Yayın Gelş Tarh: 07.06.205 Dokuz Eylül Ünverses Yayına Kabul Tarh: 04.0.206 Sosyal Blmler Ensüsü Dergs Onlne Yayın Tarh: 8.05.206 Cl: 8, Sayı:, Yıl: 206, Sayfa: 3-54 hp://dx.do.org/0.6953/deusbed.5934 ISSN: 302-3284 E-ISSN: 308-09 Araşırma Makales TÜRKİYE DE PETROL TALEBİNİN FİYAT VE GELİR ESNEKLİKLERİ: ARDL SINIR TESTİ VE NEDENSELLİK ANALİZİ Öz Muhammed Şehd GÖRÜŞ * Kumru TÜRKÖZ ** Bu çalışmanın emel amacı, 970-203 dönemler arasında Türkye nn perol alebnn fya ve gelr esneklklern ahmn emek ve perol fyaı, perol aleb ve gelr düzey arasındak nedensellk lşksnn yönünü esp emekr. Çalışmada ahmn yönemler olarak ARDL Sınır Tes yaklaşımı ve Toda-Yamamoo (995) Granger Nedensellk Tes kullanılmışır. Yapılan analz sonucunda değşkenler arasında br eşbüünleşme lşksnn mevcu olduğu gözlemlenmşr Elde edlen sonuçlara göre, uzun dönemde perol alebnn fya esneklğ -0,7; gelr esneklğ se 0,5 olarak hesaplanmışır. Dğer yandan, kısa dönemdek fya esneklğ se -0,08; gelr esneklğ se 0,59 olarak ahmn edlmşr. Elde edlen amprk sonuçlara göre, perol alebnn fya ve gelr esneklkler hem uzun dönemde hem de kısa dönemde nelaskr. Nedensellk Tes sonuçlarına göre se perol fyaından perol alebne doğru ek yönlü br nedensellk lşks esp edlmşr. Bu sonuçlardan Türkye de perol fyaı ve gelr düzeynn perol aleb üzernde kısa ve uzun dönemde güçlü br eksnn olmadığı, bunun emel nedennn se perolün zorunlu mallar arasında yer almasından kaynaklandığı söyleneblr. Anahar Kelmeler: Perol Taleb, ARDL Sınır Tes, Nedensellk Tes. PRICE AND INCOME ELASTICITIES OF OIL DEMAND IN TURKEY: ARDL BOUND TEST AND CAUSALITY ANALYSIS Absrac The prmary obecve of hs paper s esmang prce elascy and ncome elascy of ol demand, and causaly relaonshp beween varables wh respec o Turksh economy for he perod of 970 and 203. In he sudy, ARDL Bound Tes approach and Toda-Yamamoo (995) Granger Causaly Tes are employed as an esmaon mehod. Accordng o bound es analyss, a conegraon relaonshp s found beween varables. Emprcal fndngs show ha long-run prce and ncome elascy of ol demand n Turkey s -0.7 and 0.5 respecvely. On he oher hand, shor-run prce and ncome elascy of ol demand esmaed as -0.08 and 0.59 respecvely. Causaly Tes * Araş. Gör., Yıldırım Beyazı Ünverses, Syasal Blgler Faküles, İksa Bölümü, msgorus@ybu.edu.r ** Araş. Gör., Balıkesr Ünverses, İksad ve İdar Blmler Faküles, İksa Bölümü, kumru.urkoz@balkesr.edu.r 3
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: resuls ndcaes ha here s a undreconal causaly from ol prce o ol demand. These resuls sugges ha changes n ol prces and ncome level haven srong effecs on ol demand n he shor-run and long-run n Turksh economy. Keywords: Ol Demand, ARDL Bound Tes, Causaly Tes. GİRİŞ Sanay Devrmyle beraber küresel çapa sanayleşme harekelernn başlaması, Dünya dak ener kaynaklarının önemn arırmışır. Önceler üremde enernn emel kaynağı olarak kullanılan kömür, ürem eknololernn gelşmes ve üremde daha verml ener kaynaklarına hyaç duyulmasıyla beraber yern perol ve perol ürevlerne bırakmışır. Geleceke nükleer ener, güneş eners, hdrolk ve eoermal ener, rüzgâr eners ve byoyakı eners gb alernaf ener kaynaklarının dünya ener alebnn öneml br bölümünü karşılayacağı ahmn edlrken, günümüzde se perol ener pyasalarındak şlev bakımından en öneml ener kaynağı olarak kabul edlmekedr. Perol, günümüzde ulaşırma sekörünün emel ener kaynağı konumuna gelmş ve dünya brncl ener ükem çndek payı bakımından lk sıraya yükselmşr. Brncl ener kaynakları arasında sraek br konuma sahp olan perol, Türkye Peroller (204) nn Ham Perol ve Doğal Gaz Sekör Raporu na göre; dünya ener alebnn %33, n karşılamakadır ve uzun dönemde brncl ener ükem çersndek payını koruyacağı beklenmekedr. Gerek eknolonn her geçen gün yaygınlaşıp daha genş klelere ulaşması, gerekse dünya nüfusunda meydana gelen arışlar, ükelen oplam ener mkarını her geçen gün daha da arırmakadır. Bu durumun, 2050 yılında küresel perol alebnn %0 oranında armasına ve günlük oralama 90 mlyon varle yükselmesne neden olacağı ahmn edlmekedr. Aran bu alebe rağmen dünyadak perol rezervlernn yaklaşık 50 yıl çnde ükenme rsk bulunmakadır (Khalaf, 204: 323). Perolün yaygın br ener kaynağı olarak kullanılması, perol fyalarında yıllar bar le belrgn arışlar yaşanmasına neden olmuşur. Özellkle küresel perol fyaları 2003 yılından 203 yılına kadar genel olarak arış gösermşr. Talep, arz ve spekülaf fakörler le bu fakörlern brbrleryle olan karşılıklı lşkler perol fyaları üzernde düzenl br arışa yol açmışır. Son yıllarda Amerka nın ekonomk olarak daha da güçlenmes ve özellkle Çn ve Hndsan gb gelşmeke olan Asya ülkelernn güçlü ekonomk performansı perole olan küresel alebn armasına yol açmışır (Hassan ve Zaman, 202: 226). Aran alep se sınırlı olan perol rezervlernn değerlenmesne ve fyalarda belrgn arışlar yaşanmasına sebep olmuşur. Gelecekle lgl mevcu senaryolara göre; 2030 yılına kadar perol alebnn her yıl yüzde,3 aracağı ve söz konusu bu arışın yüzde 70 oranında özellkle Hndsan ve Çn gb gelşmeke olan ülkelerden kaynaklanacağı ahmn edlmekedr. Ayrıca bu ülkelern perole olan aleplernn de 2030 a kadar yıllık oralama yüzde 2,5 aracağı ahmn edlmekedr (Zaoual, 2007: 95). 32
