GÜMRÜK BİRLİĞİ SONRASI TÜRKİYE NİN İHRACAT FONKSİYONUNUN TAHMİNİ

İsanbul Tcare Ünverses Sosal Blmler Dergs Yıl:7 Saı:3 Bahar 2008 s. 89-04 GÜMRÜK BİRLİĞİ SONRASI TÜRKİYE NİN İHRACAT FONKSİYONUNUN TAHMİNİ Cengz AKTAŞ * Vesel YILMAZ ** ÖZET Gelşmeke olan ülkelern ekonomk performanslarını ekleen öneml fakörlerden brs hracaır. Blndğ gb Gümrük Brlğ Türke nn hraca ve halaını öneml br bçmde eklemekedr. Bu çalışmada Türke nn Gümrük Brlğ ne grdken sonrak 996-2005 dönemndek alık verlerle Türke nn hraca fonkonunun ahmn apıldı. Çoklu doğrusal regreson modellerne haç duulan bu p ekonomer çalışmalarında, paramere ahmnlernn berabernde gerdğ problemlerden br de zaman sers verlernde durağanlık sorunudur. Çalışmada önce durağanlığın belrlenmes çn ADF ve Phllps-Perron brm kök es apıldı. Brm kök es sonuçlarına göre üm serlern brnc farklarında durağan oldukları görüldü. Johansen nın Eşbüünleşme es sonuçlarıla da hraca fonksonunun uzun döneml ahmnler çn kullanılableceğ sonucuna ulaşıldı. Anahar Sözcükler:Gümrük Brlğ, Brm Kök, Eşbüünleşme, İhraca Fonksonu THE ESTIMATE OF TURKEY S EXPORTS FUNCTION AFTER FROM CUSTOM UNION ABSTRACT Expor s one of he mporan facors ha affec developng counres economc performance. I s a well known fac ha cusoms unon affecs Turke s expors and mpors sgnfcanl. Ths paper examned he esmaon of Turke's expor funcon, afer enerng he cusoms unon, b usng monhl expor daa for he perod of 996-2005. In hs pe of economerc sudes, where mulple lnear regresson models are ulzed, he problem of saonar n me seres of parameers esmaon s a common one. In curren sud, Un Roo Tes of Phllps-Perron and ADF es were ulzed n order o nvesgae he saonar problem. Resuls of he ess revealed ha all seres are saonar n her frs dfferences. Furhermore, he resuls of Johansen's conegraon analss affrmed ha expor funcon can be used for he long run esmaon purposes. Kewords: Cusom Unon, Un Roo, Conegraon, Expors Funcon * Yrd.Doç.Dr., Eskşehr Osmangaz Ünv. Fen-Ed.Fak. İsask Böl. Eskşehr. ** Doç.Dr., Eskşehr Osmangaz Ünv. Fen-Ed.Fak. İsask Böl. Eskşehr. 89

. GİRİŞ Ekonom leraüründek en kapsamlı konulardan br hızlı ve skrarlı br ekonomk kalkınma (büüme) sürecnn nasıl gerçekleşrlebleceğ le lgldr. Gelşmeke olan ülkelern dövz rezervler kısılı olup bu ülkelern uluslar arası fnansal pasalardan mal kanaklar elde emes güçür. İhraca; enerj, aırım, malları ve ara malları gb öneml halaın fnansmanını sağlamak çn gerekl olan kı dövz kanaklarını elde ederek br ülkenn büüme sürecnde öneml br rol onamakadır (Şmşek ve Kadılar, 2005: ). İhracaın ekonomk büüme pozf ekledğ görüşünün emelnde aan nedenler dör maddede oplamak mümkündür: a)ihracaan elde edlen dövz gelr, ekonomnn ürem mkanlarını arıracak sermae mallarını hal eme kolalaşırır. b)ihraca, ölçek ekonomlernden ararlanma mkanı verr. Buna göre üremn dış pazarlara önelk olarak apılması ç pasa darlığını oradan kaldırmaka ve ürem essler opmum eknk kapase le korunablmekedr. c)ihraca, dış rekaben şlemeler arasındak rekabe arırarak ekonomde eknlğ arırmakadır. Buna göre dış rekabe şlemeler sürekl en ürünler aramaa, kale ükselecek ve faları düşürecek önemler bulmaa zorlanmakadır. d)dış rekabe eknolojk gelşme hızlandırarak ekonomk büümenn vme kazanmasını sağlamakadır (Saacoğlu ve Karaca, 2004:3). Son ıllarda ülkemz akından lglendren en öneml konulardan br de, ekonomk alanda aşanan küreselleşme ve bunun sonucu olan Avrupa Brlğ dr (AB). AB ne lk adım se Gümrük Brlğ (GB) sürecle başlamakadır. Düna küreselleşme eğlmlernn arığı, global polkaların oğunluk kazandığı br dönem aşamakadır. Günümüzde ülkelern kend sınırları çersnde ek başlarına ekonomk, sasal ve sosal faalelern sürdürmeler pek mümkün görünmemekedr. Düna ülkeler hızla ekonomk büünleşmee doğru gmekedrler (Tercan,998:). Uluslar arası ekonomk brleşme Dünanın belrl br bölgesnde brbrle akın lşkde bulunan ülkelern başa care olmak üzere aralarındak ekonomk lşkler serbesleşrmek olula br beraberlk oluşurmasıdır. Düna ülkelernn emel amaçlarından br, uluslar arası caren serbesleşrlmesdr. Dış care serbesleşrmek seğnn sebeb; dış care hacmn genşlemek, an gkçe daha fazla hraca ve hala apmakır. Türke nn GB ne grdken sonra apılan çalışmalardan bazıları şöledr: GB nden sonrak lk çalışmalardan brn Demr ve Temur (998) apmışlardır. GB nn lk k ılını değerlendrdkler çalışmada, sak ekler açısından GB nn Türke nn 90

