Dokuz Eylül Ünverstes Sosyal Blmler Ensttüsü Dergs Clt 6, Sayı:4, 2004 Devalüasyon, Para, Reel Gelr Değşkenlernn Dış Tcaret Üzerne Etksnn Panel Data Yöntemyle Türkye İçn İncelenmes Yrd.Doç.Dr.Ercan BALDEMİR* Araş.Gör. Ayşe KESKİNER ** Özet Çeştl makro ekonomk büyüklükler ülkelern dış tcaret dengesn etklemektedr. Bunlardan en önemller kur değşmler, büyüme hızı, para arzlarındak değşmdr. Ülkeler karşılıklı olarak brbrne bağımlıdır. Br ülkenn reel kuru değştğnde dğer ülkenn dış tcaret denges değşeblmektedr. Bu çalışmada panel data yardımıyla dış tcaret dengesndek değşmeler ncelenecektr. Bu ncelemede reel kur değşmes temel alınacaktır. Anahtar Kelmeler: Dış Tcaret Denges; GSYİH; Para Arzı; Reel Kur; Devalüasyon; Panel Ver Modeller Abstract Trade balance ofcountres has been affected by macroeconomc varables such as Exchange rate, growth rate and changes n Money supply. Ths creates nter-dependency among countre. For nstence, real Exchange rate change n a country nfluences trade balance of another country. Whtn ths context, ths research analyses the changes n trade balances of countres by usng panel data. Real Exchange rate changes wll be taken as a base varable. Keywords: Foregn Trade Balance; Gross Natonal Product; Money Supply; Real Exchange; Devaluaton; Panel Data Modellng 1.Grş Br ülkenn dış tcaret denges çeştl faktörler tarafından etklenmektedr. Bunlar reel gelr, taleb etkleyen parasal unsurlar ve reel kur olarak sıralanablr. Gelrdek artış yabancı grd kullanımı ve thal mal taleb yüksek se dış tcaret dengesn olumsuz yönde etkleyecektr. Gelr artarken dış tcaret dengesnde meydana gelen olumsuzlukları dengeleyecek mekanzmalar da vardır. İthalata olan taleptek artış gerek bu malların fyatlarını, gerekse *Muğla Ün. İİBF. İşletme Bölümü ** Muğla Ün. İİBF. İktsat Bölümü 44
dövz kurlarını etkleyerek reel kurları değştrecek, bu da, dış tcaret dengesn olumlu yönde etkleyecektr. Ancak pyasa mekanzması çnde dış tcaret dengesnn sağlanmasını beklemek çok uzun zaman alacağından ekonomk otorteler reel kurları devalüasyon yoluyla etkleyerek dış tcaret dengesne müdahale ederler. Bu tür br müdahale sadece kurlar yoluyla değl, toplam para mktarını değştrerek talebn etklenmes yoluyla da gerçekleştrleblr. Bu çalışmada reel gelr, kur ve toplam taleb etkleyen parasal büyüklükler dkkate alınarak, dış tcaret dengesnn ne yönde etkleneceğ amprk olarak panel data model yardımıyla ABD, Almanya, Hollanda, İngltere ve İtalya çn test edlecektr. Çünkü bu ülkelern Türk dış tcaret çndek ağırlığı yıllara göre %30 le %40 arasında öneml br paya sahptr. Çalışmada önce konuyla lgl br lteratür ncelenes yapılmış, üçüncü kısımda panel ver analz anlatılmış ve dördüncü kısımda se adı geçen ülkeler çn yöntem uygulanmış, elde edlen sonuçlar yorumlanmıştır. 2.Lteratür İncelemes Reel gelrdek artışın dış tcaret dengesne etks ülkenn dış bağımlılık oranına ve tüketc terchlerne bağlıdır. Dışa bağımlılık oranı yüksek olan ülkelerde ara, hammadde, yatırım malı thalatı reel gelrdek artışla beraber yükseldğ ve tüketc terchlernn thal kamec sanaylerden zyade dış ürünlere eğml olduğu varsayıldığında reel gelrdek artış dış tcaret dengesn bozmaktadır (Chaudhur, 2000:4) (Rodrc2002;1-110), (Obstfeld, Rogoff 1995; 200-264). Reel gelr arz faktörler tarafından belrlenmekle beraber, talep unsuru olmaksızın