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: Ekonomk kalkınmanın emel unsuru olarak görülen perole olan alep küresel ölçeke olduğu gb Türkye de de her geçen gün arış gösermekedr. Ancak Türkye coğraf konumundan dolayı sınırlı perol rezervlerne sahpr. Bu yüzden ham perol hyacının büyük br kısmını hala yoluyla karşılamakadır. Bu alandak en büyük hala parnerler; Rusya, Irak ve İran dır. Brsh Peroleum (205) verlerne göre, Türkye nn 203 yılındak ham perol ükem mkarı günlük 74.000 varl, yıllık olarak se 33, mlyon on olarak gerçekleşmşr. Türkye nn ham perol ükemnn dünyadak oplam ükeme oranına bakıldığında se %0,8 lk br paya sahp olduğu görülmekedr. Bu çalışmada, leraür araması ve ekonomerk analz çn konuyla lgl blmsel araşırmalardan, kamu kuruluşu raporlarından ve uluslararası kuruluşların verlernden yararlanılmışır. Çalışmada, gelr düzey ve perol fyaının perol ükem üzerndek eksnn araşırılması amaçlanmakadır. Türkye ekonoms çn perol fyaının ve gelr düzeynn perol aleb üzerndek kısa ve uzun döneml eksnn ele alındığı çalışmaların sınırlı sayıda olması (Alınay, 2007; Solak ve Beşkaya, 203 gb) nedenyle çalışmanın bu konudak yerl leraüre kakı sağlaması beklenmekedr. Bu amaçla çalışmanın knc bölümde konu le lgl eork çerçeveye yer verlmş, üçüncü bölümde yabancı ve yerl leraür ncelenmş, dördüncü bölümde se çalışmada kullanılacak ekonomerk yönem ve ver se anıılmışır. Beşnc bölümde ARDL Sınır Tes ve Nedensellk Tes yardımıyla modeldek değşkenler arasındak lşk ahmn edlrken, çalışmanın son bölümünde se elde edlen amprk sonuçlar hakkında değerlendrmeler yapılmış ve polka önerlernde bulunulmuşur. TEORİK ÇERÇEVE Perol fyaları, ülkelern ekonomk performansı bakımından öneml gösergelerden br olarak kabul edlmekedr. Bu nedenle perol fyalarındak arış ne kadar fazla ve uzun sürel se, makroekonomk değşkenler üzerndek eks de o kadar ekl olmakadır. Perol fyalarında meydana gelen arışlar, uluslararası care dengesn ve dövz kurlarını öneml br şeklde eklemekedr. Fyalardak arışın necesnde, perol hal eden ülkelern ödemeler denges bozulmakadır. Aynı zamanda, hal malları pahalanırken hraç malların değernn düşmes, reel mll gelrn düşmesne sebep olmakadır. Perol hraç eden ülkeler çn, fya yükselşnden kaynaklanan hraca gelrler doğrudan reel mll gelr arırırken, perol halaçısı konumundak ülkelerde aran perol fyaları, enflasyon ve grd malyelernde yükselşe neden olmakadır (Bayraç, 2007: 6). Dğer br deyşle perol fyaları, perol aleb ve mll gelr karşılıklı ekleşm halnde neredeyse üm ekonomler eklemekedr. Teork açıdan, gelr düzeynn perol aleb üzerndek eksnn pozf; perol fyalarının perol aleb üzerndek eksnn se negaf olması beklenmekedr. Amprk leraürde perol fyaları ve makroekonomk değşkenler arasındak lşk brçok çalışma arafından kanılanmışır. Sonuçlar perol 33
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: fyalarında meydana gelen arışların ya fyalandırma ve ürem malyeler nedenyle ya da oplam alep (enflasyon ve para polkası kanalıyla) ve oplam arz (çıkı kanalıyla) üzernde yaraığı ek nedenyle ekonom üzernde son derece öneml olduğunu gösermşr (Degannaks vd., 203: 5). Ancak bu durum ülkelern perol halaçısı ya da perol hracaçısı olmalarıyla yakından lşkldr. Perol hal eden gelşmeke olan ülkelern perol hal eden gelşmş ülkelerden daha fazla enerye bağımlı olmaları ve enernn ekn kullanıldığı ener-yoğun sekörlere sahp olmaları, bu ülkelern perol fyalarındak arışan olumsuz eklenmesne neden olablmekedr. Perol fyaındak arış, frmaların daha az ener saın almasına neden olmakadır. Ayrıca, sermaye ve emek vermllğndek azalmalara bağlı olarak poansyel mll gelrn düşmesne de neden olablmekedr (Alınaş, 203: 3). Oysa perol hraç eden ülkeler açısından perol fyalarındak arış söz konusu ülkelern mll gelrn arırarak ekonomlern pozf yönde eklemekedr. Ülke ç perol fyalarının oluşumunda, global perol fyaları ve dövz kurlarının yanı sıra hükümelern müdahales de öneml br yer umakadır. Perol fyalarının arığı dönemlerde, ne perol halaçısı konumundak Türkye nn ener faurası armakadır (Bayraç, 2007: 22). Ancak perol fyalarının 204 yılından baren hızlı br şeklde düşmesyle brlke Türkye gb perol hal eden ülkelern bu durumdan olumlu olarak eklenmes beklenmekedr. Faka pazar paylarında olası br değşklk, perol hracaçısı ülkelerde oraya çıkablecek cdd daralmalar, perol halaçısı ülkelerdek ekonomk büyümenn sınırlı kalma olasılığı, Rusya ve Irak gb öneml care parnerlermzn çnde bulunduğu syas ve ekonomk belrszlkler Türkye nn hracaını olumsuz ekleyeblecekr (Çulha vd., 205: 9). Türkye, perol hyacını karşılama bakımından dışa bağımlı br ülke olduğu çn perol aleb ve perol halaı mkarı brbrne paralel olarak hareke emekedr. Dünya da ve Türkye de bu alandak çalışmalar ncelendğnde perol alebn belrleyen k ana fakör; gelr düzey ve perol fyaı olarak öne çıkmakadır. SEÇİLMİŞ LİTERATÜR Ener aleb ve belrleycler hakkında leraürde çok sayıda çalışma bulunmakadır. Faka çalışmalarda, kullanılan değşkenler, ekonomerk yönemler, seçlen ülkeler ve zaman aralıkları bakımından farklılıklar göze çarpmakadır. Ener aleb olarak genellkle ener ükemnn ya da ener halaının ele alındığı görülmekedr. Bu çalışmalarda, ener aleb olarak elekrk, doğal gaz, perol ya da perol ürünlerne olan alep bağımlı değşken olarak ele alınmışır. Açıklayıcı değşkenler se emel olarak fya ve gelr düzey olmak üzere k anedr. Leraürde ener aleb le fya ve gelr düzey arasındak lşknn araşırıldığı çalışmalardan bazıları şu şekldedr: 34
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: Cooper (2003) çalışmasında, 979-2000 dönem arasında 23 ülke çn ham perol ükemnn kısa ve uzun dönem fya esneklklern Paral Adusmen Model (PAM) yönemn kullanarak ahmn emşr. Perol aleb bağımlı değşken, gelr düzey ve perol fyaı se bağımsız değşkenler olarak ele alınmışır. Çalışmanın sonuçlarına göre, ham perolün uluslararası alebnn kısa ve uzun vadede fya değşklklerne karşı duyarsız olduğu esp edlmşr. Ayrıca kısa dönemdek fya esneklklernn uzun dönemdekne göre daha kaı olduğu görülmüşür. Analze dâhl edlen ülkelerden Porekz ve Çn de, fya esneklkler beklenlenn aksne hem uzun hem de kısa dönemde pozf olduğu gözlemlenmşr. Alınay (2007) çalışmasında, ARDL Sınır Tes yönemyle Türkye dek ham perol halaının 980-2005 yılları arasındak kısa ve uzun dönem fya ve gelr esneklklern ahmn emşr. Ham perolün dolar cnsnden nomnal fyaının ve gelr düzeynn bağımsız değşkenler olarak kullanıldığı çalışmada eşbüünleşme lşks bulunmuş, faka perol fyaının reel Türk Lrası cnsnden ele alındığı modelde eşbüünleşme lşksne raslanılmamışır. Alınay, perol halaının fya esneklğn kısa ve uzun dönemde sırasıyla -0,04 ve -0,82 olarak ahmn emşr. Dğer yandan, gelrn kısa ve uzun dönem esneklklern se 0,635 ve 0,608 olarak hesaplamışır. Elde