lehne a da alehne olduğunu kesn olarak sölemek mümkün değldr sonucunu elde emşlerdr. Soğuk ve Uanusa (2004), Uar (2000) ve Uar (200), GB nn Türke ekonoms üzerne eklern eork olarak ncelemşlerdr. Akgündüz (2005), GB önces ve sonrasında Türke le AB ülkeler arasındak hala ve hraca lşklern ncelemş ve GB nn ekonomk bağlamda Türke nn lehne olduğunu fade emşr. GB ne grşen sonra AB ülkelernn Türke den hala aleplernn belrgn br şeklde arması, car dengenn lerleen ıllarda gkçe Türke nn lehne gelşebleceğ sonucuna ulaşmışır. Soğuk (2002) de apığı çalışmada, GB nn Türke ekonomsne eklern araşırmışır. Çalışmada Türke le AB arasındak dış care rakamları değelendrldğnde GB sonrasında caren, hala lehne br dağılım göserdğ sapanmışır. Arıca bu çalışmada eknoloje daanan ürem ve nelkl şgücü araarak GB nn shdam üzernde dengelec br ek araacağı belrlmşr. Yne TÜSİAD (2003), GB nn dış care üzerndek eklern ncelemşr. Bu çalımaa göre, GB nn Türke nn oplam care hacmn arırıcı br eks olduğu, dda edldğ gb GB sonucu Türke nn dış care açığının büümedğdr. Çalışmada AB nn Türke nn dış carende her zaman çok öneml br paa sahp olduğu, bu oranın GB önces %48 gb ken, GB sonrası da anen devam eğ ve %50 oranına ulaşığı vurgulanmışır. Sek (2005), GB nn Türke nn ne hracaı üzerne apığı çalışmada, Türke nn dış carende apısal değşmlern olduğunu, care hacmnn arması ve özellkle GB nn lk ıllarında halaın hracaan daha hızlı arması nedenle ne hracaın da azaldığını fade emşr. Arıca Akaş ve Güven (2003), GB sonrasında Türke nn hala fonksonu kasaılarındak değşmn ncelemşler ve GB ne grşn Türke nn hala fonksonu kasaılarında anlamlı br değşme sebep olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Erzan ve Flzekn (997) apıkları çalışmada, GB ne grlmesle beraber küçük ve ora ölçekl frmaların GB den daha fazla ekleneceklern fade emekedrler. Yne Erzan, Flzekn ve Zengnobuz (2002), Türke nn GB le büünleşmedek eklern ncelemşler ve halaın Türke nn ürem üzernde ekl olduğu sonucunu bulmuşlardır. Yukarıda fade edlen çalışmalardan da görüldüğü gb GB, ülkelern hala ve hracalarını oldukça eklemekedr. Bu nedenle, Türke nn Gümrük Brlğ ne grdken sonrak 996-2005 dönemdek alık verler ardımıla, hraca fonksonunun ahmn edlmes, bu denklemn uzun döneml ahmnler çn kullanılıp kullanılamaacağının araşırılması ve hracaı ekleen en öneml değşkenn belrlenmes, çalışmanın amacını oluşuracakır. 2. MODEL ve VERİ SETİ Değşkenler arası lşkler ncelemede en çok kullanılan sask önemlernden br regreson analzdr. Regreson analz çözümüne başlamadan apılması gereken değşkenlern nelklernn blnmes ve bağımlı değşken le bağımsız değşkenn en 9

