Tarım Ürünleri Talep ve Fiyat Analizleri Geçmiş Fiyatlar İle Fark Ödeme Sisteminin Pamuk Üretimine Etkisi O. Orkan Özer 1, A. Özçelik, S. Kayalak 1 Adnan Menderes Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Aydın E-posta: osman.ozer@adu.edu.tr ÖZET Pamuk ve pamuğa bağlı tekstil sanayisi, istihdam ve ihracatta aldığı pay açısından Türkiye de önemli bir yere sahiptir. Tekst il sanayinin en önemli hammaddesi olan pamuk, özellikle Ege, Akdeniz ve Güneydoğu Anadolu bölgesinde üretilmektedir. Bu çalışmada, ilk kez 1993 yılında uygulanan ve 1999 yılında sürekli hale gelen Fark Ödemesi adı altında verilen destekleme primi ile geçmiş fiyatların üretime olan etkisi, Gecikmesi Dağıtılmış Otoregresif Modeli (ARDL) yardımıyla incelenmiştir. Çalışmada, 1999-2012 dönemlerini kapsayan yıllık zaman serisi verileri kullanılmıştır. Uzun dönem denge ilişkisini ortaya koyan sınır testi analizi sonucu, pamuk üretimi ile pamuk fiyatı ve destekleme primim değişkenleri arasında eşbütünleşmenin mevcut olduğu bulunmuştur. Değişkenlerden, pamuk üretimi bağımlı değişkeni yine kendisine uzun dönemde negatif bir etkiye sahipken, kısa dönemde pozitif yönde bir etkiye sahip olduğu tespit edilmiştir. Buna karşılık destekleme prim ödemesi kısa dönemde pamuk üretimine pozitif ve anlamlı bir etkiye sahipken, pamuk üretimi ile pamuk fiyatı arasında anlamlı bir ilişki bulunamamıştır. Anahtar kelimeler: Pamuk üretimi, destekleme primi, gecikmesi dağıtılmış otoregresif model (ARDL) The Effect of Previous Prices And Deficiency System on Cotton Production ABS TRACT Cotton and cotton-related textile industry has a significant place in Turkey in terms of its share in employment and exportation. Being the most important raw material of textile industry, cotton is produced especially in Aegean, Mediterranean and Southeastern Anatolia region. In this study, Autoregressive Distributed Lag Model (ARDL) was used to investigate the effect of previous prices and support premium given under the name of Deficiency System which started to be applied in 1993 and became permanent in 1999 on t he production. In the study, annual t ime serial data covering the periods 1999-2012 were used. According to the limit t est analysis which reveals long-term balance, it was found that there is a co-integration between cotton production and variables of cotton price and support premium. The dependent variable; cotton production has negative effect in long term and has positive effect in short term. On the other hand, support premium payment has positive and significant effect on cotton production in short term; no significant relationship was found between cotton production and cotton price. Key words: cotton production, support premium, autoregressive distributed lag model(ardl) 1.GİRİŞ Dünya ekonomisinde gerçekleşen gelişmelerin etkisiyle gelir seviyesi yükselen ülkelerde, pamuk ürünlerinin talebi her geçen gün artmaktadır. Bu tüketime bağlı olarak tüm dünyada