TÜRKĐYE NĐN ĐTHALAT VE ĐHRACATININ EŞBÜTÜNLEŞME YÖNTEMĐ ĐLE ANALĐZĐ ( )

Gazi Üniversiesi Đkisadi ve Đdari Bilimler Fakülesi Dergisi 9 / 3 (2007). 213-224 TÜRKĐYE NĐN ĐTHALAT VE ĐHRACATININ EŞBÜTÜNLEŞME YÖNTEMĐ ĐLE ANALĐZĐ (1990-2007) E.Yasemin UYAR BOZDAĞLIOĞLU Öz: Türkiye deki dış icare açığının en önemli nedeni, ihracaaki yıllar iibariyle arışlara rağmen, ihalaaki daha büyük arışlar nedeniyle ihracaın ihalaı karşılama eğiliminin azalmasıdır. Bu dış icare açığının varlığı Türkiye ihala ve ihracaının eşbüünleşmiş olup olmadığına yönelik incelemenin yapılmasını önemli kılmakadır. Çünkü bir ülkenin ihala ve ihracaı arasındaki uzun dönemli bir ilişkinin olması, devalüasyon ve makroekonomik poliikaları kullanarak icare dengesizliğini düzelmeyi de mümkün kılmakadır. Bu makalenin amacı Türkiye ihraca ve ihalaı arasında uzun dönem ilişkisinin (eşbüünleşme) olup olmadığının incelenmesidir. Asıl araşırılmak isenen Türkiye ihala ve ihracaındaki kısa dönem dengesizliklerin uzun dönemde sürdürülebilir olup olmadığıdır. Makaleden elde edilen bulgular Türkiye ihala ve ihracaının uzun dönem dengesinde birleşme eğilimi gösermediğini ve icare dengesizliklerinin ve cari açığın sürdürülebilir olmayıp dengeden ıraksadığını (uzaklaşığını) doğrulamakadır. Uygulama sonuçlarına göre, Türkiye ihala ve ihracaı uzun dönem dengesinde birleşme eğilimi gösermemekedir. Bu nedenle, döviz kuru ve makroekonomik para ve maliye poliikalarının uzun dönemde Türkiye nin icare dengelerinin gelişirilmesi açısından ekili olabileceğini söylemek mümkün değildir. Anahar Kelimeler: Đhala, Đhraca, eşbüünleşme, haa düzelme modeli (ECM) AN ANALYSIS OF TURKEY S IMPORTS AND EXPORTS THROUGH THE COINTEGRATION METHOD (1990-2007) Absrac: The mos imporan reason for rade defici in Turkey is he decreasing Araşırma Görevlisi, Adnan Menderes Üniversiesi, Nazilli Đkisadi ve Đdari Bilimler Fakülesi, Đkisa Bölümü, yuyar@adu.edu.r

214 / E.Yasemin UYAR BOZDAĞLIOĞLU endency of he expors o cover for he impors due o larger increases in he impors despie he increases in he expors over he years. The exisence of his rade defici makes i very imporan o analyze wheher Turkey s impors and expors are coinegraed because he presence of a long erm relaionship beween a counry s impors and expors makes i possible o adjus he rade imbalances by using devaluaion and macro-economic policies. The purpose of his paper is o analyze wheher here is a long erm relaionship (coinegraion) beween Turkey s impors and expors. The fundamenal quesion here is wheher shor-erm imbalances in Turkey s impors and expors can be susained in he long erm. The findings in his paper confirm ha Turkey s impors and expors do no show any endency oward coinegraion a he long-erm equilibrium and ha rade imbalances and curren defici are no susainable and hey deviae from equilibrium. According o he applicaion resuls, Turkey s impors and expors do no end o converge around long erm equilibrium. As a resul, i is impossible o asser ha exchange raes and macroeconomic moneary and financial policies are no effecive in he long erm o adjus Turkey s rade balances. Keywords: Impors, expors, coinegraion, error correcion model (ECM) GĐRĐŞ Bir ülkede uygulanan poliikaların