Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 3, Sayı: 14, Haziran 2015, s

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 3, Sayı: 14, Haziran 2015, s. 15-38 Ali ERDOĞAN 1 GAYRİ SAFİ YURTİÇİ HASILA VE TİCARİ DIŞA AÇIKLIK ORANI İLE DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI ARASINDAKİ İLİŞKİNİN TÜRKİYE İÇİN EKONOMETRİK ANALİZİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI Özet Doğrudan yabancı sermaye yatırımları, Türkiye gibi gelişmekte olan ülkeler için önemli bir sermaye kaynağıdır. Birçok ülke, doğrudan yatırımları teşvik ederek ekonomilerini geliştirme stratejisini izlemektedir. Küreselleşme sürecinin hız kazanmasıyla birlikte, hem gelişmiş hem de tasarruf ve yatırım eksiği bulunan ülkeler, doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını çekebilmek için çaba sarf etmektedir. Söz konusu yatırımları çekebilmek; ülke ekonomisine sermayenin yanı sıra teknoloji, istihdam, milli gelir artışı, üretim ve geniş dış pazar avantajları gibi birçok katkı sağladığı için, ülkelerin kalkınmasında doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının etkin bir rol oynadığı kabul edilmektedir. Türkiye, yabancı sermaye yatırımlarına karşı olumlu bir tutum sergileyen, liberal mevzuata sahip bir ülke olmasına rağmen, sahip olduğu doğrudan yabancı sermaye yatırımı çekme potansiyelinin oldukça gerisinde kalmıştır. Ayrıca, Türkiye ye gelen yabancı sermayenin, sabit yatırımlar yerine daha çok şirket birleşmeleri ve satın almalar, özelleştirme ve gayrimenkul alanlarına yönelmesi nedeniyle, doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının istihdam, milli gelir ve ekonomik büyüme gibi makroekonomik değişkenlere yapması gereken olumlu katkı, yetersiz seviyede kalmıştır. Anahtar Kelimeler: Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları, Gayri Safi Yurtiçi Hasıla, Ticari Dışa Açıklık, Granger Nedensellik Testi. 1 Yrd. Doç. Dr., Haliç Üniversitesi MYO Lojistik ve İşletme Fakültesi Öğretim Üyesi, alierdogan@halic.edu.tr

Ali Erdoğan 16 GİRİŞ ECONOMETRIC ANALYSIS OF THE RELATIONSHIP AMONG GROSS DOMESTIC PRODUCT, TRADE OPENNESS AND FOREIGN DIRECT INVESTMENTS FOR TURKEY: ARDL BOUND TEST Abstract Foreign direct investment inflows are a major source for developing countries such as Turkey. Many countries develop and adopt strategies for encouraging foreign direct investment inflows to stimulate their economic growth. With the acceleration of the globalization process, both developed countries and countries without sufficient national savings to finance and spur investments try to attract foreign direct investments. Foreign direct investment inflows do not only make a significant contribution to domestic capital but also bring in a lot of advantages such as technology, new employment opportunities, national income increase, new manufacturing opportunities and broad exposure to foreign markets and accordingly foreign direct investment is considered to play a very significant role in economic development. In spite of the fact that Turkey is a country which has developed a very positive attitude towards foreign capital and foreign direct investment inflows and that has a liberal legislation regulating this issue, it has lagged far behind its potential to attract foreign capital and foreign direct investment inflows. In addition to the foregoing, foreign direct investments result in a significant number of mergers and acquisitions, privatization and purchase of land and property rather than real investments or greenfield investments and consequently the positive contributions which they should have made to macroeconomic variables such as employment, national income and economic growth remained at insufficient levels. Key words: Foreign Direct Investments, Gross Domestic Product, Trade Openness, Granger Causality Test. Bir ülkenin ekonomik olarak gelişmesi, o ülkede üretimin reel olarak artması ile mümkündür. Üretim ise; sermaye, vasıflı ve vasıfsız işgücü, doğal kaynaklar gibi girdilerin farklı teknolojiler ve uygulamalar ile bir araya gelmesiyle gerçekleşmektedir. Ekonomik kalkınma ise, bu girdi faktörlerinin artması veya bu faktörlerin verimliliğinin artması ile mümkündür. Gelişmekte olan ülkelerin en önemli problemi, sermaye birikimlerinin yetersiz olmasıdır. Doğrudan yabancı sermaye yatırımları, ekonomi için ek sermaye kaynağıdır ve bu sermaye ile birlikte gelen teknoloji, teknik bilgi ve yönetim bilgileri; üretim faktörlerinin verimliliğinin artmasını sağlamaktadır. Bu çalışmanın amacı, ülkeye gelen doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının; büyük oranda Türkiye nin iktisadi durumuyla ilgili olduğu; dolayısıyla ekonomisinin büyüklüğü, istikrarı ve dışa açıklık seviyesi ile ilişkili olduğunu ortaya koymaktır.

17 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı Çalışmada; Türkiye de Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları (DYSY) ile kişi başına reel Gayri Safi Yurtiçi Hasıla (GSYİH) ve Ticari Dışa Açıklık (TDA) oranı arasındaki uzun dönem ilişkilerine yönelik ekonometrik bir analiz yapılmıştır. Yapılan ekonometrik çalışmada, zaman serileri üzerinde ARDL Sınır Testi ve Granger Nedensellik Testi uygulanmış; e-views programı kullanılarak söz konusu test sonuçları değerlendirilmiştir. Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımı Tanımı Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları (Foreign Direct Investments: FDI); uzun süreli, ticari çıkar elde etme amaçlı, şirket yönetimine etki edebilecek düzeyde gerçekleşen sermaye yatırımlarıdır (İTO, 2003). Diğer bir ifade ile doğrudan yatırım, bir ülkede yerleşik olan yatırımcının başka bir ülkede, uzun vadeli ve yönetimde önemli bir söz hakkının olduğu bir işletmeye sahip olmasıdır. Bu işletmeler, ayrı bir tüzel kişiliği olan bağlı iştirak ve işletme de olabilir (Emen, 2007). Doğrudan yabancı sermaye yatırımları, yatırım faaliyetlerini birden fazla ülkede gerçekleştiren ve üretim kararlarını bir merkezden alan, bağlı şirketlere sahip Çok Uluslu Şirketler (Multinational Companies: MNCs) tarafından yapılır (Alpar ve Ongun, 1985). Doğrudan yatırımlarda, yatırımcı fiziksel kaynakların yanı sıra; üretim teknolojisi ve yöneticilik bilgisi gibi, özellikle gelişmekte olan ülkelerin ihtiyaç duyduğu yenilikleri de beraberinde getirir (Arıkan, 2006). Doğrudan yatırım, ev sahibi ülkeye pek çok farklı şekilde girebilir (İTO, 2003): - Şirket birleşmeleri ve satın almalar, - Özelleştirme yoluyla gerçekleşen yatırımlar, - Ortak girişimler, stratejik ortaklıklar, lisans verme ve diğer yatırımlar, - Sabit sermaye yatırımları, - Mevcut operasyonların genişletilmesi. Ekonomik büyüme ve daha da önemlisi, ekonomik kalkınmayı gerçekleştirme hedefinde olan gelişmekte olan ülkeleri, bu yolda sınırlayan en önemli problem, sermaye yetersizliğidir. Yeterli tasarrufa sahip olmayan bu ülkeler, yatırımlarını finanse edebilmek için yabancı sermayeye ihtiyaç duyar. Ekonomik büyüme ve kalkınma için gerekli olan yabancı sermaye kaynaklarının en etkilisi ise, doğrudan yabancı sermaye yatırımlarıdır (Çeştepe ve Vergil, 2004). Doğrudan yatırımlar; Dikey Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları (vertical FDI) ve Yatay Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları (horizontal FDI) olmak üzere ikiye ayrılır. Dikey doğrudan yatırımlar, çok uluslu şirketlerin farklı üretim yerlerindeki maliyet farklılıklarından dolayı, üretim sürecinin aşamalarını en düşük maliyetle gerçekleştirebileceği yerleri tercih etmesi sonucu ortaya çıkar. Yatay doğrudan yatırımlarda ise, çok uluslu şirket, yüksek gümrük ve nakliye giderlerini dikkate alarak; ürünlerin ihracı yerine, ev sahibi ülkede üretilmesi yolunu seçmektedir (Erdoğan, 2012).