pamuk lifi dış ticareti önemli bir yer tutmaya başlamıştır. Diğer taraftan dünya ticaretinde serbestleşme eğiliminin ağırlık kazanması, özellikle tarımsal ürünlerden pamuk lifi ticaretine yönelik politikaların önemini artırmaktadır. Lif bitkileri içinde dünyada en fazla yetiştirilen pamuk, özellikle gelişmekte olan ülkelerde emek yoğun olarak üretilmektedir. Gelişmiş ülkeler içinde yer alan ABD, sermaye yoğun üretim olanakları sayesinde dünya pamuk üretiminde önemli konumda yer almaktadır. Bu da gelişmekte olan ülkeler açısından rekabet gücünü sürekli azaltıcı bir etki yaratmaktadır (Özer ve Özçelik 2010). Dünyada temel olarak iki tip pamuk üretimi mevcuttur. Bunlar uzun elyaf pamuk ve kısa elyaf pamuklardır. Uzun elyaf pamuklar dünya pamuk üretiminin yaklaşık olarak %5 ini oluştururken, kısa elyaf pamuk üretimi %95 ini teşkil etmektedir. Dünya piyasasında oluşan kısa elyaflı pamuk fiyatları merkezi İngiltere nin Liverpool şehrinde bulunan Cotlook Ltd. adlı şirket tarafından günlük olarak alınan fiyat bilgilerinden yararlanılarak A ve B indeksi olarak ortalama dünya fiyatları belirlenmektedir. Tekstilcinin ihtiyaç duyduğu kaliteli pamuk için dünya piyasasında dikkate alınan asıl fiyat Liverpool A indeks fiyatıdır. Fiyat etkisinin tarımsal üretim üzerinde uzun dönemde bir dalgalanmaya neden olduğu bilinmektedir. Tarımsal üretimi etkileyen en önemli faktörlerden biri fiyatlarda yaşanan dalgalanmalardır. Bu nedenle, üreticiler ürün piyasalarında fiyat oluşumu kararlarında belirleyici olmaktadır. Tarımsal üretimde meydana gelen dalgalanmaların süresi ve etkisi üzerine yapılmış birçok çalışma vardır (Altundağ ve Güneş 1991; Yurdakul, 1998; Bayaner ve ark. 1999; Dikmen, 2005; Özçelik ve Özer 2006). Çiftçilerin fiyat değişikliklerine karşı, tarımsal üretimin değişme hızını ve büyüklüğünü arz esnekliği ile ölçülmektedir. Bir başka deyişle arz esnekliği üretimin diğer tüm faktörler sabitken fiyatların değişikliğine karşı verdiği tepkidir. Dolaylı olarak bu tanım, bir fiyat artışı ya da azalışının üretimde aynı miktarda değişikliğe yol açacağını ifade etmektedir (Mamingi,1997). Tarım kesimi ile ilgili olarak, 1995 yılında uygulamaya giren Dünya Ticaret Örgütü (DTÖ) Tarım Anlaşması dünya tarım ürünleri ticaretine yeni bir boyut getirmiştir. Türkiye için de bağlayıcı nitelikte olan bu anlaşma, tarım politikalarında devlet müdahalesini ve desteğini mümkün olan en alt düzeye indirerek zorunluluğunu getirmektedir. 830
XI. Ulusal Tarım Ekonomisi Kongresi 3-5 Eylül 2014, Samsun Tarıma verilen destekler içinde en önemli destekleme şekli ülkemizde prim desteğidir. Türkiye de prim desteği uygulaması ilk kez kütlü pamukta 1993 yılında başlatılmıştır. Uygulamada gerek üretimi artırabilmek gerekse dünya fiyatlarına entegre olabilmek adına 6000 kg/tl düzeyinde bir müdahale fiyatı tespit edilerek üreticiye kg başına 3000 TL prim ödenmesi kararlaştırılmıştır. O yıl için, fiyat ve primin tespitinde dünya piyasalarında kabul gören Liverpool indeksi baz alınmıştır (Şahinöz ve ark. 2007). 