Araşırma Makalesi www.ziraa.selcuk.edu.r/ojs Selçuk Üniversiesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) 63-69 ISSN:1309-0550 Türkiye nin Tarım Ürünleri İhraca Fonksiyonu ve Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracaa Olan Ekileri Osman Orkan ÖZER 1,2 1 Adnan Menderes Üniversiesi, Ziraa Fakülesi, Tarım Ekonomisi Bölümü, Aydın/Türkiye (Geliş Tarihi: 26.11.2011, Kabul Tarihi: 29.02.2012) Öze Türkiye nin 2009 yılı arım ürünleri ihracaı genel ihracaın % 10.70 si kadar olup, 10.937 milyon dolar olarak gerçekleşmişir. Tarım ürünleri ihracaını ekileyen fakörler sanayi ürünleri ihracaını ekileyen fakörlerle benzer özellikleri aşıması nedeniyle arım ürünlerine yönelik bir ihraca modeli oluşurulmuşur. Özellikle döviz kurunda gerçekleşen dalgalanmaların ihracaa ekisi bu çalışmada incelenmişir. Johansen eşbüünleşme yönemine dayalı gerçekleşirilen modelde, reel dış gelir, göreli fiyalar ve reel döviz kuru dalgalanmasının negaif yönlü olarak arım ürünleri ihracaını ekilediği sonucuna varılmışır. Döviz kuru dalgalanması üzerine yapılan eki epki analizi sonucu; Türkiye deki arım ürünleri ihracaçısının risken çekinen bir yapıya sahip olduğu espi edilmişir. Bu sonuca bağlı olarak Tarım ürünleri ihracaında reel döviz kuru ekili bir poliik ensrüman olarak kullanılabileceği sonucuna varılmışır. Anahar Kelimeler: Tarım Ürünleri İhraca Talep Fonksiyonu, Döviz Kuru, GARCH, Eşbüünleşme Vekörü, Haa Düzelme Modeli, Eki Tepki Fonksiyonu Turkey's Expors of Agriculural Producs Expor Funcion and Effecs of Exchange Rae Uncerainy Absrac Turkey's oal expors in 2009, he expor of agriculural producs 10.70% percen and 10 937 million dollars. Influence facors, which is he expor of agriculural producs has similar properies creaed expor of indusrial producs, also conribue o he agriculure indusry as an expor model. In his sudy, especially he expors imporan impac of flucuaions in exchange raes was examined. Johansen co-inegraion mehod o he model, he real foreign income, relaive prices and real exchange rae flucuaions negaively affeced expors of basic agriculural producs is discovered. Impulse Responses analysis of he impac on he resul of exchange rae flucuaions; exporers of agriculural producs in Turkey have a srucure, proved o be afraid of risk. Depending on he oucome of he real exchange rae in he expor of agriculural producs can be used as an effecive poliical ool and used. Key worlds: Agriculural Producs Expor Demand Funcion, Exchange Rae,Co- inegraion Tes, GARCH, Error Correcion Model, Impac Response Funcion 2 Sorumlu Yazar: osman.özer@adu.edu.r Giriş Tarımsal üreim her ülke açısından sraejik bir öneme aşımakadır. Bunun yanında dış icaree konu olan arım ürünleri dış gelir sağlaması açısından da ülke ekonomisinde önemli bir yerer sahipir. Türkiye için arım ürünleri ihracaının arihsel gelişimi incelendiğinde geleneksel arım ürünlerinin ağırlıklı bir yapıya sahip olduğu, 1970 li yıllardan başlayarak oransal olarak azalma eğilimi göserdiği, buna karşılık mulak değer olarak bir arış göserdiği bilinmekedir. Türkiye, 1980 li yılların başında radikal bir değişikliğe giderek dışa açık, dünya ekonomisiyle enegrasyonu hedefleyen, piyasa ekonomisi hedef alan, uluslararası rekabei ön plana çıkaran, dış icare ve sanayileşme sraejisinde ihracaa yönelik büyümeyi baz alan bir model değişikliğine gimişir (Şanlı, 1987). Türkiye nin arım ürünleri ihracaı genel ihraca içindeki payı 1980 yılında %64.63 (1881 milyon dolar) düzeyinde iken, 2009 yılında bu oran % 10.70 (10937 milyon dolar) seviyesine kadar gerilemişir (Anonymous 2011d) Tarım ürünleri ihracaını ekileyen fakörler sanayi ürünleri ihracaını ekileyen fakörlerle benzer özellikleri aşıdığı bilinmekedir. Bu nedenle ihraca alebini ekileyen iki ane birincil fakör vardır (Hooper ve Marquez, 1995; Forbes 