Ali Erdoğan 18 Yapılan çalışmalar, ülkeler arasındaki ekonomik entegrasyonun sadece ticaret ile değil, aynı zamanda doğrudan yabancı sermaye yatırımı yoluyla da gerçekleşeceğini öne sürmektedir. Günümüzde, çok uluslu şirketlerin ev sahibi ülkedeki üretim miktarı, ihracat miktarından daha fazladır. Yatay doğrudan yabancı sermaye yatırımları, üretimi yabancı piyasalara (ev sahibi ülke piyasası) yakınlaştırma amacını taşır. Dikey doğrudan yabancı sermaye yatırımları ise, hem yerli hem yabancı piyasalara hizmet etmek üzere, üretim maliyetlerini düşürmeye çalışır. Dolayısıyla, yatay doğrudan yatırımlarda; üretim ev sahibi ülkede ticaretin yerini alır ve doğrudan yabancı sermaye yatırımı ticareti ikame edebilir. Dikey doğrudan yatırımlarda ise; ev sahibi ülkede gerçekleştirilen üretimin bir kısmı yatırıma kaynak olan ülkeye geri taşınır ve doğrudan yabancı sermaye yatırımı, ticareti tamamlayıcı bir nitelik kazanmış olur (De Santis ve Stahler, 1999). Dikey doğrudan yatırım teorisi, Helpman (1984) tarafından ortaya atılmıştır ve üretim aşamaları ile faktör donanımındaki uluslararası farklılıkların, çok uluslu şirketlerin dikey bölünme dürtüsünü ortaya çıkaracağı biçiminde açıklanabilir (Neary, 2009). Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ile Milli Gelir ve Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişki Ekonomik büyüme, ülkedeki üretim kapasitesinin artışıdır ve sermaye stokundaki artış büyümeyi olumlu yönde etkileyecektir. Ekonomik büyüme ile yurtiçi yatırım ve yabancı sermaye yatırımı arasında yakın bir ilişki bulunmaktadır (Bilgili, Düzgün ve Uğurlu, 2007). Ev sahibi ülkenin milli geliri, iç pazar büyüklüğünü ve potansiyel talep yapısını göstermesi açısından, doğrudan yabancı sermaye yatırımını etkileyen faktörlerden biridir. Doğrudan yabancı sermaye yatırımları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki, iki yönlüdür. Dolayısıyla, ekonomik büyüme yabancı yatırımları çekerken, yabancı yatırımlar da ekonomik büyümeyi olumlu etkilemektedir. Gelirin artması ise, yabancı yatırımların artmasında itici bir kuvvet meydana getirmektedir (Batmaz ve Tunca, 2005). Choe, 2003 yılında yaptığı 80 ülkeyi kapsayan araştırmasında, ekonomik büyüme ve yabancı yatırımlar arasında iki yönlü nedensellik bulmuştur. Nedenselliğin yönü ise, daha çok büyümeden yabancı yatırımlara doğrudur. Ayrıca, büyüme ile yurtiçi yatırım arasında tek yönlü bir nedensellik ortaya çıkmıştır. İlişkinin yönü ise, büyümeden yurtiçi yatırımlara doğrudur. Qi nin 2007 yılında yaptığı araştırmaya göre, söz konusu üç değişken arasındaki nedensel etkiler gelişmiş ülkelerde, tek yönlü olarak büyümeden yurtiçi yatırıma, büyümeden yabancı yatırıma ve yurtiçi yatırımdan yabancı yatırıma doğrudur. Gelişmekte olan ülkelerde ise, nedensel etkiler iki yönlüdür (Bilgili, Düzgün ve Uğurlu, 2007). Üstelik, gelişmekte olan ülkelerde, tasarrufun yeterli olmaması ve teknolojik yetersizlik sebebiyle ortaya çıkan rekabet gücü eksikliği, doğrudan yabancı sermaye yatırımları sayesinde aşılarak ekonomik büyüme performansı arttırılabilir (Çinko, 2009). Chowdhury ve Mavrotas ise, 2003 yılında yaptıkları Şili, Malezya ve Tayland ı analiz eden çalışmalarında; Şili için, ekonomik büyümeden doğrudan yabancı sermaye yatırımlarına doğru bir nedensellik ilişkisi sonucuna ulaşmışlar, Malezya ve Tayland için ise, çift yönlü bir nedensellik ilişkisinin varlığını tespit etmişlerdir (Açıkalın, Gül ve Yaşar, 2006). Ülkemizde de, doğrudan yabancı sermaye yatırımlarını etkileyen faktörleri belirleme adına, birtakım çalışmalar yapılmıştır. Özağ, 1994 yılında gerçekleştirdiği çalışmasında; bağımsız değişken olarak yatırım ve ihracat teşvikleri, ithalat liberalizasyonu, ücret maliyeti, reel döviz

19 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı kuru ve GSMH değişkenlerini kullanmış; sonuç olarak, GSMH değişkeni ve teşviklerin doğrudan yabancı sermaye yatırımı girişini en çok etkileyen faktörler olduğunu ortaya koymuştur. Terzi ve Günaydın ise, 1997 yılında yaptıkları araştırma sonucunda, GSMH deki % 1 lik bir artışın, doğrudan yabancı sermaye yatırımını % 1.765 oranında arttırdığını tespit etmişlerdir (Kar ve Tatlısöz, 2008). Doğrudan yabancı sermaye yatırımları sayesinde; emeğin aldığı pay artmakta ve tüketicilerin daha kaliteli ürünleri daha düşük fiyatla seçebilmesi mümkün olmaktadır. Bununla birlikte; yabancı girişimciler yerli piyasa ürünlerini satın alarak iç piyasayı canlandırmakta, yeni ürünler için iç piyasanın gelişimi sağlanmakta ve ülkedeki emek gücü yeni beceriler elde etmektedir. Bu etkiler de, milli geliri arttırarak ekonomik büyümeyi beraberinde getirmektedir (Ongan, 2001). Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ile Ticari Dışa Açıklık Arasındaki İlişki Açık ekonomiler, ihracat ve ithalatın yapıldığı ekonomilerdir. Ülkelerin Ticari Dışa Açıklık (Trade Openness) seviyesini gösteren faktör ise, ihracat ve ithalata yönelik sınırlamaların boyutudur. Uluslararası ticarette ülkenin dışa açıklık seviyesi, yatırım kararı vermede önemli bir faktördür. Bir ülkenin ekonomisinin dışa açıklık derecesi, Dış Ticaret Hacmi/GSMH oranı ile ölçülür (Kazgan, 1988). 1982 yılında Kravis ve Lipsey, 1988 de Culem, 1990 yılında Edwards ve 2000 yılında Pistoresi, ülkelerin dışa açıklık seviyesinin doğrudan yabancı sermaye yatırımları üzerinde güçlü bir pozitif etkiye sahip olduğunu saptamışlardır. Wheeler ve Mody ise, 1992 yılında yaptıkları araştırmada, elektronik sanayi için zayıf bir negatif ilişki, imalat sanayi için güçlü bir pozitif ilişki tespit etmişlerdir (Chakrabarti, 2001). Kansas Üniversitesi nde öğretim üyeliği yapan Elizabeth Asiedu nun 2002 yılında yaptığı araştırmaya göre ise, dışa açıklığın doğrudan yabancı sermaye yatırımları üzerindeki etkisi, yatırımların türüne bağlıdır. Eğer yatırımlar yerel piyasaya yönelik ise, ticaret kısıtlamaları, doğrudan yabancı sermaye yatırımları üzerinde pozitif bir etki yapacaktır. İhracata yönelik yatırım yapan çok uluslu şirketler ise, ticarete getirilen korumacılığın işlem maliyetlerini yükseltmesiyle aksak rekabet şartlarının artmasından dolayı, yüksek dışa açıklık seviyesine sahip ülkeleri tercih edeceklerdir (Batmaz ve Tunca, 2005). İhracat ve ithalat serbestisi, doğrudan yatırımların ihtiyaç duyduğu ara malları ithal etme ve üretimini ihraç etme hususunda, çok uluslu şirketlere büyük avantaj sağlamaktadır. Dolayısıyla, ticari dışa açıklık seviyesi yüksek olan ülkelerin, daha fazla doğrudan yatırım çekeceği aşikardır (Karagöz, 2007). Türkiye nin Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımı Performansı Doğrudan yabancı sermaye yatırımları, 1970 li ve 1980 li yıllarda daha çok gelişmiş ülkeler arasında gerçekleşmiş; 1990 lı yıllarla birlikte, giderek artan oranlarla gelişmekte olan ülkelere de gitmeye başlamıştır. Bunun temel nedeni, 1980 lerin sonunda yaşanan borç krizleridir (DPT, 2000). 1990 sonrasında, sabit sermaye stokunu arttırmayan ama doğrudan yabancı yatırım türlerinden biri olan Birleşme ve Satın Almalar (Mergers and Acquisitions), gelişmekte olan ülkelere yönelik doğrudan yatırımların en önemlisi halini almıştır. Doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının, ekonomilerinin gelişmesinde oynadığı rolün farkına varan gelişmekte olan