1993 yılı sonrasında pamuğa ödenen prim desteğine ara verilmiş olup, 1999 yılından başlayarak günümüze kadar halen devam eden bir destekleme yöntemidir. Prim ödemeleri DTÖ kararlarına göre yasaklanmış olan desteklemeleri kapsayan kırmızı kutu içerisindedir (WTO,2014). Kırmızı kutu içinde yer alan prim ödemeleri ancak toplam destekleri %10 oranında geçmemek kaydıyla DTÖ tarafından izne tabidir. Bu nedenle prim sistemi, mavi kutu içerisinde yer alan fark ödemesi sistemi şeklinde yeniden tanımlanmıştır. Fark ödeme sistemi, üretilen tarımsal ürünün üretim düzeyine ve piyasada oluşan fiyatına müdahale etmeksizin, üretici maliyetine dayanarak hesaplanan bir hedef fiyat ile piyasa fiyatı arasındaki farkın devlet tarafından üreticiye nakdi olarak ödenmesi koşuluna dayanan bir destek sistemi olarak tanımlanabilir. Fark ödeme sisteminde devlet, üreticilerin üretim maliyetleri piyasa fiyatının üzerinde olduğunda tüketicilerin ödediği fiyatları etkilemeden üreticilere tazmin edici bir ödemede bulunmayı taahhüt etmektedir. Tazmin edici ödeme, devlet tarafından saptanan hedef fiyat ile piyasa fiyatı arasındaki farktan oluşmaktadır (Şahinöz ve diğ., 2005).Ancak DTÖ nün mavi Kutu kapsamındaki destekler için öngördüğü tavan uygulaması yürürlüğe girdiğinde fark ödemesi bazı ürünlerde %5 tavanını aşmamak kaydıyla bir destekleme aracı olarak kullanılabilinir(teoman ve Çağatay, 2008).Fakat Türkiye de, pamuk üreticisine ödenen prim desteği DTÖ nün öngördüğü %5 sınırının üstündedir. OECD verilerine göre ödenen prim miktarı 1999-2012 yılları için, pamuk piyasa fiyatının %7.06 ila %34.05 oranında bir ödeme gerçekleştirildiği görülmüştür (OECD kayıtlarından hesaplanmıştır). Bu çalışmada, basit bir arz modeli oluşturularak, geçmiş fiyatlar ile fark ödeme sisteminin pamuk üretimine olan etkisi Gecikmesi Dağıtılmış Otoregresif Modeli (ARDL) yardımıyla incelenmesi amaçlanmıştır. 2. MATERYAL VE YÖNTEM Bu çalışmanın, model aşamasında kullanılan değişkenler 1999-2012 dönemlerini kapsayan yıllık zaman serisi verileri kullanılmıştır (OECD,2014). Değişken değerlerinin üssel olarak artması sebebiyle ortaya çıkan aşırı değişimi dengelemek ve bu değerleri doğrusal hale getirip varyantsal durağanlığı sağlamak amacıyla değişkenlere doğal logaritmik dönüşüm uygulanmıştır(joutz et al. 1995). Bu sebeple, analiz süresince değişkenlerin logaritmik formlarıyla çalışılmıştır. Pamuk üreticilerinin Fark Ödemesi adı altında verilen destekleme primi ile geçmiş fiyatların üretime olan etkisinin analiz edilmesinde Sheng-Tung et al. (2010) çalışmalarında kullanılan model esas alınarak, pamuk üretimine uygun olacak şekilde yeniden düzenlenmiştir. Çalışmadaki temel model, eşitlik aşağıdaki gibidir: YY tt =ααααα 2 XX tt ααα 3 FF tt α uu tt Modelde yer alan YY tt değişkeni Türkiyenin yıllık pamuk üretimini (1000 Ton), XX tt pamuk üreticisine verilen fark ödemesi priminiff tt çiftçi eline geçen pazar