REEL DÖVİZ KURUNUN TİCARET DENGESİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ. Osman PEKER (*)

REEL DÖVİZ KURUNUN TİCARET DENGESİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Osman PEKER (*) Öze: Bu çalışmada, reel efekif döviz kuru değişkenliğiyle icare dengesi arasındaki uzun ve kısa dönem ilişkileri Türkiye nin 1992:I-2006:IV dönemi verileri kullanılarak araşırılmışır. Uzun dönemde devalüasyonun icare dengesini iyileşireceği yönündeki Marshall-Lerner (M-L) koşulunun ampirik olarak deseklenmediği bulgusu elde edilmişir. Reel efekif döviz kuru değişkenliğinin icare dengesi üzerindeki kısa dönem ekileri ise anlamlı çıkmamışır. Anahar Kelimeler: Döviz kuru, icare dengesi, Marshall-Lerner koşulu, eş-büünleşme analizi, Türkiye Absrac: In his paper, we have examined he long run and shor run relaionship beween he rade balances and changes in he real effecive exchange rae volailiy of Turkey for he period from 1992:I-2006:IV. We find evidence no supporing he empirical validiy of he Marshall-Lerner (M-L) condiion, indicaing ha devaluaions do improve he rade balance in he long run. The shor run effecs of he real effecive exchange rae volailiy on he rade balance are no significan. Key Words: Exchange rae, rade balance, Marshall-Lerner condiion, coinegraion analysis, Turkey I. Giriş Türkiye, 1980 li yıllarda yükselen piyasalara koşu bir şekilde makroekonomi poliikalarını dışa açık poliikalarla uyumlaşırarak; ekonomik büyümede ihracaı öncelemiş ve dış icare hacminde önemli sayılabilecek arışlara ulaşmışır. Örneğin, ihracaın GSMH ye oranı 1979 da %2.8 iken 2005 de %21 e yükselmişir. Aynı yıllarda ihalaın GSMH ye oranı ise %6.2 den %30 a çıkmışır. Türkiye ekonomisinde bu süreç yaşanırken, icare poliikası yapımında döviz kuru emel bir değişken işlevi görmüş ve genellikle arışmaların merkezinde yer almışır. Çünkü, hangi döviz kuru rejiminin uygulanacağı ve ulusal paranın yabancı paralar karşısındaki değerine ilişkin orak bir görüşen çok, farklı görüşler dile geirilmişir. Türkiye de genel olarak kabul edilen yaklaşıma göre, nominal döviz kurunun yükselmesi yani, devalüasyon, yur içinde üreilen malların yabancılar için ucuzlamasını sağlayarak; ihracaın hacmini genişleir. Dolayısıyla, devalüasyonun icare dengesini iyileşireceği biçimindeki bir yaklaşıma yaygın bir şekilde inanılır. Ancak, güçlü ekonomiye geçiş programının uygulanmasından sonra nominal döviz kurunun değer kaybemesiyle beraber ihala hacmi genişlerken; ihraca hacminin de genişlemeye devam emesi söz konusu yaklaşımla uyumlu olmayan bir durumu oraya çıkarmışır. (*) Yrd. Doç. Dr. Adnan Menderes Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü

34 Osman PEKER Ülkemizde nominal döviz kuru arışının icare dengesini olumlu yönde ekileyeceği görüşü aslında uluslar arası ekonomi lieraürüyle örüşmekedir. Zira, Marshall-Lerner (M-L) koşulu olarak bilinen geleneksel yaklaşımda, ihal malları alebinin fiya elasikiyeiyle ihraç malları alebinin fiya elasikiyeinin mulak değer olarak oplamı birden büyük olduğu sürece uzun dönemde devalüasyonun, bir ülkenin icare dengesini iyileşireceği ifade edilmekedir. * Niekim, Bahmani-Oskooee ve Niroomand (1998: 101), küçük açık ekonomilerde devalüasyonun icare dengesi üzerinde olumlu ekilere sahip olup olmamasını ihala ve ihracaın alep elasikiyeleri oplamına bağlamakadır. Yapılan çok sayıda ampirik çalışmada bu konu ele alınmış; örneğin, Khan (1974) ve Bahmani-Oskooee (1986) gelişmeke olan ülkeleri, Khan (1975) Venezuela yı, Mah (1993) ise Kore yi incelemişir. M-L koşulunun geçerli olduğu varsayımıyla devalüasyonun, icare dengesi üzerindeki ekisi fiya ve hacim biçiminde olmak üzere iki şekilde oraya çıkmakadır. Nominal döviz kurunun değer kazanması ihalaın daha pahalı, ihracaın daha ucuz olmasını sağladığı için, öncelikle fiya ekisi yaramaka ve bunu akiben hacim ekisine yol açmakadır. Dolayısıyla, fiya ekisi hacim ekisinden daha hızlı bir şekilde oraya çıkmakadır. O zaman devalüasyonun başlangıça fiya ekisi yoluyla ihracaı olumsuz ekilediği söylenilebilir. Bu ise, kısa dönemde icare hacminin bozulması anlamını aşır. Çünkü, nominal döviz kurunun değerlenmesini akiben icare dengesinin zaman davranışı uyumu J harfini haırlaan bir biçim alır. Kısa dönem fenomeni olarak bilinen bu sürece lieraürde J eğrisi adı verilmekedir (Lal ve Lowinger, 2002) Döviz kuruyla icare dengesi arasındaki uzun ve kısa dönem ilişkisini araşıran çok sayıda ampirik çalışmanın bulgularının, genellikle ülkelere göre değişiği söylenebilir. Gomes ve Alvarez-Ude (2006), eş-büünleşme yönemini kullanarak döviz kuruyla icare dengesi arasındaki ilişkiyi Arjanin ekonomisi için es eiği çalışmasında, M-L koşulunun geçerliliğine ilişkin bulgulara ulaşamamışır. Sing (2002) Hindisan ekonomisi için eş-büünleşme yönemi yardımıyla, 1960-1995 yılı verilerini kullanarak, reel döviz kurunun icare dengesi üzerindeki ekisini es eiği çalışmasında, M-L koşulu lehine kanılar elde emişir. Hassan ve Wilbrae (1997) ise, Amerika Birleşik Devleleri ve diğer G7 ülkeleri arasındaki icarei çoklu eş-büünleşme yaklaşımını kullanarak, analiz emişir. Uzun dönemde M-L koşulu lehine devalüasyonun icare dengesini iyileşirdiği bulgusuna ulaşmışır. Brahmasrene ve Jiranyakul (2002), Tayland ekonomisi için yapığı araşırmada döviz kuruyla icare dengesi arasındaki ilişkiyi araşırmışır. Eş-büünleşme yöneminin kullanıldığı çalışmanın bulgularına göre M-L koşulu deseklenmişir. Bunun yanı sıra, Bahmani-Oskooee (1991), Arize ve Spalding (1991) ve Arize nin (1994), çalışmasında da M-L koşulu lehine bulgular oraya çıkmışır. Wilson ve Ta (2001), Amerika Birleşik Devleleri ile Singapur arasındaki mal icareini emel alarak, reel döviz kuru ve reel icare dengesi

İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 22 Temmuz 2008 Sayı: 2 35 arasındaki ilişkiyi 1970-1996 dönemi için araşırmışır. Bulgulara göre, her iki ülke için reel döviz kuru, reel icare dengesi üzerinde anlamlı bir ekiye yol açmamış; J-eğrisi lehine az kanı elde edilmişir. Döviz kuruyla icare dengesi arasındaki kısa dönem ilişkisini Rose ve Yellen (1989), G-7 ülkeleri için; Rose (1990) gelişmeke olan ülkeler için ve Rosaği (2005) Hindisan için araşırmış ve her üç çalışmanın bulguları J eğrisi aleyhine kanılar sunmuşur. Ancak, Demirden ve Pasine (1995), Jordá and Burgue (1998), Jung ve Doroodian (1998), Onafowora (2003), Hacker ve Haemi (2003), Narayan (2004), Narayan ve Narayan (2004) ve Bahmani-Oskooee ve Kuan (2006) J-eğrisi lehine kanılar elde emişir. Türkiye ekonomisini inceleyen çalışmalardan biri Aydın vd. (2004) arafından yapılmışır. 