icare dengesi üzerindeki oplam ekileri önemlidir. Bir ülkenin ihala ve ihracaı arasındaki uzun dönemli bir ilişkinin varlığı da, devalüasyon ve makroekonomik poliikaların icare dengesizliğini düzelmek için uygulanmasını mümkün kılmakadır. Özellikle 1980 li yıllardan sonra sermeye harekeleri ve dış icarein liberalleşmesi ile birlike ülkelerin finansal olanaklarının arması cari açığın armasının da bir nedeni olmuşur. Sermaye girişlerindeki arışla cari açık finanse edilebilmesine rağmen sürdürülebilirliğinin sağlanmasında ne derece başarılı olunduğu hala gündemde olan bir konudur. Bu nedenle çalışmada ihala ve ihraca arasındaki uzun dönemli ilişkinin var olup olmadığından harekele, icare dengesizliklerinin ve cari açığın sürdürülebilirliğinin Türkiye ekonomisi açısından incelenmesi emel amaç olarak belirlenmişir. Ülkelerarası rekabe gücünün en önemli makroekonomik gösergelerinden biri de dış icare oranlarıdır. Đhraca fiyalarının ihala fiyalarına oranı olarak anımlanan dış icare oranlarındaki bir azalma ülkenin rekabe gücünün de zayıflaması anlamına gelmekedir. Buradan harekele ihala ve ihraca arasında eşbüünleşme ilişkisinin olup olmadığının espii önem kazanmakadır. Bu amaca ulaşmada kullanılan ekonomerik yönem zaman serileri yönemidir. Bu yönem alında, Genelleşirilmiş Dickey-Fuller (ADF) Birim Kök Tesi ve uzun dönem ilişkisinin incelenmesi için de Engle-Granger Eş-büünleşme Tesleri yapılmış ve ihraca-ihala rakamlarındaki sapmaların ne kadar sürede düzelildiğini analiz emek amacıyla Haa Düzelme Modeli kullanılmışır.

Türkiye nin Đhala ve Đhracaının Eşbüünleşme Yönemi Đle Analizi / 215 Makalenin birinci kısmında, Türkiye nin dış icareindeki gelişmeler oraya konulmuş, ikinci kısımda ise eorik çerçeve ele alınmışır. Üçüncü kısımda, çalışmada kullanılan veri sei ve yönem hakkında bilgi verilmiş, dördüncü bölümde Türkiye de ihala ve ihracaının eşbüünleşmiş olup olmadığı es edilmeye çalışılmışır. Son bölümde de sonuç ve değerlendirmelere yer verilmişir. I) TÜRKĐYE NĐN DIŞ TĐCARETĐNDEKĐ GELĐŞMELER Türkiye ekonomisi, 1980 sonrasında dış icare açısından önemli sayılabilecek gelişmeler kaemişir. Özellikle ihraca alanında sağlanan bu gelişmeler, belki de 1980 sonrası uygulanan ekonomi poliikalarının en olumlu sonucudur. 1980 li yıllarla birlike Türkiye de ekonomik büyüme sraejisi önemli bir değişim geçirmişir. 1980 öncesi dönemde uygulanan ihal ikameci büyüme sraejisi erk edilerek dışa açık büyüme sraejisi uygulamaya konulmuşur. Bu dönemde uygulanan büyüme sraejisi, emel olarak, verimlilike arış sağlamayı ve ekonominin rekabe gücünü arırmayı amaçlamışır. Ekonominin dışa açılmasına paralel olarak ihraca ve ihala hacminde önemli arış yaşanmışır. Dış icare hacmi 1980 yılında 10,8 milyar dolar iken, 2001 yılında 74,8 milyar dolara yükselmişir. Đsikrarsız bir seyir izlemekle birlike dönem başında yüzde 6,6 olan dış icare açığının milli gelire oranı dönem sonunda yüzde 3,1 olarak gerçekleşmişir. 