2001). Birincisi, yurdışı (ihraca) ve yuriçi (ihala) piyasalarındaki gelir düzeyleri yada başka bir değişle reel dış gelirleri. İkincisi ise göreli fiyalardır. Ancak, bu iki faköre ek olarak, son dönemlerde dünya döviz piyasalarında yaşanan dönüşümlerin ekisiyle (Bird ve Rajan, 2001), döviz kurlarındaki oynaklıkların (volailie) dış icare alep fonksiyonlarında bir başka açıklayıcı önemli değişken olarak hesaba kaılmasını gerekirmişir (Chowdhury, 1993; Chou, 2000; Daly, 1998; Helliwell, 1998; Bahmani-Oskooee ve Kara, 2003; Kibriçioğlu ve Kibriçioğlu, 2004;Yücel 2006; Sarı 2010).
Türkiye sabi kur siseminden dalgalı kur sisemine 2002 yılında geçişiyle, döviz kurlarında önemli oranda dalgalanma ve belirsizliklerin oluşumunu beraberinde geirmişir. Döviz kurlarında görülen dalgalanma ve belirsizlikler poliika yapıcıları ve araşırmacıları bu değişkenliğin icare hacmi üzerindeki ekisini incelemeye yönelmişir. Bunun sonucu olarak, hem eorik hem de ampirik boyua döviz kurlarındaki oynaklığın icare akışı üzerindeki ekilerinin incelenmesi konusu önemli hale gelmişir (Köse ve ark. 2008). Reel döviz kuru oynaklığının ihraca üzerindeki ekileri üzerine ileri sürülen eorik yaklaşımlar iki ana başlıka oplanabilir. Dış icare yapan firmalar risken kaçınma eğiliminde ise döviz kuru oynaklığındaki arışlar beklenmedik maliyeleri arırabileceğinden dış icare azalacakır. Dış icaree ödemeler eslima sonrasında yapılıyor ise eslima ile ödeme yapılan arihler arasında döviz kurunda öngörülemeyen değişimler ihracaan beklenen karlar için belirsizliği arıracakır. Bu nedenle, döviz kurundaki belirsizlik kar beklenilerini ve böylece ihracaı azalacakır. O halde, döviz kuru riskine karşı korunma (hedging) mümkün değil ya da çok maliyeli ise, döviz kuru oynaklığındaki arışlar ihracaı azalacakır. Diğer arafan, döviz kuru oynaklığının ihraca üzerindeki ekisini belirlemede ihracaçı firmaların risken kaçınma dereceleri önemli rol oynar. Şöyle ki, ihracaçı firmanın risken kaçınma derecesi yüksek ise, ihraca gelirindeki bir azalmadan korunmak için firmalar daha fazla üreim yapmayı ercih edeceğinden, döviz kuru oynaklığındaki bir arış ihraca gelirinin beklenen marjinal faydasını arıracakır. Buna karşın, ihracaçı firmanın risken kaçınma derecesi düşük ise, yüksek döviz kuru oynaklığı ihraca gelirinin beklenen marjinal faydasını azalacağından, firmalar ihracaını azalma yönünde bir eğilimi ercih edecekir (Arize 1997 ve 1999; Köse ve ark. 2008). Döviz kurundaki arış yönünde bir değişme eorik sonuçlar nedeniyle, ihracaın arması, ihalaın azalması yönünde eki beklenisi yaraırken, yapılan uygulamalı araşırmaların bir kısmı bekleni yönünde bulgulara ulaşmış, bir kısmı ise ers yönde sonuçlara varmışlardır (Arize ve ark. 1998, Köse ve ark. 2008). Ulusal para biriminin değerinde meydana gelen değişimler ile dış icare dengesi arasındaki ilişkinin dinamik bir biçimde yorumlanması ise J Eğrisi Hipoezini doğurmuşur. Bu yaklaşıma göre, ulusal para biriminde meydana gelen reel değişimler ile dış icare dengesi kısa dönemde poziif ilişkili, uzun dönemde ise negaif ilişkilidir. J Eğrisi Hipoezi, kısa dönemde gelir ekisinin, uzun dönemde ise fiya ekisinin baskın olacağı öngörüsü olarak da değerlendirilebilir (Yücel 2006). Çalışmada, reel döviz kurunun geleneksel ihraca alep modeli çerçevesinde hem uzun dönem hem de kısa dönem ilişkileri incelenmişir. Bunla beraber eki epki 64 fonksiyonu yardımıyla reel döviz kurunun arım ürünleri ihracaına olan ekisi sorusuna cevap aranmışır. Maeryal ve Meo Çalışmada 2004-Ocak ve 2011-Haziran dönemlerini kapsayan aylık zaman serisi verileri kullanılmışır. İhracaa ilişkin veriler TÜİK dış icare (ISIC Rev.3) veri abanından milyon US$ olarak alınmışır (Anonymous 2011c). Milyon US$ olarak alınan ihraca verilerini Merkez Bankası Döviz Kuru Alış Fiyaı (YTL/US$) ile