BÜYÜME VE İHRACAT ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

BÜYÜME VE İHRACAT ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Yrd. Doç. Dr. Erdal Demirha Afyo Kocatepe Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Özet Bu çalışma Türkiye de 1990 yılıı ilk çeyreğide 2004 yılıı ilk çeyreği arasıdaki döemde ihracat ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii araştırmaktadır. Nedesellik ilişkisii tahmi edilmeside vektör hata düzeltme modeli ve koetegrasyo aalizide yararlaılmıştır. Birim kök testleri her serii seviye değerleride durağa olmadığıı, serileri birici farklarıda ise durağalığı sağladığıı göstermektedir. Koetegrasyo testi souçları ihracat, ithalat ve büyüme arasıda uzu döem dege ilişkisii mevcut olduğuu ve tek bir koetegrasyo vektörü olduğuu göstermektedir. Seriler koetegre olduklarıda edesellik testii yapılması içi vektör hata düzeltme modeli kullaılmıştır. Ampirik souçlar ihracat ve büyüme arasıda tek yölü bir ilişkii buluduğuu ve bu tek yölü ilişkii ihracatta büyümeye doğru olduğuu göstermektedir. Ayrıca koetegrasyo deklemi uzu döemde ihracatı büyümeyi artırdığıı göstermektedir. Bu souç ihracatı artırılmasıa yöelik politikaları Türkiye de büyümeyi artırdığıı göstermektedir. Aahtar Kelimeler: İhracat, büyüme, koetegrasyo, edesellik, vektör hata düzeltme modeli. The Causality Relatioship betwee Growth ad Export: The Case of Turkey Abstract This study ivestigates the causal relatioship betwee ecoomic growth ad exports i Turkey for the period from the first quarter of 1990 to the first quarter of 2004. We utilize coitegratio aalysis ad vector error correctio model i estimatig the causality relatioship betwee exports ad growth. Uit root test results idicate that each of series is ostatioary whe the variables are defied i levels ad that each of series is statioary whe the variables are defied i first differeces. Coitegratio test results show that there exists a log-ru equilibrium relatioship amog exports, imports ad growth. It is cocluded that there is oly oe coitegratio vector i the data. Sice the series are foud to be coitegrated, we use vector error correctio model to test the existece of causality. The empirical results show that there is uidirectioal causality betwee exports ad growth. This uidirectioal causality occurs from export to growth. Moreover coitegratio equatio idicates that exports stimulate growth. This result shows that export promotio policies cotribute to growth i Turkey. Keywords: Export, growth, coitegratio, causality, vector error correctio model.

76 Akara Üiversitesi SBF Dergisi 60-4 Büyüme ve İhracat Arasıdaki Nedesellik İlişkisi: Türkiye Öreği I. GİRİŞ İhracat ve büyüme ilişkisii tespit edilmesie yöelik olarak gerek uluslar arası alada gerekse ulusal alada bir takım çalışmalar yapılmıştır. Bu çalışmaları geel olarak yatay kesit aalizie ve zama serisi aalizie dayalı çalışmalar olmak üzere ikiye ayırmak mümküdür. Zama serisi aalizleride ihracat ve büyüme arasıdaki ilişkii tespit edilmesi içi yapıla çalışmaları yaı sıra; bu iki değişke arasıdaki edesellik ilişkisii tespit edilmesi içi yapıla çalışmalar uygulamalı ekoomik çalışmalar içide öemli bir yer tutmaktadır. İhracat ve büyüme arasıdaki edeselliği yöüü tespit edilmesi ile birlikte, ihracata dayalı büyüme stratejilerii icelee ülke içi geçerli olup olmadığıı belirlemesi mümkü olabilmektedir. İhracat ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii belirlemesi amacıyla çeşitli döemlerde farklı ülkeler içi yapıla çalışmalarda değişik souçlara ulaşılmıştır. İkici bölümde de ayrıtılı olarak bahsedileceği üzere; bu çalışmaları bir kısmı ihracatta büyümeye veya büyümede ihracata doğru edesellik bulurke, bazıları iki yölü edesellik bulgularıa rastlamış, bazıları da herhagi bir edesellik tespitide buluamamıştır. Farklı souçları ortaya çıkmasıda şüphesiz icelee ülkeleri ve döemleri farklı olması öemli bir etkedir. Acak edesellik aalizide kullaıla ekoometrik yötemleri ve veri seçimideki farklılıkları bu soucu doğurduğu göz ardı edilmemelidir. Ekoometrik yötemlerde özellikle 1990 lı yılları başıda ortaya çıka gelişmeler edesellik aalizie yei boyutlar kazadırmıştır. Özellikle birici farklarıda durağa ve ayı zamada koetegre olmuş serilerle stadart Grager edesellik aalizi yapmaı yalış souçları beraberide getireceği, güümüzde geel kabul görmektedir. Ayrıca edesellik aalizide iki değişkeli aalizlerde ziyade üç değişkeli aalizleri tercih edilmesi de edesellik aalizide daha iyi souçlar elde edilmesie yol açmaktadır. 76