fiyatını, temsil etmektedir. Fiyat verileri 1986 temel yılı dikkate alınarak reel hale getirilmiştir. Modelin tahmininde Eviews 7 paket programından yararlanılmıştır. Fark ödeme sisteminin pamuk üretimine olan etkisi uzun dönemli ilişkinin ve etkileşimin analizi için Pesaran et al. (2001) tarafından geliştirilen ve sınır testi olarak da bilinen ARDL modeli kullanılmıştır. ARDL sınır testi yaklaşımı, Engle-Granger ve Johansen eşbütünleşme analizlerine nispeten daha etkin bir eşbütünleşme yöntemidir. Engle-Granger ve Johansen eşbütünleşme analizinde, modeldeki tüm değişkenlerin aynı dereceden durağan olmaları gerekirken sınır testi yaklaşımı durağanlık seviyeleri farklı seriler arasında da eşbütünleşme analizine olanak sağlamaktadır (Bolat ve ark. 2011). ARDL yaklaşımı üç aşamadan oluşur. Birinci aşamada, analize konu olan değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkinin varlığı, ARDL modelinin temelini oluşturan hata düzeltme modelindeki değişkenlerin düzey gecikmelerinin anlamlılığını test eden F istatistiğinin hesaplanmasıyla test edilir. Bu aşamada Wald F testinden yararlanılmaktadır. İkinci aşamada, uzun dönem ilişkinin bulunması durumunda, ARDL uzun dönem modeli ile değişkenlerin katsayı ve anlamlılıkları tahmin edilir (Pesaran et al. 2001). Üçüncü aşamada ise, uzun dönem tahminler ile ilişkili hata değişkenleri yardımıyla, hata düzeltme modeli ile kısa dönem dinamik parametreler elde edilir (Fosu and Magnus, 2006; Polat, 2010; Özer, 2013). Analiz aşamasında öncelikle serilerin bütünleşme derecelerinin aynı olup olmadığı dikkate alınmaktadır. Çalışmada zaman serilerinin durağanlığı, Geliştirilmiş Dickey Fuller (ADF) testi (Dickey and Fuller, 1979) birim kök testi ile sınanmıştır. ADF testi durağanlık yok hipotezi, otoregresif sürecin bir birim kök içermesi ve denklemdeki otoregresif katsayıların toplamının 1 e eşit olması olarak ifade edilir (Göktaş, 2000). Değişkenlerden bazılarının I(0), bazılarının I(1) ise tablo alt ve üst kritik değerlerine göre, eğer değişkenlerin tümü I(0) ise alt kritik değerlere göre, son olarak tümü I(1) ise üst kritik değere göre karşılaştırılma yapılmaktadır (Güney, 2008; Özer, 2013). Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığının test edilmesi amacıyla, genel model denklemi en küçük kareler yöntemi ile tahmini gerçekleştirilir. Tahmin sonucu 831
Tarım Ürünleri Talep ve Fiyat Analizleri değişkenlerin düzey gecikmelerinin katsayılarının ortak anlamlılığı için sıfır ve alternatif hipotez sırasıyla H0:β1=β2 =0 ve H1:β1 β2 0 şeklinde olduğu F-testi uygulanır. Pesaran et al. (2001) çalışmalarında kritik alt ve üst sınır değerlerine ilişkin F tablo değerlerini vermişlerdir. Eğer hesaplanan F istatistiği üst sınır değerinden büyükse, değişkenler arasında uzun dönemli eşbütünleşme ilişkisi bulunmadığını öngören sıfır hipotez reddedilir. F istatistiği kritik alt sınır değerinden küçükse, değişkenler arasında uzun dönemli eşbütünleşme ilişkisinin