YTL ye dönüşürülmüş ve emel devresi 2003 yılı olan Tükeici Fiya Endeksi vasıasıyla reel ihraca verileri milyon YTL olarak reel hale geirilmişir. Reel ihraca verilerinin zamana göre eğilimi incelendiğinde zamanla aran dalgalanmalara sahip mevsimsel değişim eğiliminin olduğu gözlenmişir. Çalışmada mevsimsel değişimden arındırılmış reel ihraca verileri kullanılmışır. Reel dış gelirin gösergesi olarak Türkiye nin arımsal ihracaının yoğun olarak yapıldığı Avrupa Birliği Ülkelerinin (27 Ülke) Sanayi Üreim Endeksi kullanılmışır (Anonymous 2011a). Veriler Eurosa veri abanından mevsimsel değişimden arındırılmış 2003 yılı emel devreli endeks olarak alınmışır. Nispi fiya olarak ihraca birim değeri endeksinin Avrupa Birliği ülkelerinin (27 ülke) oralama ükeici fiya endeksine oranlanması ile elde edilen değerler kullanılmışır. Reel döviz kuru (EX) olarak T.C. Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden Üreici Fiya Endeksine dayalı reel efekif döviz kuru endeksi (2003=100) alınmışır (Anonymous 2011b). Türkiye nin arım ürünleri ihraca alebini açıklamak amacıyla uygulanan eş büünleşme modeli için geleneksel ihraca alep fonksiyonundan yararlanılmışır (1). LnXT= B+ LnRD + LnGF+LnEX + D1(exojen) (1) Fonksiyonda yer alan X, Reel Tarımsal İhracaı RD, Reel Dış Geliri GF, Göreceli (Nispi) fiyaı ve EX değişkeni de Reel Döviz Kuru olarak alınmışır. D1 değişkeni modele dışsal olarak eklenen yapısal kırılmaya bağlı kukla değişkenidir. Değişken değerlerinin üssel olarak arması sebebiyle oraya çıkan aşırı değişimi dengelemek ve bu değerleri doğrusal hale geirip varyansa durağanlığı sağlamak amacıyla değişkenlere doğal logarimik dönüşüm uygulanabilir (Jouz e al. 1995). Bu sebeple, analiz süresince değişkenlerin logarimik formu kullanılmışır. Özellikle dış icaree konu olan ürünlerin fiyalarının belirlenmesinde ülkeler arasında döviz kuru kadar, risk ve belirsizliği oraya koymak açısından döviz kurundaki dalgalanmalarda (Volailiy) önemli olmakadır (Haırlı ve ark,2008). Dalgalanma genel olarak
bir serinin sandar sapmasının elde edilmesi ile hesaplanır. Ancak, son yıllarda Engel(1982) ve Bollerslev (1986) arafından oraya konan GARCH ipi modeller yaygın olarak kullanılmaka ve bu yaklaşımın daha geçerli olduğu kabul görmekedir (Engel 1982) (Bollerslev 1986). Yapılan bu değerlendirmeler sonucunda logariması alınan reel döviz kuru değişkeni için GARCH(1,1) modeli aşağıdaki gibi ifade edilebilir (2): 65 birinci sıra farkını alır; Δ z ), yukarıdaki VAR modelini, serilerin hem birinci farklarını hem de seviyelerini kapsayacak şekilde (3) nolu VAR modeline dönüşürmek uygun olacakır. p Δz = i= 1 1 π iδz i + πz p + e (3) Burada µ ~(0,h 2 ) koşullu değişen varyansı, şeklindedir., (2) Değişkenler koşulu varyansı sağladığı akirde (α>0) bir sonraki aşamaya geçilir. İlgili serinin bu özellike koşullu varyansı ( h ) belirlendiken sonra kareköklerinin alınmasıyla dalgalanma değerleri elde edilir. Bu dalgalanmalara ilişkin serinin oluşurulabilmesi için ise ARCH ekisinin seride mevcu olması gerekmekedir ve bu eki ARCH LM esi ile belirlenir. Durağan olmayan zaman serileri ekonomerik analizde çoğunlukla sorunlu olarak nielendirilmişlerdir. Granger ve Newbold (1974) durağan olmayan seriler kullanılarak yapılan ahminde oraya sahe regresyonun çıkacağını belirmişlerdir (Halaç 2003) (Ozer ve ark. 2006). Durağan olmayan serilerde ayrıca, durağan olan serilere göre daha uzun bir hafızaya sahip oldukları için durağan serilere gelen ekiler zamanla kaybolmaka, durağan olmayan serilere gelen ekiler ise o serinin yapısını değişirmekedir. Birim kökün varlığını es emek için Dickey ve Fuller (1981) çalışmasında bağımlı değişkenin gecikmeli değerleri açıklayıcı değişken olarak kullanılarak ADF esi gelişirilmişir. Zaman serilerinin durağanlığı Gelişirilmiş Dickey Fuller (ADF) esi