Erdal Demirha Büyüme ve İhracat Arasıdaki Nedesellik İlişkisi: Türkiye Öreği 77 İhracat ve büyüme arasıdaki ilişkii tespit edilmeside BAHMANI- OSKOOEE/ALSE (1993) i çalışması dikkate alıdığıda, etki ve ede arasıdaki gecikmei verii topladığı zama aralığıa göre kısa olması durumuda ve koetegrasyo aalizii geiş bir veri seti gerektirmeside dolayı serileri yıllıkta ziyade üç aylık alıması tercih edilmelidir. RIEZMAN vd. (1996) edesellik aalizide ithalat değişkeii dahil edilmemesii ihracatı büyüme üzerideki etkisii saklamasıa veya aşırı tahmi edilmesie yol açacağıı belirtmiştir. Bu çalışma, yukarıda bahsedile hususları göz öüe alarak Türkiye de 1987:01-2004:03 döemie ait üç aylık verileri kullaarak ihracat ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii araştırılması amacıyla hazırlamıştır. Böylece icelee döemde Türkiye de ihracat ve büyüme değişkeleri arasıda edesellik ilişkisii olup olmadığı, edesellik ilişkisi var ise değişkelerde hagisii edeselliğie yol açtığı veya geri-besleme (feedback) bir ilişkii olup olmadığı tespit edilmiş olacaktır. Nedesellik ilişkisii araştırılmasıda koetegrasyo yaklaşımı ve vektör hata düzeltme modeli (VECM) kullaılmıştır. Koetegrasyo yaklaşımıyla ihracat ve büyüme arasıda uzu döem dege ilişkisii buluup bulumadığı araştırılmış, VECM ile de, edeselliği yöü tespit edilmeye çalışılmıştır. Çalışmaı ikici bölümüde ihracat ve büyüme arasıdaki ilişkii icelediği bazı teorik ve ampirik çalışmalar suulmuştur. Üçücü bölümde, kullaıla metodoloji ve veriler hakkıda bilgi verilmiştir. Dördücü bölümde ampirik souçlar yorumlamıştır. Bu bölümde birim kök testleri, koetegrasyo testi ve VECM modelie göre yapıla edesellik aalizii souçları ayrı ayrı gösterilmiştir. Beşici bölümde ise elde edile souçlar ve değerledirmeler suulmuştur. II. LİTERATÜR ARAŞTIRMASI Ekoomi teorisie göre ihracatı büyümeye yol açmasıı çeşitli edeleri bulumaktadır. Bu edeleri başıda, ihracat artışıı ekoomideki faktör verimliliğii artmasıa katkıda buluması gelmektedir. BALASSA (1978; 1985) ihracat mallarıdaki üretim artışıı ekoomide etki ola sektörlerde gerçekleşeceğii ileri sürmüştür. Böylece ihracattaki artışlar yatırımları bu sektörlerde yoğulaşmasıa yardımcı olmakta ve ekoomide verimliliği artmasıa yol açmaktadır. İhracatı büyüme üzerideki bir diğer olumlu etkisi, ihracat artışıı ölçek ekoomileride ve pozitif dışsallıklarda elde edile kazaçlar doğurmasıda kayaklamaktadır (TYLER, 1981). İhracata dayalı olarak üretim yapa sektörleri uluslararası alada rekabet edebilirliğii sağlaması, üretim maliyetlerii düşük olmasıa ve yei tekolojileri 77

78 Akara Üiversitesi SBF Dergisi 60-4 kullaılmasıa bağlıdır. Bu oktada ihracat geişlemesie bağlı olarak arta rekabet, ihracat sektörlerii üretim maliyetlerii düşürülmesi ve yei tekolojileri sağlamasıa yöelik politikalar uygulamaya teşvik etmektedir. Bu ise verimliliği artmasıa katkıda bulumaktadır MICHAELY, 1977; KAVOUSSI, 1984). İhracattaki artışlar döviz sıkıtısıı hafifleterek sermaye mallarıı ithalatıı kolaylaştırmak suretiyle de ekoomik büyümeye yol açabilmektedir (VOIVODAS, 1973; CHENERY/ STROUT, 1966; ESFAHANI, 1991). İhracat artışı yei tekolojileri, bilgii ve daha iyi yöetim uygulamalarıı kullaımıı sağlayarak büyüme üzeride pozitif etkide buluabilmektedir (BEN-DAVID/LOEWY, 1998; LUCAS, 1988). İhracattaki artışlar ihracata dayalı olmaya sektörler üzeride pozitif etkiler doğurmak suretiyle de büyümeye katkıda buluabilmektedir. Bu katkılar üretim tekiklerii geliştirilmesi ve daha etki