efektf olamaz. Dolayısıyla br ülkenn reel gelr parasal unsurlara da bağlıdır. Parasal değşkenlerden yurtç taleb etklemes açısından para arzı göz önüne alındığında; yurt ç para arzındak br artış reel para dengesnde br artışa neden olacak, breyler bunu servetlerndek br artış olarak algılayableceklernden harcamalar artablecektr veya faz değşmes sonucu dğer şeyler ver ken yatırım harcamaları değşeceğnden toplam talep de değşecektr. Toplam taleptek değşme ülke ç ve thal mal talebn etkler. Sonuçta bu durum thalatı teşvk edeceğnden dış tcaret dengesn bozucu etkde bulunablecektr. Tam ters yurt dışı harcamalar çn söz konusu olablecektr. Dış tcaretn ağırlıklı olarak yapıldığı ülkelerdek para arzı artışları yukarıda bahsedlen nedenlerle, söz konusu ülke mallarına karşı taleb arttırableceğnden, lgl ülkenn hracatı artablecek bu se dış tcaret dengesn olumlu yönde etkleyeblecektr. Dış tcaret denges gelr ve onu belrleyen parasal büyüklükler yanında fyatların br fonksyonudur. Gelr ve parasal unsurlar kaydırıcı değşkenlerdr. Br ülkenn dış tcaret denges ülkenn rekabet gününü tanımlayan reel kura 45
bağlıdır. Reel kur oranlarındak değşmeler se ülkeden hraç edlen veya ülkeye thal edlen malların nsb fyatlarını değştrerek harcamaların thal mallarından hraç mallarına veya yurt ç mallara kaymasına neden olur veya tersde geçerldr. Reel kurların dış tcaret üzerndek etks Marsall Lerner şartına ( Yıldırım 2003;238-239) bağlıdır. Reel kurlardak değşmelern dış tcaret dengesn olumlu etkleyeblmes çn hracat talebnn fyat esneklğ le thalat talebnn fyat esneklğ toplamlarının bre eşt veya büyük olması gerekmektedr: E x +E m 1. Reel kurdak değşmeler kur rejmne göre belrlenr. Örneğn sabt kur rejm uygulayan br ülke kurun aşırı değerlenmesn ortadan kaldırmak veya hracatta daha avantajlı olablmek çn devalüasyona gdeblr. Chaudhur (2000), dkkatler devalüasyonun yapıldığı ülkede ve yurt dışındak fyat farklılıklarına çekmeye çalışmıştır. Başarılı br devalüasyonun (burada başarıdan kasıt dış tcaret dengesnn olumlu yönde etklenmesdr) en öneml şartı devalüasyon yaparken yurt ç ve yurt dışı fyat farklılığını korumaktır. Zaten yukarıda da belrtldğ üzere Marsall Lerner şartını yerne getren br ülke ülkeler arası nsb fyat farklılıklarından olumlu yönde faydalanacaktır. Eğer reel dövz kurunu değştrmek mümkün olmuyorsa devalüasyon başarısızlıkla sonuçlanablecektr. Dış tcaret ve özellkle kur değşmeler arasındak lşky nceleyen çeştl çalışmalar mevcuttur. Mles (1979) da devalüasyonun tcaret dengesn kötüleştrc etksnden bahsetmştr. Ntekm Bahman ve Oskooe nn çalışmalarının sonucu bunu destekler ntelktedr. Bahman-Oskooe (1994-1992-1991 ve 1985) çalışmalarında Yunanstan, Tayland, Hndstan ve Kore y ncelemşlerdr. Elde ettkler bulgulara göre Tayland dışındak ülkelerde devalüasyon, uzun dönemde tcaret dengesn daha da kötüleştrmştr. Gylfason ve Rsager (1984) çalışmalarında devalüasyonun dış tcaret dengesn gelştrdğ yönünde bulgulara ulaşmışlardır. Hmaros (1989) un yaptığı çalışma on beş adet gelşmekte olan ülkey kapsamıştır ve aldığı sonuç Gylfason-Rsager ın sonucu le örtüşmektedr. Brd ve S.Rajan (2000) Tayland deneymnden yola çıkarak devalüasyon üzerne br araştırma yapmışlardır. Brd ve S.Rajan (2000) a göre devalüasyona karar verme sürecnde ülkeden ülkeye değşeblen poltka setlerne htyaç duyulmaktadır. Ayrıca