PRESIDENTAL INVITATION

PRESIDENTAL INVITATION Nowadays, Istanbul is considered to have power of directing financial resources of Turkey and has the vision to become a finance center for the region in the near future. Okan University will be hosting the 2nd International Istanbul Finance Congress in June 13-14, 2012 in Istanbul. The aim of the congress is to bring together a wide audience of academicians, policy makers, professionals and people who are interested in finance and economics. Paralel to the vision of Istanbul for becoming a finance center; infrastructure, market structuring, deregulations, products and services and goodwill of Istanbul will be discussed in the meeting. This two-day congress will include sectoral panel sessions, academic paper presentations and graduate thesis presentations. Language of the presentations will be both Turkish and English. I invite all professionals and academicians to attend the sectoral panels and academic discussions to lay a groundwork for developing strategies for Istanbul to become a finance center in the near future. Sincerely yours, Prof. Dr. Suat Teker President of Congress ii

COMMITTEES President Prof. Suat Teker Executive Committee Prof. Suat Teker Prof. Özer Ertuna Assoc. Prof. Dilek Teker Assist. Prof. Mustafa Turhan Assist. Prof. Elçin Aykaç Alp Assist. Prof. Aysa İpek Erdoğan Dr. Aynur Pala Res. Assist. Oya Kent Res. Assist. Mine Sönmez Res. Assist. Alper Karaağaç Organizing Committee Prof. Niyazi Berk (Bahcesehir University) Prof. Metin Ercan (Bosphrous University) Prof. Ihsan Ersan (İstanbul University) Prof. Ozer Ertuna (Okan University) Prof. Murat Karagoz (Fatih University) Prof. Halil Kiymaz (Rollins University) Prof. Gulser Meric (Rowan University) Prof. Ilhan Meric (Rider University) Prof. Suat Teker (Okan University) Assoc. Prof. Oktay Tas (Istanbul Technical University) Assoc. Prof. Dilek Teker (Okan University) Scientific Committee Prof. Işıl Akgül (Marmara University) Prof. Ramazan Aktas (TOBB Economy and Technolgy University) Prof. Sudi Apak (Beykent University) Prof. Niyazi Berk (Bahcesehir University) Prof. Metin Ercan (Bosphrous University) Prof. Metin Kamil Ercan (Gazi University) Prof. Umit Erol (Bahcesehir University) Prof. Ihsan Ersan (Istanbul University) Prof. Sacit Ertaş (Uludağ University) Prof. Ozer Ertuna (Okan University) Prof. Orhan Goker (Istanbul University) Prof. Murat Karagöz (Fatih University) Prof. Mehmet Baha Karan (Hacettepe University) Prof. Yalcin Karatepe (Ankara University) Prof. Halil Kiymaz (Rollins University) Prof. Gulser Meriç (Rowen University) Prof. Bedriye Saraçoğlu (Gazi University) Prof. Ilhan Meric (Rider University) Prof. Halil Seyidoglu (Dogus University) Prof. Berna Taner (Dokuz Eylül University) Prof. Mehmet Sukru Tekbas (Istanbul University) Prof. Suat Teker (Okan University) Assoc. Prof. Oktay Tas (Istanbul Technical University) Assoc. Prof. Dilek Teker (Okan University) iii

FİNANS PİYASALARINDAKİ DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ TURİZM TALEBİNE ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Çiğdem Demir 1, Boran Toker 2 1 Akdeniz Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, Ekonometri Bölümü, Antalya. 