yöetim tekiklerii uygulaması suretiyle gerçekleşmektedir (FEDER, 1982). Ekoomi literatürüde büyümei ihracata yol açması ile ilgili olarak çalışmalar da mevcuttur. LANCASTER (1980) büyümei ihracat üzeride pozitif etkide buluabileceğii ileri sürmüştür. Bazı çalışmalar (HELPMAN/ KRUGMAN, (1985) gibi] ihracat ve büyüme arasıda geri besleme ilişkii mevcut olabileceğie dair tespitlerde bulumuşlardır. İhracat ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii tespit edilmesie yöelik olarak uluslararası alada yapıla bazı çalışmalar ise şulardır: ARNADE/VASAVADA, (1995); FOSU, (1996) ve THORNTON, (1996) ihracatta büyümeye doğru edesellik tespitide buluurke, HENRIQUES/ SADORSKY, (1996) ve AL-YOUSIF, (1999) edeselliği yöüü büyümede ihracata doğru tespit etmişlerdir. DUTT/GHOSH, (1994); THORNTON, (1997) ve SHAN/SUN, (1998) ihracat ve büyüme arasıda iki yölü edeselliği buluduğua dair bulgular sumuşlardır. İhracat ve büyüme arasıdaki ilişkii Türkiye açısıda tespit edilmesie yöelik olarak yapıla çalışmaları bir kısmı sadece Türkiye üzerie odaklaırke, diğer kısmı çeşitli ülke grupları arasıda Türkiye ye de yer vere çalışmalardır. Öreği DUTT/GHOSH, (1994) 1953-1991 döemleri arasıda yıllık verilerde yararlaarak yaptıkları çalışmada Türkiye de ihracat ve büyüme arasıda uzu döemli ilişki olduğuu tespit etmişlerdir. AMIRKHALKHALI/DAR, (1995), 1961-1988 döemleri arasıda; RAM (1987), 1966-1981 döemleri arasıda yıllık verileri kullaarak yaptıkları çalışmalarda Türkiye de ihracatı büyüme üzerideki etkisii istatistiki olarak alamlı bulmamışlardır. 78

Erdal Demirha Büyüme ve İhracat Arasıdaki Nedesellik İlişkisi: Türkiye Öreği 79 Yukarıda bahsedile Türkiye ile ilgili yapılmış çalışmalar, edeselliği tespit edilmesie yöelik olmayıp, ihracat ve büyüme arasıdaki ilişkileri tespit edildiği çalışmalardır. Türkiye içi ihracat ve büyüme arasıdaki edeselliği belirlemesi amacıyla yapıla çalışmalar, sadece Türkiye odaklı veya çeşitli ülke grupları arasıda Türkiye ye yer vere iteliktedir. Öreği SHARMA/DHAKAL, (1994) Türkiye de 1960-1988 döemide yıllık veriler kullaıldığıda ihracat ve büyüme arasıda bir edesellik ilişkisii mevcut olmadığı soucua varmıştır. POMPONIO (1996) 1965-1985 döemide yıllık verileri kullaarak aralarıda Türkiye i de buluduğu 66 ülke içi ihracat ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii iki değişkeli ve üç değişkeli olarak araştırmıştır. POMPONIO, (1996) Türkiye ile ilgili bulgularıda iki değişkeli aaliz içi, ihracat ve büyüme arasıda edeselliği bulumadığı; üç değişkeli aalizde ise ihracatta ve yatırımda büyümeye doğru tek yölü edeselliği mevcut olduğuu tespit etmiştir. DODARO, (1993) u, 1967-1986 döemide yıllık verilerle 87 ülkeyi baz ala çalışmasıda, Türkiye de büyümede ihracata doğru tek yölü edesellik tespit edilmiştir. ALICI/UCAL, (2003) 1987:1-2002:4 döemide üç aylık verilerle yaptıkları çalışmada ihracatta büyümeye doğru tek yölü edesellik tespitide bulumuşlardır. YİĞİDİM/KÖSE, (1997) 1980-1996 döemii kapsaya çalışmalarıda değişkeleri yüzde değişimlerii kulladıklarıda ihracat ve büyüme arasıda bir edesellik ilişkisi tespit etmezke, değişkeleri logaritmik farklarıı alarak yaptıkları aalizde büyümede ihracata doğru tek yölü edesellik tespit etmişlerdir. ÖZMEN/FURTUN, (1998) 1970 sorası üç aylık verileri kullaarak yaptıkları aalizde ihracata dayalı büyüme hipotezii Türkiye de geçerli olmadığı; KÖSE/YİĞİDİM, (1998) ise 1980-1997 döemii kapsaya ve üç aylık verileri kullaarak hazırladıkları çalışmalarıda ihracata dayalı büyüme hipotezii Türkiye de geçerli olduğu soucua varmışlardır. BAHMANI-OSKOOEE/DOMAC, (1995) Türkiye de 1923-1990 döemide ihracat artışı ve büyüme arasıda iki yölü edeselliği mevcut olduğuu tespit etmişlerdir. III. METODOLOJİ ve VERİ SETİ Nedesellik ilişkisii araştırmada öce serileri durağalık testlerii yapılması gerekmektedir. Buu edei, edesellik aalizii gerçekleştirilme yötemii serileri durağalığıı sağlaıp sağlamadığıa göre değişmesidir. Serileri durağa olup olmadıklarıı tespit edilmesi içi geişletilmiş Dickey Fuller (Augmeted Dickey Fuller-ADF) (DICKEY/FULLER,1981) birim kök testii yapılması gerekmektedir. ADF birim kök testii souçları sabit içere 79