şeklde an edlmesdr. Regreson analznn kullanım amacı saske kullanılan dğer model apılandırma eknklerle anıdır. En az değşken kullanarak en uuma sahp olacak şeklde bağımlı (sonuç) değşken le bağımsız değşkenler kümes (açıklaıcı değşkenler) arasındak lşk anımlaablen model kurmakır. Çalışmada hraca model olarak aşağıdak eşlk kullanılmışır: =b 0 b *İTHALb 2 *USDu () Sözkonusu modelde =İHRAC:İhraca Değer (Mlon $), İTHAL : İhala Değer (Mlon $), USD u : Dolar Kuru (Bn YTL). : Haa ermn fade emekedr. USD ve Faz Oranı verler TCMB, İhala ve İhraca değerler DTM nerne sesnden elde edlmşr. Değşkenlere a verler alık olarak 996 Ocak 2005 Aralık dönemn kapsaan 20 verden oluşmakadır. İhraca, hala ve USD değşkenlernn grafkler sırasıla Şekl, 2 ve 3 e verlmşr. Modeln oluşurulmasında Toprak (996) dan ararlanılmışır. 92

Şekl. İhraca Verlernn Grafğ 8000 7000 6000 5000 4000 3000 2000 000 0 996 997 998 İhraca 999 2000 200 2002 2003 2004 2005 Yıllar 2000 0000 8000 6000 4000 2000 0 996 997 998 İhala 999 2000 200 2002 2003 2004 2005 Yıllar Şekl 2. İhala Verlernn Grafğ 93

Şekl 3. USD Verlernn Grafğ 800 600 400 200 000 800 600 400 200 0 996 997 998 999 2000 200 USD 2002 2003 2004 2005 Yıllar 3. ARAŞTIRMA YÖNTEMİ VE BULGULAR Zaman sers analzlernde öncelkle modelde kullanılan zaman serlernn durağan olup olmadığının sınanması gerekmekedr. Br zaman sers, zaman çnde değşmor ve k dönem arasındak orak varansı bu orak varansın hesaplandığı döneme değl de anlızca k dönem arasındak uzaklığa bağlı se durağandır. Granger ve Newbold (974) un göserdğ gb, durağan olmaan zaman serlerle çalışıldığı zaman düzmece regreson problemle karşılaşılablr. Bu durumda regreson analzle elde edlen sonuç gerçek lşk ansımaz. Durağan olmaan zaman serlerle apılan regreson analzler, sadece bu serler arasında br eşbüünleşm lşks varsa gerçek lşk ansıablr (Karaca, 2003:249). Bu nedenle bundan sonrak kısımda durağanlık esler ncelenerek durağanlık analz apılacakır. 3. Genşlelmş Dcke Fuller (ADF) Brm Kök Tes Tese Dcke ve Fuller (979) karar krer olarak, -sasğnn sapmalı olması nedenle τ (au) adını verdkler düzellmş ablosu oluşurmuş ve bu ablonun kullanılması gerekğn belrmşlerdr. DF (979) arafından ablolaşırılan krk değerler üç genel model çn oluşurulmuşur: 94