2 Akdeniz Üniversitesi, Ayşe Sak Uygulamalı Bilimler Yüksekokulu, Antalya. Finansal liberalizasyon süreciyle birlikte Türkiye de yaşanan döviz kuru dalgalanmalarının, Türkiye nin turizm talebine olan etkilerinin araştırıldığı bu çalışmada, 1980-2010 dönemine ait yıllık veriler kullanılarak VECM analizi yapılmıştır. Çalışmada, finans piyasalarındaki oynaklığın döviz kurunda yarattığı hareketlenmeler ve finansal krizler karşısında Türkiye ye gelen turistlerin verdiği tepkilerin ölçülmesi ve bu tepkilere göre hem finans hem de turizm sektöründeki politikaların belirlenmesine destek sağlanması amaçlanmıştır. Elde edilen sonuçlar, turizm talebinin döviz kuru volatilitesindeki artışlarından kısa ve uzun dönemde olumsuz yönde etkilediğini, finansal krizlerinden ise etkilenmediğini ortaya koymuştur. ANAHTAR KELİMELER: Döviz Kuru Oynaklığı, Turizm Talebi, VECM, Tahmin JEL-CODES: C30, C32, L83, F31 1. GİRİŞ Türkiye gibi ekonomisi genellikle kriz üreten bir ülke için turizm, doğanın ve tarihin kendisine sunduğu bir nimettir. Türkiye de turizm, uzun yıllar güneş, deniz, kum, doğal güzellikler gibi kaynakları kullanma ve teknolojisi basit bir iktisadi faaliyet olarak görülmüştür. Ülkenin döviz darboğazı ve işsizlik gibi başlıca sorunlarına turizmin çözüm getireceği beklenmiş ve sektörün son yıllarda gösterdiği büyük gelişmeyle Türk ekonomisinin ve dolayısıyla kalkınmanın önemli unsurlarından biri olmuştur. Ayrıca, turizmin lokomotif görevi üstlenerek kalkınmada oynadığı rol, devlet politikalarının belirlenmesinde göz ardı edilmemiştir. Sektör, 1985 den sonra ekonominin geneli içinde üstüne düşeni fazlasıyla yerine getirmiştir (Aktaş, 2005:164; Çımat ve Bahar, 2003:6; Gündüz ve Hatemi-J, 2005:503). 1980 den günümüze Türk ekonomisi için turizmin taşıdığı önemi ortaya koyan göstergeler Şekil 1 de verilmiştir. 1980 yılında 1 milyon civarında olan turist sayısı 2008 de 26 milyona; aynı şekilde 1980 yılında 326 milyon dolar olan turizm geliri, 2008 de 21.910,9 milyon dolara ulaşmıştır. Şekil 1. Türkiye ye Gelen Turist Sayısı ve Türkiye nin Turizm Geliri 30000 25000 20000 Turist Sayısı (Bin) Turizm Geliri (Milyon $) 15000 10000 5000 0 330

1985, 1987, 1988, 1992 ve 1997 deki hızlı artışlar sonunda 8 milyar doları aşan turizm gelirleri, Çernobil nükleer kazası ve Akdeniz de Libya-Amerika gerginliğinin yaşandığı 1986 daki % 18 lik azalış ve 1. Körfez Krizinin damgasını vurduğu 1991 yılındaki % 18 lik azalış dışında her yıl artmıştır. 1997 Güneydoğu Asya ve 1998 Rusya mali krizleri dolayısıyla sektörün büyüme hızı yavaşlarken, 1999 yılında meydana gelen 17 Ağustos ve 12 Kasım depremlerinin etkisiyle o yıl turizm gelirleri % 33.4 oranında azalmıştır. 2000-2005 yıllarında ise turizm gelirlerinde sürekli artışlar meydana gelmiş, ancak 2006 yılında terörist saldırıları, kuş gribi, Danimarka da gerçekleşen karikatür krizi, İsrail-Lübnan krizi, Irak taki durumun dengesizliği, 2006 Dünya Kupası nın Almanya da yapılması, İtalya, Yunanistan, İspanya, Portekiz gibi ülkelerin turist gelişlerinde % 4 12 arası bir artış yaşamaları gibi sebeplerden dolayı önemli bir düşüş yaşanmıştır. Bu düşüşün ardından 2007 deki sağlam toparlanmayla ve özellikle 1990 ların sonu ve 2000 li yılların başından itibaren artan talep doğrultusunda giderek yaygın bir şekilde uygulanan herşey dahil sistemi ve Kalkınma Planlarında yer alan politikaların uygulanmasıyla birlikte turist sayısı 2010 da 28.5 milyona yükselmiştir. (Gülbahar,2008:159,160; Kültür Turizm Bakanlığı, 2011) Türkiye ye gelen turist sayısının, diğer bir ifadeyle Türkiye nin turizm talebinin doğru analiz edilmesi, turizm sektöründe yaşanan söz konusu gelişmelerin devamı açısından çok önemlidir. Türkiye nin turizm talebini etkileyen ekonomik faktörlerin başında gelen döviz kuru, Türkiye de 1980 lerde başlayıp 1990 larda hızlanan liberalizasyon sürecinde uygulanan kur politikalarıyla birlikte dalgalanmalar göstermiştir. Döviz kurundaki dalgalanmaların yol açtığı volatilitenin uluslararası ticaret hacmine, finansal krizlere etkisi birçok çalışmada araştırma konusu olmuştur. Bu çalışmada döviz kuru oynaklığının; ticaret hacmi ve 1994 ile 2001 finansal krizleriyle birlikte Türkiye nin turizm talebi üzerinde nasıl bir etkiye sahip olduğu tartışılacaktır. 