1987 yılına kadar cari işlemler fazla verirken izleyen yılların önemli bir bölümünde cari işlemler açık vermişir (DPT, 2002: 2). Tablo : 1 e göre, ihraca 1990 yılındaki 12,9 milyon dolar düzeyinden 2007 yılında 107,2 milyon dolar düzeyine yükselmişir. Đhracaaki yıllık oralama arış oranı yüzde 12 dolayında gerçekleşmişir. Đhala 1990 yılındaki 22,3 milyon dolar düzeyinden 2007 yılında 170 milyon dolar düzeyine yükselmişir. Arz ve maliye koşullarındaki iyileşmeye bağlı olarak ihraca; 2004 yılında, arihinin en yüksek arışını gösermişir. Özellikle enerji ve işgücü maliyelerinin düşük seviyelerde devam emesi ve verimlilik arışı TL deki değerlenmeye rağmen firmaların uluslararası piyasalardaki rekabe gücünün devamını sağlamış, böylece ihraca arışları devam emişir. Bununla birlike dünya ekonomisindeki genişleme eğilimi ve ihraca fiyalarındaki yükseliş ihraca arışını deseklemişir (TÜSĐAD, 2004:78). Ancak ihracaaki yıllar iibariyle arışlara rağmen, ihalaaki daha büyük arışlar ihracaın ihalaı karşılama eğilimini azalmış ve dış icare açığını büyümüşür. Türkiye nin icaree olan bağımlılığı Tablo : 1 de göserilmekedir. Beşinci süunda bağımlılık oranının (ihala-ihraca oplamının nominal GSMH ya bölünmesi) 1990-2006 yılları arasında arığı görülmekedir. Bu durum ilgili yıllar arasında Türkiye ekonomisinin dış icaree yüksek derecede bağımlı olduğunu gösermekedir. Tabloya göre Türkiye nin dışa karşı mâli bağımlılığı 2006 yılına kadar armasına rağmen 2007

216 / E.Yasemin UYAR BOZDAĞLIOĞLU yılında bu arışa önemli sayılabilecek bir azalma gözlenmekedir. Bu azalmada ihracaa ve GSMH daki arışların ekisi büyükür. Yıllar Tablo : 1 Türkiye nin Bağımlılık Oranı, 1990-2005 GSMH (Milyon $) (a) Đhraca (Milyon $) (b) Đhala (Milyon $) (c) Bağımlılık Oranı [(b)+(c)]/(a) 1990 152 393 12 959 22 302 0,2313 1991 152 352 13 593 21 047 0,2273 1992 160 748 14 714 22 871 0,2338 1993 181 994 15 345 29 428 0,2460 1994 131 137 18 105 23 270 0,3155 1995 171 979 21 637 35 709 0,3334 1996 184 724 23 224 43 626 0,3618 1997 194 360 26 261 48 558 3,8495 1998 205 978 26 973 45 921 0,3538 1999 187 664 26 587 40 671 0,3583 2000 201 463 27 774 54 502 0,4083 2001 144 607 31 334 41 399 0,5029 2002 182 929 36 059 51 553 0,4789 2003 238 409 47 252 69 339 0,4890 2004 301 636 63 167 97 539 0,5327 2005 365 863 73 275 116 351 0,5182 2006 399 673 85 534 139 576 0,5632 2007 658 786 107 215 170 057 0,4208 Kaynak: Türkiye Đsaisik Kurumu, Haber Büleni, Dış Ticare Đsaisikleri, Sayı: 37, Ocak-2006 ve (hp://www.uik.gov.r/pretablo.do?b_id=55&us_id=16). II) TEORĐK ÇERÇEVE Hused (1992) ve Founas, Wu (1999), 1967-1989 ve 1967-1994 dönemlerini çeyrek dönem verilerini kullanarak eşbüünleşmeyi Amerika Birleşik Devleleri perspekifinden incelemişlerdir. Founas ve Wu uzun dönem ilişkiyi bulamazken, Hused uzun dönem ilişkiyi desekleyen kanılara ulaşmışır. Bahmani-Oskee (1994), Avusralya ihala ve ihracaları arasındaki uzun dönemli yakınsamayı ele alarak, Avusralya dış hesaplarının makroekonomik poliikalara ekinliğini incelemişir. Eşbüünleşme uygulaması, Avusralya ihala ve ihracaının gerçeke eşbüünleşme kasayısının birleşmeye çok yakın olarak eşbüünleşmiş olduğunu gösermişir. Bahmani-Oskee ve Rhee (1997) çeyrek dönem verilerini kullanarak Kore nin ihala ve ihracaının Johansen-Juselius ekniğine bağlı olarak eşbüünleşmiş ve ihraca üzerindeki kasayının poziif olduğunu bulmuşlardır. Bu da Kore nin uluslararası büçe sınırlamalarını ve döviz kuru oranını ihlal emediğini gösermekedir.