95 (4).. (3). (2). 2 o o u m m u m u = = = γ γ γ (2) nolu denklem sadece sokask rend çermekedr. (3) nolu denklemde sokask rendn anısıra sab erm, (4) nolu denklemde se hem sab ermn hem de sokask ve deermnsk rendn brlke modelze edldğ br süreç anımlanmışır. Yukarıda açıklanan DF(979) esnde haa ermlernn beaz gürülü (Whe Nose) sürecne sahp olduğu varsaılmakadır. Ancak ookorelason olması halnde EKK ahmnlernn sağlıklı olması çn es gelşrlmş ve Genşlelmş Dcke Fuller (ADF) brm kök es olarak adlandırılmışır. DF esnde oluşurulan denklemler ADF esnde olacak şeklde oluşurulmuşur. Bu modeller çn ne Dcke ve Fuller arafından gelşrlen DF(979) τ ablo değerlernden ararlanılır. Modellerde eralan geckme uzunluklarının belrlenmesnde çeşl önemler kullanılablr. Bunlardan bazıları; Akake Fnal Predcon Error (FPE), Akake Informaon Creron (AIC), Schwarz Creron (SC), Baesan Informaon Creron (BIC), Hannan - Qunn Creron (HQ), Campel - Perron krerlerdr. (Sunal ve Akaç, 2005:7-8). Şekl, 2 ve 3 en de görüldüğü gb serlerde mevsmsellk olmadığı ancak durağan olmadıkları görüleblmekedr. Ancak son ıllarda durağanlık çn kullanılan ve kesn sonuçlar veren brm kök eslerle de durağanlık sınaması apmak ararlı olacakır. Tablo. ADF Brm Kök Tes Sonuçları Değşkenler Trendsz ADF- İsasğ Trendl ADF- İsasğ İHRAC,752044(2) -2,886 * -0,5750(2) -3,4484 * İTHAL,370524 (2) -2,886 * -0,39703(2) -3,4484 * USD -,075769(0) -2,8857 * -0,555300(0) -3,4478 * * şare %5 anlam sevesndek Mac Knnon krk değerlern fade ederken paranez çndek değerler Schwarz blg krerne göre seçlen en ugun geckme uzunluklarıdır. (7).. (6). (5). 2 o o u m m u m u = = = β γ β γ β γ

Tablo den de görülebleceğ gb İHRAC, İTHAL ve USD değşkenler çn elde edlen ADF- sasğ değerler %5 anlam sevel Mac Knnon krk değerlernden daha küçük oldukları çn, durağan olmadıkları görülmekedr. Bu değşkenlern brnc farkları alınarak durağanlık es sonuçları se Tablo 2 de verlmşr. Tablo 2. Brnc Farklara Göre ADF Brm Kök Tes Sonuçları Değşkenler Trendsz ADF- İsasğ Trendl ADF- İsasğ İHRAC -4,75908() -2,886 * -5,22096() -3,4484 * İTHAL -4,4409() -2,886 * -4,79594() -3,4484 * USD -4,74945(4) -2,8868 * -7,67758(0) -3,448 * * şare %5 anlam sevesndek Mac Knnon krk değerlern fade ederken paranez çndek değerler Schwarz blg krerne göre seçlen en ugun geckme uzunluklarıdır. Tablo 2 dek sonuçlara göre İHRAC, İTHAL ve USD değşkenler çn elde edlen ADF- sasğ değerler %5 anlam sevel Mac Knnon krk değerlernden daha büükür. Dolaısıla İHRAC, İTHAL ve USD değşkenler brnc farklara göre durağandır. 3.2 Phllps Perron Brm Kök Tes Phllps ve Perron (988) haa ermlerne lşkn daha esnek varsaımlara sahp br Dcke-Fuller sürec oluşurdular. ADF sınaması, haa ermlern bağımsız ve homojen varsaarken, Phllps-Perron sınaması haa ermlernn zaıf bağımlı ve heorojen dağılımlı olmasına mkan anımakadır. PP brm kök esnn ADF brm kök esnden farkı, alernaf formlardan hçbrnde bağımlı değşkenn geckmel değerlernn er almamasıdır. Brm kök eslerne apılan eleşrlerden br, apısal kırılmaa konu olan durağan br sernn durağan değlmş gb görünebleceğdr. Bu durumda, apısal kırılma brm kök sınamalarına dahl edlmezse sıfır hpoezn anlış br şeklde reddedlmesne neden olablr. Bu nokadan hareke eden Perron (989), dışsal olduğu blnen ek br apısal kırılma varsaımı alında ugulanablecek br brm kök es gelşrmşr. Perron brm kök es, ADF sürec çersne Perron (989) arafından önerlen kukla değşkenlern lave edlmesne daanmakadır. Perron (989), brm kök es sürecnde kullanılablecek dör ade kukla değşken 96