2. LİTERATÜR TARAMASI Webber (2001) Avustralya nın dokuz önemli turizm destinasyonuna yönelik uzun dönemli dış turizm talebinin döviz kuruyla ilişkisini, 1983-1997 yılları arasındaki üçer aylık dönemlerle incelemiştir. Çalışmada tahminler ve hipotez testleri hem Johansen hem de Engle ve Granger prosedürleri kullanılarak gerçekleştirilmiştir. Bu çalışmada döviz kurundaki değişimin uzun dönemli turizm talebini %50 oranında açıkladığı tespit edilmiştir. Salman (2003) çalışmasında eş-bütünleşme analizi ile Amerika, Avrupa ve İskandinav Ülkelerinden İsveç e yönelik aylık turist akışları arasındaki uzun dönemli ilişkiyi tahmin etmeyi amaçlamıştır. Turist talebine gelir, fiyat, döviz kuru, Çernobil nükleer kazası, 1991 Körfez Savaşı gibi faktörlerin etkisi tahminlenmiştir. Çalışmada, veri olarak 1980-1998 yılları arasındaki aylık zaman serileri kullanılmıştır. Tahmin edilen model gelir, döviz kurları ve tüketici fiyat endeksinin uluslararası turizm talebi üzerinde etkili olduğunu göstermiştir. Eugenio-Martin ve Morales (2004) Latin Amerika Ülkeleri nde 1985-1998 yılları arasında ekonomik büyüme ve turizm arasındaki ilişkiyi Panel Data analiziyle incelemiş ve çalışmada döviz kuru ve satın alma gücü paritesi ile turizm gelirleri arasında anlamlı bir ilişki olmadığını saptamıştır. Narayan (2004) Fiji ekonomisinde turizmin etkisini ele aldığı çalışmada, turizmdeki gelişimin yerel fiyatlar ve ücret düzeyindeki artışla birlikte döviz kurunun değer kazanmasına yol açacağı sonucuna ulaşmıştır. Dritsakis (2004) Yunanistan ın uzun dönemli ekonomik gelişiminde turizmin etkisini, reel gayri safi yurtiçi hasıla, reel efektif döviz kuru ve uluslararası turizm gelirleri arasındaki nedensellik ilişkisi ile incelemiştir. VAR modelinin uygulandığı çalışmada, 1960:I- 2000:IV döneminde reel döviz kuru, uluslararası turizm geliri ve reel efektif döviz kuru arasında bir tane uzun dönemli ilişkiye rastlanmıştır. Patsouratis vd. (2005) in Akdeniz Ülkeleri arasındaki turizm rekabetinde özellikle Yunanistan ı ele aldıkları çalışmada; gelir indeksi, ev sahibi ülkenin fiyat indeksi, rakiplerin (İspanya, Portekiz ve İtalya) fiyat indeksi ve döviz kurları açıklayıcı değişken olarak yer almış ve Yunanistan turizm talebini etkileyen temel faktörlerin fiyat indeksi ile döviz kuru olduğu belirlenmiştir. Mervar ve Payne (2007) otoregresif dağıtılmış gecikme (ARDL) analizini uyguladıkları çalışmada, 1994-2004 yılları arasında, Hırvatistan a yönelik turizm talebine reel döviz kurunun etkisinin anlamlı olmadığını saptamıştır. Arsad ve Johor (2010), Malezya ekonomisi için önemli bir sektör olan turizm endüstrisinde nispi fiyatlar, döviz kurları, ulaşım maliyetleri ve rakip destinasyonların nispi fiyatları ile turizm talebi arasındaki uzun dönemli ilişkileri incelemişlerdir. Çalışmada, Ocak 1999-Eylül 2008 tarihleri arasındaki verilerden faydalanılmış ve birim kök testi ile eş-bütünleşme testini içeren standart ekonometrik teknikler kullanılmıştır. Bu çalışmadaki talep tahmin modeli, ulusal para birimindeki değer kaybının ve rakip destinasyonlardaki fiyat artışlarının turist gelişleri üzerinde olumlu etki yaparken, ulaşım maliyetlerindeki artışın ise olumsuz etki yaptığını ortaya koymuştur. 331