Ali Erdoğan 20 ülkeler, doğrudan yatırımları gerçekleştiren çok uluslu şirketlere büyük teşvikler sağlamaya başlamışlardır (Gür ve Akbay, 2007). Türkiye, 1980 yılından sonra serbest piyasa ekonomisini ve dışa açık büyüme stratejisini benimsemiş olmasına rağmen, doğrudan yabancı sermaye yatırımlarından kendi ekonomik gücüyle düz orantılı bir pay alamamıştır. Geçmişten günümüze gelişmekte olan ülkelerin, dünya genelindeki toplam doğrudan yabancı sermaye yatırımları stoku miktarından aldıkları paylar incelendiğinde; UNCTAD verilerine göre söz konusu payın, 2000 yılı sonunda Polonya için % 0.59, Çek Cumhuriyeti için % 0.38, Macaristan için % 0.40 olduğu görülmektedir ve bu tarihte Türkiye nin payı % 0.33 tür. 2009 yılı sonu itibariyle ise; Polonya %1.08, Çek Cumhuriyeti % 0.77, Türkiye % 0.47 ve Macaristan % 0.43 pay oranlarına ulaşmıştır ve bu ülkeler arasında Türkiye nin payı, sadece Macaristan ın payından yüksek görünmektedir. Türkiye dışındaki bu ülkeler, Doğu Bloku nun yıkılmasından sonra, 1990 lı yıllarda sosyalist ekonomiden piyasa ekonomisine geçmesine karşın Türkiye, 1950 li yıllardan itibaren liberal ekonomi politikalarını takip eden ve yabancı sermaye konusunda altyapısı olan bir ülke konumundadır. Ayrıca, bu ülkelerin nüfusları Türkiye nin nüfusundan çok daha azdır. Bu veriler ışığında; Türkiye nin, potansiyeli oranında doğrudan yabancı sermaye yatırımı çekemediği aşikardır. Türkiye ekonomisi için, doğrudan yabancı sermaye yatırımı girişi, sürekli büyüme ve ekonomik kalkınma (economic development) sürecine girme açısından son derece önemlidir. Ancak ülkemiz, yabancı sermaye stoku bakımından gelişmekte olan birçok ülkenin gerisinde kalmıştır. Genel olarak; Türkiye ye gelen yabancı sermaye, sabit yatırımlar yerine kısa süreli ve kar amaçlı para piyasalarına yönelmiş, dolayısıyla istihdama yeterli katkıda bulunmayan bir nitelik arz etmiştir. Oysa iş piyasalarının yabancı yatırımlardan yararlanabilmesi, gelen sermayenin niteliğine bağlıdır ve söz konusu sermaye, reel sektöre aktarılabildiği ölçüde ekonominin sürekli büyümesine ve istihdam artışına katkıda bulunacaktır. Doğrudan yatırımların geliş şekli ve yöneldiği sektörler, istihdama ve ekonomik büyümeye olan etkiyi belirlemektedir. Yabancı sermayenin, birleşme ve satın alma (Merger and Acquisition) veya özelleştirme (privatization) yoluyla gelmesi halinde, ilave bir istihdam oluşturması ve ekonomik büyümeye katkıda bulunması mümkün değildir. Fakat yabancı yatırımlar, yeni iş alanları açılması amacıyla kullanılırsa, istihdamı olumlu yönde etkilemekte ve teknoloji transferi ile know-how barındıran sabit sermaye yatırımı biçiminde gelirse, ev sahibi ülke için refah ve milli gelir artışı ile birlikte ekonomik büyüme gerçekleşmektedir. Dolayısıyla, Türkiye için kısa vadede özelleştirme ve birleşme ve satın alma şeklinde gerçekleşen yabancı yatırımlardan ziyade, orta ve uzun vadede teknoloji-yoğun sektörlere yapılan yabancı yatırımların önemi büyüktür. Ülkeye gelen doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının istihdamı ve milli geliri optimal oranlarda olumlu olarak etkileyebilmesi için, sermayenin geliş şeklinin Sabit Sermaye Yatırımı (Greenfield Investment) olması gerekmektedir. Orta ve uzun vadede teknoloji-yoğun sermaye yatırımlarının kazanımı için ise, AR-GE yatırımlarının arttırılması gerekir. Ayrıca, teknoloji-yoğun yatırımların uyum sağlayacağı sektörlerin belirlenmesi de büyük önem taşımaktadır. Teknoloji-yoğun içerikli doğrudan yatırım çekme potansiyeli en yüksek sektörler ise; bilişim, elektronik ve otomotiv sektörleridir (Erdoğan, 2012).