Brd ve S.Rajan (2000), devalüasyonun makro etklern rdelemş ve thal grdlern fyatlarının artması ve yüksek faz oranları nedenyle frmaların kred malyetlernn artması sonucu ekonomde resesyonun meydana gelebleceğnden bahsetmşlerdr. Aydoğuş ve Yıldırım, (2001) devalüasyonun tcaret denges üzerne etksn ncelemşler ve Peseran ve Shn (1999) n gelştrdğ eşbütünleşme Ardışık Bağlanımlı Geckmes Dağıtılmış (ARDL) model yaklaşımı yöntemn kullanmışlardır. Çalışmalarının sonucunda devalüasyonun, 1969-1979 ve 1980-1997 dönemlernde, dış tcaret denges üzernde yleştrc etks olduğunu görmüşlerdr. 46
Br ülkenn reel gelrndek değşmeler, toplam taleb belrleyen büyüklüklerdek değşmeler ( bu çalışmada para mktarı olarak alınmıştır. Bunun yerne faz de alınablr ancak bu seçm yazara attr) ve reel kurlardak değşmelern nsb ağırlıklarının toplamı dış tcaret dengesn belrler. Teork olarak net br çıkarım yapma mkanına sahp olmasak ble amprk test bu değşkenlern dış tcaret üzerne etklern belrl hale getrecektr. 3. Ver ve Metodoloj Zaman boyutuna at kest verlern kullanarak ekonomk lşklern tahmn edlmes yöntemne panel ver analz adı verlmektedr (W.Grene, 1997 :612). Kestte yer alan gözlemlern yıllar tbaryle tekrarı söz konusudur. Bu açıdan bakıldığında panel ver analznn temelnde tekrarlı varyans analz le varyans analz modellernn bulunduğu görülecektr (Pazarlıoğlu, 2001 : 7). Bu çalışmada kullanılmış olan panel ver modeller n sayıda ekonomk brm ve her brme at t sayıda gözlem bulunduğunu varsayar. Br yatay kest üzerndek br panel ver sersnn başlıca avantajı, breylern davranışlarındak farklılıkların modellenmesnde araştırmacıya daha fazla esneklk sağlamasıdır. Temel alınan regresyon model şu şekldedr; Υ t ' = α + β Χ + (1) t t Χ t çersnde K regresörü vardır, sabt term dahl değldr. α t, t zamanı çnde sabt olarak alınan ve kestn brmndek brmlere özel olan brm etksdr. Bu olduğu gb klask br regresyon modeldr. Eğer α lern tüm brmler açısından aynı olduğunu düşünürsek, sıradan en küçük kareler α ve β hesaplamalarını tutarlı ve uygun olarak sağlar. Model genelleştrecek k adet temel çerçeve vardır. Brncs, regresyon modelnde br gruba özgü sabt term olarak α y ele alan sabt etksdr. İkncs karışık br grubun α olarak alındığı rastlantı etksdr. Bu t nn her grup çn kabul edlmesne benzer, ancak burada benzer her peryodda tek başına br çekm yapılarak regresyona dahl edlr. 3.1. Sabt Etkler Model Panel vers modelnn genel formülasyonunun varsayımı, brmler arasındak farklılıkların sabt termdek farklılıklarda yakalanablyor oluşudur (W.Grene, 1997:612). Bu amaçla panel vers model kukla değşken yardımıyla tahmn edlr (M.V.Pazarlıoğlu, 2001:7). Örneğn panel ver model şu şeklde fade edldğnde; 47
y t = β 1t + β 2t x2t + β 3t x3t + et (2) =1,...,N ve t= 1,...,T β 1t = β 1 ; β 2t = β 2 ; β 3t = β 3 olduğu varsayılmaktadır. Burada sadece sabt parametre değşmektedr, farklılık sabt termn zamana göre değl kest bazındadır. Hem kest hem de zaman boyutu dkkate alındığında model şu şekl almaktadır; y = x 1 β 1 j + X N β S e (3) + 3 no lu eştlkte farklı brmler çn farklı sabtler bulunmaktadır. 3.2. Rastlantısal Etkler Model Eğer brmler rastlantısal olarak alınmış se ya da brm ana kütlesnden temslc olarak alınmış se, daha kullanışlı olan rastlantısal etkler model ele alınmaktadır. Burada, brmler tesadüf olarak seçldğnden, brmler arasındak farklılıklar rastlantısaldır. Rastlantısal etkler örnekleme sürecnn br sonucudur. Böylece 2 no lu denklemdek β 1 rastlantısal değşken olarak ele alınıp; β 1 = β 1 + µ (4) şeklnde modelleneblmektedr. 