Özçelebi (2009), 1992:M01-2009:M03 döneminde Türkiye nin dış turizm talebini etkileyen faktörleri incelemiştir. Çalışmada dış turizm talebini etkileyen faktörleri analiz etmek için aylık verilere 3 değişkenli Vektör Hata Düzeltme (VEC) yaklaşımı uygulanarak kısa ve uzun dönemli ilişkiler ortaya konulmuştur. Değişkenler; turizm harcamaları, reel gayri safi yurtiçi hasıla ve reel döviz kuru endeksidir. Reel gayri safi yurtiçi hasılanın kısa dönemli gecikmeli etkileri ve reel döviz kuru endeksi istatistiksel olarak anlamlı bulunmamıştır. Kısa dönemde reel gayri safi yurtiçi hasıla ve reel döviz kuru endeksindeki dalgalanmalar dış turizm harcamalarından çok diğer mallarda harcamaya yol açacaktır. Bununla birlikte, uzun dönemli etkiler istatistiki olarak anlamlıdır. Demirel vd. (2008) ise Türkiye de döviz kurlarındaki dalgalanmaların ülkeye gelen turist sayısı üzerindeki etkisini analiz etmişlerdir. Bu çalışmada Türkiye ye en fazla turist gönderen ülkelerden gelen turist sayıları ve bu ülkelerin para birimiyle ağırlıklandırılmış reel döviz kuru kullanılmıştır. Çalışmada döviz kurlarındaki oynaklığın etkisini yakalamak için uygulanan EGARCH model sonuçları incelendiğinde; reel döviz kuru değişimlerinin gelen turist sayısı üzerinde negatif yönde bir etki yaratmakla birlikte, döviz kurundaki belirsizliklerin, turist sayısı üzerinde önemli bir etkisinin olmadığı görülmüştür. 3. AMPİRİK ANALİZ Bu bölümde, döviz kuru oynaklığı ve finansal krizlerin Türkiye ye gelen turist sayıları üzerindeki kısa ve uzun dönemli etkilerini ortaya koymak için kullanılan veri seti ve dönemi hakkında bilgi verilerek, bu veriler arasındaki dinamik ilişkiyi yansıtmak için VECM analizi yapılacaktır. 3.1. VERİ SETİ VE EKONOMETRİK YÖNTEM Çalışmada kullanılan veriler, finansal liberizasyon sürecinin başladığı ve turizm politikalarının değiştiği 1980 li yıllardan 2010 yılına kadar olan dönemi kapsamaktır. İlgili değişkenlere ait yıllık veriler 1980-2010 dönemi için Kültür ve Turizm Bakanlığı, Türkiye İstatistik Kurumu ve Dünya Bankası nın World Development Indicator (WDI) veri tabanlarından elde edilmiştir. Türkiye ye gelen toplam turist sayısı bağımlı değişkeni (LTS) üzerinde etkili olan reel efektif döviz kuru (LREER) (2000 sabit fiyatlarıyla), döviz kuru oynaklığı (LDKO), ticaret hacmi (LTH) bağımsız değişkenler olarak modelde yer almıştır. Ayrıca, finansal krizlerin de etkisini görebilmek amacıyla, 1994 ve 2001 yıllarına ait kriz değişkenleri (sırasıyla D94 ve D01) modele dahil edilmiştir. Bütün değişkenler doğal logaritmaları alınarak üssel artışlardan aritmetik artışlara dönüştürülmüştür. 3.2. BİRİM KÖK VE EŞTÜMLEŞME TESTİ Zaman serisi ekonometrisi yaklaşımında ele alınan modellerde değişkenlerin durağan olduğu varsayılır. Bu, etkin ve tutarlı tahminler için gerekli bir varsayımdır. Oysa ekonomik zaman serileri zamanın etkisini üzerinde taşımaları ve zamanla birlikte artma eğiliminde (trendli) olmalarından dolayı çoğu durumda durağan değildir. Durağan olmayan veya trendli veriyle ilgili problem ise, standart EKK regresyon işlemlerinin kolaylıkla yanlış sonuçlara götürmesidir. Bu durumda, analizde kullanılan değişkenler ilişkili değilken çok yüksek R 2 (bazen 0.95 den de yüksek) ve çok yüksek t değerleri (bazen 4 den de yüksek) elde edilir (Asteriou ve Hall, 2007:291; Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2007a:47). y Zaman serilerinin durağan olmadığı durumda t 1 2xt ut regresyonundan elde edilecek sonuçlar tamamen sahte olur y ve bu regresyonlar sahte regresyon olarak adlandırılır. Sahte regresyon problemi, t ve xt zaman serilerinin güçlü bir trende sahip olduğunu ve bu yüzden