80 Akara Üiversitesi SBF Dergisi 60-4 fakat tred içermeye (1) umaralı deklem kullaılmak suretiyle elde edilmektedir. Δy t p 1 + θ yt 1 + α i Δyt i + ε t i= 1 = β (1) (1) umaralı deklemde, y t ilgili değişkeleri, bir diğer ifadeyle reel gayri safi yurt içi hasıla (Y), ihracat (EX) ve ithalat (IM) değişkelerii; Δ birici fark operatörlerii; p, gecikme uzuluğuu; ε ise hata terimii göstermektedir. Sıfır hipotezimiz, θ=0; alteratif hipotezimiz ise θ<0 dır. Sıfır hipotezi reddedilmemesi durumuda serileri birim kök taşıdığı soucua varılmaktadır. Alaşılacağı üzere ADF testi θ katsayısıı istatistiksel olarak sıfıra eşit olup olmadığıı test etmektedir. Bu test gerçekleştirilirke ADF t istatistik değerii MacKio kritik değerleride mutlak alamda büyük olup olmadığıa bakılmaktadır. ADF t istatistik değerii MacKio kritik değerleride mutlak alamda büyük olması durumuda serileri durağa olduğu kaaatie varılmaktadır. Değişkeleri birici farklarıda durağa olması durumuda, değişkeleri beraber koetegre olup olmadıklarıı tespit edilmesi gerekmektedir. Değişkeleri beraber koetegre olmaları bular arasıda lieer bir kombiasyou buluduğu, bir diğer ifadeyle değişkeler arasıda uzu döemli bir ilişkii olduğu alamıa gelmektedir. Buu alaşılması içi koetegrasyo testii yapılması gerekmektedir. Çalışmada koetegrasyo testi JOHANSEN, (1988) ve JOHANSEN/JUSELIUS, (1990) [JJ] yötemie göre gerçekleştirilmiştir. Y ile EX arasıda uzu döemli ilişki olup olmadığıı belirlemesi içi gerçekleştirile koetegrasyo testi soucuda koetegrasyou buluması, bu iki değişke arasıda uzu döemli bir ilişkii mevcut olduğu alamıa gelmektedir. JJ yötemi kullaıldığıda koetegrasyo vektörlerii sayısı trace testi yapılmak suretiyle tespit edilebilmektedir. Trace testide koetegrasyo vektörlerii sayısıı (r) 0,1,2,... eşit veya küçük olduğu sıfır hipotezi test edilmektedir. Her bir durum içi sıfır hipotezleri reddedilmesi trace istatistik değerii kritik değerde yüksek çıkması halide söz kousu olmaktadır. Öreği r=0 sıfır hipotezii reddedilmesi 1 koetegrasyo vektörüü buluduğuu; r 1 sıfır hipotezii reddedilmesi 2 koetegrasyo vektörüü buluduğuu; r 2 sıfır hipotezii reddedilmesi ise 3 koetegrasyo vektörüü buluduğuu göstermektedir. r=0 sıfır hipotezii reddedilmemesi, 80

Erdal Demirha Büyüme ve İhracat Arasıdaki Nedesellik İlişkisi: Türkiye Öreği 81 değişkeler arasıda koetegrasyo vektörüü bulumadığı alamıa gelmektedir. Koetegrasyo aalizi Y, EX ve IM arasıda uzu döemli bir ilişkii olduğuu göstermesie rağme, Grager edeselliğii yöü ile ilgili bir bilgi vermemektedir. ENGLE/GRANGER (1987) a göre değişkeler arasıda koetegrasyou buluması durumuda değişkeler arasıda e azıda tek yölü bir edesellik mevcut olacaktır. Ayrıca ENGLE/GRANGER (1987) a göre koetegrasyou buluması halide vektör hata düzeltme modeli (VECM) kullaılabilecektir. İhracat, büyüme ve ithalatı her birii bağımlı değişke olarak alıması durumuda oluşturula VECM, (2), (3) ve (4) umaralı deklemler yardımıyla gösterilebilir. ΔY t 1 + β1 i) ΔYt i + γ 1( i) ΔEX t i + λ1 ( i) ΔIM t i + ψ 1zt 1 + i= 1 i= 1 i= 1 = α ( ε (2) 1t ΔEX ΔIM t t 2 + β 2 i) ΔYt i + γ 2 ( i) ΔEX t i + λ2 ( i) ΔIM t i + ψ 2 zt 1 + i= 1 i= 1 i= 1 = α ( ε (3) 3 + β3 i) ΔYt i + γ 3 ( i) ΔEX t i + λ3 ( i) ΔIM t i + ψ 3zt 1 + i= 1 i= 1 i= 1 = α ( ε (4) 2 t 3t (2), (3) ve (4) umaralı deklemlerde hata düzeltme terimii göstere z t-1, koetegrasyo ilişkiside elde edile bir döem gecikmeli kalıtıları ifade etmektedir. Vektör hata düzeltme modelie dayalı olarak ortaya çıka edeselliği kayağıı tespit edilmesi içi, açıklayıcı değişkeleri bütü katsayılarıa beraber uygulaa Wald testie ve hata düzeltme terimlerii katsayılarıa uygulaa t testie bakılması gerekmektedir. Uygulaa Wald testi soucuda açıklayıcı değişkeleri katsayılarıı grup olarak F istatistiğie göre istatistiki olarak alamlı olması durumuda veya hata düzeltme terimlerii katsayılarıı t istatistiğie göre alamlı çıkması durumuda edesellikte bahsedilebilir. Alaşılacağı üzere VECM edeselliği yöüü tahmi edilmeside ilave bir kaal sağlamaktadır. Koetegrasyou buluması ve hata düzeltme terimii katsayısıı istatistiksel olarak alamlı olması durumuda stadart edesellik aalizi kullaılırsa, gerçekte var ola edesellik ilişkisii mevcut olmadığı soucua varılabilecektir. Bu ise edesellikle ilgili yaıltıcı souçlara ulaşılmasıa yol 81