21 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı Metodoloji Engle Granger (1987), Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) tarafından gerçekleştirilen ve uzun dönem ilişkisini açıklamaya yönelik yöntemler, öncelikle seriler için durağanlık analizi gerektirir. Buna ek olarak, yapılan durağanlık analizinde tüm serilerin aynı dereceden bütünleşik olması şartı aranır. Eğer, ilgili çalışmada serilerden bir veya daha fazlası düzey halinde durağan yani I(0) ise, Engle-Granger veya Johansen testleri ile eşbütünleşme ilişkisi araştırılamaz. Pesaran (2001) tarafından geliştirilen Sınır Testi yaklaşımı, bu sorunları ortadan kaldırmaktadır (Karagöl, Erbaykal ve Ertuğrul, 2007). Gerçekleştirilen çalışmada ARDL Sınır Testi kullanılacağından, bu analiz ile ilgili detaylı bilgiler sırasıyla verilecektir. ARDL Sınır Testi Yaklaşımı Değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkileri inceleme adına, eşbütünleşme (cointegration) tekniğinin uygulanması gerekmektedir. Bu tekniğin uygulanması için ise, değişkenlerin eşbütünleşme derecelerinin bilinmesi gerekir. Birim kök testlerinin sonuçlarına göre, değişkenlerin bütünleşme derecelerinin aynı olmadığı sonucu ile karşılaşılabilmektedir. Engle ve Granger (1987) tarafından geliştirilen ve artıklara dayanan Engle Granger eşbütünleşme yöntemi ile birlikte, Johansen (1988) ile Johansen ve Juselius (1990) tarafından geliştirilen ve En Çok Benzerlik Yöntemine dayanan Johansen eşbütünleşme yaklaşımları, sadece aynı dereceden bütünleşik değişkenler için geçerlidir. Dolayısıyla, serilerin bütünleşme derecelerinin aynı olması gerekmektedir. Oysa analize tabi tutulacak serilerden bazıları, birinci farkı alındığında durağan hale gelirken; bazıları düzeyde durağan çıkabilmektedir. Bu durumda, Engle-Granger ve Johansen eşbütünleşme testlerinin kullanılması mümkün değildir. Bu noktada, yardıma farklı bir yaklaşım yetişmektedir. Bu nedenle, eşbütünleşme dereceleri farklı olan, diğer bir ifade ile aynı dereceden bütünleşik olmayan serilere eşbütünleşme yönteminin uygulanması adına, Pesaran ve Shin (1995) tarafından geliştirilen Sınır Testi yaklaşımı önerilmiştir. Başlangıçta önerilen bu yaklaşıma, Pesaran vd. (2001) tarafından ilaveler yapılmıştır. En Küçük Kareler Yöntemine (Least Squares Method) dayanan bu yaklaşım, literatürde ARDL (Autoregressive Distributed Lags) yaklaşımı olarak bilinen ve birçok ekonometrik avantajı olan bir yaklaşımdır. Pesaran ve diğerleri (2001) tarafından geliştirilen yaklaşımın, diğer eşbütünleşme (cointegrasyon) yöntemlerine göre üstünlükleri, aşağıdaki gibi sıralanabilir (Yamak ve Korkmaz, 2007): - İçsellik problemi ve uzun dönem katsayıları üzerindeki hipotezleri test edebilme yeteneği açısından, Engle-Granger prosedüründen daha üstündür. - Modelin kısa ve uzun dönem parametreleri, eşanlı olarak tahmin edilebilmektedir. - Değişkenlerin tamamı içsel kabul edilmektedir. - Yöntem, değişkenler arasındaki bütünleşme derecelerini hesaba katmamaktadır. Sınır Testinin bir diğer avantajı da; az sayıda gözleme sahip olan çalışmalarda güvenilir sonuçlar vermesidir (Narayan ve Narayan, 2004).

Ali Erdoğan 22 Söz konusu yöntem, değişkenlerin bazılarının düzey, bazılarının birinci mertebeden durağan olmaları durumunda kullanılmakta ve Engle ve Granger (1987) in ortaya koyduğu yönteme benzer şekilde, iki aşamada uygulanmaktadır. İlk aşamada, değişkenlerin farklarına ilişkin gecikmelere ve düzey değerlerinin ilk gecikmeli değerlerine yer verilmekte, ayrıca, standart F testi ile bu eşitlikte uzun dönem ilişkinin varlığı test edilmektedir. Herhangi bir anlamlılık düzeyi (örneğin =0.05) için F istatistiği, eğer alt ve üst sınırlardan oluşan kritik sınır değerlerinin (critical bounds) dışına düşerse; bağımsız değişkenlerin bütünleşme (integration) derecesini hesaba katmaksızın kesin bir yorum yapılabilir. Örneğin, F istatistiği; eğer kritik üst sınır değerinden daha büyükse, eşbütünleşme ilişkisi bulunmadığını ifade eden sıfır hipotezi reddedilmektedir. Buna karşılık, eğer F istatistiği; kritik alt sınır değerinden daha küçükse, bu durumda uzun dönem ilişkisi bulunmadığını ifade eden sıfır hipotezi kabul edilmektedir. F istatistiğinin kritik sınırların arasına düşmesi durumunda ise, kesin bir yorum yapılamamaktadır. Bu durumda, herhangi bir sonuç çıkarılmadan önce, bağımsız değişkenlerin bütünleşme dereceleri ((I(0), I(1)) mutlaka bilinmelidir (Şimşek ve Kadılar, 2004). Diğer standart eşbütünleşme yaklaşımları için, öncelikle birim kök testlerinin yapılması gerekmekteyken, ARDL önceden birim kök testi uygulamasını gerektirmemektedir. Bu yaklaşım, değişkenlerin bütünleşme mertebeleri ile ilgilenmediği gibi, ikinci bir avantajı da; incelenen gözlem aralığı az olsa bile, iyi küçük örnek özelliklerine sahip olmasıdır (Çağlayan, 2006). ARDL yaklaşımı sayesinde, küçük örneklemlerde sağlam ve etkin sonuçlar ile birlikte, uzun dönem katsayılarının tutarlı ve yansız olması sağlanmaktadır. Ayrıca, Dinamik Hata Düzeltme Modeli (Error Correction Model: ECM) ARDL den elde edilebilir. Böylece, kısa dönem dinamikleri ile uzun dönem dengesi, uzun dönem bilgisini kaybetmeden bütünleşir. ARDL modeli, aşağıdaki gibi ifade edilebilir: ( L, p) ( L, p) x u Burada; 0 k i 1 i it t ( L, p) 1 L L... L 1 2 1 2 ( L, p) L L L... L 0 1 2 i 0 i1 i2 iq i 1,2,..., k p p q olarak gösterilmektedir. Bu gösterimlerde yer alan 0 sabit katsayı, Y T bağımlı değişken, açıklayıcı değişken ve L gecikme operatörüdür. Y k x t i it t i 1 X T

23 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı Bu gösterimlerden yararlanarak, uzun dönem ilişkiyi veren katsayıların tahmini için denklem şu şekilde gösterilebilir: ˆ 1 (... ) 0 1 2 ˆ i0 i 1... iq 1 (... ) 1 2 p p Değişkenler arasındaki ilişkiyi ortaya koyan hata düzeltme denklemi ise, aşağıdaki gibi yazılabilir: k pˆ 1 k qˆ 1 Y X y X t 0 i1 it i1 t j ij it j i 1 i 1 i 1 i 1 ˆ (1 p) ECM t 1 ut ECM y ˆ X t 1 t i it i 1 k ECM hata düzeltme terimi olarak bilinmektedir. Bu değişkenin katsayısı, kısa dönemdeki t 1 dengesizliğin ne kadarının, uzun dönemde düzeltileceğini göstermektedir. Bu katsayının işaretinin negatif olması beklenmektedir. Burada, hata düzeltme terimi katsayısı ve (1 pˆ ) uzun döneme doğru uyarlama hızıdır. Bu ARDL modeli gösterimi, çeşitli herhangi çok değişkenli örnekler için genelleştirilebilir. Uzun dönem ilişkisinin varlığının sınanacağı sınır testinin uygulanabilmesi için, yukarıdaki modelde k ile simgelenen gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekmektedir. Uygulama için gerekli olan gecikme uzunlukları, Akaike Bilgi Kriteri (AIC) ve Schwartz-Bayesian Kriteri (SBC) ile belirlenmektedir. Bu yöntem çerçevesinde, önce belirlenen en büyük gecikme uzunluğu üzerinden bağımlı değişkenin sadece kendi gecikmeli değerlerine göre regresyon gerçekleştirilir ve en küçük AIC veya SBC değerine sahip olan gecikme sayısı seçilir. Daha sonra, bağımlı değişkenin seçilen gecikme katsayısı sabit tutulup birinci bağımsız değişken modele ilave edilerek olası tüm gecikmeleri ile regresyon modelleri oluşturulur ve en küçük AIC veya SBC değeri dikkate alınarak bağımsız değişkenin gecikme sayısı belirlenir. Son olarak, diğer bağımsız değişkenlere de aynı işlem uygulanarak en uygun gecikme uzunlukları belirlenir. Ancak, burada dikkat edilmesi gereken önemli bir husus vardır. Seçilen kritik değerin en küçük olduğu gecikme uzunluğu ile oluşturulan model, otokorelasyon problemi içeriyorsa, bu durumda ikinci en küçük kritik değeri sağlayan gecikme uzunluğu alınır ve eğer otokorelasyon problemi devam ediyorsa, söz konusu problem ortadan kalkana kadar bu işleme devam edilir. Gecikme uzunluklarının belirlenmesinde, FPE ve HQ gibi diğer kriterlerden de yararlanılabilmektedir. ARDL modelinin gecikme değerlerinin uygun seçimi, kalıntılardaki seri korelasyon ve içsel regresörler problemini eş zamanlı olarak düzeltmeye yeterli olmaktadır (Pesaran ve Shin, 1999).