gözlenen yüksek R 2 nin söz konusu iki değişken arasındaki doğrusal bir ilişkiden değil, bu güçlü trend ilişkisinden kaynaklandığını ifade eder. Sahte regresyon genellikle çok yüksek R 2, t istatistiklerine sahiptir ve böylece önemli tahminleri sağlıyor görünür, fakat sonuçların hiçbir ekonomik anlamı yoktur. Bunun nedeni, EKK tahminlerinin tutarsız ve böylece istatistiksel testlerin geçersiz olmasıdır (Asteriou ve Hall, 2007:292; Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2007a:45). Sahte regresyon problemini çözmenin bir yolu, durağanlık sağlanıncaya kadar serilerin üst üste farkını alarak elde edilen durağan serileri regresyon analizi için kullanmaktır (Asteriou ve Hall, 2007:311). Çalışmada kullanılan değişkenlerin durağanlığını analiz etmek amacıyla Dickey ve Fuller (1979) tarafından geliştirilen Genişletilmiş Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips ve Perron (1988) tarafından geliştirilen Phillips-Perron (PP) birim kök testleri uygulanmış ve gecikme uzunluğu için Akaike Bilgi Kriteri (AIC) kullanılmıştır. Elde edilen sonuçlar Tablo 1 de verilmiştir. Tablo 1 deki sonuçlar incelendiğinde; LTS serisinin PP testine, LDKO serisinin de ADF ve PP testlerine göre sadece sabitin yer aldığı modelde durağan olduğu gözlenmiştir. Ancak her iki seri de sabit ve trendli model kalıbına göre düzeyde birim köke sahiptir. Bütün serilerin birinci dereceden farkları alındığında %1 anlamlılık seviyesine göre durağanlaştığı, yani birinci dereceden entegre I(1) olduğu söylenebilir. 332

Tablo 1: Birim Kök Test Sonuçları Değişkenler ADF (sabit) ADF (sabit trend) PP (sabit) PP (sabit trend) LTS -1.368968-2.262675-3.260346** (29) -1.986198 (8) LREER -1.385944-2.288533-1.433118-1.667964 (GecikmeUzunluğu) (6) (2) (4) LTH -0.289341-2.653653-0.232791-2.688647 (1) (2) LDKO -2.929800** -2.970046-2.804802* -2.621983 (4) (6) LNTS -6.004022*** -6.155450*** -6.139655*** -9.869639*** (7) (19) LREER -2.610232* -4.484859*** -5.907308*** -9.399738*** Tek (7) (5) (7) LTH -6.449044*** -3.698996** -6.455866*** -6.335673*** (6) (1) LDKO -5.419456*** -5.415596*** -6.529136*** -7.524352*** (11) (13) Kritik Değerler -3.670170-4.309824-3.670170-4.309824 % 1 Kritik Değeri -2.963972-3.574244-2.963972-3.574244 % 5 Kritik Değeri -2.621007-3.221728-2.621007-3.221728 % 10 Kritik Değeri Not: birinci farkı gösterir. Gecikme sayısı minumum AIC kriterine göre seçilmiştir. * Boş hipotezi % 10 düzeyinde ret eder. ** Boş hipotezi % 5 düzeyinde ret eder. *** Boş hipotezi % 1 seviyesinde ret eder. ADF ve PP için kritik değerler MacKinnon (1996) dan alınmıştır. değişkenli modellerde elde edilen durağan seriler, tek değişkenli Box-Jenkins teknikleri kullanılarak tahmin edilebilir. Çok değişkenli modellerde durağan olmayan değişkenleri kullanmak için farklı yöntemler geliştirilmiştir. Bu yöntemler ile çok değişkenli modellerde ekonomik değişkenler arasındaki uzun dönem denge ilişkisi bilgisini kaybetmemek amaçlanmıştır. Engle ve Granger (1987) tarafından geliştirilen eştümleşme tekniği; ekonometrik modellemede durağan olmayan zaman serileri kullanıldığında sahte 333