4 no lu denklemdek parametre dönüşüm model 2 no lu modelde yerne konduğunda; Y t = ( β 1 + µ ) + β 2 x2t + β 3x3t + et (5a) K Y t = β 1 + β k xkt + ( et + µ ) (5b) k = 2 eştlkler elde edlr. 5b dek fade hata bleşen modelnn genel bçmdr. et tüm hatalar ve µ se spesfk hataları gösterr ve ks brlkte hata bleşen fadesn oluştururlar. İkncs yan tek br brme özgü spesfk hatalar brme bağlı farklılıkları ve sabt zamana göre brmler arasındak değşmey gösterr. Sabt etkl ve rastlantısal etkl modellern arasından hangsnn seçleceğ genellkle etkler le açıklayıcı değşkenler arasındak lşkye bağlıdır. Eğer etkler açıklayıcı değşkenler le lşksz se rastlantısal etkler tahmncs tutarlı ve etkndr, sabt etkler tahmncs se tutarlıdır ancak etkn değldr. Etkler açıklayıcı değşkenler le lşklyse sabt etkler tahmncs tutarlı ve etkn, buna karşılık rastlantısal etknler tahmncs tutarsızdır. Bu çalışmada Chaudhur (2000:2) tarafından Hndstan çn kullanılan; 48
TB α S + u (6) * * nt = 0n + µ yyt + α1 nynt + µ M M t + α 2nM nt + α 3n dış tcaret modelnden Türkye çn yararlanılmıştır. Modelde; nt nt * TB= Tcaret denges, Y= Reel yurt ç gelr, Y = Reel yurt dışı gelr, M=Yurt * ç reel para arzı, M = Yurt dışı reel para arzı, S = Reel kur oranıdır. 6 no lu denklemn tahmnlenmesnde Dnamk Panel Data Model kullanılmıştır. Türkye le en çok dış tcaretn gerçekleştğ beş ülke çn (ABD, Almanya, Hollanda, İngltere ve İtalya) ayrı ayrı değerler hem hesaplanmış hem de Pesaran, Shn ve Smth (1999:1) tarafından gerçekleştrlen Pooled Mean Group (PMG) yöntem kullanılmıştır. Pooled Mean Beş ülke çn ayrı ayrı yapılan uygulamada ARDL yöntem kullanılmış fakat ver sayısının az olması nedenyle geckme sayısı ancak 1 geckmede sınırlı kalmıştır. Pesaran, Shn ve Smth (1999:4), çalışmalarında Chaudhur (2000:2) nn Dış Tcaret Dengesne uyarladığı ; t p q ' = + QkY, t k + α k x, t k k = 1 k = 0 Y λ + u (7) ardışık bağlanımlı geckmes dağıtılmış ARDL (p,q,...q) model tanımlanmıştır. Modelde Y bağımlı değşken dış tcaret dengesn, x t se grup çn (kx1) eştlk (6) da verlen açıklayıcı değşkenler vektörüdür. t=1,2,...t zaman peryodunu, =1,2,...,N grubu fade etmektedr. λ sabt etky temsl etmektedr. Q k geckmel bağımlı değşken katsayılarını gösteren skalalardır. α k se kx1 katsayılar vektörüdür (Pesaran, Shn ve Smth 1999:5). Her br gruba at ayrı ayrı model tahmnleyeblmek çn T yeternce büyük olmalıdır. Notasyonel uygunluk çn genel br T değer, gruplara karşı p ve gruplara ve açıklayıcılara karşı genel br q kullanılablr. Fakat bu gerekl değldr. Benzer şeklde, zaman trentler veya mevsmsel kukla değşkenler gb dğer sabt tp eştlk (7) de gösterleblr. Fakat notasyonun bastlğn sağlamak çn böyle etklere müsaade edlmemştr. 7 no lu eştlğ; t p 1 q 1 ' * *' φ y, t 1 + β xt+ Qk y, t k + α k x, t k + λ ut (8) k = 1 k = 0 y = + şeklnde yenden düzenleneblr. Yukarıdak eştlkte; t 49