Ali Erdoğan 24 ARDL eşbütünleşme yönteminin sınır testi, F veya Wald istatistiğine dayanmaktadır. Eşbütünleşme ilişkisi; H : 0 0 4 5 6 şeklinde ifade edilen ve eşbütünleşme olmadığını gösteren temel hipotezin test edilmesi ile incelenmektedir. Belirlenen anlamlılık düzeyi için hesaplanan F istatistiği, Pesaran vd. (2001) çalışmasında yer alan alt ve üst kritik değerleri ile karşılaştırılır (Pesaran, Shin ve Smith, 2001). Bu istatistik, söz konusu sınırların dışına düştüğü takdirde, değişkenlerin bütünleşme derecelerini hesaba katmaksızın kesin bir yorum yapılabilmektedir. Hesaplanan test istatistiğinin üst kritik değerinin üzerinde olması, seriler arasında eşbütünleşme ilişkisinin var olduğunu; alt değerin altında kalması ise, eşbütünleşme ilişkisinin bulunmadığını göstermektedir. Test istatistiği olan F değerinin alt ve üst kritik sınır değerlerinin arasına düşmesi halinde ise, kesin bir yorum yapılamamaktadır. Bu durumda, serilerin eşbütünleşme derecelerini hesaba katan diğer yöntemlere başvurulması zorunlu olmaktadır. Sınır testinin sağlıklı sonuç vermesi için, incelenen modelin hata terimleri serisinde otokorelasyon olmaması gerekliliğinin de göz önünde bulundurulması gerekmektedir. Seriler arasında eşbütünleşme ilişkisi tespit edildikten sonra, uzun ve kısa dönem ilişkilerini belirlemek için ARDL modelleri kurulmaktadır. ARDL modeli bu çalışmada; k k k LYSY LYSY LGDP LTDA u t 0 1i t i 2i t i 3i t i t i 1 i 0 i 0 olarak tahmin edilecektir. ARDL modelinde gecikme uzunlukları belirlenirken, yine SBC ve AIC kriteri kullanılmaktadır. Değişkenler arasındaki kısa dönem ilişkisi de, ARDL yaklaşımına dayanan hata düzeltme modeli yardımı ile incelenmektedir. Bu model; k k k LYSY LYSY LGDP LTDA ECM u t 0 1i t i 2i t i 3i t i t 1 t i 1 i 0 i 0 biçiminde ifade edilir. Hata Düzeltme Modeli Eşbütünleşme analizinde de bahsedildiği gibi, bu kavram değişkenler arasında bir uzun dönem ilişkisini işaret etmekteydi. Fakat bu uzun dönem içerisinde, kısa dönemli bir sürede dengenin bozulabilme durumu söz konusu olmaktadır. Bu durumda, hata terimi bu dönemdeki bir denge hatası olarak ele alınabilir (Gujarati, 1999). Eşbütünleşme özelliğine sahip değişkenler uzun dönemde dengedeyken, yaşanacak şoklar yüzünden dengeden uzaklaştıkları durumda, söz konusu şokların etkilerinin geçici mi yoksa sürekli mi olacağının belirlenmesi için, bu modeller belirleyici olmaktadır. Bu kavram, Engle-Granger tarafından geliştirilmiştir. Söz konusu denge hatasının modele katılması ile elde edilen Hata Düzeltme Modelleri, kısa dönem dengesizliğini ortadan kaldırmayı amaçlamaktadır. Hata düzeltme modelleri, eşbütünleşme olduğuna karar verilen değişkenler için söz konusu olacağından, öncelikle uzun dönem ilişkisinin belirlenmesi ile oluşturulmaktadır.

25 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı Engle ve Granger tarafından oluşturulan hata düzeltme modeli; k Y ECM Y X t 0 t 1 i t i i t i t i 1 i 1 m şeklinde ifade edilmektedir. Kısa dönem dinamiklerini içeren modelde, hata düzeltme mekanizması çalışıyor ise, uzun dönem denge değerinde oluşacak sapmaların kısa dönemde dengeye yakınsayacakları söylenebilir. Hata düzeltme modelinde mekanizmanın çalışması için, Engle ve Granger in ile belirtilen uyarlama katsayısının taşıması gerektiği özellikler aşağıda sıralanmaktadır: - Uyarlama katsayısının negatif değer alması gerekmektedir. 0 mekanizmanın çalışması için ilk koşuldur. değerinin negatif olması, uzun dönem dengesinde herhangi bir şok meydana geldiğinde, dengeden sapmaların tekrar dengeye dönme eğilimi taşıyacağını, dolayısıyla şokların kalıcı değil, geçici etkilere sahip olacağını göstermektedir. - Uyarlama katsayısı istatistiksel olarak anlamlı olmalıdır. Tahmin sonucu elde edilen bilgiler ışığında, katsayı anlamlılığı incelenmeli ve istatistiksel olarak anlamlı olduğu durumlarda mekanizmanın çalıştığı kabul edilmelidir. - Uyarlama katsayısı yorumlanabilir bir büyüklüğe sahip olmalıdır. Hata düzeltme modelinin çalışması, uyarlama katsayısının bu özellikleri taşımasına bağlıdır. Bu katsayının geçerli olması durumunda, yaşanacak herhangi bir şokun ardından, ne kadar dönem sonra dengeye yakınsama olacağı, dengeye ulaşacağı hakkında da bilgiler edinilebilir. Katsayının bu özellikleri taşımasına ek olarak, hata düzeltme modelinin de klasik regresyon varsayımlarını sağlaması gerekmektedir. Bu nedenle; modelde otokorelasyon, değişen varyans, çoklu doğrusal bağlantı sorunları yer almamalı ve hata terimleri normal dağılmalıdır. Uygulamada, hata düzeltme modelinin tahmininin ardından, bu varsayımların sağlanıp sağlanmadığı da incelenmelidir. Eşbütünleşme regresyon denklemi uzun dönem dengesini gösterirken, hata düzeltme modeli kısa dönem dinamiklerini göstermektedir. Bu nedenle, uygulamada öncelikle eşbütünleşme incelenmeli, eşbütünleşme olduğu belirlenen seriler ile hata düzeltme modeli tahmin edilerek mekanizmanın çalışıp çalışmadığı belirlenmelidir. Böylece, söz konusu zaman serileri için uzun ve kısa dönem ilişkileri hakkında bilgiye sahip olunabilmektedir. Nedensellik Ekonometrik çalışmalarda, analize tabi tutulan seriler arasındaki nedensel ilişkinin yönü, teorik bilgiye göre belirlenmektedir. Nedensellik istatistiksel açıdan; serinin gelecekteki tahmini değerlerinin, kendisinin ya da başka bir zaman serisinin geçmiş dönemlerinden etkilenerek elde edilmesi olarak tanımlanır. Uygulamada, nedensellik analizinin önemli bir yere sahip olmasının nedenlerini, iki temel başlık altında toplamak mümkündür. Bunlardan ilki, nedensellik analizi yardımıyla denklem veya denklemler kümesi içerisinde dışsallığın belirlenebilmesidir. İkincisi ise, söz konusu nedensellik analizi için gerekli testlerin yapısal ekonometrik modellerdeki tartışmalı değişkenlerin durumunu açığa çıkarması veya birbirine seçenek oluşturan modeller arasından seçim yapılabilmesini mümkün hale getirebilmesidir (Işığıçok, 1994).