korelasyon problemini çözmek için yararlı bir araç olarak bulunmuştur. Eştümleşme, ekonomik yapıların varlığını ortaya çıkarmada çok güçlü bir yoldur. Değişkenler arasında eştümleşmenin bulunması gerçek uzun dönem ilişki anlamına gelmektedir ve ekonomik güçler dengede oldukça değişimlere karşı eğilim olmaz. Değişkenler eştümleşik değilse o zaman sahte regresyon problemi ortaya çıkar ve ekonometrik çalışma tamamen anlamsız olur (Asteriou ve Hall, 2007:307; Daniel ve Ramos, 2002: 195; Enders, 2004:321; Lim ve McAleer, 2001:1610; Song ve Witt, 2000:55). Ekonomik değişkenler arasında uzun dönem ilişkileri olup olmadığını test etmede kullanılan Johansen (1988, 1991) tekniği, Vektör Otoregresyonlarını temel alır. Johansen eştümleşme testi, eştümleşik vektör sayısını belirlemek için iz (trace) ve maks (max) testlerini kullanmaktadır (Sevüktekin ve Nargeleçekenler; 2007b). Çalışmada kullanılan birinci dereceden entegre değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkilerini ortaya koyan Johansen Eştümleşme Test sonuçları Tablo 2 de gösterilmiştir. Hem iz (trace) hem de maks (max) testi sonuçlarına göre toplam turist sayısı, reel efektif döviz kuru, döviz kuru oynaklığı ve ticaret hacmi değişkenleri arasında iki tane eştümleşme ilişkisi saptanmıştır. Yani, söz konusu değişkenlerin uzun dönemde birlikte hareket edeceği bir güç dengesi olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Bu sonuç aynı zamanda ilgili değişkenler arasında kısa ve uzun dönemli nedensel etkilerin varlığını göstermektedir. 334

Tablo 2: Johansen Eştümleşme Test Sonuçları H H Eigenvalue λ değeri % 5 Kritik Değer λ değeri % 5 Kritik Değer r = 0 r > 0 0.943492 115.5355* 47.8561 77.5812* 27.5843 r 1 r > 1 0.659414 37.95430* 29.7970 29.0813* 21.1316 r 2 r 2 0.237344 8.872970 15.4947 7.3155 14.2646 * %1 anlamlılık seviyesinde anlamlıdır. Johansen yaklaşımı, m-boyutlu VAR modelinin uygun bir hata düzeltme modeli (VECM) olarak yazılmasına da imkân vermektedir (Sevüktekin ve Nargeleçekenler; 2007b). 3.3. VECM ANALİZİ Granger (1988) değişkenler arasında eştümleşme ilişkisinin varlığı durumunda, bu değişkenler arasındaki kısa dönemli nedensellik ilişkisinin belirlenmesinde Vektör Hata Düzeltme Modeli (VECM) nin kullanılmasının uygun olacağını belirtmiştir. Hata Düzeltme Modeli, değişkenler arasındaki uzun dönem dengesi ile kısa dönem dinamikleri arasında ayırım yapmaya ve kısa dönem dinamiklerinin belirlenmesine imkân tanımaktadır. Bu amaçla, durağan olmayan değişkenlerin birinci farkları alınarak, açıklayıcı değişkenlerin arasına uzun dönem dengesine dönmeyi sağlayan bir hata düzeltme terimi eklenmektedir (Badurlar, 2008:232). İki değişkenli VECM; Y = α + α Y + α Y + λ ECT + ε Y = β + β Y + β Y + λ ECT + ε şeklinde yazılabilir. ECT = Y δy olarak tanımlanmaktadır, λ ve λ ayarlama (düzeltme) hızını gösteren katsayılardır. Çalışmada, turizm talebi için oluşturulan Vektör Hata Düzeltme Modeli tahmin sonuçları Tablo 3 de verilmiştir. AIC Bilgi Kriterine göre 3 gecikmeli oluşturulan VECM incelendiğinde, Türkiye ye gelen turistlerin daha önceki yıllarda gelen turistlerden kısa dönemde olumsuz yönde etkilendiği görülmüştür. Türkiye nin turizm talebi üzerinde reel efektif döviz kuru ve döviz kuru oynaklığındaki artışların ilk iki dönem azaltıcı, üçüncü dönem arttırıcı; ticaret hacmindeki genişlemenin ise üç dönemde de arttırıcı bir etkisi olduğu anlaşılmıştır. Tabloda dikkati çeken noktalardan biri de, gelen turist sayısının 1994 krizden olumsuz, 2001 krizinden ise olumlu yönde etkilenmesi olmuştur. Tablo da ECT hata düzeltme değişkenin katsayısı beklendiği gibi negatif çıkmamıştır. Katsayının pozitif ve anlamlı olması; turizm talebi ile reel efektif döviz kuru, döviz kuru oynaklığı ve ticaret hacmi arasında var olan uzun dönemli ilişkide meydana gelecek sapmaların hata düzeltme mekanizmasıyla düzeltilemeyeceğini göstermektedir. Tablo 3: Vektör Hata Düzeltme Model Sonuçları Değişkenler Katsayı Olasılık LTS -0.997 0.383 LTS -0.309 0.347 LTS -0.324 0.346 LREER -1.310 0.605 LREER -0.731 0.521 335