bulunmadığını öngören sıfır hipotezi kabul edilir. Hesaplanan F istatistiğinin kritik sınırlar arasında bulunması durumunda ise kesin bir sonuç öngörülememektedir (Pesaran et al. 2001). Hata düzeltme modellerinde ortak gecikme uzunluğu p nin belirlenmesi gerekmektedir. Gecikme uzunluğu p, Akaike Kriteri (AIC), Schwartz Kriteri (SBC) veya Hannan-Quinn (HQC) kriterlerine göre belirlenir (Güney, 2008). Ayrıca, belirlenen en uygun gecikme uzunluğunda, hatalar arasında serisel korelasyon olmaması gerekmektedir. Pesaran ve diğerleri (2001) çalışmasında, serisel korelasyonu test etmek için ki-kare dağılımın a sahip Langrange Çarpanı (LM) testini kullanmaktadır. LM testinin H0 hipotezi seriler arası otokorelasyon yoktur şeklindedir. Kısa dönem denge ilişkisini gösteren hata düzeltme modeli aşağıdaki gibidir. qq PP 1 PP kk yy tt = cc 0 + cc 1 tt + ββ 1ii yy tt ii + ββ 1ii xx 1tt ii + + ββ kkii xx kktt ii + λλeeeeee tt 1 + εε tt ii=1 Modelde yer alan, λλ uyarlanma hızını ve ECT de uzun dönem ilişkisinden elde edilen hata terimleri serisinin bir dönem gecikmeli değerini ifade etmektedir. Hata teriminin katsayısı kısa dönemdeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönemde düzeltileceğini gösterir. Hata düzeltme modelinin tutarlı olabilmesi için hata düzeltme katsayısının (ECT) negatif ve anlamlı olması gerekmektedir. Hata düzeltme katsayısının negatif olması modelde meydana gelen kısa dönemdeki dengesizliklerin uzun dönemde ortadan kalkacağını ve modelin tekrar dengeye geleceğini ifade etmektedir. 3. ARAŞTIRMA BULGULARI VE TARTIŞMA Zaman serileri için geliştirilen teorilerin durağanlık varsayımı altında çalışmaları nedeniyle iktisadi serilerin durağan olup olmaması büyük önem taşımaktadır. Fakat ARDL modeli için bu şart geçerli olmamasına rağmen kritik alt ve üst sınır değerlerine ilişkin F tablo değerlerini düzgün yorumlayabilmek için durağanlık testine ihtiyaç duyulmaktadır(özer, 2013). Çizelge 3.1 den de görüleceği üzere bütün değişkenler düzeyde durağanlık koşulunu sağlamamıştır. Birinci sıra farkları alındığı durumda bütün değişkenler %1 anlamlılık düzeyinde birinci sıra fark durağan olduğu görülmektedir. Çizelge 3.1. ADF Birim Kök Test Sonuçları Değişkenler Düzey P değeri 1. Sıra Fark P değeri (LnY) -3.737896 k=1 0.0188-7.730106k=0 0.000 (LnX) -2.493722 k=1 0.1404-5.599565 k=2 0.002 (LnF) -3.11334 k=0 0.0426-4.424818 k=0 0.003 * k: gecikme uzunluğu. Pamuk üretimi, Pazar fiyatı ve fark ödemesi desteğinin, uzun dönemli ilişkisini belirlemek amacıyla oluşturulan ARDL modeli, aşağıda ifade edilen şekliyle tahmin edilmiştir. pp pp pp ΔLLLLLL tt = cc 0 + ββ 1ii LLLLLL tt ii + ββ 2ii LLLLLL tt ii + ββ 3ii LLLLLL tt ii + ii=1 LLLLLL tt 1 + LLLLLL tt 1 + LLLLLL tt 1 + εε tt Pamuk üretimini etkileyen fiyat modeli için sabit terim durumu göz önünde bulundurularak seri korelasyonlm testi, uygun gecikme belirlemekte kullanılan AIC, SBC ve HQ değerleri ve uzun dönem ilişkiyi belirlemekte kullanılan F istatistiği Çizelge 3.2 ve 3.3 de verilmiştir. Elde edilen sonuçlara göre, Akaike (AIC), Schwartz (SC) ve Hannan-Quinn (HQ) bilgi kriterlerine göre gecikme uzunluğunun 2 olarak hesaplanmıştır. LM testi sonucu sadece 2 gecikmeli değerinde otokorelasyon 832