1987:I-2003:III dönemini kapsayan çalışmanın bulgularına göre, reel döviz kuru ihalaın önemli bir belirleyicisi olduğu halde ihracaı ekilememişir. Sivri ve Usa nın (2001), Türkiye ekonomisini kapsayan çalışmanın bulgularına göre ise, reel efekif döviz kurundan ihraca ve ihalaa doğru bir nedensellik ilişkisi olmamakla birlike, üselik döviz kuru değişkenliğinin icare dengesini kurmada önemli bir araç olarak kullanılamayacağına işare edilmekedir. Bu çerçevede çalışmada, eş-büünleşme ve haa düzelme modelleri yardımıyla, Türkiye nin 1992:I-2006:IV dönemi verileri kullanılarak, döviz kuru değişkenliğinin icare dengesi üzerindeki uzun ve kısa dönem ekileri araşırılmışır. Çalışmanın bundan sonraki kısmı üç emel bölümden oluşmakadır. İkinci bölümde, çalışmada kullanılacak model ve yönem anımlanmış; üçüncü bölümde ampirik uygulama ve sonuçları yer almış; son bölümde ise, genel bir değerlendirmeye yer verilmişir. II. Model ve Yönem Türkiye de döviz kuru değişkenliğinin icare dengesi üzerindeki ekilerini araşırmak amacıyla Rose ve Yellen (1989) ve Rose (1991) emel alınarak Gomez ve Ude (2006) akip edilmişir. Bir ülkenin icare dengesi iç gelir, dış gelir ve döviz kuruna göre belirlenmekedir. Sandar icare modelinde ihraca ve ihala alep fonksiyonları η ( P ) ( ) ε E Y X =.. (1.1) P γ = P. E P M. ( Y ) Π (1.2) biçiminde anımlanmakadır. Burada X ihracaın hacmini, M ihalaın hacmini, E nominal döviz kurunu, Y iç geliri, Y * dış geliri, P iç fiya düzeyini P * dış fiya düzeyini, η ve γ ihraca ve ihalaın reel döviz kuru elasikiyelerini, ε ve π ise,

36 Osman PEKER ihraca ve ihalaın gelir elasikiyelerini emsil emekedir. Denklem (1.1) ve (1.2) doğrusallaşırıldıkan sonra ln X [ ln P ln P ln E ] + ε lny = η (1.3) ln M [ ln P + ln E ln P ] π lny = γ + (1.4) icare dengesi (TB= X / M ) i için ifade edildiğinde lntb = π lny + ε lny + φ ln e (1.5) burada, φ = ( η + γ ), lne ise reel döviz kurunun doğal logariması olup ln P + ln E ln P ifadesine eşiir. Bu çerçevede, Türkiye de döviz kuru değişkenliğiyle icare dengesi arasındaki ilişkiyi araşırmak amacıyla, Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen eş-büünleşme (coinegraion) yönemi kullanılmışır. Bu yönemde iki veya daha fazla ikisadi değişkene ai seriler durağan olmasalar bile, bunların doğrusal bir birleşiminin durağan olabileceği ifade edilmişir. Uzun dönem ilişkisi olarak anımlanabilen bu durağan doğrusal birleşim eş-büünleşme denklemi olarak anımlanmışır. Durağan olmayan değişkenler arasındaki her hangi bir denge ilişkisi onların sokasik rendlerinin ilişkili olmasını gerekirir. Sokasik rendler arasındaki ilişki değişkenlerin eş-büünleşmelerini zorunlu kılarak; bağımlı bir şekilde hareke emesini