edlen amprk sonuçlarda, perol halaının fya ve gelr esneklklernn hem kısa hem de uzun dönemde esnek olmadığı gözlemlenmşr. Erdal vd. (2008) çalışmalarında, 970-2006 dönem çn Türkye de ener ükem ve gayrsaf mll hâsıla (GSMH) arasındak lşky Johansen Eşbüünleşme es ve Par-Wse Granger Nedensellk Tes le araşırmışlardır. Elde edlen ekonomerk sonuçlara göre, değşkenler arasında eşbüünleşme lşksnn olduğu belrlenmşr. Yan değşkenler uzun dönemde brlke hareke emekedrler. Nedensellk Tes sonuçlarına göre se ener ükem ve GSMH arasında çf yönlü br nedensellk lşks esp edlmşr. Ghosh (2009) çalışmasında, ARDL Sınır Tes yönemyle Hndsan çn 970-97 ve 2005-2006 dönemler arasındak ham perol halaının uzun döneml gelr ve fya esneklklern araşırmışır. Daha sonra se Granger Nedensellk Tes le değşkenler arası nedensellk lşks ncelenmşr. Elde edlen amprk sonuçlara göre, ham perol halaının uzun dönem gelr esneklğ,97 olarak ahmn edlmşr. Fya esneklğ se sask olarak anlamsız bulunmuşur. Değşkenler arası nedensellk lşks ncelendğnde se ekonomk büyümeden ham perol halaına doğru ek yönlü br nedensellk lşksnn olduğu esp edlmşr. Royfazal (2009) çalışmasında, ARDL Sınır Tes yönemn kullanarak 992-2006 dönem çn Japonya nın ham perol halaının uzun dönemdek fya ve gelr esneklklern ahmn emşr. Çalışmadan elde edlen sonuçlara göre, perol halaının uzun dönemdek fya ve gelr esneklkler sırasıyla -0,08 ve,35 olarak hesaplanmışır. Granger Nedensellk Tes sonucuna göre se ekonomk büyümeden ham perol halaına doğru ek yönlü br nedensellk lşks esp edlmşr. 35
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: Zramba (200) çalışmasında, 980-2006 yılları arasında Güney Afrka ekonoms çn ham perol halaının uzun dönem gelr ve fya esneklklern ahmn emşr. Çalışmada, Johansen çok değşkenl eşbüünleşme analz kullanılmışır. Elde edlen ekonomerk sonuçlara göre, ham perol fyaının uzun dönem esneklğ -0,47; gelrn uzun dönem esneklğ se 0,429 olarak bulunmuşur. Ayrıca Engle-Granger (987) Nedensellk Tes sonuçlarına göre uzun dönemde reel gelr düzeynden ham perol halaına doğru ek yönlü br nedensellk lşks esp edlmşr. Elde edlen sonuçlara göre, perol halaının gelr ve fya esneklkler kaıdır. Korkmaz ve Devel (202), Türkye çn 960-2009 dönem yıllık verlern kullanarak brncl ener ürem, ükem ve gayrsaf yur ç hâsıla arasındak nedensellk lşksn araşırmışır. Değşkenler arasındak eşbüünleşme lşks Johansen Eşbüünleşme es le araşırılmış, sonrasında se VECM Nedensellk Tes le nedensellk lşksnn yönü belrlenmşr. Çalışma sonunda elde edlen amprk sonuçlara göre GSYİH le ener ükem arasında çf yönlü br nedensellk lşks esp edlmşr. Solak ve Beşkaya (203) çalışmalarında, Türkye çn 970-200 dönem yıllık verlern kullanarak ne perol halaının kısa ve uzun dönemde fya ve gelr esneklklern ahmn emşlerdr. Çalışmada, ARDL Sınır Tes yönem kullanılarak eşbüünleşme analz yapılmışır. Çalışma sonucunda, Türkye de belrlen dönemde ne perol halaının gelr esneklğ kısa ve uzun dönemde sırasıyla, ve 0,67 olarak ahmn edlmşr. Perol halaının fya esneklğ se hem kısa hem de uzun dönemde sask olarak anlamlı değldr. Behmr ve Manso (203) çalışmalarında, 985-20 dönemnde 23 Sahra Alı Afrka ülkes çn ham perol ükem ve ekonomk büyüme arasındak nedensellk lşksn es emşlerdr. Ekonomerk yönem olarak Panel Granger Nedensellk Tesnn kullanıldığı çalışmada, perol fyaı modele konrol değşken olarak eklenmşr. Elde edlen sonuçlara göre, perol halaçısı bölge çn kısa dönemde ham perol ükem le ekonomk büyüme arasında çf araflı nedensellk, perol hracaçısı bölge çn se ham perol ükemnden ekonomk büyümeye doğru ek yönlü br nedensellk lşks bulunmuşur. Uzun dönemde, k bölge çn de değşkenler arası çf araflı nedensellk lşks esp edlmşr. Şanlı ve Tuna (204), çalışmasında 980-20 dönem yıllık verlern kullanarak perol ükem le GSYİH arasındak lşky Johansen Eşbüünleşme es le sınamışır. Tes sonucuna göre, serler arasında uzun dönem lşksnn olmadığı hpoez kabul edlmşr. Bunun yanında, Granger Nedensellk Tes le serler arasındak sebep sonuç lşks es edlmş, faka sask olarak anlamsız sonuçlar elde edlmşr. Yapılan analz sonucunda, Türkye nn perol ükem bakımından dışa bağımlı br ülke olduğu ve perol halaının ekonomk faalyelern devamı çn zorunlu olduğu belrlmşr. 36
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: Perol alebyle lgl leraür ncelendğnde, Türkye ekonoms çn yapılan çalışmaların genellkle nedensellk analz yönemyle, perol halaıyla lgl çalışmaların se genellkle ARDL Sınır Tes yönemyle araşırıldığı görülmekedr. Çalışmaların br kısmında perol aleb olarak perol ükem, dğer kısmında se perol halaı bağımlı değşken olarak modele dâhl edlmşr. VERİLER VE EKONOMETRİK YÖNTEM Model ve Ver Se Konu le lgl leraür ve eor ncelendğnde, perol alebnn belrleycler olarak perol fyaı ve gelr düzeynn ön plana çıkığı görülmekedr. Çalışmada, perol alebnn göserges olarak kş başına düşen ham perol ükem kullanılmışır. Ekonomerk analz çn değşkenler arasındak lşk ncelenmş ve Denklem () dek gb br model oluşurulmuşur. Denklem (), Behmr ve Manso (203) nun çalışmasına dayalı olarak modellenmşr. LOC = β 0 + β LP + β 2 LY + () Model () de, yıllık ham perol ükemnn her yılın nüfusuna oranlanmasıyla oluşurulan LOC değşken kş başına düşen perol ükemn; LY, 2005 yılı fyalarıyla dolar cnsnden kş başına düşen gayr saf yurç hâsıla düzeyn; LP se 203 yılı fyalarıyla dolar cnsnden Bren ham perolün varl fyaını emsl emekedr. Hem değşkenler arasındak analz kolaylaşırmak hem de ahmn edlecek kasayıların bağımsız değşkenlern esneklklern vermes çn serlern logarmaları alınmışır. β 0 sab erm, β ve β 2 se ahmn sonucu modelden elde edlecek esneklk kasayılarıdır. Modelde kullanılan verler 970-203 dönemn kapsayacak şeklde yıllık bazda ele alınmışır. Toplam ham perol ükem ve ham perol fyaı verler Brsh Peroleum (205) frmasının BP Sascal Revew of World Energy 204 raporundan emn edlmşr. Toplam nüfus ve kş başına düşen gelr düzey verler se Dünya Bankası (205) elekronk ver abanından alınmışır. Teork olarak, perol fyaının esneklğn göseren β kasayısının negaf değerde, reel gelr düzeynn esneklğn göseren β 2 kasayısının se pozf değerde olması beklenmekedr. Yan perol fyalarının arması ükem mkarını azalacak, reel gelrn arması se perol ükemn arıracakır. Değşkenlern 970-203 dönem yıllık değerleryle oluşurulan zaman sers grafkler Şekl () dek gbdr. Değşkenlern yıllar çndek değşmler ncelendğnde, perol alebnn ve gelr düzeynn arış eğlmnde olduğu gözlemlenmekedr. Faka son yıllarda perol alebnn yaay br seyr zledğ görülmekedr. Perol fyaları se zaman çnde çsel ve dışsal eklerle beraber ser nş ve çıkışlar gösererek dalgalı br seyr zlemşr. 37