p * φ = ( 1 Q k ), β = α k, Q k = Q j α * k k = = q α j j= k + 1 q k = 0 dr. Eştlk (8) herbr grup çn zaman sers gözlemleryle; p j= k + 1 p 1 q 1 * *' φ y, 1 + X β + Qk y, k + α k X, k + λ χ u (9) k = 1 k = 0 y = + şeklnde fade edleblr (Chaudhur 2000:2). Buradan =1,2, N olmak üzere, y =(y 1,... y T ), nc grubun bağımlı değşkenndek (Tx1)lk br gözlemler vektörüdür. X = (x 1,..., x T ), hem gruplara hem de zaman peryotlarına karşılık gelen açıklayıcı değşkenlere at Txk gözlemler matrs, χ = (1,.1) Tx1 brler vektörü, y, k ve x, k, y ve x nn k peryot geckmel değerler, y = y y, 1, x = x x, 1, y, k ve x, k y ve x nn k peryot geckmel değerlerdr (Pesaran, Shn, Smth 1999:5). Son olarak u =( u 1,..., u T ) dr. Normallk varsayımı altında logartmk olablrlk (lkelhood) fonksyonu, N N T 2 1 1 ς T ( Φ) = ln 2Πσ 1 ( y 2 2 = 1 2 = 1 σ ϕ ξ ( γ ))' H ( y ϕ ξ ( γ )) (10) şeklnde yazılablr. Burada H = I W ' W W 1 ' W W T ( 1 1) = ( y, 1,..., y, p+ 1, x,..., x1, q+ 1, χ), ξ ( γ ) = y, 1 ve x γ, ' ' ' 2 2 2 Φ = ( γ, ϕ σ ), ϕ = ( ϕ1, ϕ 2,..., ϕ N ), σ = ( σ, σ 2,..., σ N ) dr. Grup-spesfk hata düzeltme katsayısı ( ϕ ) n maksmum olablrlk tahmnler eştlk I(0) ın Φ ye göre maksmzasyonuyla hesaplanablr. Bu hesaplamalar pooled mean grup tahmnler (PMG) olarak blnr. Regresörlern I(0) mı yoksa I(1) m olduğu Newton-Raphson algortması kullanılarak hesaplanablr. 4.Uygulama Dış tcaret lşkmzn en yoğun olduğu ABD, Almanya, Hollanda, İngltere ve İtalya çn 1987-2001 verleryle panel ver analz yapılmıştır. 50
Verlern br kısmı Dünya Bankası ndan temn edlen ülkeler CD snden (2000 yılı), burada bulunamayanlar se (özellkle 2000 ve 2001 yılı verler) lgl ülkelern merkez bankalarının nternet sayfalarından araştırılarak elde edlmştr. Tcaret denges hracatın thalata bölünmes le elde edlrken, dğer verler çn ndeksleme yoluna gdlmştr. Ülkeler çn ayrı ayrı yapılan analz netcesnde aşağıdak sonuçlar elde edlmştr. Burada evews (3.1) ve Lmdeb paket programları kullanılmıştır. Her ülke çn yapılan analzde önce br dönem geckmeyle (6) eştlğ tahmnlenmş ancak katsayıları anlamsız olan değşkenler teker teker denklemden çıkartılarak, şlem anlamlı katsayı bulunana kadar tekrarlanmıştır. Son bulunan anlamlı katsayılara sahp modeller aşağıda ülkelere göre verlmştr. 4.1. Almanya İçn Yapılan Analz TD t =1.831616+0.00000696 Y t +0.0000132Y t 1 +0.026202 Y almt -0.023389 Y almt 1 (0.0680) (0.1387) (0.1667) (0.0836) (0.0870) -0.0000164M t 1-0.000484 M almt -0.012649 S (0.0030) (0.0233) (0.0003) R 2 = 0.967674 F= 25.65844 (0.000459) Dw= 2.922602 Almanya le yapılan dış tcaretn sonucunda, Türkye nn dış tcaret denges le GSYİH nın car ve geckmel değerler arasında α=0.1 ya da α=0.05 düzeynde anlamlı br lşk bulunamamıştır. Ancak bu değerler çok keskn değerler değldr. Dolayısıyla, yaklaşık α=0.14 ve α=0.17 düzeynde anlamlı br lşknn olduğu söyleneblr. Almanya nın GSYİH açısından bakıldığında se; Almanya nın GSYİH nda k 1 brmlk değşme, Türkye nn dış tcaret dengesn 0,026 brm olumlu yönde değştrecektr. Almanya nın br öncek döneme göre GSYİH se Türk dış tcaret dengesn negatf yönde etklemektedr. Türkye açısından, Türkye dek parasal genşlemenn Türk dış tcaret üzerne etks ncelendğnde, çok cüz bozucu br etks bulunmaktadır. Bununda sebeb Türkye de k para yaratma sürecnn yerl kaynaktan zyade yabancı kaynaklara ve paralara dayanmasıdır. Ntekm Türkye de uzun yıllardan ber süre gden enflasyon Dolar ve Euro taleplern körüklemştr. Alman parasının da Türkye de talep edldğ dkkate alındığında gerek Alman parasının, gerekse TL nn cüz olarak dış tcaret üzernde menf etklernn bulunduğu saptanmıştır. TL mktarı arttığı zaman bu para enflasyondan dolayı değern ytrdğnden kısa sürede mal ve hzmete dönüştürmektedr. Bu dönüşün br kısmı da thal malları kapsadığından dış tcaret dengesn olumsuz 51