ile es edilmişir(aşık 2003) (Gökaş 2000). Denklemde bağımlı değişkenin kaç dönem gecikmesinin regresyon denkleminde yer alacağına karar vermek için ise Schwarz Krieri, Akaike Krieri ve Hannan-Quinn (H-Q) Enformasyon Krierlerine bakılarak karar verilmişir. Seriler arasındaki eşbüünleşme analizine ilişkin Engle-Granger (1987), Johansen ve Juselius (1988) arafından önerilen yönemler kullanılmışır (Johansen 1990). Değişkenlerin seviyelerine ilişkin paramere marisi, modelin uzun dönem özellikleri bakımından bilgileri kapsamakadır. Birinci sıra farklarda durağan olan iki değişkenden oluşan (Z=(X,Y)) vekörü ooregresif model olduğu kabul edilir. Z kapsamındaki değişkenlerin birinci dereceden fark durağan oldukları varsayılırsa (Johansen modeli büün değişkenlerin Z yi oluşuran seriler arasındaki eşbüünleşme ilişkileri, iki es isaisiği yardımıyla değerlendirilebilir. Eigen değerler, ( μ ler) kullanılarak orak büünleşme vekör sayısı olabilirlik İz esi (Yurdakul 1995) ile Maksimal Eigen Değer esi (MED) olarak bilinen es de olabilirlik esine dayanmakadır. Bu es isaisiklerinin kriik değerleri Johansen ve Juselius (1990) ile Oserwald-Lenum (1992) çalışmalarında verilmişir (Saacioğlu ark. 2004). Granger(1988), değişkenler arasında bir koenegrasyon vekörü varsa, bu değişkenler arasında en azından ek yönlü bir nedenselliğin olması gerekiğini belirmişir. Granger(1986) ve Engle ve Granger(1987), değişkenlerin koenegre özellikleri arafından sağlanan bilgiyi dikkae alan bir nedensellik modeli ileri sürmüşür. Bu model, haa düzelme modeli olarak ifade edilebilir. Değişkenler arasında nedensellik esinde aşağıdaki haa düzelme modeli (4) kullanılmışır (Günaydın 2004). Haa düzelme modelinde, Granger nedensellik esleri, ΔY -j veya ΔZ -j erimlerinin büün kasayılarının bir grup olarak sandar F isaisiğine göre isaisiki olarak sıfırdan farklı olup olmadığının ve/veya haa düzelme erimleri kasayılarının () anlamlı olup olmadığının incelenmesini gerçekleşirmekedir. Denklemdeki haa düzelme erimi, ΔX nin uzun dönem dengesine doğru ayarlamasını sağlarken, bağımsız değişkenlerin gecikmeli değerlerinin kısa dönem nedensellik ekisini gösermekedir. Analiz aşamasında kullanılan reel arım ürünleri ihracaının yapısal kırılma içerip içermediği, bir yapısal kırılma modeli ile es edilmişir. Bir zaman serisi değişkeni, analiz dönemi içinde ekonomik ve sosyal şok ya da kriz ekisine sahip olabilir. Bu şok ya da krizler sabi erimde, eğimde veya sabi erim ile eğim paramerelerinde yapısal değişmeleri oraya çıkarabilir. Bu nedenle yapısal değişiklikleri dikkae almadan model içinde kullanmak, yanlış sonuçlara yönlendirebilir. Bu varsayımlar nedeniyle çalışmada Perron
(1997) Yapısal Kırılmalı Birim Kök Tesinden Model C den yararlanılmışır (4). Model C de kırılma döneminde hem sabie hem de eğimde kırılma (5) durumu incelenir. α =1 sınaması için, Y = μ + θdu αy 1 + k i= 1 i c ΔY + β + γdt + δd( T ) + i (5) modeli oluşurularak -esi yapılır. Modeldeki DT kukla değişkeni DT = ( > TB ) şeklindedir. Sabi ve eğimde kırılmanın sınandığı modellerin üçünde de kırılma dönemi göseren T B nin ve gecikme uzunluğunu göseren k nin bilinmediği varsayılmakadır. Bu çalışmada ayrıca Vecor Auoregression Regression (VAR) modeli (Sims 1980) oluşurulmuşur. VAR modelli ile arım ürünleri ihracaı ve döviz kuru arasındaki dinamik ilişkileri eki epki fonksiyonu aracılığıyla incelenmişir. Araşırma Sonuçları Zaman serileri için gelişirilen eorilerin durağanlık varsayımı alında çalışmaları nedeniyle ikisadi serilerin durağan olup olmaması büyük önem aşımakadır. Değişkenlerin düzeyinde ve birinci sıra farklarında (1) numaralı denklemin uygulanması ile elde edilen birim kök esi sonuçları Tablo 1 de verilmişir. Tablo 1. Durağanlık Tes Sonuçları + e Gecikme uzunluğuna bağlı olarak hesaplanan Johansen modelinin