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: Şekl : Değşkenlern Zaman Sers Grafkler -.4 Perol Taleb 5.0 Perol Fyaı -.6 4.5 -.8-2.0 4.0 3.5 3.0-2.2 2.5-2.4 970 975 980 985 990 995 2000 2005 200 2.0 970 975 980 985 990 995 2000 2005 200 Gelr Düzey 9.2 9.0 8.8 8.6 8.4 8.2 8.0 970 975 980 985 990 995 2000 2005 200 Değşkenlern düzey değerlerne ve brnc farklarına a oralama değer, oranca değer, en yüksek değer, en küçük değer, sandar sapma ve gözlem sayısı saskler Tablo () de göserlmekedr. Tablo : Değşkenlern İsask Öze LOC LP LY LOC LP LY Oralama Değer -,70 3,78 8,53 0,0 0,05 0,02 Oranca Değer -,64 3,79 8,52 0,0 0,02 0,03 En Yüksek Değer -,45 4,74 9,07 0,9,5 0,07 En Küçük Değer -2,35 2,37 8,05-0,0-0,66-0,07 Sandar Sapma 0,22 0,6 0,29 0,06 0,29 0,04 Gözlem Sayısı 44 44 44 43 43 43 No:, değşkenlern brnc farkını fade emekedr. Bu çalışmada, perol alebnn fya ve gelr esneklkler ARDL Sınır Tes yaklaşımıyla ahmn edlmş, sonrasında se değşkenler arasındak nedensellk lşks Toda-Yamamoo (995) Granger Nedensellk Tes le analz edlmşr. Amprk analz çn EVews 8. ekonomer pake programı kullanılmışır. 38
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: ARDL Sınır Tes Değşkenler arası eşbüünleşme lşksnn ncelendğ çalışmalarda en çok karşılaşılan esler; haa ermlerne dayalı k aşamalı Engle ve Granger (987) le ssem yaklaşımına dayalı Johansen ve Jesulus (990) yönemlerdr (Alınaş, 203: ). Bu eşbüünleşme esler değşkenlern brnc farklarında durağan olmalarını (I()) gerekrr. Bu durum, yukarıda bahsedlen eslerle eşbüünleşme lşksnn esp edlmesn zorlaşırmakadır. Faka Pesaran vd. (200) arafından gelşrlen ARDL Sınır Tes yaklaşımı değşkenler arası eşbüünleşme lşknn espn kolaylaşırmakadır. Bu yaklaşım, değşkenlern sadece I(0) olması, sadece I() olması ya da bu k durumun brleşm olması durumunda eşbüünleşme lşksnn sınanmasına olanak sağlamakadır (Pesaran vd., 200: 289-290). Bu yaklaşımın br dğer avanaı da, küçük örneklemlere uygulanablr olmasıdır (Kamaruddn ve Jusoff, 2009: 00). Bu nedenle bu model son dönemde eşbüünleşme lşks analzlernde oldukça yaygın br şeklde kullanılmakadır. Eşbüünleşme lşksnn sınanmasında zlenecek k değşkenl ARDL Sınır Tes denklem Denklem (2) dek gbdr: m m lny 2ln X 3 lny 4 X 0 ln Y 0 ln (2) Denklemdek Δ smges serlern brnc farkını, m se geckme uzunluğunu fade emekedr. Y modeldek bağımlı değşken, X se modeldek bağımsız değşken belrmekedr. Modeln çözülmes çn öncelkle değşkenlern uygun geckme uzunlukları Akake Blg Krer (AIC) ya da Scwarz-Bayesan Krer (SBC) kullanılarak bulunmakadır. Maksmum geckme uzunluğu serlern aylık, üçer aylık ya da yıllık olma durumuna göre değşklk gösermekedr. Model, AIC ya da SBC değer en düşük olan geckmede çözülmeldr. Ancak en uygun geckme uzunluğu kapsamında çözülen modeln ookorelasyon problem çermemes gerekmekedr. Seçlen krk değern en küçük olduğu geckme uzunluğu le oluşurulan modelde ookorelasyon sorunu varsa, bu durumda knc en küçük krk değer sağlayan geckme uzunluğu seçlmeldr. Ardından eşbüünleşme lşksnn araşırılması amacıyla Wald es yardımıyla F sasğ hesaplanmakadır. Bu kapsamda, ARDL modelnde eşbüünleşmenn varlığının sınanması çn aşağıdak hpoezler es edlmekedr: H 0 : β 3 = β 4 = 0 (Eşbüünleşme yokur.) H : β 3 0, β 4 0 (Eşbüünleşme vardır.) Hesaplanan F sask değernn Pesaran vd. (200) de yer alan al ve üs krk değerlerle karşılaşırılması gerekmekedr. Hesaplanan değer üs krk değerden yüksek se H 0 hpoez reddedlr. Değer, al krk değerden küçük se alernaf hpoez olan H reddedlr. Elde edlen F sasğ, al ve üs krk değerler arasındaysa eşbüünleşmenn varlığı hakkında kesn br yorum yapılamamakadır (Pesaran vd., 200: 289-290; Nazlıoğlu vd., 204: 37-38). 39
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: Değşkenler arası eşbüünleşme lşks esp edldken sonra, bağımlı ve bağımsız değşkenlern uzun dönem lşksn ncelemek çn aşağıdak denklem kullanılır: ln Y m ln Y n 0 2 (3) 0 40 ln X Uzun dönem analznde Sınır Tesnden farklı olarak değşkenlern geckme uzunlukları brbrlernden bağımsız şeklde belrlenmekedr. Denklem (3) dek m ve n geckme uzunluklarını belrmekedr. Değşkenlern geckme uzunlukları AIC ya da SBC kullanılarak belrlenr. Model uygun geckmede çözüldüken sonra, bağımsız değşkenlere Wald es uygulanarak uzun dönem kasayıları ahmn edlr. Daha sonra F sasğne bakılarak hesaplanan kasayıların sask olarak anlamlı olup olmadığına karar verlr. Uzun döneml lşk elde edlp bağımsız değşkenlern kasayıları ahmn edldken sonra değşkenler arası kısa dönem lşks Denklem (4) dek Haa Düzelme Model (HDM) le çözülür: m n lny 2 X ECT 0 ln Y 0 ln (4) ARDL kısa dönem denklemnde, uzun dönem denklemnden farklı olarak modele Haa Düzelme Term (HDT) eklenmş ve analzde serlern brnc farkları kullanılmışır. HDT, uzun dönem denklemnden elde edlen kalınılardan oluşurulmakadır. Modeldek ECT değşken HDT y; λ se bu ermn kasayısını belrmekedr. λ kasayısı kısa dönemde meydana gelen şoklardan sonra ssemn uzun dönem dengesne uyarlanma hızını göserr (Oeng-Abaye ve Frmpong, 2008). Ayrıca bu kasayının negaf şarel olması, -sasğnn se anlamlı olması beklenmekedr. Toda-Yamamoo (995) Granger Nedensellk Tes Çalışmada değşkenler arasında eşbüünleşme lşks esp edldğ çn en az br nedensellk lşksnn bulunması beklenmekedr. Bu amaçla, değşkenler arası nedensellk lşksnn araşırılması çn Toda-Yamamoo (995) Granger Nedensellk Tes kullanılacakır. Granger (969), nedensellğ şu şeklde anımlamışır Y nn öngörüsü, X n geçmş değerler kullanıldığında X n geçmş değerlernn kullanılmadığı duruma göre daha başarılı se X, Y nn Granger nedendr. Toda-Yamamoo (995) yaklaşımı, Sandar Granger Nedensellk Tesnn gelşrlmş haldr. Bu es durağanlık merebeler farklı olan serler arasındak nedensellk lşksn ncelemek çn kullanılmakadır. Bu esn kullanılmasındak dğer avanalar se nedensellk lşks ncelenrken brm kök ve eşbüünleşme eslerne hyaç duyulmamasıdır (Tapşın ve Karabulu, 203). Değşkenler arası nedensellk lşksnn yönünün araşırılacağı Toda-Yamamoo (995) yaklaşımına dayalı Granger Nedensellk Tes denklem aşağıdak gbdr:
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: ln X k ln X k dmax ' k X k lny kdmax ' k lny Bu ese lk olarak değşkenler çn uygun geckme uzunluğu (k) belrlenmeke, sonrasında modeldek değşkenlern maksmum eşbüünleşme derecesn fade eden (d max ), geckme uzunluklarına eklenerek VAR model ahmn edlmekedr. Kasayılar marsnn lk k anesne Wald es uygulanmakadır (Yavuz, 2006). Daha sonra nedensellğn lşksnn sınanması çn aşağıdak hpoezler es edlmekedr: H 0 : = 2 = = k = 0 (Y, X n Granger Neden değldr.) H : 2 k 0 (Y, X n Granger Nedendr.) Elde edlen kasayılar sask olarak anlamlıysa H 0 hpoez olan Y, X n Granger neden değldr reddedlmekedr. (5) AMPİRİK SONUÇLAR Brm Kök Analz Zaman serler analzlernde serlern durağan olup olmaması öneml br problem eşkl emekedr. Eğer serler durağan değllerse analzde sahe regresyon (spurous regresson) problemyle karşılaşılablmekedr (Granger vd., 974). Bu da değşkenler arasındak lşknn haalı çıkmasına neden olablmekedr. Sahe regresyon problemn oradan kaldırablmek çn serlern sevyedek ve farklarındak durağanlıklarının ncelenmes, sonrasında se durağan hale gerlmeler gerekmekedr (Kwakowsk vd., 992: 59-78). Bu çalışmada, zaman serlernn durağanlık düzeyler, Genşlelmş Dckey-Fuller (ADF), Phllps-Perron (PP) ve Zvo-Andrews (ZA) brm kök esler kullanılarak ncelenmşr. ADF ve PP brm kök es sonuçları Tablo (2) dek gbdr. 4
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: Değşkenler Tablo 2: ADF ve PP Brm Kök Tes Sonuçları Sabl ADF Sabl ve Trendl Sabl LOC -3,63*** -2,98-3,74*** -2,98 LP -2,8-2,2-2,8-2,4 LY -0,3-2,72-0,08-2,72 PP Sabl ve Trendl LOC -6,45*** -6,97*** -6,45*** -6,98*** LP -6,47*** -6,4*** -6,47*** -6,4*** LY -6,52*** -6,46*** -6,53*** -6,53*** No:***, % anlamlılık düzeyn gösermekedr. Yapılan ADF ve PP brm kök es sonuçlarına göre, bağımlı değşken LOC sabl modelde % anlamlılık düzeynde sevyede durağan, bağımsız değşkenler LP ve LY se hem sabl modelde hem de sabl ve rendl modelde % anlamlılık düzeynde brnc farklarında durağandır. ADF ve PP brm kök eslerne ek olarak, serlerdek yapısal değşm çsel olarak belrleyen ZA brm kök es de serlern durağanlığının sınanması çn kullanılmışır. Zvo ve Andrews (992) çalışmalarında, sabe kırılmalı, rendde kırılmalı ve hem sab hem de rendde kırılmalı modeller çn ek yapısal kırılmalı brm kök eslern önermşlerdr. ZA brm kök es sonuçları sabe kırılmalı ve hem sab hem de rendde kırılmalı modeller çn Tablo (3) dek gb hesaplanmışır. Değşkenler Tablo 3: ZA Brm Kök Tes Sonuçları Tes İsasğ Sabe Kırılmalı Model Geckme Uzunluğu Kırılma Tarh Sab ve Trendde Kırılmalı Model Tes İsasğ Geckme Uzunluğu Kırılma Tarh LOC -4,2 0 987-4,66 0 993 LP -3,74 0 986-3,05 0 2004 LY -4,07 0 979-4,03 0 979 LOC -7,92*** 0 978-8,59*** 0 98 LP -7,73*** 0 98-7,70*** 0 98 LY -6,7*** 0 977-6,85*** 0 98 ZA Krk Değerler %0 %5 % %0 %5 % -4,58-4,93-5,34-4,82-5,08-5,57 No: ***, % anlam düzeyn gösermekedr. Krk değerler Zvo ve Andrews (992) den alınmışır. ZA brm kök esnde hem çalışmada yıllık verler kullanıldığı çn hem de gözlem sayısı nspeen küçük sayılableceğ çn maksmum geckme sayısı 4 olarak belrlenmşr. Uygun geckme uzunlukları AIC kullanılarak belrlenmş ve Tablo (3) de kırılma arh ve es saskler le brlke göserlmşr. ZA brm kök es sonuçlarına göre, LOC, LP ve LY nn hesaplanan krk değerler le ZA krk değerler karşılaşırıldığında hem % hem %5 hem de %0 anlam düzeynde 42
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: brm kök çerdkler sıfır hpoez reddedlememekedr. Yan, serler sevyede durağan değllerdr. Bu yüzden serlern brnc farkı alınarak ZA brm kök es ekrar yapılmalıdır. Elde edlen sonuçlara göre, Tablo (3) de de görüldüğü gb serlern brnc farklarının % anlam düzeynde durağan oldukları belrlenmşr. Eşbüünleşme Analz Serler düzey değerlernde durağan olmadıklarından değşkenler arasındak uzun döneml lşknn sınanması çn eşbüünleşme analznn yapılması gerekmekedr (Enders, 2004: 335). Değşkenler arası eşbüünleşme lşksnn esp çn Denklem (2), bu çalışmaya göre Denklem (6) dak gb uyarlanmışır. Yıllık serlerle yapılan çalışmalarda maksmum geckme sayısının 2 le 5 arasında değşklk göserdğ gözlemlenmekedr. Bu çalışmadak serler de yıllık bazda oldukları ve yeerl gözlem sayısı bulunduğu çn Nazlıoğlu vd. (204) nn çalışması baz alınarak maksmum geckme uzunluğu 5 olarak belrlenmşr. Tablo (4) de ARDL modelnn geckme uzunlukları, AIC değerler ve LM değerler göserlmşr. Tablo 4: Geckme Uzunluğunun Belrlenmes Geckme Uzunluğu AIC Ookorelasyon (LM) (,0,0) -3,8 2,57 [0,02] (,,) -3,09 3,4 [0,00] (2,2,2) -3,23,0 [0,20] (3,3,3) -3,24,25 [0,08] (4,4,4) -3,4,2 [0,05] (5,5,5)* -3,24 0,28 [0,55] No: *, ookorelasyon sorununun bulunmadığı AIC değer en düşük olan geckme uzunluğunu gösermekedr. Köşel paranez çndek değerler es sonuçlarının olasılık değerlern gösermekedr. LOC 0 5 5 5 LOC 2 LP 3 LY 4 LOC 5 LP 6 LY 0 0 (6) Eşbüünleşme model çn uygun geckme mnmum AIC ye göre (5,5,5) olarak hesaplanmışır. Uygun geckmeye uygulanan Wald es sonucunda F sasğ değer hesaplanmışır. Geckme uzunlukları belrlendken sonra çözülen modeln anımlayıcı saskler Tablo (5) dek gbdr. 43