etklemektedr. Sonuçta 1 brmlk Alman para mktarı değştğnde, Türk dış tcaret dengesnde 0,00048 brm bozucu br etk meydana gelmektedr. Dövz kurları fyatlar genel düzeynden hızlı arttığı, yan tartılı efektf kur değer kaybettğ sürece ülkenn hracatı kolaylaşacak, thalatı zorlaşacağından dış tcaret denges poztf etklenecek, dolayısıyla mll gelrde artmış olacaktır. Bu açıdan Almanya le yapılan amprk çalışmada bulunan sonuç teor le uyum çersndedr. Reel kurlarda meydana gelecek 1 brmlk değşme, dış tcaret dengesn 0,0126 brm düzeltecektr. Dolayısıyla bu çıkarsama amprk sonuçla kıyaslanırsa Türk dış tcaret dengesnn 0,0126 brm olumsuz yönde etklendğ sonucuyla çelşmemektedr. Çünkü, ele alınan dönem çersnde (1987-2001) TL nn aşırı değerlenmş olması nedenyle, Almanya le yaptığımız dış tcaret üzernde reel kur değşkennden bekledğmz sonuç negatf çıkmıştır. Seçlen değşkenlern bağımlı değşken üzerndek açıklama gücünü gösteren belrllk katsayısına (R 2 ) bakıldığında lşknn % 96 n açıklayablmektedr. F değer de oldukça yüksektr. 4.2. İtalya İçn Yapılan Analz TD t =0.276125-0.0000144 Y t 1 + 0.026253 Y ta + 0.00000421 M t - 0.003961 M t 1 (0.3876) (0.0000) (0.0001) (0.0001) (0.0000) -0.017617 S t + 0.003724 S t 1 (0.0000) (0.0108) R 2 = 0.985460 F= 79.07353 (0.000004) Dw= 2.302167 İtalya çn yapılan analzde dış tcaret üzerndek bağımsız değşkenlern tamamı anlamlı çıkmıştır. Örneğn İtalya ya at GSYİH nın car dönemdek 1 brmlk artışı, Türk dış tcaret dengesn 0,026 brm artırmaktadır. Türkye nn br öncek döneme at GSYİH değer de Türk dış tcaret dengesn cüz de olsa negatf yönde etklemektedr k bu da teor le uyumlu br sonuçtur. Türkye nn para arzının br öncek dönem değernn dış tcaret üzerne etks teork beklentlere uyumludur. Car dönemdek Türkye ye at para arzının artış hızı dış tcaret dengesne olumlu yönde etks hmal edleblecek sevyededr. Reel dövz kurlarının dış tcaret üzerne etks car dönemde reel kurlardak aşırı değerlenmeden dolayı negatf ken br öncek dönemn değernn etks de poztftr. Yan dış tcaret denges olumlu yönde etklenmştr. Br öncek dönemde reel kurlar dış tcaret dengesn olumlu yönde etklerken, br sonrak dönemde olumsuz yönde etklemesn açıklamak stedğmzde brçok etkene (örneğn sermaye hareketlerne) de bakmak gerekmektedr. Çünkü 1990 lı yıllarda öneml ölçüde dış tcaret dengesn sermaye hareketler le fnanse eden Türkye de dış tcaret denges olumsuz olsa ble reel kurlar değer kaybetmemş, tam tersne yükselmştr. Reel kurun Türk dış tcaret üzerne etksne tekrar 52
dönecek olursak, car dönemdek reel kur değerndek 1 brmlk değşmenn, Türk dış tcaret üzerne 0,017 brm olumsuz etks olduğu görülmektedr. Br öncek dönem reel kur değernn etks se son derece düşüktür. Genel olarak belrllk katsayısına bakıldığında % 98 n açıklayablmektedr. Seçlen denklemn genel uygunluğu çersnde F değer anlamlıdır. 