önermekedr. Kukla, kırılma haa ermlernde br şok medana germşse kukla2 ve/vea kukla4 le beraber kullanılır. Kukla2, kırılma regreson sabnde değşme ol açısa, kukla3 se rendnde değşme ol açısa kullanılır. Kukla4 se kırılma regresonun sab ve rendnde eşanlı br değşme ol açısa kukla2 le beraber kullanılmakadır. Regreson paramerelernde apısal kırılmaa cevaben gerçekleşrlen uarlamalar anlıksa "addve ouler model", kademel se "nnovaon ouler model" ardımı le brm kök es ugulanmalıdır. Bu modellerden brncsnde, ser gerekl olan kuklalardan arındırıldıkan sonra Dcke- Fuller sürecne ugun olarak brm kök esne ab uulurken, dğernde belrlenen kukla değşkenler doğrudan br şeklde ADF regreonuna dahl edlr. Bu es çn gerekl olan krk değerler, Perron (989)'da mevcuur. Perron (989) arafından önerlen kukla değşkenler, Phllps-Perron brm kök es sürecnde de kullanılarak es saskler elde edlmşr. Dğer deşle, Perron brm kök es sonucunda elde edlen es saskler, Newe-Wes (987) ahmncs ardımı le düzellmşr (Yamak ve Korkmaz, 2005:7). İHRAC, İTHAL ve USD değşkenler çn, sevelerndek ve brnc farklara göre Phllps-Perron (PP) brm kök es sonuçları da Tablo 3 ve Tablo 4 de verlmşr. Tablo 3. PP Brm Kök Tes Sonuçları Değşkenler Trendsz PP- İsasğ Trendl PP- İsasğ İHRAC -0,629807-2,8857 * -2,98452-3,4478 * İTHAL -0,94846-2,8857 * -2,66254-3,4478 * USD -,075769-2,8857 * -,738639-3,4478 * * şare %5 anlam sevesndek Mac Knnon krk değerlern fade emekedr. Tablo 4. Brnc Farklara Göre PP Brm Kök Tes Sonuçları 97

Değşkenler Trendsz PP- İsasğ Trendl PP- İsasğ İHRAC -8,39959-2,8859 * -8,5926-3,448 * İTHAL -7,3030-2,8859 * -7,38639-3,448 * USD -7,5372-2,8859 * -7,67758-3,448 * * şare %5 anlam sevesndek Mac Knnon krk değerlern fade emekedr. Tablo 3 ve Tablo 4 dek sonuçlar, ADF brm kök es sonuçlarını deseklemekedr.yan değşkenler sevelernde durağan olmamalarına rağmen brnc dereceden farkları alındığında durağan hale gelmekedr. Dolaısıla değşkenler anı sevede (I(I)) durağan oldukları çn eşbüünleşme analz apılacakır. 3.3 Eşbüünleşme Analz Eşbüünleşme analz, anı sırada büünleşk zaman serler arasında uzun döneml br lşk olup olmadığını oraa çıkarmak çn gelşrlmş br önemdr. Bu önem, düze değerlernde durağan olmaan, ancak anı dereceden farkları alındığında durağan hale gelen serlern, orjnal değerlernn analzde kullanılmasına olanak vermekedr. Fark alma şlem sadece sernn aşıdığı kısa döneml şokların eklernn değl, anı zamanda uzun döneml lşklern de oradan kalkmasına neden olmakadır. Dolaısıla fark alma şlemle durağanlaşırılmış serler arasındak regreson analzler, uzun döneme a blglern fark alma şlem sırasında kabolması nedenle herhang br uzun dönem lşks vermeecekr. Bu nedenle eşbüünleşme önem fark alma olula değşkenler arasında kısa ve uzun döneml blglern kabolmaması açısından avanaj sağlaan br önemdr. Arıca, her br eşbüünleşk sernn haa düzelme modelnn kurulablmes, uzun ve kısa dönem lşkler aır eme mkânı sağlamakadır. Zaman sers değşkenlernn eşbüünleşme özellkler, modeln anımlama aşamasında ugulamalı çalışmaların apılmasını ve bazı ekonomk hpoezlern es edlmesn sağlar. Zaman serlernn eşbüünleşme sasksel göserm, uzun dönem denge lşklernn eork gösermne karşılık gelr. İhala, hraca, enflason, faz oranı, fa, ücre ve kamu harcamaları gb değşkenler, uzun dönem denge lşklernn araşırılableceğ ekonomk değşkenlerden brkaçıdır (Işık, Acar ve Işık, 2004:332). 98