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: Tablo 5: ARDL (5,5,5) Model Tanımlayıcı İsaskler R 2 0,76 Düzellmş R 2 0,48 Ookorelasyon (LM) 0,28 (0,55) Değşen Varyans (Whe) 9,6 (0,48) Normallk (Jarque-Bera) 0,06 (0,96) F İsasğ 6,20 No: Paranez çndek değerler es sonuçlarının olasılık değerlern gösermekedr. 6,20 olarak hesaplanan modeln F sasğ, Pesaran vd. (200) nn çalışmasında hesaplanan al ve üs krk değer ablosuyla karşılaşırılmalıdır. Pesaran vd. (200) nn krk değerler ablosu 500 ve 000 gözlem çn sırasıyla 20.000 ve 40.000 replkasyon le oluşurulmuşur (Narayan, 2005). Narayan (2005), daha küçük örneklemler çn, 30-80 arası gözlem sayısı, yen br al ve üs krk değer ablosu oluşurmuşur. Bu çalışmadak gözlem sayısı belrlen aralıka olduğu çn değşkenler arasındak eşbüünleşme lşks Narayan (2005) ın hesapladığı krk değerlere göre sınanacakır. Çalışmada 44 gözlem ve 2 bağımsız değşken kullanıldığı çn eşbüünleşmenn sınanmasında Narayan (2005) dan alınan kısılanmamış sab erm ve rendsz modeldek al ve üs krk değerler kullanılacakır. k: 2 N: 45 Tablo 6: Sınır Tes Al ve Üs Krk Değerler %0 Anlam Düzey %5 Anlam Düzey % Anlam Düzey I(0) I() I(0) I() I(0) I() 3,33 4,34 4,08 5,20 5,92 7,9 No: k, modeldek bağımsız değşken sayısını; N, gözlem sayısını belrmekedr. Krk değerler Narayan (2005) dan alınmışır. Hesaplanan F sask değernn %5 anlamlılık düzeynde Tablo (6) da belrlen üs krk değerden yüksek olduğu görülmüşür. Bu sonuca göre, perol aleb, gelr düzey ve perol fyaları arasında eşbüünleşme lşksnn varlığı esp edlmşr. Uzun Dönem Tahmn Sonuçları Değşkenler arası eşbüünleşme lşks esp edldken sonra öncelkle değşkenler arası uzun dönem lşksnn ahmn edlmes gerekmekedr. Bu lşknn ncelenmes çn gerekl olan uzun dönem modelnn çalışmaya uyarlanmış hal Denklem (7) dek gbdr: LOC 0 LOC 0 0 2 LP 3 0 3 LY (7) 44
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: İlk olarak, bu modeldek değşkenler çn uygun geckme uzunlukları, ookorelasyon sorununun olmadığı en düşük AIC kullanılarak bulunmuşur. Buna göre uzun dönem model (,0,3) olarak belrlenmşr. Bulunan geckme uzunlukları Denklem (7) de yerne yazılmışır. Çözülen modelde ookorelasyon, değşen varyans ve normal olmayan dağılım gb sorunlara raslanılmamışır. Uzun dönem model sonuçları ve uzun dönem kasayıları Tablo (7) dek gbdr. Tablo 7: Uzun Dönem Model ve Kasayıları Bağımlı Değşken: LOC Bağımsız Değşkenler Kasayılar Olasılık Değer LOC(-) 0,54*** 0,00 LP -0,07*** 0,00 LY 0,58*** 0,00 LY(-) -0,44 0,05 LY(-2) -0,0 0,94 LY(-3) 0,0 0,5 C -6,98*** 0,00 Uzun Dönem Kasayıları LP -0,7*** 0,00 LY 0,5*** 0,00 C -5,35*** 0,00 Tanımlayıcı İsaskler R 2 0,94 Düzellmş R 2 0,93 Ookorelasyon (LM),04 (0,28) Değşen Varyans (Whe) 4,6 (0,59) Normallk (Jarque-Bera) 0,77 (0,67) No: Paranez çndek değerler es sonuçlarının olasılık değerlern gösermekedr. ***, % anlamlılık düzeyn gösermekedr. Model, en uygun geckmeyle çözüldüğünde elde edlen bulgulara Wald Tes uygulanmışır. Sonuçlara göre, perol alebnn uzun dönemdek fya ve gelr esneklkler % anlamlılık düzeynde sırasıyla -0,7 ve 0,5 olarak hesaplanmışır. Yan perol fyalarındak % lk arış perol alebn %0,7 oranında azalmaka, gelr sevyesndek % lk arış se perol alebn %0,5 oranında arırmakadır. Uzun döneml lşk model çn paramerelern kararlılığı CUSUM ve CUSUM-Q esler le ncelenmşr. Tes sonuçları Şekl (2) dek gbdr: 45
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: Şekl 2: CUSUM ve CUSUM-Q Tes Sonuçları 20 5 0 5 0-5 -0-5 -20 980 985 990 995 2000 2005 200.4 CUSUM 5% Sgnfcance.2.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0-0.2-0.4 980 985 990 995 2000 2005 200 CUSUM of Squares 5% Sgnfcance Üsek CUSUM es grafğnde, ardışık arıkların %5 güven aralığı sınırlarından sapmadığı ve zamanla değşen şarel olduğu görülmüşür. Al arafak CUSUM-Q es grafğnde de ardışık arıkların karelernn sınır dışına çıkmadığı esp edlmşr. Bu bulgulara dayanılarak modeln uzun döneml lşksnde paramerelern kararlı olduğu ve yapısal değşme olmadığı görülmekedr. Haa Düzelme Model Tahmn Sonuçları Bağımlı ve bağımsız değşkenler arasındak kısa döneml lşk Haa Düzelme Model (HDM) le araşırılmakadır. Perol alebnn kısa dönem fya ve gelr esneklklernn hesaplanmasında kullanılacak olan modeln çalışmaya uyarlanmış hâl Denklem (8) dek gbdr: LOC 0 LOC LP LY ECT (8) 0 2 3 0 0 Öncelkle, bu modeldek değşkenler çn uygun geckme uzunlukları ookorelasyon sorununun olmadığı en düşük AIC kullanılarak belrlenmşr. (,0,) olarak bulunan geckme uzunlukları Denklem (8) de yerne yazılmışır. Çözülen modelde ookorelasyon, değşen varyans ve normal olmayan dağılım gb sorunlara raslanılmamışır. HDM ahmn sonuçları Tablo (8) de göserlmşr. 46
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: Tablo 8: HDM Tahmn Sonuçları Bağımlı Değşken: LOC Bağımsız Değşkenler Kasayılar Olasılık Değer LOC(-) 0,46** 0,0 LP -0,08*** 0,00 LY 0,59*** 0,00 LY(-) -0,40 0,05 ECT(-) -0,93*** 0,00 C 0,00 0,93 Tanımlayıcı İsaskler R 2 0,52 Düzellmş R 2 0,45 Ookorelasyon (LM),34 (0,9) Değşen Varyans (Whe) 4,89 (0,42) Normallk (Jarque-Bera) 0,85 (0,65) No: Paranez çndek değerler es sonuçlarının olasılık değerlern gösermekedr. ***, % anlamlılık düzeyn; **, %5 anlamlılık düzeyn gösermekedr. Elde edlen kısa döneml ahmn sonuçlarına göre, bağımsız değşkenlerden perol fyaının car dönemdek esneklk kasayısı -0,08 olarak hesaplanmışır. Yan perol fyaı % arığında perol aleb yaklaşık olarak %0,08 oranında azalmakadır. Bununla brlke, gelr düzeynn kasayısı car dönemde 0,59 olarak ahmn edlmşr. Elde edlen kasayılar % anlam düzeynde sask olarak anlamlıdır. Modelde haa düzelme ermnn kasayısı olan λ, -0,93 olarak hesaplanmışır. Buna göre, kısa dönemdek sapmaların %93 ü br yıl sonra düzelmekedr. HDT nn kasayı beklenldğ gb negaf şareldr ve % anlam düzeynde sask olarak anlamlıdır. Kısa dönem lşk model çn paramerelern kararlılığı CUSUM ve CUSUM-Q esler le ncelenmşr. Tes sonuçları Şekl (3) dek gbdr: 47