Ali Erdoğan 26 Zaman serilerinde nedensellik analizi, seriler arasındaki ilişkiyi ortaya koymakla birlikte, ilişkinin yönü hakkında da bilgi vermektedir. Seriler arasındaki nedensellik ilişkisi, tek yönlü ve çift yönlü olmak üzere test edilebilmektedir. Granger anlamında tek yönlü nedensellik; Y ve X değişkenleri söz konusu olduğunda, sadece X değişkeninin Y nin nedeni olduğu durumları kapsamaktadır. Kısaca, bir değişkenden diğer değişkene doğru bir nedensellik ilişkisi söz konusudur. Çift yönlü nedensellik ise, her iki değişkenin de birbirinin nedeni olduğu durumları kapsamaktadır. Zaman serilerinde ilişkilerin neden ve sonuç ilişkisinin yorumlanması için kullanılan nedensellik testleri, literatürde oldukça yaygın kullanıma sahiptir. Bu alanda çalışan araştırmacılar; Granger (1969), Sims (1972), Hiemstra ve Jones (1994), Baek ve Brock (1992) olarak sıralanabilir. Granger Nedensellik Testi Granger (1969), X ve Y serileri için; X in geçmiş değerleri ile yapılan Y öngörüsünün, X in geçmiş değerleri olmadan yapılan öngörüden daha başarılı olmasını, X değişkeninin Y nin Granger nedeni olması ile açıklamıştır. Bu tanımlamadan da anlaşılacağı gibi, Granger nedensellik, gecikmeli değerlerle yapılan öngörünün başarılı olmasından kaynaklanan bir olgudur. Nedensellik olgusunun geliştirilmesi, Granger in katkılarıyla gerçekleşmiştir. Bu nedenle, iki zaman serisinin nedensellik ilişkisinin incelenmesi için kullanılan en yaygın test, Granger Nedensellik Testi (Granger Causality Test) adını almıştır. Granger Nedensellik Testi, hem basitliği ve uygulamadaki kolaylığı bakımından hem de test sonucunda elde edilen bilgilerle yapılabilen çıkarsamalar bakımından, diğer nedensellik testlerine tercih edilmektedir. Çünkü Granger Nedensellik Testi, aynı zamanda öngörülebilirlik ve dışsallık testi olarak da yorumlanabilmektedir (Özer, 1999). Granger Nedensellik Testi, zaman serileri arasında ilişki olup olmadığını ve ilişki varsa, bu ilişkinin yönünü ortaya koyan bir testtir. Granger e göre, nedensellik dört durumda söz konusu olabilmektedir (Granger, 1980): X, Y nin nedenidir. Y, X in nedenidir. X, Y nin nedenidir. Aynı zamanda, Y de X in nedenidir. Değişkenler bağımsızdır. Testte, modelde yer alan bağımsız değişkenlerin grup halinde sıfıra eşit olup olmadığı sınanmaktadır. Bu ilişki test edilirken, modelde yer alan değişkenlerin grup halinde F-testine bakılarak karar verilir. Granger Nedensellik Testi, serilerin durağan olmasını gerektirmektedir (Granger, 1969). Granger Nedensellik Testi için;

27 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı m Y Y X t 0 1 j t j 2 j t j 1t j 1 j 1 m m X X Y t 0 1 j t j 2 j t j 2t j 1 j 1 m şeklinde tanımlanan denklemlerin En Küçük Kareler Yöntemi (EKKY) ile tahmin edilmesi gerekmektedir. Birinci denklemde, Y nin şimdiki değerinin, X in ve kendisinin geçmiş değerleri ile; ikinci denklemde ise, X in şimdiki değerinin, Y nin ve kendisinin gecikmeli değerleri ile ilişkili olduğu öngörülmektedir. Granger Nedensellik Testi, bu ilişkilerin tahmini ile elde edilen katsayıların bileşik olarak anlamlılıklarının test edilmesine dayanmaktadır. H : 0 0 2j H : 0 1 2j şeklinde kurulan hipotezler yardımıyla, eğer sıfır temel hipotezi reddedilirse; X in Y nin nedeni olduğu kararına varılmaktadır. Hipotezlerde tüm gecikmeler birlikte ele alındığından, grup anlamlılığı, yani F test istatistiği kullanılmaktadır. Granger çift yönlü nedenselliğin analizinde, iki değişken söz konusu olduğu zaman, her iki değişkenin de eş zamanlı olarak birbirinin Granger nedeni olması gerekir. Çift yönlü nedensellik analizi yapılırken, tek yönlü nedensellik analizi için izlenen adımlar izlenerek H 0 ve H 1 hipotezleri oluşturulur. Her iki hipotez eş zamanlı olarak reddedilebiliyorsa, X değişkeni Y nin; Y de X in Granger nedeni olarak ifade edilir. Veri ve Uygulama Bu çalışmada, Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ile kişi başına reel Gayri Safi Yurtiçi Hasıla (GSYİH) (2000=100) ve Ticari Dışa Açıklık oranı arasındaki uzun dönem ilişkileri, 1980-2009 dönemi için araştırılmıştır. Harrison (1996) çalışmasından hareketle, Ticari Dışa Açıklık için; ihracat ve ithalat toplamının GSYİH ya oranı dikkate alınmıştır. Çalışmada kullanılan yıllık veriler; Dünya Bankası, Dünya Kalkınma Göstergeleri veri tabanından elde edilmiştir. Verilerin analizinde, e-views (3.1 versiyonu) paket programları kullanılmıştır. Söz konusu veriler, zaman serisi verisi olduğundan, zaman serisi analizlerinden yararlanılarak uzun dönem ilişkileri incelenmiştir. Uzun dönem ilişkilerin incelenmesi için gerekli olan uygulamalar adına, serilere logaritmik dönüşüm uygulanmıştır. Serilere logaritmik dönüşüm uygulanması, hem varyansta durağanlığa yardımcı olmasını hem de daha kolay yorumlanabilir olmalarını sağlamaktadır. Analizin ilk aşamasında, değişkenlerin durağanlık özelliklerini araştırmak için, Dickey Fuller (DF) ve Philips-Perron (PP) birim kök testleri kullanılmıştır. Söz konusu birim kök testlerinde, serilerin birim köklü olduğunu ifade eden hipoteze karşılık, serilerin durağan olduğunu ifade eden alternatif hipotez test edilmektedir. Birim kök testleri sonuçları, Tablo 1 de görülmektedir.

Ali Erdoğan 28 Tablo 1. ADF ve PP Birim Kök Testleri Sonuçları Seriler ADF PP LYSY -3.096-3.098 ΔLYSY -6.256 a -6.742 a LGDP -2.631-2.688 ΔLGDP -5.316 a -5.317 a LTDA -3.858 c -3.622 b ΔLTDA - - Not: Tabloda yer alan LYSY; doğrudan yabancı sermaye yatırımlarının logaritmasını, LGDP; kişi başına GSYİH nın logaritmasını, LTDA; ticari dışa açıklık oranının logaritmasını ifade etmektedir. Δ, ilk fark işlemcisidir. Aynı zamanda a, b ve c sırasıyla %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerinde istatistiksel olarak anlamlılığı ifade etmektedir. Bu tabloda yer alan sonuçlar ele alındığında, serilerin aynı mertebeden durağan olmadığı gözlenmektedir. LYSY ve LGDP ilk farkları ile durağan, LTDA düzeyde durağandır. Bu durumda, uzun dönem ilişkilerini incelemek için Engle-Granger eşbütünleşme testi kullanılamayacaktır. Çünkü bu test, serilerin aynı mertebeden durağan olmasını gerektirmektedir. Dolayısıyla, çalışmada uzun dönem ilişkisini incelemek için, serilerin durağanlık mertebelerinin aynı olmasını dikkate almayan ARDL Sınır testi kullanılmıştır. Ancak, bu yaklaşım için mertebe konusundaki esneklik, gecikme uzunluğunda söz konusu değildir. ARDL Sınır testi yaklaşımının en önemli şartı, modelde yer alan değişkenlere ait gecikme uzunluklarının doğru belirlenmesidir. Çalışmada yer alan değişkenler için uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesinde, AIC ve SC Bilgi kriterlerinden yararlanılmıştır. Dikkat edilmesi gereken önemli bir diğer husus, eklenen uygun gecikme uzunluklarının modelde otokorelasyon sorununa neden olmasının engellenmesidir. Bu nedenle, otokorelasyon testlerinden LM testi yardımıyla uygun gecikme uzunluğu seçilmiştir. Tablo 2. Sınır Testi İçin Uygun Gecikme Uzunluğunun Seçilmesi Bağımlı değişken: LYSYt LGDP t LTDAt Gecikme AIC SC LM(1) AIC SC LM(1) AIC SC LM(1) 1 1.686 2.114 0.320-3.335-2.907 0.081-1.386-0.958 0.427 2 1.714 2.290 0.041-3.311-2.735 0.241-1.369-0.793 0.014 3 1.497 2.230 0.972-3.590-2.864 0.433-1.955-1.230 0.972