Johansen (998) arafından gelşrlen önem emel olarak br marsn rankı le bunun karekersk kökler arasındak lşke daandırılmakadır. Bu önem durağan olmaan zaman serlern vekör ooregreson (VAR) olarak aşağıdak şeklde ele almakadır: X = Π X X Π p ε (8) Burada X durağan olmaan düze değşkenler vekörünü fade emeke ve Π = I A... A =( p) olmakadır ( Şıklar, 999:3). (8) nolu eşlk anı zamanda haa düzelme mekanzmasını da çermekedr. Bu eşlke büün uzun dönem blgs Π X p çnde er almakadır. Bu nedenle denklemde Π mars ve bunun rankı (r) olmak üzernde durulmakadır. Eşbüünleşme bu marsn rankı le araşırılmakadır. Örneğn nxn büüklüğündek br Π marsnn rankı 0 se bu durumda modeldek n değşken kapsaan X nn büün elemanları brm kök olacakır. Eğer rank modeldek X vekörünü oluşuran değşken saısı n e eş se (r=n) bu durumda X durağan br ssemdr. Ancak r<n se, X nn elemanları arasında en fazla n- saıda eşbüünleşk lşk olacakır. Bu durumda Π=αβ (9) olmakadır. β marsne eşbüünleşme sağlaan mars adı verlmeke ve X durağan olmaan br özellk aşırken β X eşbüünleşme sağlaan vekör saesnde durağan olmakadır. Nekm eşbüünleşme analznn amacı β marsn bulmak ve X durağan ve durağan olmaan kısımlara aırmakır. Bunun çn önce rankın ( r ) belrlenmes gerekmekedr. Johansen (998) ve Johansen ve Juselus (990) z ve maksmum özdeğer esler le rankın belrlenebleceğn gösermşler, arıca sandar olmaan dağılıma sahp olan bu esler çn krk değerler hesaplamışlardır (Demra, 998: 70). Bundan sonra her μ çn Olablrlk Oran (Lkelhood Rao) sasğ aşağıdak gb hesaplanır: LR T ln( μ ) = En fazla r ade eşbüünleşk vekör vardır" şeklndek sıfır hpoez alında LR sasğ, saısal olarak Johansen (988) arafından ablolaşırılmış asmpok 99

br dağılıma sahpr. Tes şlem "VAR modelnde eşbüünleşme okur" an r = 0 dır hpoeznn es le başlar. Bu hpoez reddedlmemşse es şlem durur, çünkü eşbüünleşk vekörlern varlığına dar br kanı bulunamamışır. Hpoez reddedleblmşse, r <, r < 2, gb hpoezlern ardışık olarak es le şlem sürdürülür. Eşbüünleşk vekörler olarak β'nın süunları ekonomk br oruma sahp olduğundan denklem (9)'dak β marsnn elemanları üzernde oğunlaşılması gerekr. Normalzason şlemnden sonra eşbüünleşk vekörler uzun dönem paramereler olarak orumlanablr. Denklem (9)'dak α marsnn elemanları se β marsnn hesaplanmasından sonra bulunur. Bu marsn elemanları da ekonomk br oruma sahpr, α mars, lgl değşkenlern denge lşksndek haalarını düzelme hızı kasaıları olarak orumlandığından, düzelme mars olarak adlandırılır (Işık, Acar ve Işık, 2004:334-335) Çalışmamızda Johansen nın Eşbüünleşme Tes ugulanacakır. Eğer en büük özdeğere karşı gelen olablrlk oran sasğnn değer ablo değernden büükse, "eşbüünleşme denklem oluşurulamaz şeklnde fade edlen sıfır hpoez reddedlecekr (Kadılar, 2000:45). Evews pake programından elde edlen analz sonuçları da Tablo 5 e göserlmşr. Tablo 5. Johansen Eşbüünleşme Tes Sonuçları * Özdeğer Olablrlk Oran Krk Değer (%5) Krk Değer (%) Kasaı Kesrmlerne İlşkn Hpoez 0.37464 52.8542 29.68 35.65 Hçbr ** 0.03983 6.73456 5.4 20.04 Ençok 0.05839.899868 3.76 6.65 Ençok 2 *(**) %5 ve % A.S de hpoezn reddn göserr. * Schwarz krerne göre en ugun geckme uzunluğu (0) ve rendsz olarak belrlenmşr. Eşbüünleşme analz sonucuna göre olablrlk oran sasğ 52,9 %5 A.S dek krk değer 29,68 den daha büük olduğundan, değşkenler arasında uzun döneml 00