ifade eder. Uzun dönemde birlike hareke eden değişkenlerin dinamik davranışları denge ilişkisinden bazı sapmalar göserir Enders (1996:151). Bu, eş-büünleşmiş değişkenlerin emel bir özelliği olup, kısa dönem dinamiği üzerinde belirleyici bir rol oynar. Bu süreçle oraya çıkan dinamik model haa düzelme modeli (error correcion model) olarak adlandırılır. Söz konusu modelde, sisemdeki değişkenlerin kısa dönem dinamikleri dengeden oraya çıkan sapmalardan ekilenir (Enders, 1995: 365-366). Eş-büünleşme ve haa düzelme modelleriyle yapılacak bir analiz dör aşamalı bir süreçen oluşmakadır. İlk olarak değişkenlerin büünleşme sırası belirlenir. İkinci sırada büünleşme dereceleri aynı olan değişkenler, en küçük kareler yönemi (he ordinary leas square) yardımıyla, eş-büünleşme regresyonları ahmin edilir. Daha sonraki aşamada ise, eş-büünleşme regresyonlarının kalınılar es edilir. Son olarak haa düzelme modeli kurulur. Bu çerçevede, çalışmamızda Engle-Granger (1987) yönemi akip edilerek,

İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 22 Temmuz 2008 Sayı: 2 37 değişkenler arasında eş-büünleşmenin olup olmadığı sandar CRDW (Coinegraion Regression Durbin-Wason) ve Dickey-Fuller (DF) esleriyle analiz edilmişir. Buna göre, icare dengesi ve onun belirleyicilerinin, Dickey-Fuller (DF) esiyle büünleşik I(1) değişkenler olduğu belirlendiken sonra, uzun dönem denge ilişkisi, Denklem (5) in logarimik doğrusal olarak yeniden yazılmasıyla şu şekilde ifade edilebilir. ln = 0 + β1 lny + β 2 lny + β 3 TB β ln RE + e (1.6) burada, RE reel döviz kurunu, diğerleri önceki denklemlerde verilen anlamları, e ise uzun dönem ilişkisinden ahmin edilen kalınıları emsil emekedir. Değişkenlerin gerçeken eş-büünleşik olduklarına karar vermek için e serisine DF esi uygulanır. e serisi durağan çıkarsa, söz konusu değişkenlerin eşbüünleşik olduğuna karar verilir. Aksi durumda eş-büünleşik olmadığı sonucuna varılır. e serisinin ooregresyon denklemi, e = a 1 e 1 + ε (1.7) olarak yazılmakadır. Burada a 1 =0 boş hipoezi reddedilemiyorsa, e serisinin birim köke sahip olduğuna ve dolayısıyla değişkenlerin eş-büünleşik olmadıklarına karar verilir. Eğer a 1 =0 boş hipoezi reddediliyorsa, e serisinin durağan olduğu ve böylece değişkenler eş-büünleşik oldukları sonucuna varılır. ii Eş-büünleşik olduğu anlaşılan serilerin kısa dönem dinamikleri haa düzelme modeliyle araşırılır. Bu modelde, haa erimi, TB nin kısa dönemdeki davranış biçiminin uzun dönemdeki davranış biçimiyle ilişkili olduğunu ve uzun dönemdeki denge düzeyinden olan sapmaların ne kadar sürede oradan kalkacağını belirir. Buna göre model, ln TB = α + ε (1.8) * 0 + α1 lny + α 2 lny + α 3 ln RE + α 4eˆ 1 biçiminde ifade edilebilir. Burada, değişkenlerin ilk farkını; e 1, Denklem (1.6) daki regresyonun kalını değerinin bir dönem gecikmeli değeri olup, uzun dönem denge değerinin ampirik ahminini; ε, haa erimini ve α 4 ise uzun dönem dengesine doğru olan uyarlama hızını göserir. Eğer isaisiki olarak anlamlı ise, TB de bir dönemde oraya çıkan dengesizliğin ne kadarının sonraki dönemde oradan kalkığını belirir.