82 Akara Üiversitesi SBF Dergisi 60-4 açacaktır. Bu bakımda koetegre olmuş serilerde VECM kullaılması gerekmektedir. Çalışmada serileri elde edilmesii mümkü olabildiği 1987:01-2004:03 döemie ait üç aylık veriler kullaılmıştır. Bütü seriler 1987 fiyatları baz alıarak reel olarak ifade edilmiş ve buları logaritmik değerleri aalizde kullaılmıştır. Çalışmada kullaıla veriler TCMB (Türkiye Cumhuriyet Merkez Bakası) i veri dağıtım sistemide sağlamış, hesaplamalarda ise Eviews 3.1 paket programıda yararlaılmıştır. IV. AMPİRİK SONUÇLAR A. Birim Kök Testi Souçları Çalışmada kullaıla değişkeleri ADF testii souçları tablo-1 de suulmuştur. Tablo-1 icelediğide Y, EX ve IM değişkeleride birim kökü buluduğua dair sıfır hipotezi reddedilmediği ve böylece değişkeleri seviye değerleride durağa olmadıkları görülmektedir. Y, EX ve IM değişkeleri seviye değerleride durağa olmadıklarıı tespit edilmesi üzerie, değişkeleri ilk farklarıda durağa olup olmadıklarıı belirlemesi içi yie ADF testi uygulamıştır. Tablo-1 de suula souçlara göre, değişkeleri birici farklarıda birim kök taşıdıkları sıfır hipotezi yüzde 1 alamlılık seviyeside reddedilmiştir. Böylece değişkeleri ilk farklarıda durağa I(1) oldukları soucua varılmıştır. Tablo-1: ADF Test Souçları Değişkeler ADF Değişkeler ADF Y -0,45 (4) ΔY -3,73 (3)*** EX 0,58 (4) ΔEX -4,26 (3)*** IM -0,88 (4) ΔIM -5,24 (4)*** Tahmi edile model sabit içermektedir. *** %1 alamlılık düzeyii göstermektedir. Optimal gecikme uzuluğu Akaike Bilgi Kriterie (AIC) göre belirlemiş olup paratez içide gösterilmiştir. 82

Erdal Demirha Büyüme ve İhracat Arasıdaki Nedesellik İlişkisi: Türkiye Öreği 83 B. Koetegrasyo Testi Souçları Y, EX ve IM değişkelerii ilk farklarıda durağa olması bu değişkeler arasıda uzu döemli bir ilişkii olup olmadığıı icelemesii gerektirmektedir. Bu amaçla JOHANSEN (1988) ve JOHANSEN/JUSELIUS (1990) yötemie göre gerçekleştirile koetegrasyo eticeside ulaşıla bulgular Tablo-2 de özetlemiştir. Tablo-2: Johase Koetegrasyo Testi Souçları Hipotez Trace İstatistiği %5 Kritik Değer %1 Kritik Değer H 0 : r=0 30,65** 29,68 35,65 H 0 : r 1 10,22 15,41 20,04 H 0 : r 2 0,14 3,76 6,65 Koetegrasyo deklemide sabiti yer aldığı model kullaılmıştır. ** Sıfır hipotezi %5 alamlılık düzeyide reddedildiğii göstermektedir. r: Koetegrasyo vektörüü sayısı Optimum gecikme uzuluğu AIC kriterie göre 5 olarak alımıştır. Tablo-2 icelediğide, r=0 sıfır hipotezii yüzde 5 alamlılık düzeyide reddedildiği görülmektedir. Nitekim 30,65 olarak hesaplaa Trace istatistik değeri 29,68 kritik değeride yüksektir. Diğer yada r 1 ve r 2 hipotezi ayı alamlılık düzeyide reddedilmemiştir. Bu bakımda modelde tek bir koetegrasyo vektörüü buluduğu alaşılmaktadır. Koetegrasyo testi soucua göre Y, EX ve IM arasıda uzu döemli bir ilişki mevcuttur. C. Vektör Hata Düzeltme Modeli (VECM) ve Değişkeler Arasıda Nedeselliği Araştırılması Vektör hata düzeltme modelie dayalı olarak ortaya çıka edeselliği kayağıı tespit edilmesi içi, (2), (3) ve (4) umaralı deklemleri tahmi edilmeside sora, her bir bağımlı değişke içi açıklayıcı değişkeleri katsayılarıa beraber uygulaa Wald testide elde edile F istatistik değerleri ile hata düzeltme terimlerii katsayılarıı t istatistik değerleri tablo-3 de gösterilmiştir. 83