güvenirliliğinin esinde kullanılan İz ve MED İsaisiği sonuçları Tablo 3 dedir. Her hangi bir eşbüünleşme vekörünün bulunmadığını (r=0) öne süren H 0 hipoezi için iz isaisiği ve MED isaisiği hesaplanmış olup, bu değerler %1 kriik değer olan iz isaisiği ve MED isaisiği değerinden büyük bulunmuşur. Bu sonuca göre eş büünleşmenin bulunmadığını öne süren H 0 hipoezi her iki es arafından da reddedilmekedir. %1 kriik değerine göre iz isaisiği, her bir değişken için en az bir ane eşbüünleşme vekörü (r1) bulunduğunu gösermekedir. Bu bulgular değişkenler arasında uzun dönemli bir denge ilişkisinin varlığını oraya koymakadır. Johansen eş-büünleşme analizinden elde edilen sonuçlar, reel ihraca üzerinde reel döviz kurunun dalgalanması ve nispi fiyalarıın negaif yönde uzun dönem Değişkenler Düzey 1. Sıra Fark (LnXT) -5.248870 k=0-11.01740 k=1 (LnRD) -1.971295 k=4-3.369248 k=3 (LnGF) -2.328521 k=1-5.667462 k=0 (LnEX) -2.946888 k=1-7.957686 k=0 * Kriik değerler %1,%5 ve %10 için sırasıyla -3.505595, - 2.894332* ve --2.584325 dir. k: gecikme uzunluğu. Araşırmada Reel Tarımsal İhraca değeri (LnXT) %1, Reel Döviz Kuru %5 de düzeyde durağanlık koşulunu sağlamamaka olup Reel Dış Gelir (LnRD) ile Nispi Fiya endeksi (LnGF) birinci sıra farkları alındığında, %5 de durağan hale gelmişlerdir. Johansen modelinin hesap operaörünün büün değişkenleri birinci sıra farklarını alarak hesaplama işlemini gerçekleşirmesinden dolayı, değişkenlerin birinci sıra farkları alınmadan hesaplama işlemine geçilmişir. İhraca alep fonksiyonunda kullanılmak üzere ele alınan Reel Tarım Ürünleri İhraca Değerinin yapısal kırılma içerip içermedikleri öncelikle es edilmişir. B 66 Perron 1997 yapısal kırılma esi ek kırılma aylarını (en büyük değişim nokasını) vermekedir. Perron 1997 Model C yapısal kırılmalı birim kök esine göre kırılmaya rağmen, reel ihraca değerinin %1 anlamlılık seviyesinde (Minimum Değeri:-11.01, Tablo Değeri:-4.44) durağan bulunmuşur. Analizle reel ihracaın kırılma yılı, Mar 2007 olarak es sonucundan elde edilmişir. Döviz kuruna ilişkin seriden ARCH [1,1 ile elde edilen döviz dalgalanma değişkenine ARCH LM esi uygulanmış olup isaisiksel olarak (f hesap: 289.893) %1 önem seviyesinde ARCH ekisinin olduğu espi edilmişir. bu sonuca göre döviz kurunda yaşanan dalgalanmaların önemli olduğu ve GARCH modelinden elde edilen serinin modelde kullanılmasının uygun olunacağı kararı verilmişir. İhraca alep modelinin uzun dönem ilişkisini oraya koymak amacıyla Johansen Modeli uygulanmışır. Johansen modeli için en uygun gecikme uzunluğu Schwarz krierine göre bir, HQ Krierine göre üç ve akaike krierine göre on iki olarak hesaplanmışır(tablo 2). Uygulamalarda AIC nin, olduğundan daha büyük gecikme uzunlukları üreiği birçok araşırmacı arafından belirlenmişir (Geweke ve Messe 1981). Birbirinden farklı üç gecikme değeri hesaplanmasından dolayı önsel olarak gecikme değeri seçimi yapılmışır. Araşırma amacına en uygun gecikme uzunluğu Schwarz ve HQ krierlerinin oralaması olan iki gecikmeli değerin alınması uygun bulunmuşur. Tablo 2. Johansen Modeli İçin Gecikme Uzunluğunun Belirlenmesi Krier Değer Gecikme Uzunluğu Schwarz Krieri -26.01149 1 HQ Krieri -26.87267 3 Akaike Krieri -28.55265 12
li bir ekiye sahip olduğu espi edilmişir. Reel arım ürünleri ihracaına ilişkin kasayılar ele alınan modelde için reel dış gelir 1.1980, Göreli Fiya -12.6804 olarak hesaplanmışır. Ulusal paranın değerinde meydana gelecek bir kayıp (reel döviz kurundaki düşüsün) ihraca hacminde arışa neden olacağı için reel döviz 67 kuru değişkeninin parameresinin negaif değer alması beklenmekedir (Arize 1996). Uzun dönem döviz kuru dalgalanmasının -2.3749 olarak ahmin edilmiş olup bu sonuç lieraüre uygun bulunmuşur. Bu kasayıların amamı %1 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlıdır. Tablo 