38 Osman PEKER III. Uygulama A. Daa Türkiye de döviz kuru değişkenliğinin icare dengesi üzerindeki uzun ve kısa dönem ekisini araşırmak amacıyla oplam dör değişken kullanılmışır. Değişkenlerin seçiminde ilgili lieraürdeki bazı çalışmalar referans olarak kabul edilmişir. iii 1992:I-2006:IV dönemlerini kapsayan çalışmanın değişken vekörü X = TB, Y, Y, EXR. Burada; TB dış icare dengesini (ihracaın ihalaa [ ] oranı) iv, Y reel ulusal geliri (1987=100), Y dış gelirin bir ölçümü olarak Amerika Birleşik Devleleri nin reel gelirini (2000=100), EXR ise reel efekif döviz kurunu (1995=100) emsil emekedir. Y Amerika Birleşik Devleleri Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Siseminden (hhp://www.federalreserve.gov), diğer değişkenler ise Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Siseminden (hhp://www.cmb.gov.r.) emin edilmişir. Ayrıca Nisan 1994, Kasım 2000 ve Şuba 2001 finansal krizleri için sırasıyla K1, K2 ve K3 kukla değişkenleri kullanılmışır. Büün esler ve ahminler için Economeric Views (Eviews, version 5.1) bilgisayar pake programından yararlanılmışır. B. Ön Tesler Bir eş-büünleşme analizinin yapılabilmesi için değişkenlerin aynı dereceden büünleşik olmaları gerekiği model ve yönem kısmı anlaılırken vurgulanmışı. Değişkenlerin büünleşik dereceleri ADF birim kök esiyle araşırılmış ve sonuçları Tablo 1 de sunulmuşur. Buna göre, büün değişkenler logarimik düzeyde birinci farkları alındıkan sonra durağan oldukları görülmüşür. Bu sonuç eş-büünleşme analizi için gerekli ön koşulun sağlandığını ifade emekedir. Tablo 1: ADF Birim Kök Tesi Değişken ADF Tes Kriik Değer lntb lntb -3.406740[0] -5.160025[1] -4.1190 * -3.5478 * lny lny -3.503197[1] -5.974308[1] -4.1190 * -3.5478 * lny * lny * -1.821365[2] -3.538433[1] -4.1249 ** -2.9127 * lnexr lnexr -3.360078[1] -6.008626[1] -4.1190 * -3.5478 * No: (*) %1 anlamlılık düzeyi, (**) %5 anlamlılık düzeyini göserir. Tes biçimi olarak düzey değerde büün değişkenler için sabi erim ve rend kullanılmışır. Değişkenlerin birinci farkı ( ) için ise, sabi erim kullanılmışır. Köşeli paranez içindeki değerler, değişkenlerin AIC ye göre belirlenmiş uygun gecikme uzunluğunu belirir.

İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 22 Temmuz 2008 Sayı: 2 39 C. Uzun Dönem Analizi Tablo 1 deki bilgiler ışığında, büün değişkenler I(1) olduğu için, döviz kuru değişkenliği ile icare dengesi arasındaki uzun dönem denge ilişkisi Denklem (1.6) yardımıyla ahmin edilmiş ve kalınılarına ADF esi uygulanmışır. lntb, lny, lny *, ve lnexr arasında eş-büünleşmenin olabilmesi için Tablo 2 de sunulan ADF es isaisiğinin Engle-Granger ablo değerinden büyük olması gerekir. Buna göre, %1 anlamlılık düzeyinde ve 100 gözlem için bulunan Engle-Granger ablo değeri ( 3.73), ADF es isaisiğinin ahmin edilen mulak değerinin (-4.255) alında kaldığından eş-büünleşme haa erimleri serisi durağan çıkmışır. Bu bulgu, lntb, lny, lny *, ve lnexr değişkenlerinin eş-büünleşik olduklarına ilişkin bir kanıır. Bunun yanısıra, söz konusu değişkenlerin eşbüünleşik oldukları CRDW esi ile de deseklenmekedir. Çünkü, her birinde 100 gözlem olan 10.000 benzeimle d=0 önsavını sınamak için hesaplanan %1 anlamlılık düzeyindeki ablo değeri (0.511) modelimizdeki CRDW değerinden (1.193) küçük çıkmışır. Sonuç olarak, her iki esin sonucuna göre, söz konusu değişkenler uzun dönemde birlike hareke emekedir. Tahmin edilen eş-büünleşme denkleminde, Tablo 2 den de izlenebileceği gibi, döviz kurundaki %1 lik bir değişme, dış icare dengesini, beklenilenin aksine, negaif yönde ekilemiş ve % 0.026 oranında köüleşirmişir. Bu değer isaisiki olarak yorumlanabilir bir büyüklüke olup; M-L koşulu lehine ampirik bir kanı olarak göserilemez. Çünkü, M-L koşulunun gerçekleşebilmesi için uzun dönem ilişkisinde döviz kurundaki bir değişimin icare dengesini iyileşirmesi gerekirdi. Bunun yansıra, ulusal ve dış reel gelirdeki değişmeler ise sırasıyla icare dengesini negaif ve poziif yönde ekilemişir. Tablo 2: Uzun Dönem Analizi (1992:I-2006:IV) Çoklu Eş-büünleşme Denklemi: lntb=f(lny, lny *, lnexr, K1, K2, K3) Değişkenler Kasayılar -İsaisik Sabi erim 1.625439 11.34589 lny -0.043214-3.799490 LnY * 0.077421 7.068496 lnexr -0.026095-3.180120 K1 0.000625 0.115418 K2-0.013848-2.644467 K3-0.004934-0.888858 R 2 : 0.54 2 R : 0.49 CRDW: 1.193 ADF[2]: -4.255 F-İsaisik: 10.549 No: Köşeli paranez içindeki değer, AIC ye göre seçilen opimum gecikme sayısını göserir.