Türkiye nin Đhala ve Đhracaının Eşbüünleşme Yönemi Đle Analizi / 217 Son zamanlarda Arize (2002), benzer durumu es emek için 1973-1998 dönemini kapsayan çeyrek dönem verilerini kullanarak 50 OECD ve gelişmiş ülke için aynı soruyu es emişir. 50 ülkeden 35 inin ihala ve ihracaının arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığını ve 35 ülkeden 31 inin poziif ihraca kasayısına sahip olduğunu bulmuşur. Narayan ve Narayan (2005), 22 az gelişmiş ülkenin 1960-2000 yıllarına ilişkin verileri ile aynı sınamayı eşbüünleşmede sınırlı sınama yönemini kullanarak yapmışlardır. 22 ülkeden sadece 6 sının ihala ve ihracaının eşbüünleşmiş olmadığı sonucuna varmışlardır ve ihraca kasayıları da 1 den küçükür. Tang ve Alias (2005), 27 Đslam konferansı Örgüüne üye uluslar için ihala ve ihracaın eşbüünleşmiş olup olmadığını incelemişlerdir. Eşbüünleşme ve birim kök esi sonuçları sadece dör ülkenin (Benin, Burkina Faso, Kamerun ve Guyana) ihala ve ihracaının eşbüünleşmiş olduğunu gösermekedir. Bu bulgular, döviz kuru ve makroekonomik para ve maliye poliikalarının uzun dönemde ülkelerin icare dengelerinin gelişirilmesi açısından ekili olabileceğini gösermekedir. Diğer ülkeler ise (ihala ve ihracaı arasında eşbüünleşme olmayan), döviz kuru ve uluslar arası büçe kısılamalarını ihlal emekedirler. Hused (1992), küçük ve açık bir ekonomiye ilişkin ihala ve ihraca arasında uzun dönemli ilişkiyi ifade eden basi bir eori gelişirmişir. Teorinin belirli özellikleri şu şekilde karakerize edilebilir: i) Karma malların üreim yeeneği ve ihracaı ii) Devlein olmaması iii) Đhala ve ihraca arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını desekleyen uluslararası fonlara ükeicilerin ulaşabilirliği Böyle bir ekonomi için ükeicinin cari dönem büçe kısıı aşağıdaki gibi olacakır: C 0 Y0 + B0 I 0 (1 + r0 ) B 1 = (1) 1 no.lu denklemde, Co cari ükeimi, Yo üreimi, Bo poziif veya negaif değer alabilen ükeiciye verilmeye hazır olan uluslararası borçlanmanın mikarını, Io yaırımı, ro bir dönem dünya faiz oranını, (1 + ro)b -1 başlangıçaki borç mikarını (ülkenin dış borcuna karşılık gelen önceki dönem borcu) gösermekedir. Denklem (1) büçe kısıı ekonominin dönemler arası büçe kısıından kombine edilen her bir dönem için geçerlidir. Tes edilebilir bir denklem elde edebilmek için Hused (1992) bir akım varsayımlarda bulunmuşur. Bunlar ihala ve ihracaın kaymalı rassal bir yürüyüş izlediği ve dünya faiz oranının oralama r ile durağan olduğudur. Tes edilebilir denklem şu şekilde verilmişir: IM = ψ + ψ EX + ε (2) 0 1 Burada IM mal ve hizmelerin ihalaı, EX mal ve hizmelerin ihracaıdır. Ekonominin geçici büçe kısıını karşılayabilmesi için Ψ1, 1 e eşi olmalıdır ve ε

218 / E.Yasemin UYAR BOZDAĞLIOĞLU durağan olmalıdır. Bununla birlike, eğer Ψ1, 1 den küçük olursa ve icare akışı Gayri Safi Milli Hâsıla (GSMH) ya göreceli olarak ifade edilirse ekonomi büçe kısıını karşılamada başarılı olamayacakır. Denklem (2) de Ψo ve Ψ1 eşbüünleşirici vekördeki yapısal değişikliklerden dolayı zaman içinde değişiklik göserebilir. III) VERĐ VE YÖNTEM Makaledeki uygulamalarda Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası nın Elekronik Veri Dağıım Sisemi (EVDS), Dış Ticare Geniş Ekonomik Kaegorileri Sınıflamasına Göre (BEC), 1990:01-2007:12 dönemi aylık ihala-ihraca veri seleri kullanılmışır. Denklem (2) deki değişkenler arasında uzun dönem denge ilişkisinin olup olmadığının belirlenebilmesi açısından Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen eşbüünleşmeye ilişkin genel konsepin uygulanması gereklidir. Eşbüünleşme