XI. Ulusal Tarım Ekonomisi Kongresi 3-5 Eylül 2014, Samsun bulgusuna rastlanmaması nedeniyle model için otokorelasyonun olmadığı ve enbüyük SC ve HQ (Pesaran et al. 2001) değerleri açısından uygungecikme uzunluğu 2 olarak tespit edilmiştir. Çizelge 3.2.Sınır Testi İçin Gecikme Uzunluklarının Seçimi Gecikme Uzunluğu AIC SC HQ LM(4) 0-1.149573-0.771946-1.153596 LM İstatistiği Olasılık 1-1.695089-1.270259-1.699614 0.622569 0.4301 2-2.001898* -1.529865* -2.006926* 0.507407 0.4763 3-1.869831-1.350594-1.875362 0.172056 0.6783 4-1.737766-1.171326-1.7438 0.088801 0.7657 AIC, SC ve HQ sırasıyla Akaike, Schwarz ve Hannan-Quinn gecikme uzunluğu bilgi kriterleridir. Oluşturulan modelin uzun dönem denge ilişkisini ortaya koyabilmek için sınır testi analizi sonucunda elde edilen F istatistiğinin, kritik değer sınırları ile karşılaştırılması Çizelge 3.3 deki gibidir. Elde edilen F istatistiği, %5 anlamlılık düzeyindeki kritik değerlerden (4.4829) büyüktür ve dolayısıyla değişkenler arasında uzun dönemli eşbütünleşme ilişkisi bulunmadığını öngören sıfır hipotezi reddedilmiştir. Başka bir ifade ile pamuk üretimi ile diğer değişkenler arasında eşbütünleşmenin mevcut olduğu görülmektedir. Çizelge 3.3. ARDL Eşbütünleşme Analizi Sonucu k F-istatistiği Alt sınır Üst sınır 1% 3.88 1% 5.30 1 4.4829 5% 2.72 5% 3.83 10% 2.17 10% 3.19 Kritik değerler Paseran v.d.(2001)'deki CI(ii)'den alınmıştır. k: gecikme uzunluğu Değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisi tespit edilmesi aşamasından sonra ikinci aşamada, uzun dönem ARDL modeli tahmin edilmektedir. Uzun dönem denkleminin tahmininden elde edilen sonuçları incelendiğinde,pamuk üreticileri üretim kararında yine üretim miktarının negatif yönde etkili olduğu görülmüştür. Üreticiler genel anlamda pamuk üretimini verimli bulmadıkları, istedikleri miktarda ürün elde edemedikleri yada üretim kararlarında diğer üreticilerin kararlarından etkilenmiş olduğu düşünülebilinir. Bu nedenle pamuk üretim kararını etkileyen faktörlerin daha iyi araştırılması gereklidir.uzun dönemde, fark ödeme sistemi ile fiyatların pamuk üretimine etkisi tespit edilememiştir. Çizelge 3.4. Uzun Dönem Denge İlişkisi Değişken Katsayı t-değeri p-değeri LY(-1) -0.95037-2.935203 0.0149* LX(-1) 0.007388 1.536871 0.1553 LF(-1) 0.269387 1.479267 0.1699 C 7.393988 2.939749 0.0148* R kare 0.502796 F testi 3.370818 F testi olasılığı 0.062843 Durbin-Watson testi 1.693994 *%5 de anlamlı Hata düzeltme modeli yardımıyla, kısa dönem denge ilişkisi tahmininden elde edilen sonuçları incelendiğinde, pamuk üretimi bağımlı değişkeni yine kendisine kısa dönemde pozitif yönde bir etkiyle açıklamaktadır. Destekleme prim ödemesi ise kısa dönemde pamuk üretimine pozitif ve anlamlı