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: 48 Şekl 3: CUSUM ve CUSUM-Q Tes Sonuçları -20-5 -0-5 0 5 0 5 20 980 985 990 995 2000 2005 200 CUSUM 5% Sgnfcance -0.4-0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8.0.2.4 980 985 990 995 2000 2005 200 CUSUM of Squares 5% Sgnfcance Üsek CUSUM es grafğnde, ardışık arıkların %5 güven aralığı sınırlarından sapmadığı ve zamanla değşen şarel olduğu görülmüşür. Al arafak CUSUM-Q es grafğnde de ardışık arıkların karelernn sınır dışına çıkmadığı esp edlmşr. Bu bulgulara dayanılarak modeln kısa döneml lşksnde paramerelern kararlı olduğu ve yapısal değşme olmadığı görülmekedr. Nedensellk Tes Sonuçları Çalışmadak değşkenler arası nedensellk lşksnn araşırılması çn Toda-Yamamoo (995) yaklaşımına göre üç ayrı denklem kurulmuşur. Her değşkenn sırasıyla bağımlı değşken olarak ele alındığı modeller denklem (9), (0) ve () dek gbdr: ' ' ' LY LY LP LP LOC LOC LOC (9) ' ' ' LOC LOC LY LY LP LP LP (0) ' ' ' LP LP LOC LOC LY LY LY ()
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: Her üç model çn de uygun geckme uzunlukları mnmum AIC değerne göre (,,) olarak belrlenmşr. Bu modellern anımlayıcı saskler Tablo (9) da göserlmşr. Tablo 9: Tanımlayıcı İsaskler Denklem (9) Denklem (0) Denklem () Geckme Uzunluğu,,,,,, AIC -2,89 0,46-3,42 R 2 0,93 0,77 0,98 Düzellmş R 2 0,92 0,75 0,97 Ookorelasyon (LM),32 (0,22) 0,06 (0,98),59 (0,5) Değşen Varyans (Whe) 6,50 (0,08),66 (0,64) 4,63 (0,20) Normallk (Jarque-Bera) 0,90 (0,63) 9,6 (0,00) 3,88 (0,4) No: Paranez çndek değerler es sonuçlarının olasılık değerlern gösermekedr. Serlern maksmum eşbüünleşme dereceler olduğu çn (d max ) olarak belrlenp yukarıda (,,) olarak belrlenen model geckmelerne + olarak eklenmeldr. Bu aşamadan sonra her üç model de (+,+,+) olarak belrlenmşr. Değşkenler arası nedensellk lşkler (2,2,2) modelne göre ahmn edlecekr. Modeln anımlayıcı saskler Tablo (0) da belrlmşr. Tablo 0: Tanımlayıcı İsaskler Denklem (9) Denklem (0) Denklem () Geckme Uzunluğu 2,2,2 2,2,2 2,2,2 AIC -2,85 0,5-3,30 R 2 0,92 0,76 0,98 Düzellmş R 2 0,9 0,73 0,97 Ookorelasyon (LM),67 (0,) 0,58 (0,56),3 (0,9) Değşen Varyans (Whe) 5,97 (0,42) 2,4 (0,90) 5,53 (0,47) Normallk (Jarque-Bera) 0,72 (0,69) 6,39 (0,04) 4,2 (0,2) No: Paranez çndek değerler es sonuçlarının olasılık değerlern gösermekedr. Denklem (9) ve () de ookorelasyon, değşen varyans ve normallk dağılımı le lgl herhang br soruna raslanılmamışır. Denklem (0) da se ookorelasyon ve değşen varyans problemleryle karşılaşılmazken, sadece normal dağılımın hlal edldğ görülmekedr. (2,2,2) geckmel denklemlern çözümü sonucu elde edlen değşkenler arası nedensellk lşkler Tablo () dek gbdr. 49
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: Tablo : Nedensellk Tes Sonuçları Nedensellğn Yönü Sıfır Hpoez (H 0) K-Kare Olasılık Değer Sonuç LP LOC LP, LOC un Granger Neden değldr. 0,03** H 0 reddedlr. LY LOC LY, LOC un Granger Neden değldr. 0,3 H 0 reddedlemez. LY LP LY, LP'nn GrangerNeden değldr. 0,4 H 0 reddedlemez. LOC LP LOC, LP'nn Granger Neden değldr. 0,36 H 0 reddedlemez. LOC LY LOC, LY'nn Granger Neden değldr. 0,2 H 0 reddedlemez. LP LY LP, LY'nn GrangerNeden değldr. 0,22 H 0 reddedlemez. No: **, %5 anlam düzeyn gösermekedr., nedensellğn yönünü gösermekedr. Elde edlen amprk sonuçlara göre, perol fyalarından perol alebne doğru ek yönlü br nedensellk lşks esp edlmşr. Araşırılan dğer nedensellk lşkler %5 anlamlılık düzeynde sask olarak anlamsızdır. SONUÇ VE DEĞERLENDİRME Bu çalışmada, 970-203 dönem verler kullanılarak perol alebnn uzun ve kısa dönem fya ve gelr esneklkler ahmn edlmşr. Tahmn yönem olarak ARDL Sınır Tes yaklaşımı kullanılmışır. Ayrıca değşkenler arası nedensellk lşksnn esp çn de Toda Yamamoo (995) Granger Nedensellk Tes kullanılmışır. Amprk sonuçlara göre, perol aleb, perol fyaı ve gelr düzey arasında uzun dönem eşbüünleşme lşks esp edlmşr. Değşkenler arasındak uzun dönem lşksne bakıldığında, perol alebnn fya esneklğ -0,7; gelr esneklğ se 0,5 olarak ahmn edlmşr. Bu sonuçlara göre, perol fyalarındak % lk br arış perol alebn %0,7 oranında düşürmeke, gelr sevyesndek % lk yükselş se perol alebn %0,5 oranında arırmakadır. Değşkenler arası kısa dönem lşksne bakıldığında se perol alebnn fya esneklğ car dönemde -0,08 olarak ahmn edlmşr. Yan, perol fyaındak % lk br arış perol alebn %0,08 oranında azalmakadır. Gelr esneklğ se car dönemde 0,59 olarak ahmn edlmşr. Gelrdek % lk arış perol alebn %0,59 oranında arırmakadır. Perol alebnn geckmel dönemdek perol ükem esneklğ se 0,46 olarak hesaplanmışır. Dğer br deyşle, perol alebnn geçmş değernn car dönem üzerndek eks pozfr. Dğer yandan, perol alebnn gelr esneklğ geckmel dönemde -0,40 olarak hesaplanmışır. Faka bu kasayı %5 anlam düzeynde sask olarak anlamsızdır. Değşkenler arası nedensellk lşks ncelendğnde se sadece perol fyalarından perol alebne doğru ek yönlü br nedensellk lşks bulunmuşur. Yan, perol fyaları perol alebnn Granger nedendr. Çalışma sonucunda elde edlen bulgulara göre, perol alebnn fya esneklğ hem uzun dönemde hem de kısa dönemde negaf ve nelaskr. Dğer yandan, gelr esneklğ se hem uzun dönemde hem de kısa dönemde pozf ve 50
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: nelask olarak ahmn edlmşr. Bu sonuç perolün ükecler çn zorunlu mallar arasında olduğunu gösermekedr. Perol fyalarındak arışlar perol alebnde cdd azalmalara neden olmamakadır. Dğer yandan, gelr sevyesndek arışların da kısa ve uzun dönemde ükec erch ve alışkanlıklarında cdd değşklklere sebep olmadığı sonucuna ulaşılmakadır. Konu le lgl leraür ncelendğnde perol alebnn çalışmalarda perol ükem ya da perol halaı olarak ele alındığını görülmekedr. Perol ükemnn bağımlı değşken olarak ele alındığı çalışmalarda, Cooper (2003) perol alebnn fya esneklğ hem kısa hem de uzun dönemde nelask olarak ahmn emşr. Dğer yandan, Erdal vd. (2008) nn çalışmasında değşkenlernn uzun dönemde eşbüünleşk olduğu bulunmuşur. Bu çalışma, Cooper (2003) ın ve Erdal vd. (2008) nn bulgularıyla benzerlk gösermekedr. Perol alebnn perol halaı olarak ele alındığı leraürde se Alınay (2007) ın ve Zramba (200) nın çalışmalarıyla bu çalışmanın sonuçları brbryle örüşmekedr. Dğer yandan, Solak ve Beşkaya (203) le Royfazal (2009) ın çalışmalarıyla se benzerlk göserdğ bazı sonuçlar bulunmakadır. Türkye nn bulunduğu coğrafyada perol rezervler sınırlı olduğu çn Türkye perol ve perol ürevlernn ükem bakımından dışa bağımlı br ülke konumundadır. Ener pyasasındak bu dışa bağımlılık, Türkye nn dış care dengesn ve car açığını negaf olarak eklemekedr. 