durağan olmayan zaman serileri arasındaki ilişkinin analizine dayanan isaisiksel bir kavramdır. Engle ve Granger (1987) a göre, zaman serisi olarak göserilen bir ekonomik değişken, kapsamlı olarak dağılabilir ve bu serinin bazı çiflerinin çok fazla uzaklaşmayacak şekilde hareke emesi beklenebilir. Bununla birlike seriler ayrı yöne doğru sürüklenmezler. Belirgin bir biçimde ekonomik eori böyle serileri bir arada uacak güçleri önermekedir. Değişkenlerin büünleşik olup olmadıklarının es edilmesi, bir sisemin uzun dönemde dengede olup olmadığının ekonomik sonuçlarını ahmin emek veya dinamik modeli ahmin emeden önce hipoezleri es eme açısından önemli olabilmekedir (Engle ve Granger, 1987: 251-252). Durağan olmayan seriler sokasik süreç (birim kök) içermekedir. Özellikle birim kök içeren zaman serilerindeki şoklar süreklidir ve bu şoklar serilerin uzun dönemli seviyesini değişirmekedirler. Böylece denklem (2) durağan uzun dönemli bir ilişkiyi anımlıyorsa ihalaaki sokasik eğilim ile ihracaaki sokasik eğilimle ilişkilidir şeklinde yorumlanabilir. Yani dengeden sapmalar oluşsa bile, sapmalar oralamaya yaklaşacakır. IV) UYGULAMA SONUÇLARI VE YORUM Birim kök esleri ekonomeri de zaman serilerinin durağanlığının sınanması için kullanılan eslerdir. Durağanlık bir zaman serisinin zaman içinde varyansının ve oralamasının değişmemesidir. Bu makalede durağanlık sınaması için Augmen Dickey-Fuller (ADF) birim kök esi kullanılmışır. Bir serinin birim köke sahip olması serinin durağan olmadığını gösermekedir. Y = αy + U (3) 1

Türkiye nin Đhala ve Đhracaının Eşbüünleşme Yönemi Đle Analizi / 219 H 0 = α = 0 Seriler durağan değildir. H 1 = α < 0 Seriler durağandır. Değişkenlere ilişkin Augmen Dickey-Fuller (ADF) birim kök esi sonuçları Tablo : 2 de göserilmişir. Değişkenlerin durağanlığı ADF esi ile yapılmakadır. Elde edilen ADF esi sonuçları üm değişkenlerin birinci sıra farkları durağandır sonucunu vermekedir. Dickey-Fuller birim kök esinde α=0 önsavını sınamak için ekonomeri programlarında hesaplanan Dickey-Fuller ve MacKinnon eşik değerleri karşılaşırılır. Eğer isaisiği DF nin ya da MacKinnon DF nin eşik değerinden büyükse zaman serisinin durağan olduğunu ileri süren önsav red edilmez. Değişkenin gecikmeli değerlerinin eklendiği modellerde uygulanan Dickey-Fuller esine Gelişirilmiş (Augmened) Dickey-Fuller esi denir (Charemza ve Deadman, 1999: 101). Tablo : 2 ADF Birim Kök Tesi Sonuçları Değişken Düzey I(0) I. Sıra Fark I(1) EXP (Đhraca) -2.981524-6.324215 Sabi ve Trendsiz IMP (ihala) -3.091162-5.218315 Sabi ve Trendsiz No: α 0.01 =-4.088 α 0.05 = -3.43 Değişkenlerin birinci farklarının durağan olması eşbüünleşme analizinde kullanılmalarını sağlamakadır. Eşbüünleşme ilişkisinin varlığı için birincil koşul her iki değişkenin birinci farklarının durağan olmasıdır. Eşbüünleşme eorisine göre, dengeden bir sapma olduğunda dengeye ekrar dönülebilmesi veya dengeden sapmaların geçici olması ancak eşbüünleşme ilişkisi mevcu iken mümkündür. Bu nedenle eğer durağan olmayan değişkenler eşbüünleşmişse, değişkenlerin farklarının alınmaları uygun değildir. Đkinci koşul ise bu değişkenler kullanılarak yapılan regresyon sonucunda ahmin edilen haa eriminin kendisinin durağan olmasıdır. Tablo : 3 ve 4 e yer alan LCIMP ve LCEXP göserimleri, ihala ve ihracaa ai zaman serilerinin logarimasının alındığını gösermekedir ve düzey değerlerine indirgenmiş yeni değişkenleri ifade emekedir. Đki ayrı denklem ahmin edilmişir. Bu durum ihala ve ihracaın hem bağımlı hem de bağımsız değişken olarak ahminine imkan vermekedir.