bir etkiye sahipken, pamuk üretimi ile pamuk fiyatı arasında anlamlı bir ilişki bulunamamıştır. Modelden hesaplanan, hata düzeltme katsayısı (-1,771763) negatif ve istatistiksel olarak anlamlıdır. Ayrıca ARDL tahmininden elde edilen sonuçlarda değişen varyans gibi sorunlara rastlanmamıştır. CUSUM test sonuçları da tahmin edilen katsayıların %5 olasılık içinde, örneklem periyodu kapsamında durağan olduğu belirlenmiştir. Elde edilen sonuçlara göre pamuk üretimi hem uzun hem de kısa dönemde kendisini açıkladığını, buna karşın özellikle fark ödemesi adı altında verilen destekleme priminin, kısa dönemde pamuk üretiminde anlamlı bir etkiye sahip olduğu tespit edilmiştir. 833
Tarım Ürünleri Talep ve Fiyat Analizleri Çizelge 3.5. Kısa Dönem Denge İlişkisi Değişken Katsayı t-değeri p-değeri D(LY(-1)) 0.695909 2.413925 0.0422** D(LX(-1)) 0.010323 2.75706 0.0248** D(LF(-1)) -0.001311-0.008731 0.9932 D(LY(-2)) -0.335518-1.50754 0.1701 D(LX(-2)) -0.005223-1.371136 0.2076 D(LF(-2)) -0.138784-0.899232 0.3948 ECT(-1) -1.771763-4.521163 0.0019* C -0.000665-0.03032 0.9766 R kare 0.795184 F-testi 4.437068** White testi 22.14455* *%1 de anlamlı; **%5 de anlamlı 4. SONUÇ VE ÖNERİLER Analiz sonucunda ele alınan modelin uzun dönemde eşbütünleşik olduğunu gösteren, kritik alt ve üst sınır değerlerinden, F hesap değerinden büyük olduğu hesaplanmıştır. Hem kısa dönem hem de uzun dönem bir arada değerlendirildiğinde,pamuk üretimine yönelik fiyat ve fark ödeme sisteminin etkisi incelenmiştir. Pamuk üretimin hem kısa hem de uzun dönemde en önemli etkiyi yine üretim bir önceki yılın üretim miktarının etkili olduğu görülmüştür. Kısa ve uzun dönem de bağımlı değişkenin kendisini açıklaması, pamuk üretiminde asimetrik bir arz tepkisinin (Ozer, 2011) olduğu şüphesini ortaya koymaktadır. Fark ödemesi adı altında verilen destekleme primi kısa dönemde pamuk üretimine pozitif yönde bir etkiye sahip olduğu bulunmuştur. Bu da genel olarak pamuk üreticilerinin pamuk fiyatı yerine, pamuk prim ödeme miktarını üretim kararlarında daha etkili olduğu sonucunu çıkartmaktadır. Prim ödemeleri DTÖ kararlarına göre yasaklanmış olan desteklemeleri kapsayan kırmızı kutu içerisinde olması nedeniyle gelecekte, DTÖ tarafından Türkiye nin çeşitli yaptırımlara maruz kalma olasılığı bulunmaktadır. Bu nedenle öncelikli olarak pamuk üretim kararını etkileyen faktörlerin daha datayla araştırılarak, en uygun destekleme yönteminin bulunması gereklidir. 5. KAYNAKLAR Altundağ Ö.S., Güneş. T. 1991. Türkiye de Patates Ve Soğanın Üretim Miktarları İle Fiyat İlişkileri. TÜBİTAK Türk Tarım Ve Orman Dergisi, 15:14-23. Bayaner, A., Ege, H., Uzunlu, V. 1999. Konya İlinde Buğday ve Arpanın Arz Duyarlılığı, Orta Anadolu Hububat Tarımının Sorunları ve Çözüm Yolları Sempozyumu:741-744. Bolat, S.,Belke, M., Aras, O. 2011. Türkiye de İkiz Açık Hipotezinin Geçerliliği: Sınır Testi Yaklaşımı. Maliye Dergisi, 161:347-364, 2011. Dickey, D.A., Fuller, W.A. 1979. Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root. In: Journal of the American Statistical Association, 74: 427-431. 1979. Dikmen, N. 2005. Koyck Almon Yaklaşımı İle Tütün Üretimi ve Fiyat İlişkisi, VII. Ulusal Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu, İstanbul, 2005. Fosu, O.A.E.,Magnus, F.J. 2006.BoundsTestingApproachtoCointegration: An Examination of Foreign Direct InvestmentTradeandGrowthRelationships. American Journal of Applied Sciences, 3 (11):2079-2085. Göktaş, Ö.2000. Durağan Olmayan Zaman Serilerinde Ko-Entegrasyon Analizi ve Bir Uygulama. Doktora Tezi, İstanbul Üniv. Sosyal Bil. Enst., İstanbul. Güney, S. 2008. Türkiye Nominal Döviz Kurunun Belirlenmesinde Net Uluslararası Rezerv Modelinin Geçerliliği: Sınır Testi Yaklaşımı. Y.Lisans Tezi, Gazi Üniv. Sosyal Bil. Enst., Ankara. Joutz, F.L.,Maddala, G.S., Trost, R.P.1995. An Integrated Bayesian Vector Autoregression and Error Correction Model for Forecasting Electricity Consumption and Prices. J. Forecast, 14: 287-310. Mamingi, N. 1997.TheImpact of PricesandMacroeconomicPolicies on AgriculturalSupply: A Synthesis of AvailableResults. AgriculturalEconomics, 16: 17 34, 1997. OECD, 2014. Erişim Adresi: http://www.oecd.org/turkey/[erişim tarihi: 17.04.2014]. Özçelik, A., Özer, O.O.2006. Koyck Modeli İle Türkiye de Buğday Üretimi ve Fiyat İlişkisinin Analizi, Ankara Üniv. Ziraat Fak. Tarım Bil. Derg, 12(4):333-339, 2006. 834
XI. Ulusal Tarım Ekonomisi Kongresi 3-5 Eylül 2014, Samsun Özer, O.O.,Özçelik, A. 2010. Pamuk Ürününün En Uygun Satış Zamanının Oyun Teorisi Yöntemiyle Saptanması. Journal of Agricultural Sciences, 16(4):225-294. Özer, O.O. 2011. Koyun Eti Fiyatının Asimetrik Fiyat Geçirgenliği İle Analizi: Türkiye Örneği. Tarım Ekonomisi Dergisi, 17(2):55-63. Özer, O.O. 2013.Modeling therelationshipbetweenthe beef producer price and the oil prices in Turkey. Journal of Food, Agriculture & Environment. 11(3&4):769-772. Pesaran, H., Shin, Y., Smith, R.J.2001.BoundTestingApproachestothe Analysis of Long Run Relationships, Journal of AppliedEconometrics, 16(3):289-326. Sheng-Tung, C., Hsiao, I.K., Chi-Chung, C. 2010.Modeling the relationship between the oil price and global food prices. Applied Energy 87: 2517 2525. Şahinöz, A., Çağatay, S., Teoman, Ö. 2007. Türkiye de Tarımsal Destekleme Politikası Aracı Olarak fark Ödeme Sistem nin Uygulanabilirliğinin Tartışılması ve Sistemin İktisadi Analizi. TEAE. Yayın No:155. ErişimAdres i: http://www.tepge.gov.tr[erişim tarihi: 10.04.2014] Teoman, Ö., Çağatay, S. 2008. Dünya Ticaret Örgütü Kapsamında, Tarımda Fark Ödeme Desteği ve Türkiye İçin Transfer Etkinliği Uygulaması. Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi. 15: 87-110. WTO, 2014. Erişim Adresi: http://www.wto.org[erişim tarihi: 17.04.2014] Yurdakul, F. 1998. Pamuk Üretimi ile Pamuk Fiyatları Arasındaki İlişkinin Ekonometrik Analizi: Koyck Almon Yaklaşımı, Çukurova Üniv. İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 8(1). 835