29 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı Not: Tabloda yer alan değerler farklı gecikmeler için AIC ve SC kriterleri değerlerini göstermektedir. LM(1) sütununda yer alan değerler ise 1. dereceden otokorelasyonun varlığı için uygulanmış LM testine ait olasılık değerlerini ifade etmektedir. Tablo 2 de yer alan bilgi kriterleri dikkate alınarak, her değişken için AIC ve SC bilgi kriterinin her üç gecikmedeki değerleri incelenmiştir. Bu durumda, LGDP t ve LTDAt için 3 gecikme; LYSYt için AIC bilgi kriterine göre 3; SC bilgi kriterine göre 1 gecikme minimum değer almaktadır. Bu durum, otokorelasyon sorunu bakımından ele alındığında, LM test sonuçlarına göre, ARDL sınır yaklaşımı için uygun gecikme uzunluğu 3 olarak belirlenmiştir. Gecikme uzunluğunun belirlenmesinin ardından ARDL modeli için; H : 0 0 1 2 3 modelde yer alan değişkenler arasında eşbütünleşme olmadığını ifade eden temel hipotezin geçerliliğinin sınanması için, F test istatistiği hesaplanmıştır. Tablo 3. Sınır Testi Sonuçları Bağımlı değişken: LYSYt LGDP t LTDAt F istatistiği: 1 gecikme: 2.862 3 gecikme: 4.333 c 3 gecikme: 4.905 b 3 gecikme: 9.848 a Kritik değerler (k=2) Alt değer Üst değer %1 5.15 6.36 %5 3.79 4.85 %10 3.17 4.14 Not: k, modelde yer alan bağımsız değişken sayısını ifade etmektedir. Çalışmada söz konusu değişken sayısı 2 dir. Kritik değerler Pesaran, Shin ve Smith (2001) çalışmasından elde edilmiştir. a, b ve c sırasıyla %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerinde istatistiksel olarak anlamlılığı ifade etmektedir. Tablo 3 te yer alan ve %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerine göre hesaplanan F değerleri sırasıyla; 4.333, 4.905, 9.848 olarak bulunmuştur. Burada, LYSY için 3 gecikmeye ait F değeri, hesaplanan üst sınır değerlerinden büyüktür. Aynı şekilde, diğer değişkenler için de sırasıyla %5 ve %1 anlamlılık düzeylerinde F istatistiği, hesaplanan alt ve üst kritik değerlerden büyüktür. Bu durumda, seriler eşbütünleşik değildir temel hipotezi reddedilmiştir. Bu sonuca göre, doğrudan yabancı sermaye yatırımları ile incelenen diğer değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki bulunduğu sonucuna varılmaktadır. ARDL Sınır Testi yaklaşımından sonra, parametrelerin kararlılığının incelenmesi için, CUSUM ve CUSUMSQ testlerinden elde edilen grafikler, aşağıda yer almaktadır. t

Ali Erdoğan 30 15 10 5 0-5 -10-15 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 CUSUM 5% Significance Grafik 1. CUSUM Testi 1.6 1.2 0.8 0.4 0.0-0.4 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 CUSUM of Squares 5% Significance Grafik 2. CUSUM SQ Testi Grafiklerden de anlaşıldığı gibi, artıklar sınırlar arasında kalmakta, herhangi bir taşma söz konusu olmamaktadır. Bu nedenle, parametrelerin kararlı olduğunu ve yapısal değişikliğin olmadığını söylemek mümkündür. Bu sonuçlar ışığında, seriler arasındaki uzun dönem ilişkisi ile birlikte değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin incelenebilmesi için, Granger Nedensellik Testi uygulanmıştır. Hesaplanan nedensellik istatistikleri, Tablo 4 te verilmiştir. Tabloda yer alan sonuçlar incelendiğinde, GDP den Ticari Dışa Açıklık değişkenine doğru bir nedensellik ilişkisinin olduğu görülmektedir. Ayrıca, aynı şekilde Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımlarından Ticari Dışa Açıklık değişkenine doğru da bir nedensellik söz konusudur. Ancak, burada söz konusu olan nedensellik çift yönlü değil, tek yönlü bir nedenselliktir. Bu durumda, Ticari Dışa Açıklığın açıklanmasında, hem GDP hem de YSY serileri neden sonuç ilişkisi içermektedir.

31 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı Tablo 4. Granger Nedensellik Testi Sonuçları Bağımlı değişken LYSY t LGDP t LTDAt ECt 1 İlişkinin yönü LYSY t - 0.891(0.891) 2.104(0.550) -0.466[-1.128] LGDP t 0.199(0.977) - 5.109(0.164) -0.635[-1.474] LGDP LTDA LYSY LTDA LTDA t 9.268(0.025) b 14.996(0.001) a - -1.379[-4.000] a Not: ilişkinin yönünü, a ve b ise sırasıyla %1 ve %5 anlamlılık düzeylerini ifade etmektedir. Parantez içindeki sayılar olasılıkları, köşeli parantez içindeki sayılar ise t - istatistiklerini göstermektedir. Tablo 4 te yer alan ECt 1 terimleri, hata düzeltme modellerindeki hata düzeltme terimi katsayılarını ifade etmektedir. Her üç değişken için de elde edilen hata düzeltme katsayıları, beklendiği üzere negatif olarak elde edilmiştir. Bununla birlikte, Ticari Dışa Açıklık değişkenine ait hata düzeltme katsayısı, %1 anlamlılık düzeyine göre istatistiksel olarak anlamlıdır. Buna göre, hata düzeltme katsayısı yorumlanabilir bir değerdir. Bu durum, ele alınan dönemde dengeden herhangi bir sapma söz konusu olduğunda, gelecek dönemde düzeltilebileceğini ifade etmektedir. Hata düzeltme teriminin katsayısı, -1.379 olarak elde edilmiştir. Katsayının mutlak değerce 1 den büyük çıkması, kısa dönemde modelin uzun dönem ilişkisinden bir sapma olduğunda, dalgalanarak dengeye geleceğini göstermektedir. Bu dalgalanma, her seferinde azalarak uzun dönemde dengeye dönüşü sağlayacaktır. Elde edilen bulgular üzerine, 1996 yılında yürürlüğe giren Gümrük Birliği nin incelenen ilişkilerde etkili olabileceği düşünüldüğünden, kukla değişken olarak Gümrük Birliği etkisinin modele katılmasına karar verilmiştir. Bu nedenle, tüm analizler yeni veri seti için tekrarlanmıştır. Gümrük Birliği etkisinin de modele ilave edilmesinin ardından, ARDL sınır yaklaşımı için uygun gecikme uzunluğu sayısının belirlenmesi adına, AIC ve SC kriterleri ele alınmıştır. Tablo 5 te yer alan sonuçlara göre, bilgi kriterlerini minimum yapan gecikme uzunluğu uygun gecikme uzunluğudur ve bu analiz için 3 olarak belirlenmiştir. Belirlemede, otokorelasyon sorununa yakalanmamak için LM testi kullanılmış ve otokorelasyon olmadığı gözlenmiştir. LYSY t değişkeni için AIC bilgi kriterine göre 3, SC bilgi kriterine göre 1 gecikme minimum değer almaktadır. Bu nedenle, Sınır Testi yaklaşımında her iki gecikme için de hesaplamalar yapılarak en uygun gecikme üzerinden test sonuçlandırılmıştır. Diğer iki değişken için, 3 gecikme uzunluğu uygun bulunmuş ve Sınır Testi yaklaşımında 3 gecikme kullanılmıştır.