3. Johansen Eşbüünleşme Modeli İz İsaisiği ve MED İsaisiği Tes Sonucu Özdeğer İz İsaisiği %5 kriik değer Olasılık MED İsaisiği %5 kriik değer Olasılık r 0 0.486383 81.83434 47.85613 0.0000 57.96610 27.58434 0.0000 r 1 0.171306 23.86824 29.79707 0.2061 16.34771 21.13162 0.2052 r 2 0.082803 7.520529 15.49471 0.5180 7.519628 14.26460 0.4296 r 3 1.04E-05 0.000901 3.841466 0.9767 0.000901 3.841466 0.9767 Kısa dönem denge ilişkisini görmek amacıyla oluşurulan haa düzelme modelinde reel ihracaın her iki gecikmesinin de kısa dönemde kendini ekilemediği espi edilmişir (Tablo 4). Reel dış gelirin ise sadece bir gecikmeli değeri ihracaı poziif yönde ekilemekedir. Göreli fiya değişkeni kısa dönemde arım ürünleri ihracaını ekilememekedir. Döviz kuru değişkeni hem bir gecikmede hem de iki gecikmeli değerinde arım ürünleri ihracaını ekilemeke olup, bir gecikmeli değeri poziif yönde iki gecikmeli değeri ise negaif yönde ekilediği espi edilmişir. Yapısal kırılmayı emsil eden kukla değişkeni ise yine negaif yönde bir ekiye sahip olduğu haa düzelme modeli yardımıyla bulunmuşur. Haa düzelme eriminin kasayısı -1.09012 ( esi : - 6.9253>ablo değeri) olarak hesaplanmışır. Bu değere uyarlama hızı denilmekedir ve uzun dönem dengesinden meydana gelebilecek sapmalardan sonra, ekrar dengeye dönme hızını bize vermekedir. Uyarlama hızının yüksek ve anlamlı çıkması, sisemin uzun dönem denge değerine doğru yakınlaşma hızının gösergesidir (Alın ve Kaya, 2009). Uyarlanma hızının negaif ve kasayısı bire yakın bir değere sahip olması, uyarlanma hızının yüksek olduğu sonucunu çıkarmakadır. Buna göre, bu kasayı arım ürünleri ihracaında uyarlanma hızının çok yüksek olduğunu gösermekedir. Bu sonuç, açıklayıcı değişkenlerde meydana gelecek olan herhangi bir şokun reel ihracaa oluşuracağı dengesizliklerin 1 ay gibi kısa bir sürede yok olacağına işare emekedir. Uzun dönem denklemi ve haa düzelme modeli sonuçlarına göre; TL nin değer kaybı arım ürünleri ihracaını olumlu yönde ekilemekedir. J eğrisinin mevcu olup olmadığını belirlemek için ise genelleşirilmiş eki-epki fonksiyonlarının ahmini yoluna gidilmişir(grafik1). Tablo4. Haa düzelme modeli Değişkenler Kasayılar - esi C 0.15811 5.43838* LnXT(-1) 0.169419 1.36410 LnXT(-2) -0.05418-0.53495 LnRD(-1) 2.775404 2.02864** LnRD(-2) -0.08803-0.06727 LnGF(-1) -2.39659-0.17089 LnGF(-2) 21.82064 1.57252 LnEX(-1) 8.077462 1.91764*** LnEX(-2) -8.05093-3.19187* DU -0.2374-5.63285* R 2 0.552362 F esi 9.377991 Akaike Krieri -1.30552 Schwarz Krieri -0.99373 - ablo değeri ( *%1: 2.634) (*%5: 1,988) (***%10: 1,663) Grafik1. Eki Tepki Fonksiyonu Sonucu Elde edilen grafik incelendiğinde, reel döviz kurunda meydana gelen poziif bir şokun başlangıça arım ürünleri ihracaını iyileşirdiğini, daha sonra köüleşirdiği gösermekedir. Eki-epki fonksiyonunun ahmini ile ulaşılan bu sonucun J eğrisinden ziyade, Backus ve diğerleri (1994) arafından ilk kez oraya aılan S eğrisi davranışı ile uyumlu olduğudur. Akbosancı (2002) yılında yapmış olduğu çalışmada eki epki fonksiyonunu Türkiye nin genel ihraca fonksiyonu için gerçekleşirmiş olup, benzer sonuçlara ulaşmışır. Tarışma Türkiye nin 2004 2011 Haziran ayına kadar aylık verileri kullanılarak, reel dış ülkelerin geliri, göreli fiyalar ve reel döviz kuru dalgalanmasının Türkiye reel arım ürünleri ihracaı geliri üzerindeki uzun ve