40 Osman PEKER D. Kısa Dönem Analizi Uzun dönemde birlike hareke eden lntb, lny, lny * ve lnexr nin kısa dönem dinamiklerini araşırmak amacıyla Denklem (1.8) yardımıyla ahmin edilen haa düzelme modeli Tablo 3 de sunulmuşur. Döviz kuru değişkenliğiyle icare dengesi arasındaki ilişki uzun dönem analizinde olduğu gibi, kısa dönem analizinde de negaif yönde çıkmışır. Bu sonuç eorik beklenilerle uyumlu olup; J-eğrisi fenomenini doğrulamakadır. Çünkü kısa dönemde devalüasyon, icare dengesi üzerinde ers yönlü bir ekiye sahipir. Ancak isaisiki anlamlılığı çok açık değildir. Kısa dönem analizinde reel çıkıdaki %1 lik bir değişmenin icare dengesini %0.030 oranında azalmasına karşılık, dış reel çıkıdaki %1 lik bir değişmenin icare dengesini poziif yönde ekilediği görülmekedir. Ancak, dış reel çıkının kasayısının yorumlanabilir bir büyüklüke olmadığı görülmekedir. Tablo 3 den izlenebileceği gibi, haa düzelme eriminin ( e ˆ 1) kasayısı isaisiki olarak anlamlıdır. Bu erimin negaif çıkması kısa dönem sapmalarının dengeye yakınsadığını, yani haa düzelme mekanizmasının çalışığını göserir. Modelde, dış icare dengesinin gözlemlenen değeriyle, uzun dönem ya da denge değeri arasındaki farkın her üç ayda bir 0.025 nin oradan kalkığı görülmekedir. Tablo 3: Kısa Dönem Analizi (1992:I-2006:IV) Haa Düzelme Modeli: lntb=f( lny, lny *, lnexr, e ˆ 1 ) Değişkenler Kasayılar -İsaisik Sabi erim 0.000188 0.150589 lny -0.030839-2.608744 * LnY 0.021837 0.160824 lnexr -0.016682-1.773263 e -0.025196-2.595165 ˆ 1 R 2 : 0.23 2 R : 0.17 DW: 1.906 F-İs.: 4.0827 LM esi, F (4,55): 0.631649 ARCH LM es, F (4,55): 0.416719 IV. Sonuç Türkiye de döviz kuru değişkenliğinin icare dengesi üzerindeki uzun ve kısa dönem ekilerinin araşırıldığı bu çalışmada varılan emel sonuçlar şöyle özelenebilir.

İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 22 Temmuz 2008 Sayı: 2 41 Lieraürde döviz kurunun icare dengesi üzerindeki uzun dönem ekileri M-L koşulu kapsamında incelenirken; kısa dönem ekileri analiz edilirken J-eğrisi emel alınmakadır. Bu amaç için yapılan ampirik çalışmalarda ilkinde genellikle eş-büünleşme analizi, diğerinde ise, haa düzelme modeli kullanılmakadır. Hem M-L koşulunu hem de J-eğrisini es emeye yönelik çok sayıda ampirik çalışma yapılmış ve ülkelere göre farklı sonuçlar elde edilmişir. M-L koşulu ve J-eğrisinin deseklendiği ülkeler olduğu gibi, desek bulmadığı ülkelerin de olduğu görülmüşür. Çalışmamızın ampirik bulgularına göre, uzun dönemde Türkiye de döviz kurundaki yüzde birlik bir değişme, icare dengesini negaif yönde ekilediği görülmüşür. Açıkça ifade edilirse, icare dengesi bozulmuşur. Elde edilen bu ampirik sonuç, M-L koşulunun deseklenemediğinin bir kanıı olarak ileri sürülebilir. Çalışmamız bu açıdan örneğin, Arize 1987), Bahmani-Oskooee (1991), Arize ve Spalding (1991), Arize nin (1994) çalışmasındaki sonuçlarla uyumlu değildir. Döviz kuru değişkenliğinin icare dengesi üzerindeki kısa dönem ekileri uzun dönemde olduğu gibi negaifir. Ancak, bu değerin isaisiki anlamlılığı belirgin değildir. Dolayısıyla, kısa dönemde döviz kuru değişkenliğiyle icare dengesi arasındaki ilişkiye dair bir yorumda bulunmak zordur. Modelin haa düzelme erimi ise isaisiki olarak anlamlı olduğu için yorumlanabilir bir büyüklükedir. Bu erim negaif çıkığından kısa dönem sapmaları dengeye yakınsamakadır. Modelde, dış icare dengesinin gözlemlenen değeriyle, uzun dönem ya da denge değeri arasındaki farkın her üç ayda bir 0.025 i oradan kalkmakadır. Bu çalışmanın bulgularına göre, sonuç olarak, Türkiye de icare dengesini iyileşirmede devalüasyonun, sanılanın aksine, bir poliika seçeneği olarak kullanılmasının rasyonel bir ercih olduğu söylenemez. Bu açıdan çalışmamız Sivri ve Usa nın (2001), bulgularıyla uyumludur. Kaynaklar Arize, A. C. (1987), The Supply and Demand for Impors and Expors in a Simulaneous Model, Applied Economics, Sepember, ss. 1233-1247. Arize, A. C. (1990), An Economeric Invesigaion of Expor Behavior in Seven Developing Counries, Applied Economics. July, ss. 891-904, Arize, A. C. (1991), Specificaion Tes of he Aggregae Impor Demand in Developing Counries, Inernaional Economic Journal, Spring, ss.79-89. 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), ss. 1-9. Arize, A. C. ve Spalding, J. B. (1991), A Saisical Demand Funcion for impors in Souh Korea, Journal of Economic Developmen, June, ss. 147-164.

42 Osman PEKER Aydın, M. F. vd. (2004), Expor Supply and Impor Demand Models for he Turkish Economy, The Cenral Bank of he Republic of Turkey Research Deparmen Working Paper, No: 04/09. Bahmani Oskooee, M. (1985), Devaluaion and he J-Curve: Some Evidence from LDCs, The Review of Economics and Saisics, Augus, ss. 500-504. Bahmani Oskooee, M. (1986), Deerminans of Inernaional Trade Flows: he Case of Developing Counries, Journal of Developmen Economics, 20, ss. 107 123. Bahmani Oskooee, M. (1991), Is There a Long-run Relaion Beween he Trade Balance and he Real Effecive Exchange Rae of LDCs?, Economic Leers, Augus, ss. 403-407. Bahmani Oskooee, M. ve Kaniong, T. (2001), Bileeral J-Curve Beween Thailand and Her Trading Parner, Journal of Economic Developmen, 26 (2), ss. 107-117. Bahmani Oskooee, M. ve Niroomand F. (1998), Long-Run Price Elasiciies and he Marshall Lerner Condiion Revisied, Economics Leers, 61, ss. 101 109. Brahmasrene, Tve Jiranyakul, K. (2002) Exploring Real Exchange Rae Effecs On Trade Balances In Thailand, Managerial Finance, Vol. 28, No. 11, ss. 16-27. Demirden, T and Pasine, I. (1995), Flexible Exchange Rae and he