Ali Erdoğan 32 Gümrük Birliği nin etkisi modele ilave edildikten sonra uygulama sonuçları: Tablo 5. Gümrük Birliği Etkisi İlave Edildikten Sonra Sınır Testi İçin Uygun Gecikme Uzunluğunun Seçilmesi Bağımlı değişken: LYSYt LGDP t LTDAt Gecikme AIC SC LM(1) AIC SC LM(1) AIC SC LM(1) 1 1.701 2.176 0.406-3.320-2.844 0.101-1.318-0.842 0.371 2 1.772 2.396 0.020-3.269-2.645 0.142-1.295-0.672 0.023 3 1.500 2.274 0.469-3.824-3.050 0.107-2.283-1.509 0.131 Not: Tabloda yer alan değerler farklı gecikmeler için AIC ve SC kriterleri değerlerini göstermektedir. LM(1) sütununda yer alan değerler ise 1. dereceden otokorelasyonun varlığı için uygulanmış LM testine ait olasılık değerlerini ifade etmektedir. Bu sonuçların ardından; H : 0 0 1 2 3 temel hipotezinin geçerliliğinin sınanması için, F test istatistikleri hesaplanmıştır. Hesaplanan F istatistikleri Tablo 6 da yer almaktadır. Tablo 6. Gümrük Birliği Etkisi İlave Edildikten Sonra Sınır Testi Sonuçları Bağımlı değişken: LYSYt LGDP t LTDAt F istatistiği: 1 gecikme: 3.161 3 gecikme: 4.589 c 3 gecikme: 7.237 a 3 gecikme: 13.869 a Kritik değerler (k=2) Alt değer Üst değer %1 5.15 6.36 %5 3.79 4.85 %10 3.17 4.14 Not: k, modelde yer alan bağımsız değişken sayısını ifade etmektedir. Çalışmada söz konusu değişken sayısı 2 dir. Kritik değerler Pesaran, Shin ve Smith (2001) çalışmasından elde edilmiştir. a ve c sırasıyla %1 ve %10 anlamlılık düzeylerinde istatistiksel olarak anlamlılığı ifade etmektedir.

33 Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık Oranı ile Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları Arasındaki İlişkinin Türkiye İçin Ekonometrik Analizi: Ardl Sınır Testi Yaklaşımı Elde edilen istatistiklere göre, sırasıyla ilk değişken için %10 anlamlılık düzeyinde, ikinci değişken için %1 ve üçüncü değişken için %1 anlamlılık düzeyinde hesaplanan F istatistikleri, kritik değerlerden büyük olarak elde edilmiştir. Sonuçlar incelendiğinde, elde edilen F istatistiklerinin anlamlılık düzeylerine göre üst sınır değerinden büyük olduğunu ve buna göre, serilerin eşbütünleşik olmadığını ifade eden temel hipotezin reddedildiğini söylemek mümkündür. Yapılan testin sonucunda, elde edilen parametrelerin kararlılığının incelenmesi amacıyla, CUSUM ve CUSUMSQ testleri de uygulanmıştır. Testlerden elde edilen grafikler, aşağıda yer almaktadır. 15 10 5 0-5 -10-15 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 CUSUM 5% Significance Grafik 3. Gümrük Birliği İlave Edildikten Sonra CUSUM Testi 1.5 1.0 0.5 0.0-0.5 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 CUSUM of Squares 5% Significance Grafik 4. Gümrük Birliği İlave Edildikten Sonra CUSUM SQ Testi Grafikler incelendiğinde, modelin artıklarının sınırlar içerisinde kaldığı ve yapısal kırılma söz konusu olmadığından parametrelerin kararlı yapıda olduğu görülmektedir. Bu sonuca göre, Doğrudan Yabancı Sermaye yatırımları ile incelenen değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki bulunduğu sonucuna varılmaktadır. Bu sonuçlardan hareketle, aralarındaki

Ali Erdoğan 34 uzun dönem ilişkisinden yararlanarak Granger Nedensellik Testi uygulanmıştır. Test sonuçları Tablo 7 de verilmiştir. Bu sonuçlara göre, GDP den TDA değişkenine doğru ve YSY den TDA değişkenine doğru tek yönlü nedenselliklerden bahsetmek mümkündür. Bu durum, Gümrük Birliği kukla değişkeninin modele eklenmeden önceki nedensellik sonuçları ile aynıdır. Bu durumda, Gümrük Birliği değişkeninin modelde önemli değişiklikler meydana getirmediği söylenebilir. Tablo 7. Gümrük Birliği İlave Edildikten Sonra Granger Nedensellik Testi Sonuçları Bağımlı değişken LYSY t LGDP t LTDAt ECt 1 İlişkinin yönü LYSY t - 0.753(0.860) 1.606(0.658) -0.489[-0.909] LGDP t 0.533(0.911) - 5.069(0.166) -0.892[-1.702] c LGDP LTDA LYSY LTDA LTDA t 12.694(0.005) a 19.502(0.002) a - -1.278[-4.240] a Not: ilişkinin yönünü, a ve c ise sırasıyla %1 ve %10 anlamlılık düzeylerini ifade etmektedir. Parantez içindeki sayılar olasılıkları, köşeli parantez içindeki sayılar ise t - istatistiklerini göstermektedir. Tablo 7 de yer alan sonuçlar incelendiğinde, hata düzeltme terimleri katsayılarından ikisinin istatistiksel olarak anlamlı olduğu gözlenmektedir. GDP değişkenine ait hata düzeltme katsayısı, -0.892 olarak elde edilmiştir. Katsayı, istatistiksel olarak anlamlı ve negatif olduğundan, yorumlanabilir olması için gerekli koşulları sağlamaktadır. Bu durum, ele alınan dönemde dengeden herhangi bir sapmanın gelecek dönemde düzeltilebileceğini göstermektedir. Bu katsayıya göre, bir şokun ilk yılda % 89 gibi bir hızla dengeye yaklaşacağını söylemek mümkündür. Ticari Dışa Açıklık oranının düzeltme katsayısı -1.278 olarak elde edilmiştir. Katsayının mutlak değerce 1 den büyük çıkması, kısa dönemde modelin uzun dönem ilişkisinden bir sapma olduğunda, dalgalanarak dengeye geleceğini göstermektedir. Bu dalgalanma, her seferinde azalarak uzun dönemde dengeye dönüşü sağlayacaktır. Ticari Dışa Açıklık değişkeni, GDP değişkenine göre daha fazla dalgalanarak dengeye yakınsayacaktır. SONUÇ VE ÖNERİLER ARDL Sınır Testi (Bound Test) yardımıyla gerçekleştirilen; Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ile Gayri Safi Yurtiçi Hasıla ve Ticari Dışa Açıklık değişkenlerinin uzun dönem ilişkilerinin incelenmesi hedefiyle yapılan ekonometrik analiz, bu seriler arasında uzun dönem ilişkisi olduğunu ve Doğrudan Yabancı Sermaye Yatırımları ile Gayri Safi Yurtiçi Hasıla değişkenlerinin, Ticari Dışa Açıklık değişkeninin nedeni olduğunu göstermiştir. Ticari Dışa Açıklık değişkeni, Harrison (1996) çalışmasından hareketle İhracat ve İthalat toplamının GSYİH ya oranı olarak oluşturulmuştur. Bu analizlerin ardından, Türkiye nin 1996 yılında katıldığı Gümrük Birliği nin de bu konuda etkili olabileceği düşünüldüğünden, modele kukla