br lşk olduğu fade edlecekr. Bağımlı değşken hraca olmak üzere, SPSS pake programı le apılan analz sonuçları Tablo 6 da verlmşr. Tablo 6. SPSS Regreson Analz Sonuçları Değşken ler Sandarlaşı rılmamış Kasaı Kesrmler bˆ ) ( Sandarlaşı rılmış Kasaı Kesrmler bˆ ) ( Sandar Haa Kesrmler (SE bˆ ) İsas ğ Anlam lılığı (p) İTHAL 0,54 0,8252 0,05 4,8 0,0000 USD 589,7 0,240458 57,525,4 0,0000 Sab -75,62 7,76-3,83 0,2942 Analz sonuçlarına göre hraca değerler üzernde İhala Değer ve Dolar Kuru 2 nun öneml (anlamlı) olduğu görülmekedr. Arıca R =0,96 olarak hesaplanmışır. Yan İhala Değer ve Dolar Kuru değşkenler, İhraca Değer n %96 oranında açıklamakadır. Bu da bağımsız değşkenlern bağımlı değşken açıklama oranının oldukça üksek ve eerl olduğunu gösermekedr. Arıca genel anlamlılık sınaması çn de F=230,5 olarak belrlenmşr. Bu değer F ablo değernden oldukça büük olduğundan denklemn genel olarak da anlamlı olduğu fade edlecekr. Dolaısıla uzun döneml ahmnler çn kullanılablecek ve gerçek lşk ansıacak olan, sandarlaşırılmamış kasaılardan oluşan regreson denklem, ŷ =75,620,54*İTHAL589,7*USD (0) olarak azılacakır. Sandarlaşırılmış kasaıların regreson denklem se, ŷ =0,83*İTHAL0,24*USD dr. () Termlern büüklüğünden ve ölçü brmlernn farklılığından arındırılmış sandarlaşırılmış kasaı kesrmlerne göre, hracaı ekleen en öneml değşkenn hala olduğu görülmekedr. USD değşken sab kalmak koşulula sandarlaşırılmış hala değerlerndek br brmlk arış, sandarlaşırılmış hraca 0

değern 0,84 brm arırırken, bu oran hala değşken sab kaldığında, USD çn sadece 0,24 brm olacakır. 4.SONUÇ 980 l ıllardan sonra brçok gelşmeke olan ülkenn dışa dönük sanaleşme polkalarını akp emee başlamaları, kalkınmanın fnansmanı çn gerekl olan sermae malları ve emel grdlernn halaına bağlı olarak oraa çıkan ödemeler blançosu açıkları açısından mal ve hzme hracaından elde edlen dövz gelrlernn önemn gderek armışır. Mal ve hzme hracaının, urç ekonom üzernde başa hal edlen aırım ve ara malların fnansmanı olmak üzere, en shdam olanakları araması ve ekonomk büüme eşvk emes gb br çok öneml ekler sözkonusudur. Dönüm nokası nelğnde olan Gümrük Brlğ doğal olarak Türke nn hracaını ve halaını öneml nelke eklemşr. Bu nedenle çalışmamızda Türke nn GB ne grdken sonrak hraca fonksonunun ahmn apılmışır. Çalışmada öncelkle değşkenlern brm kök çerp çermedkler araşırılmışır. ADF ve PP brm kök es sonuçlarına göre büün değşkenlern brnc farklarında durağan oldukları (I()) esp edlmşr. Değşkenlern brnc farklarında durağanlığın sağlanması sonucunda uzun döneml lşknn araşırılması çn Johansen Eşbüünleşme es apılmışır. Eşbüünleşme analz sonuçlarına göre değşkenler arasında uzun döneml br lşknn bulunduğu görülmüşür. Dolaısıla bağımsız değşkenlern bağımlı değşken açıklamada oldukça eerl olan ve değşkenler arasındak gerçek lşk fade eden (sahe regreson olmaan) (0) vea () nolu denklemlern, uzun dönem ahmnler çn kullanılmasının ugun olacağı sonucuna ulaşılmışır. Termlern büüklüğünden ve ölçü brmlernn farklılığından arındırılmış sandarlaşırılmış kasaı kesrmlerne göre, hracaı ekleen en öneml değşkenn hala olduğu sonucuna ulaşılmışır. Dolaısıla Türke nn hraca değerlerndek arışın en büük nedennn, apılan halaan kanaklandığı fade edlecekr. KAYNAKÇA Akgündüz, M. (2005). Gümrük Brlğ Önces ve Sonrasnda Türke İle AB Ülkeler Arasndak İhala-İhraca İlşkler: Ekonomerk Br Analz, TCMB aınları. 02