204 yılından baren perol fyalarında meydana gelen syas ve ekonomk kaynaklı ser düşüşler perol halaının Türkye ekonoms üzerndek negaf eksn br mkar azalsa da bu dışa bağımlılık ülke ekonoms üzernde hâlâ cdd br yük olmaya devam emekedr. Ülkenn perol ve perol ürevlernn halnden kaynaklı dış care ve car açıklarının kapaablmes çn hükümelern perol arama çalışmalarına hız vermes, mevcu perol sahalarının ürem performanslarını arırmaya çalışması ve yenleneblr ener kaynaklarının üremne mal desekler vermes gerekmekedr. Ayrıca, perol ükemnn kademel olarak azalılmasına ve ükeclern bu konuda blnçlendrlmesne yönelk sosyal polkalara önem verlmes de uygulanması gereken polkalar arasında yer almakadır. 5
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: KAYNAKÇA Alınaş, H. (203). Türkye de perol fyaları, hraca ve reel dövz kuru lşks: ARDL sınır es yaklaşımı ve dnamk nedensellk analz. Uluslararası Yönem İksa ve İşleme Dergs, 9 (9): -30. Alnay, G. (2007). Shor-run and long-run elasces of mpor demand for crude ol n Turkey. Energy Polcy, 35 (): 5829-5835. Bayraç, N. (2007). Uluslararası perol pyasasının ekonomk analz, -24. www.ek.org.r/dosyalar/bayrac-energy.pdf, (3.8.205). Behmr, N. B. ve Manso, J. R. P. (203). How crude ol consumpon mpacs on economc growh of Sub-saharan Afrca? Energy, 54: 74-83. Brsh Peroleum (205). Hsorcal daa workbook. BP Sascal Revew of World Energy 204. hp://www.bp.com/ (20.04.205) Cooper, J. C. B. (2003). Prce elascy of demand for crude ol: esmaes for 23 counres. OPEC Revew, 27 (): -8. Çulha, O. Y., Özmen, M. U. ve Yılmaz, E. (205). Perol fyalarının hraca üzerndek eks. Türkye Cumhurye Merkez Bankası Ekonom Noları, 0, -2. Degannaks, S., Angelds, T. ve Fls, G. (203). Ol prce shocks and volaly do predc sock marke regmes. Workng Paper, 70. Dünya Bankası (205). hp://daa.worldbank.org (20.04.205) Enders, W. (2004). Appled economerc seres (3rd ed.). NY: John Wlley & Sons. Engle, R. F. ve Granger, C. W. J. (987). Conegraon and errorcorrecon: Represenaon, esmaon and esng. Economerca, 55 (2): 25-276. Erdal, G., Erdal, H. ve Esengün, K. (2008). The causaly beween energy consumpon and economc growh n Turkey. Energy Polcy, 36 (0): 3838-3842 Ghosh, S. (2009). Impor demand of crude ol and economc growh: Evdence from Inda. Energy Polcy, 37 (2): 699-702. Granger C. (969). Invesgang causal relaon by economerc models and cross-specral mehods. Economerca, 37 (3): 427-438. Granger, C. W. J. ve Newbold, P. (974). Spurous regressons n economercs. Journal of Economercs, 2 (2): -20. Hassan, S. A. ve Zaman, K. (202). Effec of ol prces on rade balance: New nsghs no he conegraon relaonshp from Paksan. Economc Modellng, 29 (6): 225 243. 52
Türkye de Perol Talebnn DEU Journal of GSSS, Vol: 8, Issue: Johansen, S. ve Juselus, K. (990). Maxmum lkelhood esmaon and nference on conegraon wh applcaon o money demand. Oxford Bullen of Economcs and Sascs, 52 (2): 69-20. Kamaruddn, R. ve Jusoff, K. (2009). An ARDL approach n food and beverages ndusry growh process n Malaysa. Inernaonal Busness Research, 2 (3): 98-07. Khalaf, S. (204). Irak perolünde Türkye nn önem. Uluslararası Ener ve Güvenlk Kongres, 32-339 Korkmaz, Ö. ve Devel, A. (203). Türkye de brncl ener kullanımı, ürem ve gayr saf yur ç hâsıla (GSYİH) arasındak lşk. Dokuz Eylül Ünverses İksad ve İdar Blmler Faküles Dergs, 27 (2): -25. Kwakowsk, D., Phllps, P. C. B., Schmd, P. ve Shn, Y. (992). Tesng he null hypohess of saonary agans he alernave of a un roo. Journal of Economercs, 54 (): 59-78. Narayan, P. K. (2005). The savng and nvesmen nexus for Chna: evdence from conegraon ess. Appled Economcs, 37 (7): 979-990. Nazlıoğlu, S., Kayhan, S. ve Adıgüzel, U. (204). Elecrcy consumpon and economc growh n Turkey: Conegraon, lnear and nonlnear Granger causaly. Energy Sources, Par B: Economcs, Plannng, and Polcy, 9 (4): 35-324. Oeng-Abaye, E. F. ve Frmpong, J. M. (2008). Aggregae mpor demand and expendure componens n Ghana. Journal of Socal Scences, 4 (): -6. Pesaran, M. H., Shn, Y. ve Smh, R. J. (200). Bounds esng approaches o he analyss of level relaonshp. Journal of Appled Economercs, 6 (3): 289-326. Royfazal, R. C. (2009). Crude ol consumpon and economc growh: emprcal evdence from Japan. Inegraon & Dssemnaon, 87-93. Solak, A. O. ve Beşkaya, A. (203). Türkye nn ne perol halaının fya ve gelr esneklkler: ARDL modelleme yaklaşımı le eşbüünleşme analz. Uluslararası Yönem İksa ve İşleme Dergs, 9 (8): 9-30. Şanlı, F. B. ve Tuna, K. (204). Türkye de perol ükem le ekonomk büyüme arasındak lşknn analz. Malye Fnans Yazıları, 28 (02): 47-64. Tapşın, G. ve Karabulu, A. T. (203). Reel dövz kuru, hala ve hraca arasındak nedensellk lşks: Türkye örneğ. Akdenz İ.İ.B.F. Dergs, 26: 90-205. 53
Görüş, M. Ş., Türköz, K. DEÜ SBE Dergs, Cl: 8, Sayı: Toda, H. Y. ve Yamamoo, T. (995). Sascal nference n vecor auoregressons wh possbly negraed processes. Journal of Economercs, 66 (- 2): 225-250. Türkye Peroller (204). 203 Yılı ham perol ve doğal gaz sekör raporu. www.pao.gov.r, (20.04.205) Yavuz, N. Ç. (2006). Türkye'de urzm gelrlernn ekonomk büyümeye eksnn es: yapısal kırılma ve nedensellk analz. Doğuş Ünverses Dergs, 7 (2): 62-7. Zaoual, S. (2007). Impac of hgher ol prces on. The Chnese Economy Revew, 3(2), 9 24. Zramba, E. (200). Prce and ncome elasces of crude ol mpor demand n Souh Afrca: a conegraon analyss. Energy Polcy, 38 (2): 7844-7849. Zvo, E. ve Andrews, D. W. K. (992). Furher evdence on he grea crash, he ol-prce shock, and he un-roo hypohess. Journal of Busness & Economc Sascs, 20 (), 25-270. 54