kısa dönemli ekisi Johansen eş-büünleşme yönemi, haa düzelme modeli ve (VAR) eki epki yardımıyla analiz edilmişir. Johansen eşbüünleşme yönemine dayalı gerçekleşirilen modelde, reel dış gelir, göreli fiyalar ve reel döviz kuru dalgalanmasının negaif yönlü olarak arım ürünleri ihracaını ekilediği sonucuna varılmışır. Haa düzelme modelinden elde edilen uyarlama kasayısı ile açıklayıcı değişkenlerde meydana gelecek olan herhangi bir şokun reel arımsal ihracaa oluşuracağı dengesizliklerin 1 ay gibi kısa bir sürede yok olacağına hesaplanmışır. J eğrisinin mevcu olup olmadığını belirlemek için gerçekleşirilen eki-epki fonksiyonunun ahmininde döviz kuru ile reel arımsal ihraca arasında S eğrisi davranışı ile uyumlu olduğu bulunmuşur. Reel döviz kurunun arım ürünleri ihracaı üzerinde hem uzun hem de iki gecikmeli kısa dönemli haa düzelme modeline göre negaif bir ekiye sahip olduğu hesaplanmışır. Elde edilen bulgular, reel arım ihracaı üzerinde hem kısa hem de uzun dönem için en ekili değişkenin reel döviz kuru olduğu espi edilmişir. Bu sonuç daha önce Türkiye deki döviz kuru belirsizliğinin genel ihracaa ekisini inceleyen Özbay (1999), Doğanlar (2002), Saacioglu ve Karaca (2004), Köse ve ark. (2008) ile Tarı ve Yıldırım (2009) ın ulaşıkları sonuçlarla uyumludur. Bu sonuç, Türkiye deki arım ürünleri ihracaçısının risken çekinen bir yapıya sahip olduğu anlamına gelmekedir. Bu sonuca bağlı olarak Tarım ürünleri ihracaında reel döviz kuru ekili bir poliik ensrüman olarak kullanılabileceği sonucuna varılmışır. Kaynaklar Akbosancı, E., 2002. Dynamics of he Trade Balance: The Turkish J Curve. ERC / METU 6. Inernaional Conference in Economics, Sepember, Ankara. Alın, O. ve Kaya, A.A., 2009. Türkiye de AR-GE Harcamaları ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Nedensel İlişkinin Analizi. Ege Akademik Bakış, 9:251-259. Anonymous, 2011a. www.eurosa.eu Erişim arih: 14.08.2011 Anonymous, 2011b. www.cbm.gov.r Erişim arih: 13.08.2011 Anonymous, 2011c. www.uik.gov.r Erişim arih: 14.08.2011 Anonymous, 2011d. hp://www.wo.org/english/res _e/sais_e/sais_e.hm Erişim arih:18.09.2011 Arize, A.C., 1994. Coinegraion Tes of a Long-run Relaion beween he Real Effecive Exchange Rae and he Trade Balance. Inernaional Economic Journal, 8 (3),1-9. 68 Arize, A.C., 1996. The Impac Of Exchange-Rae Uncerainy On Expor Growh: Evidence From Korean Daa. Inernaional Economic Journal, 10 (3), 49-60. Arize, C.A. ve Shwiff, S.S., 1998. Does exchange- Rae volailiy affec impor flows in G-7 counries? Evidence from coinegraion models. Applied Economics, 30: 1269-1276. Aşık, A. 2003. Yapısal Kırılmalar ve Makroekonomik Değişkenler: Ampirik Bir Çalışma. Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimleri Ensiüsü, Yüksek Lisans Tezi, Ankara. Backus, D. K., Kehoe, P.J. and Kydland, F.E., 1994. Dynamics of he Trade Balance and he Terms of Trade: The J Curve. American Economic Review, 84 (1): 84-103. Bahmani-Oskooee, M. and Kara, O., 2003. Relaive Responsiveness of Trade Flows o a Change in Prices and Exchange Rae. Inernaional Review of Applied Economics, 17 (3): p293. Bird, G. and Rajan, R. 2001. Inernaional Currency Taxaion and Currency Sabilisaion in Developing Counries. Journal of Developmen Sudies, 37: 21-28. Bollerslev, T., 1986. Generalized Auoregressive Condiional Heeroscedasiciy. Journal of Economerics, 31: 307-327. Chou, W., 2000. Exchange Rae Variabiliy and China's Expors. Journal of Comparaive Economics, 28: 61-79. Chowdhury, A., 1993. Does Exchange Rae Volailiy Depress Trade Flows? Evidence from Error- Correcion Models. The Review of Economics and Saisics, 75: 700-706. Doğanlar, M., 2002. Esimaing he impac of exchange rae volailiy on expors: evidence from Asian counries. Applied Economics Leers, 9 (13) Ocober, 859-863. Engel, R., 1982. Auoregressive Condiional Heeroscedasiciy wih Programing. Journal of Farm Economics, 46:67-93 Engle, R.F. ve Granger, C.W., J.1987. Co-inegraion and error correcion: represenaion, esimaion, and esing. Economerica, 55: 251-76. Forbes, K., 2001. Are Trade Linkages Imporan Deerminans of Counry Vulnerabiliy o Crises? NBER (Naional Bureau of Economic Research) Working Paper, 8194. Geweke, J.F., Messe, R., 1981. Esimaing Regression Models of Finie bu Unknown Order. Inernaional Economic Review, 22: 55-70.