Akaş, C. ve Güven D. (2003). Gümrük Brlğ Sonrasında Türke nn İhala Fonksonu Kasaılarındak Değşmn İncelenmes, Dumlupınar Ünv. Sosal Bl. Dergs, Saı 9, 67-80. Demra, D.B. (998). Dövz Kurlarına Moneer Yaklaşım ve Türke İçn Alernaf Br Ugulama, D.E.Ü.İ.İ.B.F Dergs, 3, saı II, 65-84. Demr, O. ve Temur, Y. (998). Gümrük Brlğnn İlk İk Yılı Değerlendrmes, Dış Tcere Dergs, Saı. Dcke, D. A. and Fuller, W. A. (979). Dsrbuon of he Esmaors for Auoregressve Tme Seres wh a Un Roo, Journal of he Amercan Sascal Assocaon, 74, 427-43. Erzan, R. ve Flzekn, A. (997). Compeveness of Turksh SMSEs n The Cusom Unon, European Economc Revew, Number. 4: 88-892. Erzan, R., Flzekn, A. and Zengnobuz, U. (2002). Turke s Cusoms Unon wh he European Unon: A ramework for Evaluang he Impac of Economc Inegraon, MPRA Paper No. 382. Granger, C. ve Newbold, P. (974). Spurous Regresson n Economercs, Journal of Economercs, Vol.2. Işık, N., Acar, M. ve Işık, B. (2004). Enflason ve Dövz Kuru İlşks: Br Eşbüünleşme Analz, Süleman Demrel Ünverses İ.İ.B.F. Dergs, C.9, 325-340. Johansen, S. (998). Sascal Analss of Conegrang Vecors, Journal of Economc Dnamcs and Conrol, Vol 2, 23-254. Johansen, S. ve Juselus, K. (990). Maxmum Lkelhood Esmaon Vecors İn Gaussan Vecor Auoregressve Models, Economerca, 55, 5-80. Kadılar, C., (2000). Ugulamalı Çok Değşkenl Zaman Serler Analz, Ankara, Bzm Büro Basımev. Karaca, O. (2003). Türke de Enflason Büüme İlşks: Zaman Sers Analz, Doğuş Ünverses Dergs, 4(2), 247-255. Newe, W. and Wes, K. (987). A Smple Posve Sem-Efne, Heeroskedasc And Auocorrelaon Conssen Covarance Marx, Economerca, 55, 703-708. Phllps, P.C.B. ve Perron, P. (988). Tesng For a Un Roo n Tme Seres Regresson, Bomerca, 75, sf. 335-346., 03

Saaçoğlu, C. ve Karaca, O. (2004). Türke'de İhraca İle Büüme Arasındak Nedensellk İlşks:980 Dönüşümünün Eks, İsanbul Ünv.İşleme Fak. İ.İ.E. Dergs, Yönem, Saı:49. Sunal, S. ve Akaç, E. (2005). Türk İmala Sanande İshdam, İhraca Ve Kapase Kullanım Oranı İlşks:Panel Koenegrason, VII Ulusal Ekonomer ve İsask Sempozumu. Şıklar, E. (999). Yükselen Hsse Sened Pasalarında Eşbüünleşme Analz, Anadolu Ü. İ.İ.B.F Dergs, 5,23-43. Sek İ. (2005). Gümrük Brlğ nn Türkrnn Ne İhracaı Üzerne Ekler, 985-2003, TCMB Yaınları. Soğuk, H. (2002). Gümrük Brlğ nn Türke Ekonomsne Ekler, İ.K.V Yaınları. Soğuk H. ve Uanusa E. (2004). Gümrük Brlğ nn Türke Ekonomsne Ekler, İKV no:79. Şmşek, M. ve Kadlar, C. (2005). Türke nn İhraca Taleb Fonksonunun Sınır Tes Yönem İle Eşbüünleşme Analz, Doğuş Ünv. Dergs, 6,, 44-52. Tercan, A. (998). Türke AT Gümrük Brlğ Sürecnn Türk Dış Tcare Üzerndek Eks, Anadolu Ünv. Sosal Bl Ens. Yüksek L. Tez, Yaımlanmamış. TÜSİAD (2003). Avrupa Brlğ ne Uum Sürecnde Gümrük Brlğ nn Dış Tcaremze Ekler, Yaın No. TÜSİAD-T/2003-0-364. Toprak, M., (996). Türke Ekonomsnde Reel Fnansal Ekleşm: Sana Ürem- İhraca- İhala 990-994, D.E.Ü (), 87-208. Uar, S. (2000). Ekonomk Büünleşmeler ve Gümrük Brlğ, Dış Tcare Dergs, Saı 9. Uar, S. (200). Gümrük Brlğ nn Türke Ekonoms Üzerndek Ekler, Dış Tcare Dergs, Saı 20. Yamak, R. ve Korkmaz, A. (2005). Reel Dövz Kuru Ve Dış Tcare Denges İlşks:Krk Elaskeler (Marshall-Lerner) Şarı, VII Ulusal Ekonomer ve İsask Sempozumu, -22. 04