LREER 0.039 0.487 LDKO -0.084 0.078 LDKO -0.033 0.051 LDKO 0.021 0.052 LTH 0.817 0.347 LTH 0.508 0.600 LTH 0.104 0.381 C 0.1501 0.121 D94-0.3517 0.1962 D01 0.2724 0.3198 ECT 0.1411 0.080 R = 0.553 LR=111.28 VECM yaklaşımıyla elde edilen Türkiye nin uzun dönem turizm talep modeli; LNTS = 7.456 5.1052LREER + 1.6949LTH 0.2161LDKO (0.2895) (0.060) (0.082) şeklindedir. Uzun dönem elastikiyet tahminlerine bakıldığında turizm talebinin; reel efektif döviz kurundaki artışlardan negatif, ticaret hacmindeki artışlardan pozitif ve döviz kuru oynaklığındaki artışlardan ise negatif yönde etkilendiği ve böylece teorik beklentilerle tutarlı sonuçlara ulaşıldığı görülmüştür. Söz konusu etkiler, ticaret hacmi ve döviz kuru oynaklığı için anlamlıyken reel efektif döviz kuru için anlamsız bulunmuştur. 4. SONUÇ Çalışmada, 1980-2010 dönemi yıllık verileriyle Türkiye nin Turizm Talep Modeli VECM yaklaşımı kullanılarak tahminlenmiştir. Türkiye ye gelen turist sayısı ile reel efektif döviz kuru, döviz kuru oynaklığı, ticaret hacmi ve finansal krizler arasındaki kısa ve uzun dönemli ilişkilerin belirlendiği modelde çarpıcı sonuçlara ulaşılmıştır: Döviz kuru volatilitesindeki artışların hem kısa hem de uzun dönemde turizm talebi üzerinde anlamlı bir azaltıcı etkiye (3 gecikmeli kısa dönem etkisi hariç) sahip olduğu yani döviz kurundaki belirsizliğin gelen turist sayısını olumsuz yönde etkilediği görülmüştür. Ayrıca döviz kuru volatilitesinin kısa ve uzun dönem elastikiyetlerinin birden küçük olması turistlerin döviz kurundaki oynaklığa çok duyarlı olmadığını göstermiştir. Reel efektif döviz kurundaki artışların ise kısa ve uzun dönemde turist sayısını azalttığı (3 gecikmeli kısa dönem etkisi hariç) ancak bu azalışların anlamlı olmadığı saptanmıştır. Ticaret hacmindeki artışların turist sayısı üzerindeki etkisi, kısa ve uzun dönemde pozitif olmakla birlikte sadece uzun dönemdeki etkisinin anlamlı olduğu görülmüştür. Gelen turist sayılarının finansal krizlere kısa dönemde verdiği tepkiler anlamlı değildir. 1994 krizi turist sayısında azalmaya yol açarken, 2001 krizinde tam tersi olmuştur. VECM tahminindeki dikkat çekici sonuçlardan biri de hata düzeltme teriminin pozitif ve anlamlı çıkması olmuştur. Bunun anlamı, 1980-2010 döneminde var olan turizm talebi ile reel efektif döviz kuru, döviz kuru oynaklığı ve ticaret hacmi arasındaki uzun dönemli ilişkinin devam etmeyeceğidir. Uzun dönem dengesindeki sapmaların hata düzeltme mekanizması çalışmadığı için düzeltilemeyecek olması, uzun dönem ilişkisinin bir süre sonra biteceğini gösterir. REFERANSLAR [1] Aktaş, C. (2005). Türkiye nin turizm gelirini etkileyen değişkenler için en uygun regresyon denkleminin belirlenmesi. Doğuş Üniversitesi Dergisi, 6 (2), 163-174. 336

[2] Arsad, Z. ve Johor, N.B.M. (2010). Estimating European tourism demand for Malaysia. World Academy of Science, Engineering and Technology, 66, 1606-1611. [3] Asteriou, D. ve Hall, S.G. (2007). Applied Econometrics A Modern Approach using EViews and Microfit Revised Edition, United Kingdom: Palgrave Macmillan. [4] Badurlar, İ.Ö. (2008). Türkiye de konut fiyatları ile makro ekonomik değişkenler arasındaki ilişkinin araştırılması. Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 8 (1), 223-238. [5] Çımat, A. ve Bahar, O. (2003). Turizm sektörünün Türkiye ekonomisi içindeki yeri ve önemi üzerine bir değerlendirme. Akdeniz Üniversitesi İİBF Dergisi, 6, 1-18. [6] Daniel, A.C.M. ve Ramos, F.F.R. (2002). Modelling inbound international tourism demand to Portugal. International Journal of Tourism Research, 4, 193-209. [7] Demirel, B., Bozdağ, E.G. ve İnci, A.G. (2008). Döviz kurundaki dalgalanmaların gelen turist sayısına etkisi: Türkiye örneği. DEÜ Ulusal İktisat Kongresi, İzmir, Çevrimiçi 28.02.2012: http://www.deu.edu.tr/userweb/iibf_kongre/dosyalar/demirel.pdf [8] Dickey, D. ve Fuller, W. (1979). Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root. Journal of American Statistical Association, 74 (2), 427-431. [9] Dritsakis, N. (2004), Tourism as a long-run economic growth factor: an empirical investigation for Greece using causality analysis. Tourism Economics, 10, 305-316. [10] Enders, W. (2004). Applied Econometric Time Series, United States of America: Hamilton. [11] Engle, R.F. ve Granger, C.W.J. (1987). Co-integration and error correction: representation, estimation, and testing. Econometrica, 55 (2), 251-276. [12] Eugenio-Martin, J.L. ve Morales, N.M. (2004). Tourism and economic growth in Latin American countries: a panel data approach, Nota Di Lavoro, 26. [13] Granger, C.W.J. (1988). Some recent developments in a concept of causality. Journal of Econometrics, 39, 199-211. [14] Gülbahar, O. (2008). Turizmin Türkiye de 1980 sonrası dönemde cari işlemler dengesine etkisi. Journal of Qafqaz University, 24, 154-168. [15] Gündüz L. ve Hatemi-J A. (2005). Is the tourism led growth hypothesis valid for Turkey?. Applied Economics Letters, 12: 499-504. [16] Johansen, S. (1988). Statistical analysis of cointegration vectors. Journal of Economic Dynamics and Control, 12, 231-254. [17] Johansen, S. (1991). Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in gaussian autoregressive models. Econometrica, 59 (6), 1551-1580. [18] Kültür ve Turizm Bakanlığı-Yatırım ve İşletmeler Genel Müdürlüğü (2011). Turizm İstatistikleri. http://www.ktbyatirimisletmeler.gov.tr/belge/1-66628/turizm-raporlari.html (Erişim Tarihi: 15.06.2011) [19] Lim C. ve McAleer, M. (2001). Cointegration analysis of quartly tourism demand by Hong Kong and Singapore for Australia. Applied Economics, 33, 1599-1619. [20] Mervar, A. ve Payne, J. (2007). Analysis of foreign tourism demand for Croatian destinations: long-run elasticity estimates. Tourism Economics, 13, 407-420. [21] Narayan, P.K. (2004). Economic impact of tourism on Fiji's economy: empirical evidence from the computable general equilibrium model. Tourism Economics, 10, 419-433. [22] Özçelebi, O. (2009). Outbound tourism demand in Turkey: a vector error correction approach. The Business Review, Cambridge, 13 (2), 310-317. [23] Patsouratis, V. Frangouli, Z. ve Anastasopoulos G. (2005). Competition in tourism among the Mediterranean Countries. Applied Economics, 37, 1865-1870. [24] Phillips, P.C.B. ve Perron, P. (1988). Testing for a unit root in time series regression, Biomètrika, 75 (2), 336-346. [25] Salman, A.K. (2003). Estimating tourist demand through cointegration analysis: Swedish data. Current Issues in Tourism, 6 (4), 323-339. [26] Sevüktekin, M. ve Nargeleçekenler, M. (2007a). Ekonometrik Zaman Serileri Analizi- EViews Uygulamalı, Anakara: Umut Kitabevi. 337

[27] Sevüktekin, M. ve Nargeleçekenler, M. (2007b). Türkiye de İMKB ve Döviz Kuru Arasındaki Dinamik İlişkinin Belirlenmesi. VIII. Ulusal Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu, Malatya, Çevrimiçi 15.04.2012: http://web.inonu.edu.tr/~eisemp8/bildiri-pdf/sevutekin-nargelecekenler.pdf [28] Song, H. ve Witt, S.F. (2000). Tourism Demand Modelling and Forecasting: Modern Econometric Approaches, Netherlands: Pergamon. [29] Webber A. (2001). Exchange rate votality and coentegration in tourism demand. Journal of Travel Research, 39, 398-405. 338