilir. Vektör hata giderme modelie göre, kısa döemde ihracatta meydaa gele bir birimlik sapmaı %6 sı ilk üç ayda, ithalatta meydaa gele degesizlikleri ise %10 u ilk döemde giderilmektedir. Bua ilave olarak etkitepki grafiklerie göre reel döviz kuru değişkeliklerie karşı ihracat zayıf düzeyde de olsa bir döemlik pozitif tepkii ardıda egatif yölü tepki göstermektedir. Buu yaıda ithalatı göstermiş olduğu tepki egatif yölü olmaktadır. Burada hareketle Türkiye de tarımsal dış ticareti sığ kalmasıda dolayı firmaları döviz kuru değişkeliğide doğa risklere karşı koruma hususuda yeterli olmadıklarıı söyleyebiliriz. 33
Kayakça Bailey, M. J., George S. T. ad Michael U. (1986), Exchage Rate Variability ad Trade Performace; Evidece For The Big Seve Idustrial Coutries, Review of World Ecoomics,V. 122, N.3, pp.466-477. Chit, M. Moe, M. Rizov, Willebockel D. (2008), Exchage Rate Volatility ad Exports: New Empirical Evidece From The Emergig East Asia Ecoomies, Middlesex Uiversity Ecoomics ad Statistics Discussio Paper No.127, April, http://www.ssr.com, (23.07.2009). Clark, P., Tamirisa N., Wei, S.-J., Sadikov, A. ad Zeg, L. (2004), Exchage Rate Volatility ad Trade Flows - Some New Evidece IMF Workig Paper, May 2004. Côté, A. (1994), Exchage Rate Volatılıty ad Trade: A Survey, Bak Of Caada Workig Paper No 94-5, http://www.bakofcaada.ca/e/res/wp/1994/wp94-5.pdf, (19.04.2009) Crawford, A., Kasumovich, M.; (1996), Does Iflatio Ucertaity Vary With The Level of Iflatio? Bak of Caada Workig Paper, http://www.bakofcaada.ca/e/res/wp/1996/wp96-9.pdf, (18.12.2007 De Grauwe, P. (1987), Exchage Rate Variability ad The Slowdow i Growth Ofıteratioal Trade, IMF Workig Paper No. 87/38, pp.1 25 Dell'Ariccia, G.(1999), Exchage Rate Fluctuatios ad Trade Flows: Evidece From The Europea Uio IMF Staff Papers, Vol. 46, N. 3, pp.315 334. Egle, R. F. (1982), Autoregressive Coditioal Heteroscedasticity With Estimates of The Variace of Uited Kigdom Iflatio Ecoometrica, V. 50, N. 4, pp.377-403. Fogarasi, J. (2008), The Effect of Exchage Rate Volatility upo Foreig Trade of Romaia Agricultural Products, Cerge-Ei Workig Paper, http://iweb,cerge-ei,cz/pdf/gd/rrcviii_39_paper_01,pdf (12.09.2011) Grier, K., Smallwood, A.D.(2007), Ucertaity ad export performace: Evidece from 18 Coutries. Joural of Moey, Credit ad Bakig 39, 965-979. Gujarati, D. N. (2003), Basic Ecoometrics, Mc Graw-Hill Com. Ho, K. Y. Ad Tsui A.K.C. (2004), Aalysis of Real GDP Growth Rates of Greater Chia: a Asymmetric Coditioal Volatility Approach, Chia Ecoomic Review, 15, pp. 424-442, http://www.sciecedirect.com, (02.01.2008). Kafle, K. R. (2011), Exchage Rate Volatility Ad Bilateral Agricultural Trade Flows: The Case Of The Uited States ad Oecd Coutries, Tribhuva Uiversity Master Thesis, http://etd.lsu.edu/docs/available/etd- 11072011-175708/urestricted/Kafle_thesis.pdf, (12.11.2011) Kadilov T, I. (2008), The Effects of Exchage Rate Volatility o Agricultural Trade, America Joural of Agricultural Ecoomics, 90, 4, pp. 1028-1043. 34
Kasma, A. (2003), Türkiye de Reel Döviz Kuru Oyaklığı Ve Buu İhracat Üzerie Etkisi: Sektörel Bir Aaliz, Uludağ Üiversitesi İktisadi Ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, Cilt XXII, Sayı 2, ss.169 186. Klei, M,W. (1990), Sectoral effects of exchage rate volatility o Uited States exports, Joural of Iteratioal Moey ad Fiace 9,,pp. 299-308. Koray, F. ad Lastrapes, W. D. (1989), Real Exchage Rate Volatility ad U.S. Bilateral Trade: A VAR Approach, Review of Ecoomics ad Statistics, N. 71, pp. 708 712. Lee, J. (1999), The Effect of Exchage Rate Volatility o Trade i Durables Review of Iteratioal Ecoomics,.V.7, N.2, pp.189 201. Mckezie M. D. ad Brooks R. D. (1997), The Impact of Exchage Rate Volatility o Germa-Us Trade Flows, Joural of Iteratioal Fiacial Markets, Istitutios ad Moey, N.4, pp.73 87. OECD, Statistics, http://www.oecd.org, (20.11.2012). Özbay, P. (1999), The Effect of Exchage Rate Ucertaity o Exports A Case Study For Turkey, The Cetral Bak of The Republic of Turkey Discussio Paper, March, http://www.tcmb.gov.tr/research/discus/dpaper36.pdf.(15.12.2008). Pickard, J. C. (2003), Exchage Rate Volatility Ad Bilateral Trade Flows: a Aalysis of U.S. Demad For Certai Steel Products From Caada ad Mexıco, Master s Thesis, http://scholar.lib.vt.edu/theses/available/etd- 06232003-095319/urestricted/etd.pdf, (17.02.2009) Qia, Y. ad Varagis P. (1992), Does Exchage Rate Volatility Hider Export Growth? Additioal Evidece The World Bak Policy Research Workig Paper Series No. 911, http://www.worldbak.org, (21.05.2009) TCMB; Elektroik Veri Dağıtım Sistemi, http://www.tcmb.gov.tr/, (23.07.2009) Tereyro, S. (2003), O The Trade Impact of Nomial Exchage Rate Volatility, Federal Reserve Bak of Bosto Workig Papers, April, http://www.bos.frb.org/ecoomic/wp/wp2003/wp032.pdf, (12.03.2009) TÜİK; İstatistikler, http://www.tuik.gov.tr, (22.07.2009) Vergil, H. (2002), Exchage Rate Volatility i Turkey ad its Effect o Trade Flows, Joural of Ecoomic ad Social Research, 4, 1, pp. 83-99, http://jesr.joural.fatih.edu.tr/exchageratevolatilityiturkeyadıtseffecto trade.pdf, (15.12.2008). Wag, K, L, ad Baret C, B. (2007), Estimatig the Effects of Exchage Rate Volatility o Export Volumes, Joural of Agricultural ad Resource Ecoomics, 32, 2, pp, 225-255. 35