4.3. Hollanda İçn Yapılan Analz TD t =2.589384 + 0.0000176 Y t - 0.0000164 M t 1-0.005169 M Holt (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) -0.001043 M Holt 1-0.015541 S t (0.0341) (0.0000) R 2 = 0.984821 F= 103.8076 (0.000000) Dw= 1.980281 Hollanda, Almanya ve İtalya dan farklı olarak c sabt anlamlı bulunmuştur. Türk dış tcaret denges açısından Türkye nn mll gelrne bakıldığında mll gelrmzdek 1 brmlk değşme Türk dış tcaret dengesn çok cüz oranda poztf yönlü olarak etklemektedr. Türkye dek para arzındak genşlemede çok cüz düzeyde Türk dış tcaret dengesn olumsuz yönde etklemektedr. Teork çıkarsamaya da uygundur. Uygun olmayan Hollanda parasındak genşlemenn gerek car gerekse br öncek döneme göre Türk dış tcaret üzerne menf etkde bulunmasıdır. Bunun ktsad anlamı Almanya örneğndek mantık le aynıdır. Bzm çalışmamız açısından reel kurlara bakıldığında reel kurlardak aşırı değerlenmeden dolayı Türk dış tcaret 0,015 oranında olumsuz yönde etklenmştr. Genel olarak belrllk katsayısına bakıldığında % 98 n açıklayablmektedr. Seçlen denklemn genel uygunluğu çersnde F değer anlamlıdır. 4.4. İngltere İçn Yapılan Analz TD t =2.208624+0.0000224 Y t -0.0000196 Y t 1-0.037272 Y Ingt +0.049309 Y 1 (0.0025) (0.0005) (0.0087) (0.0018) (0.0009) -0.00000866 M t 1-0.006909 M Ingt - 0.017330 S t (0.0001) (0.0002) (0.0000) R 2 = 0.988070 F= 70.99252 (0.000024) Dw= 2.174912 Ingt - İngltere çn yapılan analzde Türk mll gelrnn car dönemde dış tcaret üzerne etksnn poztf, br öncek döneme göre negatf olduğu saptanmıştır. Aynı lşk İngltere mll gelr açısından tam ters olarak bulunmuştur. Türk mll gelrnn dış tcaret üzerndek etks önemsenmeyecek derecede küçük ken İngltere nn mll gelrnn br öncek dönemnn 53
gelrndek 1 brmlk değşmenn Türk dış tcaret dengesne % 4,9 brm etk etmes, car dönem gelrnn se (-) 0,037 brm etk etmes dkkat çekcdr. Burada k ktsad açıklamamız gelr açısından ülkelern görecel büyüme hızları arasındak farklılığa dayanılarak yapılablr. İngltere nn Türkye den hızlı büyüdüğü dönemlerde İngltere nn Türkye den yaptığı thalat, Türkye nn İngltere den yapacağı thalattan daha hızlı artacağından Türk dış tcaret denges poztf yönde etklenecektr. Takp eden dönemde görecel büyüme hızı Türkye lehne değştğnde durum İngltere lehne dönecektr. Türkye dek br öncek dönemdek parasal genşlemenn dış tcaret üzerne etks teork çerçeveye uygundur ancak çok küçük br etkdr. İngltere dek parasal genşlemenn dış tcaret üzerne etks teork çıkarsamaya ters olmakla brlkte Almanya örneğndek mantık burada da geçerldr. Reel kurlar le temel çıkarsamamız Türkye dek kurların aşırı değerlenmes ve oynaklığına bağlı olarak dış tcaret üzerne etks menfdr. Bu etk reel kurlarda 1 brmlk değşme dış tcaret denges üzernde 0,017 brmlk olumsuz etk yaratmaktadır. Genel olarak belrllk katsayısına bakıldığında % 98 n açıklayablmektedr. Seçlen denklemn genel uygunluğu çersnde F değer anlamlıdır. 4.5. ABD İçn Yapılan Analz TD t =1.999839 + 0.241482 TD t 1 + 0.000000735 M t + 0.023284M ABDt (0.0000) (0.1192) (0.0027) (0.0001) -0.032801 M ABDt 1-0.017707 S t + 0.013693 S t 1 (0.0000) (0.0001) (0.0008) R 2 = 0.973522 F= 42.89463 (0.000036) Dw= 2.738632 ABD ye de bakıldığında sabt parametres anlamlı çıkmıştır. Türkye nn br geckmel dış tcaret denges değernn car dış tcaret denges üzerndek etks oldukça yüksektr. Br öncek Türk dış tcaret dengesnde meydana gelen 1 brmlk değşme, car dönemdek dış tcaret dengesn 0,024 brm etklemektedr. Ancak parametre statstk açıdan yaklaşık % 12 düzeynde anlamlıdır. Türkye nn car para arzı le ABD nn car para arzının Türk dış tcaret denges üzerne etkler teork çıkarsamalarla uyumludur. Br öncek dönemn ABD dek