84 Akara Üiversitesi SBF Dergisi 60-4 Tablo-3: Nedeselliği Kayakları Bağımlı Değişke ΔY ΔEX ΔIM z t-1 (t) ΔY - 1,04 3,63*** -0,02 ΔEX 2,53** - 0,80-0,86 ΔIM 1,55 1,00-2,67** * %10, ** %5, *** %1 alamlılık düzeyii göstermektedir. Optimum gecikme uzuluğu AIC kriterie göre 5 olarak alımıştır. Wald testi açıklayıcı değişkeleri katsayılarıa beraber uygulamaktadır. (2) umaralı deklemde ΔEX ΔY içi γ 1(i) =0; ΔIM ΔY içi λ 1(i) =0 (3) umaralı deklemde ΔY ΔEX içi β 2(i) =0; ΔIM ΔEX içi λ 2(i) =0 (4) umaralı deklemde ΔY ΔIM içi β 3(i) =0; ΔEX ΔIM içi λ 3(i) =0 sıfır hipotezlerie uygulamaktadır. z t-1 (t)= Hata düzeltme terimi katsayısıı t istatistiği değeri. Tablo-3 icelediğide (2) umaralı deklem içi γ 1(i) =0 sıfır hipotezii (ihracat büyümei edei değildir) reddedilmediği görülmektedir. Bu souç Türkiye de ihracatta büyümeye doğru bir edeselliği mevcut olmadığıı göstermektedir. (2) umaralı deklem içi λ 1(i) =0 sıfır hipotezii (ithalat büyümei edei değildir) reddedilmesi ise Türkiye de ithalatta büyümeye doğruda bir edeselliği olduğuu göstermektedir. Tablo-3 deki test değerleri (3) umaralı deklem içi β 2(i) =0 sıfır hipotezii (büyüme ihracatı edei değildir) hipotezii reddedildiğii; λ 2(i) =0 sıfır hipotezii (ithalat ihracatı edei değildir) ise reddedilmediğii göstermektedir. Bu bulgular Türkiye de icelee döemde büyümede ihracata doğru bir edeselliği buluduğuu, diğer yada ithalatı ihracata ede olmadığıı göstermektedir. Tablo-3 de (4) umaralı deklem içi β 3(i) =0 ve λ 3(i) =0 sıfır hipotezlerii (büyüme ithalatı edei değildir ve ihracat ithalatı edei değildir) souçlarıa bakıldığıda ise, β 3(i) =0 ve λ 3(i) =0 sıfır hipotezlerii reddedilmediği görülmektedir. Diğer yada hata düzeltme terimii katsayısı istatistiki olarak alamlıdır. Bu bulgular Türkiye de büyümede ve ihracatta ithalata doğru bir edeselliği buluduğuu göstermektedir. JONES/JOULFAIAN (1991) a göre VECM deki gecikmeleri alımış açıklayıcı değişkelerdeki değişimler kısa döem etkileri, hata düzeltme terimi ise uzu döem etkiyi göstermektedir. Tablo-3 de görüleceği üzere, açıklayıcı 84

Erdal Demirha Büyüme ve İhracat Arasıdaki Nedesellik İlişkisi: Türkiye Öreği 85 değişkeleri bütüüü bir grup olarak alamlı buluması değişkeler arasıda kısa döem edeselliği mevcut olduğuu, hata düzeltme terimi katsayısıı istatistiki olarak alamlı olması ise uzu döem etkii mevcut olduğuu göstermektedir. Aaliz döemide Türkiye de yaşaa krizleri değişkeler arasıdaki edesellik ilişkilerie etkisii belirlemesi amacıyla 1994 Nisa kararları ile 2000 Kasım ve 2001 Şubat krizleri göz öüe alıarak bu döemleri temsil ede kukla değişkeler VECM e ilave edilmiştir. Kukla değişkeleri ilave edilmesi ile elde edile VECM e dayalı olarak ortaya çıka edeselliği kayağıı tespit edilmesi içi, açıklayıcı değişkeleri bütü katsayılarıa beraber uygulaa Wald testi F değerlerie ve hata düzeltme terimlerii katsayılarıa uygulaa t istatistik değerie bakılmıştır. Buu soucuda kukla değişkeleri aaliz souçları üzeride bir etkisii olmadığı belirlemiştir. Bir diğer ifadeyle aaliz döemide yaşaa krizleri ihracat ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisie bir etkisi tespit edilmemiştir. Her dekleme ait J.B. ormallik testi, LM serisel korelasyo testi, White değişe varyaslık testi, Ramsey foksiyoel yapı testi gibi diagostic testleri gösterildiği tablo-4 icelediğide modeli kabul edilebilir olduğu görülmektedir. Tablo-4: Diagostic Testler Bağımlı Değişke J.B LM(1) WHITE RAMSEY ΔY 0,01** 0,92 0,28 0,39 ΔEX 0,50 0,69 0,11 0,11 ΔIM 0,0*** 0,75 0,31 0,32 Tablodaki değerler testlere ait p değerleridir. V. SONUÇ Bu çalışmada Türkiye de 1987:01-2004:03 döemi arasıda ihracat ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisi icelemiştir. Çalışmada öcelikle değişkeleri birim kök taşıyıp taşımadıkları araştırılmıştır. Durağalık testi soucuda bütü değişkeleri birici faklarıda durağa oldukları tespit edilmiştir. Serileri birici farklarıda durağalığıı sağlaması ile birlikte uzu döemli ilişkii araştırılması içi koetegrasyo testi yapılmıştır. Koetegrasyo testi eticeside değişkeler arasıda uzu döemli bir ilişkii buluduğu soucua varılmıştır. Değişkeler arasıda koetegrasyou 85