220 / E.Yasemin UYAR BOZDAĞLIOĞLU Tablo : 3 (IM = Ψo+Ψ1EX+ε) Model Tahmin Sonuçları LCIMP = 1.603 + 0.941*LCEXP isaisiği (3.7876) (42.6673) R-Kare 0.905536 Durbin-Wason is. 0.639314 F-isaisiği 1824.357 Akaike bilgi krieri -0.826450 Tablo : 4 (EX = Ψo+Ψ1 IM +ε) Model Tahmin Sonuçları LCEXP = 0.269 + 0.962*LCIMP isaisiği (0.6087) (42.6673) R-Kare 0.905039 Durbin-Wason is. 0.614236 F-isaisiği 1824.357 Akaike bilgi krieri -0.804432 Her iki modelin de Durbin-Wason es isaisiği sonuçlarının (DW Model 1= 0.639314 DW Model=0.614236 ) Engle ve Granger (1987: 269) daki CRDW kriik değerlerinden büyük olması ihala ve ihraca arasındaki eşbüünleşme ilişkisini doğrular nielikedir. Đkinci aşama olan arık (residual) değerlerinin birim kök esi sonuçları aşağıda göserilmekedir. Tablo : 5 Modelleri Arık (residual) Değerlerinin ADF Birim Kök Tesi Sonuçları Değişken Kriik Değer Resid01 (IMP) 6.051240 (Sabi ve Trendsiz) %1-2.5763 %5-1.9414 %10-1.6165 Resid02 (EXP) -5.883416 (Sabi ve Trendsiz) %1-2.5763 %5-1.9414 %10-1.6165 Arıkların birim kök esi sonucu ADF değerlerinin de Engle ve Granger (1987: 269) daki ADF kriik değerlerinden büyük olması da eşbüünleşme ilişkisine kanı nieliğindedir. Durağan olmayan değişkenlerden oluşan sisem uzun dönem denge nokasına sahipir. Kısa dönemde birbirlerinden farklı hareke ediyor görünen değişkenler, aslında aynı sokasik rendi paylaşmakadır ve uzun dönemli bir dengeye sahipir.

Türkiye nin Đhala ve Đhracaının Eşbüünleşme Yönemi Đle Analizi / 221 Haa düzelme (error-correcion) modeli, değişkenler arasındaki uzun dönem dengesi ile kısa dönem dinamikleri arasında ayırım yapmaya ve kısa dönem dinamiklerinin belirlenmesi amacıyla kullanılmakadır. Granger (1988: 199-211), değişkenler eş büünleşik olduğunda Sandar Granger Nedenselliğin geçerli olmayacağını, bu durumda seriler arasındaki nedensellik analizinin Haa Düzelme Modeli çerçevesinde (Error Corecion Model) yapılmasının daha uygun olacağını belirmişir. Seriler arasındaki uzun dönem ilişki belirlendiken sonraki aşamada uygulamada akip edilen yol, söz konusu seriler arasındaki nedensellik ilişkisini ve yönünü sapamakır. Haa düzelme modeli bu amaçla gelişirilmiş olup, değişkenler arasındaki uzun dönem dengesi ile kısa dönem dinamikleri arasında ayırım yapmada ve kısa dönem dinamiklerinin belirlenmesi amacıyla da kullanılmakadır (Enders, 1995: 365-366). Değişkenler arasında uzun dönem ilişkisinin varlığı söz konusu olduğunda bile kısa dönem sapmalar değişkenler arasında olabilir. Haa Düzelme modeli bu kısa dönemde meydana gelen sapmaların ne kadar süre ile düzelildiğini söylemekedir. Haa düzelme modelinde uzun dönem ilişkisinden elde edilen arık değerlerden (residual) hangisinin uyum hızı olarak kullanılacağına karar verebilmek için denklemlerden elde edilen dağılım değerlerine bakılmalıdır. Söz konusu değişkenler arasında kısa dönemde bir denge olup olmadığı haa düzelme modeli yardımıyla incelenebilmekedir. Haa düzelme modelinin göserimi; 0 k M = β + δ EX + ϕ M + u + u i= 1 k k i= 1 k 1 1 0 k EX = β + δ EX + ϕ M + u + u i= 1 k k i= 1 k 1 2 Haa düzelme modelinde, sisemdeki değişkenlerin kısa dönem dinamikleri, dengedeki sapma arafından ekilenirler. Bu modelde durağan