Granger, C.W.J., 1988. Some Recen Developmens in a Concep of Causaliy, Journal of Economerics 39: 199-211. Granger, C.W.J., 1986. Developmens in he Sudy of Coinegraed Economic Variables. Oxford Bullein of Economics and Saisics, 48: 213-228. Granger, C.W.J., Lee, T.H., 1989. Invesigaion of Producion, Sales and Invenory Relaionships using Mulicoinegraion and non-symmeric Error Correcion Models. J. Applied Econ., 4: 135-159. Granger, C.W.J. and Newbold, P., 1974. Spurious Regressions in Economerics. Journal of Economerics, 2: 111-120. Gökaş, Ö., 2000. Durağan Olmayan Zaman Serilerinde Ko-Enegrasyon Analizi ve Bir Uygulama. İsanbul üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü, Dokora Tezi, İsanbul Gunaydın, I., 2004. Budge Deficis Are Inflaionary? A Sudy Turkey, Dokuz Eylul Universiy Soc. Sci. J., 6(1): 158-181. Halaç, U., 2003. Türkiye de Para Dolanım Hızının İsikrarı: 1987-2001, Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 5 (1): 85-102. Haırlı, S.A., Özürk, E., Akaş, A.R., 2008. Fındık Piyasasında Fiya Geçirgenliğinin Analizi, Akdeniz Üniversiesi Ziraa Fakülesi Dergisi, 2008, 21(1), 139 143 Helliwell, J.F., 1998. How Much Do Naional Borders Maer?, Brookings Insiuion Pres. Hooper, P. and Marques, J., 1995. Exchange Raes, Prices, and Exernal Adjusmen in he Unied Saes and Japan, in P. Kenen (ed.), Undersanding Inerdependence: The Macroeconomics of he Open Economy, Princeon Universiy Pres. Kibriçioğlu, A. ve Kibriçioğlu, B., 2004. Türkiye de Uzun-Dönem Reel Döviz Kuru Dengesizliği. HDTM Ekonomik Araşırmalar Genel Müdürlüğü, Nisan. Köse, N., Ay, A., Topallı, N., 2008. Döviz Kuru Oynaklığının İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği (1995-2008). Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 10(2): 25-45 Johansen, S., 1988. Saisical Analysis of Coinegraion Vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, Vol.12. 69 Johansen, S. ve Jeselius, K., 1990. Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraionwih Applicaions o he Demand for Moey. Oxford Bullein of Economics and Saisics, (52). Jouz, F. L., Maddala, G.S., Tros, R.P., 1995. An Inegraed Bayesian Vecor Auoregression and Error Correcion Model for Forecasing Elecriciy Consumpion and Prices. J. Forecas, 14: 287-310. Oserwald-Lenum, M., 1992. A noe wih quanizes of he asympoic disribuion of he maximum likelihood coinegraion rank es saisics. Oxford Bullein of Economics and Saisics, 54 (3): 461 472. Özbay, P., 1999. The effec of exchange rae uncerainy on expors: a case sudy for Turkey. CBRT Discussion Paper, No: 9903. Ozer, O.O. ve Kayalak, S., 2006. Eşbüünleşme Modeli (Johansen Yönemi) İle Türkiye nin Pamuk Üreiminin Ekonomerik Analizi. Türkiye VII.Tarım Ekonomisi Kongresi Bildirileri (II): 468-470. 12-15 Eylül 2006-Analya Saacioglu, C. ve O.Karaca, 2004 Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracaa Ekisi: Türkiye Örneği. Doğuş Üniversiesi Dergisi, 5(2): 183-195 Sarı, A., 2010. Döviz Kuru Oynaklığının İhalaa Ekileri: Türkiye örneği. Ekonomeri ve İsaisik Sayı:11: 31 44 Sims, C., 1980. Macroeconomics an Realiy. Economerica,Vol.48. Şanlı, B., 1997. Sanayileşme Sraejileri ve Turk Dış Ticarei, Işıklı Yayın, İsanbul. Perron, P., 1997. Furher Evidence on Breaking Trend Funcions in Macroeconomic Variables. Journal of Economerics, 80 (2): 355-385. Tarı, R., Yıldırım, D.Ç., 2009. Döviz Kuru Belirsizliğinin ihracaa Ekisi: Türkiye için Bir Uygulama, Yöneim Ve Ekonomi Dergisi, Celal Bayar üniversiesi İ.İ.B.F., 16(2): 1-11. Yurdakul, F., 1995. Ekonomeride Yeni eğilimler Hendry ve Sims Yönemleri: Döviz kuru üzerine uygulama. Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü, Ekonomeri Anabilim Dalı, Dokora Tezi, Ankara. Yücel, F., 2006. Dış icarein belirleyicileri üzerine eorik bir yaklaşım. Sosyo-ekonomi Dergisi, (2): 1-22.