86 Akara Üiversitesi SBF Dergisi 60-4 buluması edeselliği yöüü tespit edilmesi içi VECM kullaılmasıı gerektirmiştir. Vektör hata düzeltme modelide her bir deklem içi bütü açıklayıcı değişkeleri katsayılarıı grup olarak sıfırda farklı olup olmadığı test edilmiştir. Test soucuda ihracatta büyümeye doğru edeselliği bulumadığı, ithalatta büyümeye doğru ise edeselliği buluduğu tespit edilmiştir. Bu çerçevede Türkiye de icelee döemde ihracata dayalı büyüme stratejilerii geçerli olmadığı alaşılmaktadır. Çalışmada ihracat ve büyüme arasıdaki edesellik ilişkisii yöüü büyümede ihracata doğru olduğu tespit edilmiştir. Bu alamda Türkiye de icelee döemde ihracat ve büyüme arasıda tek yölü ilişki bulumaktadır. İthalatı bağımlı değişke olarak alıdığı VECM de, hata düzeltme terimii katsayısı istatistiki olarak alamlı olması, Wald testi soucuda açıklayıcı değişkeleri katsayılarıı grup olarak F istatistiğie göre istatistiki olarak alamlı olmamasıa rağme, büyüme ve ihracatta ithalata doğru bir edeselliği mevcut olduğuu göstermektedir. Çalışmada büyümede ihracata doğru edeselliği buluduğua dair elde edile souç, DODARO (1993) u ve YİĞİDİM/KÖSE (1997) i değişkeleri logaritmik farklarıı alarak yaptıkları aalizde elde ettikleri souçları desteklemektedir. Çalışmada elde edile souçlar; Türkiye de ihracatı büyümeye ede olmadığıı göstermesie rağme, ithalatta büyümeye doğru bir edesellik ilişkisii buluduğuu işaret etmektedir. Bu bulgu, Türkiye de icelee döemdeki ekoomik büyümede ithalatı öemli bir rol üstlediğii göstermektedir. İthalatta büyümeye, büyümede de ihracata doğru ortaya çıka edesellik ilişkisi ise dolaylı yolda da olsa ithalatı ihracatı artırılmasıda katkısı olduğuu göstermektedir. Çalışmada elde edile bulgular ışığıda ihracatta büyümeye doğru edesellik tespitide buluulmaması, ihracatı ülke ekoomisi açısıda öemii az olduğu alamıa gelmemelidir. Bu çerçevede ihracatı ekoomik büyümeyi sağlaya kaallarıı açmak ve bu yöde politikalar uygulamak gerekmektedir. İhracatı ekoomik büyümeye doğruda katkı sağlaması verimlilik artışlarıı sağlaması ve tekolojik yeilikleri ülke içie getirilmesi ile mümkü olmaktadır. Ayrıca Türkiye de ihracatı ithalata ede olması, dolaylı yolda da olsa ihracatı ekoomik büyümeye katkısıı olduğuu göstermektedir. Çalışmada elde edile bulgulara göre ithalat ve büyüme arasıda iki yölü bir edesellik ilişkisi bulumaktadır. Bu durum ithalata dayalı büyüme performasıı sergilediği Türkiye de ilerleye döemlerde dış açığı fiasmaı soruu ile karşılaşılabileceğii göstermektedir. Bu oktada, ithalatı fiasmaıı mümkü olduğuca ihracat gelirleride gerçekleştirilmesi hususu öem kazamaktadır. İthalatı fiasmaıda ihracat gelirlerii yetersiz kalması, fiasmaı dış kayak ile 86

Erdal Demirha Büyüme ve İhracat Arasıdaki Nedesellik İlişkisi: Türkiye Öreği 87 yapılmasıı gerektirecektir. Bu ise dışarıda borçlaılabildiği sürece ithalatı ve dolayısıyla ekoomik büyümei sağlaabileceğii göstermektedir. Kayakça ALICI, A.A. / UCAL, M.Ş. (2003), Foreig Direct Ivestmet, Exports ad Output Growth of Turkey: Causality Aalysis (Madrid: Paper to be Preseted Europea Trade Study Group 5. Aual Coferece-11-13 September 2003). AL-YOUSIF, Y.K. (1999), O the Role of Exports i The Ecoomic Erowth of Malaysia: A Multivariate Aalysis, Iteratioal Ecoomic Joural, 13: 65-75. AMIRKHALKHALI, S./DAR, A.A. (1995), A Varyig-Coefficiets Model of Export Expasio, Factor Accumulatio ad Ecoomic Growth: Evidece From Cross-Coutry, Time Series Data, Ecoomic Modellig, 12: 435-41. ARNADE, C./VASAVADA U. (1995), Causality Betwee Productivity ad Exports i Agriculture: Evidece from Asia ad Lati America, Joural of Agricultural Ecoomics, 46: 174-186. BAHMANI-OSKOOEE, M./ DOMAC, I. (1995) Export Growth ad Ecoomic Growth i Turkey: Evidece from Coitegratio Aalysis, Middle East Techical Uiversity Studies i Developmet, 22: 67-77. BAHMANI-OSKOOEE, M./ALSE, J. (1993), Export Growth ad Ecoomic Growth: A Applicatio of Coitegratio ad Error-Correctio Modelig, The Joural of Developig Areas, 27: 535-542. BALASSA, B. (1985), Exports, Policy Choies, ad Ecoomic Growth i Developig Coutries After the 1973 Oil Shock, Joural of Developmet Ecoomics,18: 23-35. BALASSA, B. (1978), Exports ad