olmayan değişkenlerin farkları alınır ve açıklayıcı değişkenler arasına uzun dönem dengeye uyumlaşmayı yansıan bir haa düzelme parameresi ilave edilir. Regresyon denklemlerinde, u -1 eş büünleşme denklemlerinden elde edilen haa erimlerinin bir gecikmeli değerini gösermeke ve haa düzelme erimi olarak adlandırılmakadır. Haa düzelme erimi, model dinamiğini dengede umaya yarar ve değişkenleri uzun dönem denge değerine doğru yakınlaşmaya zorlar. Haa düzelme eriminin kasayılarının isaisiksel açıdan anlamlı çıkması, sapmanın varlığını göserir. Kasayının büyüklüğü ise uzun dönem denge değerine doğru yakınlaşma hızının bir gösergesidir. Uygulamada, haa düzelme

222 / E.Yasemin UYAR BOZDAĞLIOĞLU eriminin negaif ve isaisiksel açıdan anlamlı olması beklenir. Bu durumda, değişkenlerin uzun dönem denge değerine doğru harekeinin olacağı ifade edilmekedir. Denge durumundan kısa dönemli sapmalar haa düzelme eriminin kasayısının büyüklüğüne bağlı olarak düzelilecekir. isaisik değeri en yüksek olan denklem uyum hızı olarak seçilmelidir. Haa düzelme mekanizmasının oluşumu için bu kasayılar sıfırdan farklı olmalıdır. Denklem (6) ve (7) ye göre elde edilen kasayılar, iki denklem için sıfırdan farklıdır. Kasayıların negaif işareli olması, kısa dönemli dengesizliklerden dengeye doğru yönelme olduğunu ifade eder. Haa düzelme eriminin kasayısının (β1) isaisiksel açıdan anlamlı çıkması, sapmanın varlığını göserir. LCIMP = 1.602 + 1*RESID01(-1) + 0.932LCEXP(-1) (6) LCEXP= -1734+1.0635*RESID01(-1)+1. 0635*LCIMP(-1) (7) Haa düzelme kasayısının 1 den küçük olması sisemin dengeli olduğunu, negaif işareli olması da dengeden sapmanın olması halinde ekrar dengeye doğru harekein olduğunu gösermekedir. Diğer bir ifadeyle haa düzelme mekanizması çalışmakadır (Bozkur, 2007: 166). Haa düzelme modellerine ai uyum kasayısı (haa düzelme kasayısı) yukarıda göserilmekedir. Haa düzelme mekanizmasının oluşumu için bu kasayı sıfırdan farklı olmalıdır. Buna göre elde edilen kasayı, iki denklem için de sıfırdan farklıdır ve iki değişken içinde poziif işaree sahipir. Kasayının birden büyük olması (1.06), sisemin dengesiz olduğunu, poziif işareli olması ise, dengeden sapmanın olması halinde ekrar dengeye doğru harekein olmadığı anlamına gelmekedir. Yani, kısa dönemli dengesizliklerin dengeye doğru yönelme yerine dengeden uzaklaşma (ıraksama) eğiliminde olduğunu gösermekedir. SONUÇLAR Türkiye ekonomisi için 1980 sonrası dönem özellikle dış icare açısından büyük önem aşımakadır. Bu dönemle birlike ekonomik büyüme sraejisinde yaşanan büyük değişimle birlike dışa açık büyüme süreci başlamışır. Bu süreç ile birlike, emel olarak, verimlilike arış sağlanması ve ekonominin rekabe gücünün arırılması planlanmışsa da büyük dış icare açıkları gündeme gelmişir. 1990-2005 arası dönemde ihracaaki yıllar iibariyle arışlara rağmen, ihalaaki daha büyük arışlar ihracaın ihalaı karşılama eğilimini azalmış ve dış icare açığını büyümüşür. Türkiye ihala ve ihraca rakamları arasındaki ilişki de uygulanan eşbüünleşme ve haa düzelme modelleri yardımı ile ulaşılan sonuçlarla paralellik gösermekedir. Bu makalede ihala ve ihraca arasındaki uzun dönemli ilişki eşbüünleşme yönemi kullanılarak incelenmekedir. Asıl araşırılmak isenen Türkiye ihala ve