J-Curve., Economic Leers, 48 (3-4), ss. 373-377. Enders, W. (1995), Applied Economeric Time Series, John Willey and Song, Inc. Enders, W. (1996), Ras Handbook for Economeric Time Series, John Willey and Song Inc. Engle, R. F. ve Granger, C. W. (1987), Co-inegraion and Error Correcion Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, 55, ss. 251-276. Gomez, D. M. ve Ude, G. F. A. (2006), Exchange Rae Policy and Trade Balance a Coinegraion Analysis of he Argenine Experience Since 1962, MPRA Paper No. 151, hp:// mpra.ub.uni-muenchen.de/ 151/ Gylfason, T. ve Ole, R. (1984), Does Devaluaion Improve he Curren Accoun?, European Economics Review, June, ss. 37-64. Hacker, S. R. Ve Haemi, A. (2003), Is The J-Curve Effec Observable For Small Norh European Economies, Open Economics Review, 14: 2, ss. 119-134. Hassan, S. ve Wilbrae, B. (1997), The Relaion Beween he Real Exchange Rae and he Trade Balance: An Empirical Reassessmen, Inernaional Economic Journal, Spring, ss. 39-50 Jorda, C. M. ve Burgue, S.C. (1998), Long Run and Shor-Run Effecs Of Exchange Rae Movemens For Major EU Conuries: Coinegraıon

İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 22 Temmuz 2008 Sayı: 2 43 and Error-Correcion Modeling, Journal Of The Economic Inegraion, 13: 4, ss. 607-625. Jung, C ve Doroodian, K. (1998), The Persisence Of Japan s Trade Surplus, İnernaional Economic Journal, 12: 1, ss. 25-38. Khan, M. (1974), Impor and Expor Demand in Developing Counries, IMF Saff Papers, 21, ss. 678 693. Khan, M. (1975), The Srucure and Behavior of Impors of Venezuela, Review of Economics and Saisics, 57, ss. 221 224. Krugman, P ve Baklwin, R. E. (1987), The Persisence of he U.S.Trade Defici, Brooking Paper on Economic Aciviy, Washinon, DC: Brooking Insiuion, ss. 1-58. Lal, A.K. ve Lowinger, T.C. (2002), Nominal Effecive Exchange Rae and Trade Balance Adjusmen in Souh Asia Counries, Journal of Asian Economics, 13, ss. 371-383. Mah, J.S. (1993), Srucural Change in Impor Demand Behavior: he Korean Experience, Journal of Policy Modeling, 15, ss. 223 227. Narayan, P. K. (2004), New Zealand s Trade Balance: Evidence of The J- CurveandGrangerCausaliy,Applied EconomicsLeers,11:6s.351-354 Narayan, P. K. ve Narayan, S. (204) The J-Curve: Evidence From Fiji, Inernaıonal Review Of Applied Economics, 18: 3, ss. 369-380. Onafowara, O. (2003), Exchange Rae And The Trade Balance In Eas Asia: Is There a J-Curve?, Economics Bullein, 5: 18, ss. 1-13. Rose, A. K. (1990), Exchange Rae and he Trade Balance: Some Evidence From Developing Counries, Economic Leers, 3 (34), ss. 271-275. Rose, A. K. ve Yellen, J. L. (1989), Is There a J-Curve?, Journal of Moneary Economics, ss. 53-68. Sing, T. (2002), India s Trade Balance: The Role of Income and Exchange Raes, Journal of Policy Modeling, 24, ss. 437-452. Sivri U. ve Usa, C. (2001), Reel Döviz Kuru, İhraca ve İhala Arasındaki İlişki, Uludağ Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi, 19 (4), ss. 1-9. Wilson, P. ve Ta, K. C. (2001), Echange Raes and he Trade Balance: he Case of Singapore 1970 o 1996, Journal of Asian Economics, 12, ss. 47-63. Son Nolar * Bu konuda bak. Arize (1987, 1990, 1991, 1994), Gylfason and Risager (1984), Bahmani- Oskooee (1985). i Lieraürde, icare dengesi genellikle ihracaın ihala oranı ya da ersi biçiminde alınmakadır. Bkz. Arize (1994), Oskooee (2001), Onafowora, (2003). ii e serisinin whie-noise olmadığı durumda, augmened Dickey-Fuller (ADF) esi kullanılabilir. iii Shirvani ve Wilbrae (1997), Oskooee ve Brooks (1999), Arize (1994), Gomez ve Ude (2006), Rose ve Yellen (1989) ve Rose (1991). iv Lieraürde, icare dengesi genellikle ihracaın ihala oranı ya da ersi biçiminde alınmakadır. Bkz. Arize (1994), Oskooee (2001), Onafowora, (2003).