Ecoomic Growth: Further Evidece, Joural of Developmet Ecoomics, 5: 181-189 BEN-DAVID, D./ LOEWY, M.B. (1998), Free-Trade, Growth, ad Covergece, Joural of Ecoomic Growth, 3: 143-70. CHENERY, H.B./STROUT, A. (1966), Foreig Assistace ad Ecoomic Developmet, America Ecoomic Review, 679-732. DICKEY, D.A./FULLER, W.A. (1981), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Uit Root, Ecoometrica, 49/4 (July): 1057-1072. DODARO, S. (1993), Exports ad Growth: A Recosideratio of Causality, Joural of Developig Areas, 27: 227-244. DUTT, S.D. / GHOSH, D. (1994), A Empirical Ivestigatio of the Export Growth-Ecoomic Growth Relatioship, Applied Ecoomics Letters, 1: 44-48. ENGLE, R.F. / GRANGER, C.W.J. (1987), Coitegratio ad Error-Correctio: Represetatio, Estimatio ad Testig, Ecoometrica, 55: 251-276 ESFAHANI, H.S. (1991), Exports, Imports, ad Ecoomic Growth i Semi-Idustrialized Coutries, Joural of Developmet Ecoomics, 35: 93-116. FEDER, G. (1982), O Exports ad Ecoomic Growth, Joural of Developmet Ecoomics, 12: 59-73 HELPMAN, E./KRUGMAN, P.R. (1985), Market Structure ad Foreig Trade (Cambridge (Mass.): MIT Press). HENRIQUES, I./SADORSKY, P. (1996), Export-Led Growth or Growth-Drive Exports? The Caadia Case, Caadia Joural of Ecoomics, 96: 540-55. FOSU, A.K. (1996), Primary Exports ad Ecoomic Growth i Developig Coutries, World Ecoomy, 19:465-475. 87

88 Akara Üiversitesi SBF Dergisi 60-4 JOHANSEN, S. (1988), Statistical Aalysis of Coitegratio Vectors, Joural of Ecoomic Dyamics ad Cotrol, 12 (2-3): 231-254 JOHANSEN, S./JUSELIUS, K. (1990), Maximum Likelihood Estimatio ad Iferece o Coitegratio-with Applicatios to the Demad for Moey, Oxford Bulleti of Ecoomics ad Statistics, 52: 169-210. JONES, J./JOULFAIAN, D. (1991) Federal Govermet Expeditures ad Reveues i the Early Years of the America Republic: Evidece from 1792 ad 1860, Joural of Macroecoomics, 13: 133-155. KAVOUSSI, R.M. (1984), Export Expasio ad Ecoomic Growth: Further Empirical Evidece, Joural of Developmet Ecoomics, 14: 241-250. KÖSE, N./YİĞİDİM, A. (1998), Dışsallık ve İhracata Dayalı Büyüme Hipotezi: Türkiye Öreği, 1980-1997, İstatistik Koferası, 26-27 Ekim 1998 (Akara: Gazi Üiversitesi, İstatistik Bölümü): 147-155 LANCASTER, K. (1980), Itra-Idustry Trade Uder Perfect Moopolistic Competitio, Joural of Iteratioal Ecoomics, 10: 151-175. LUCAS, R.E. (1988), O the Mechaics of Ecoomic Developmet, Joural of Moetary Ecoomics, No:22: 3-42. MICHAELY, M. (1977), Exports ad Growth: A Empirical Ivestigatio, Joural of Developmet Ecoomics, 4: 49-53. ÖZMEN, E./FURTUN, G. (1998), Export-Led Growth Hypothesis ad the Turkish Data: A Empirical Ivestigatio, METU Studies i Developmet, 25/3: 491-503. POMPONIO, X.Z. (1996), A Causality Aalysis of Growth ad Export Performace, Atlatic Ecoomic Joural, 24: 168-176. RAM, R. (1987), Exports ad Ecoomic Growth i Developig Coutries: Evidece from Time- Series ad Cross-Sectio Data, Ecoomic Developmet ad Cultural Chage, 36: 51-72. RIEZMAN, R.G./ SUMMERS, P.M./ WHITEMAN, C.H. (1996), The Egie of Growth or its Hadmaide? A Time Series Assessmet of Export-Led Growth, Empirical Ecoomics, 21: 77-110. SHAN, J./SUN, F. (1998), Export-Led Growth Hypothesis for Australia: A Empirical Reivestigatio, Applied Ecoomics Letters, 5: 423-428. SHARMA, S.C./DHAKAL, D. (1994) Causal Aalysis Betwee Exports ad Ecoomic Growth i Developig Coutries, Applied Ecoomics, 26: 1145-57. THORNTON, J. (1996), Coitegratio, Causality ad Export-Led Growth i Mexico, 1895-1992, Ecoomic Letters, 50: 413-416. THORNTON, J. (1997), Export ad Ecoomic Growth:Evidece from 19 th Cetury Europe, Ecoomic Letters, 55: 235-240. TYLER, W.G. (1981), Growth ad Export Expasio i Developig Coutries: Some Empirical Evidece, Joural of Developmet Ecoomics, 9: 121-130. VOIVODAS, C. (1973), Exports, Foreig Capital Iflow ad Ecoomic Growth, Joural of Iteratioal Ecoomics, 3: 337-349. YİĞİDİM, A./KÖSE, N. (1997), İhracat ve Ekoomik Büyüme Arasıdaki İlişki, İthalatı Rolü: Türkiye öreği (1980-1996), Ekoomik Yaklaşım, 8: 71-85. 88