Türkiye nin Đhala ve Đhracaının Eşbüünleşme Yönemi Đle Analizi / 223 ihracaındaki kısa dönem dengesizliklerin uzun dönemde sürdürülebilir olup olmadığıdır. Makaleden elde edilen bulgular Türkiye ihala ve ihracaının uzun dönem dengesinde birleşme eğilimi gösermediğini ve icare dengesizliklerinin ve cari açığın sürdürülebilir olmayıp dengeden ıraksadığını (uzaklaşığını) doğrulamakadır. Bu bulgu, Türkiye dış icare açıklarının ilgili dönem için sürdürülemez olduğunu gösermekedir. Bu nedenle, döviz kuru ve makroekonomik para ve maliye poliikalarının uzun dönemde Türkiye nin icare dengelerinin gelişirilmesi açısından ekili olabileceğini söylemek mümkün değildir. KAYNAKÇA ARIZE, A. (2002). Impors And Expors in 50 Counries: Tess for Coinegraion and Srucural Breaks, Inernaional Review of Economics and Finance, Vol. 11, pp. 101-115. BAHMANI-OSKOOEE, M. (1994). Are Impors and Expors of Ausralia Coinegraed?, Journal of Economic Inegraion, Vol. 9, No : 4, pp. 525-533. BAHMANI-OSKOOEE, M. and RHEE, H. J. (1997). Are Expors And Impors Of Korea Coinegraed?, Inernaional Economic Journal, Vol. 11, pp. 109-114. BOZKURT, Hilal (2007). Zaman Serileri Analizi, Ekin Kiabevi, Bursa. CHAREMZA W. W. and DEADMAN F. D. (1999). New Direcions in Economeric Pracice, 2 nd Ediion, Edward Elgar Publishing Limied,, U.K, DICKEY D.A. and FULLER W.A.(1981). Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, Vol. 49, No : 4, pp.1057-1072. DPT, 2002. Sayılarla Türkiye Ekonomisi: Gelişmeler (1980-2001)- Tahminler (2002-2005), Ağusos, Ankara. ENDERS, W. (1995). Applied Economeric Time Series, 2 nd Ediion, John Wiley & Sons Inc, January, New York. ENGLE, R. F., and GRANGER, C. W. J. (1987). Coinegraion and Error-Correcion: Represenaion, Esimaion and Tesing, Economerica, Vol. 55, pp. 251 276. FOUNTAS, S. and WU, J. L. (1999). Are he US Curren Accoun Deficis Really Susainable?, Inernaional Economic Journal, Vol. 13, pp. 51-58. GRANGER, C.W.J. (1988). Some Recen Developmens in a Concep of Causaliy, Journal of Economerics, Vol. 39, pp. 199-211. GUJARATI, D.N. (2002). Basic Economerics, McGraw Hill Higher Educaion Paperback - May 1.

224 / E.Yasemin UYAR BOZDAĞLIOĞLU HUSTED, S. (1992). The Emerging US Curren Accoun Defici in he 1980s: A Coinegraion Analysis, Review of Economics and Saisics, Vol 74, pp. 159-66. NARAYAN, P.K. and NARAYAN, S. (2005), Are Expors and Impors Coinegraed? Evidence from 22 Leas developed Counries, Applied Economics Leers, Vol. 12, pp. 375-378. TANG, T.C. and ALIAS M.H. (2005), Are Impors and Expors of OIC Member Counries Coinegraed? An Empirical Sudy, Labuan Bullein of Inernaional Business & Finance, 3, pp. 33-47. Türkiye Đsaisik Kurumu (TÜĐK), 2006. Haber Büleni, Dış Ticare Đsaisikleri, Sayı: 37, Ocak. TÜĐK, hp://www.uik.gov.r/pretablo.do?b_id=55&us_id=16. (05.06.2008). Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası (TCMB), Elekronik Veri Dağıım Sisemi (EVDS), Dış Ticare Geniş Ekonomik Kaegorileri Sınıflamasına Göre (BEC) Đhala ve Đhraca verileri. Türkiye Sanayicileri ve Đşadamları Derneği (TÜSĐAD), 2004. Türkiye Ekonomisi 2004. Yayın No: TÜSĐAD-T/2004-12-384, Aralık, Đsanbul.