para arzının Türk dış tcaret denges üzerne etks teork çıkarsamaya terstr. Buradak ktsad mantık ABD dek parasal genşleme sonucu ortaya çıkan enflasyonun, Dolar ın görecel değernn TL karşısında değer kaybetmes sonucu, ABD dış tcaretn olumlu Türk dış tcaretn olumsuz yönde etkledğ söyleneblr. ABD dolarının br öncek dönemdek parasal genşlemesnn 1 brmlk değşmesnn Türk dış tcaret denges üzerndek etks (-) 0,032 brmdr. Çalışma açısından tekrar kurlara dönecek olursak, İtalya çn yapılan çıkarsama burada da aynı şeklde geçerldr. Genel olarak belrllk katsayısına bakıldığında oldukça yüksektr. Seçlen 54
bağımsız değşkenler lşknn % 98 n açıklayablmektedr. Seçlen bağımsız değşkenlern uygunluğunu gösteren F statstğ de oldukça yüksek ve anlamlıdır. 4.6. Panel Ver Model İle Elde Edlen Sonuçlar İknc olarak bütün verler panel ver yöntemyle analz edlmş ve aşağıdak sonuçlar elde edlmştr. Grup Kukla Değşken EKK yöntemne göre; Tcaret Denges = 1.2359 + 0.0000558 M 2-0.0259 RDK 0.00014 INDGSYİH P (0.000) (0.0096) (0.0113) (0.0025) R 2 = 0.2132 F=7.77 (0.00012) Grup Kukla Değşkensz olarak; Tcaret Denges= 0.0000305 M 2-0.0467 RDK 0.0000646 INDGSYİH (0.0925) (0.0049) (0.0430) R 2 = 0.5089 F=10.50 (0.0000) Grup etksn ölçmek çn yapılan analzde se; Model 1 ve 2 H 0 : Grup etkler yoktur. Model 1 ve 3 H 0 : Bağımsız değşkenlern etks yoktur. Model 1 ve 4 H 0 : Ne grup ne de açıklayıcı değşkenlern etks yoktur. Model 2 ve 4 H 0 : Grup etks var ancak açıklayıcı değşkenlern etks yoktur. Model 3 ve 4 H 0 : Açıklayıcı değşkenlern etks var ancak grup etks yoktur. En yüksek olablrlk oran test sonucu sayılan bütün modeller çn I(0) reddedlmştr. Modeller LM ve Hausman yöntem le test edlmş ve testler sonucunda LM = 46.33 (0.0000) le (ülkelere göre farklılık gösterdğ) tesadüf etknn var olduğu ve Hausman = 3.23 (0.357383) le de sabt etknn olmadığı kabul edlmektedr. Buna göre model; Tcaret Denges= 1.3622+0.000033 M 2-0.039044 RDK 0.00007108 INDGSYIH (0.0566) (0.0065) (0.0230) (0.0000) R 2 = 0.14049 şeklndedr. 55
Yne tüm katsayılar anlamlı bulunmuştur. Grup kukla değşkenl EKK yöntemne göre dış tcaret denges üzernde para mktarı harç, reel kur (RDK) ve GSYİH değşkenlernn sonuçları ktsat teors beklentler le uyumludur. Bağımsız değşkenlern etks de statstk açıdan anlamlıdır. Dolayısıyla Model 1 ve 4 ve Model 2 ve 4 ü reddederek hem açıklayıcı değşkenlern hem de sabt katsayısı anlamlı çıktığı çn grup etksn kabul ederz. Dolayısıyla tek tek ülke sonuçları le uyumlu br grup etks bulunmaktadır. Bu bağlamda dış tcaret üzerne para arzı poztf etk yapar ken, GSYİH negatf olarak etklemektedr. Reel dövz kurlarının dış tcaret üzerne azaltıcı etks olduğu ortaya çıkmıştır. Burada bu etk çn getrleblecek ktsad açıklama kurların sadece mal ve hzmet hareketlerne tab olmadığı, sermaye hareketlernden de etklendğdr. Örneğn Türkye sürekl dış tcaret açığı vermesnden dolayı TL nn değer kaybedeceğ normal br ktsad çıkarsamadır. Ancak kamu açıklarından dolayı yüksek faz öneml ölçüde sermayey ülkeye çekerek dövz bolluğu yaratmaktadır. Bu durum reel kurların, enflasyona paralel br şeklde ayarlanmasına engel olduğu çn değerlenmesne sebep olmaktadır. Böylece dış tcaret denges le reel kur arasındak lşk negatf çıkmaktadır. Kur İndeks 140 120 100 80 60 40 20 0 Ser 1 Oca.95 Eyl.95 May.96 Oca.97 Eyl.97 May.98 Oca.99 Eyl.99 May.00 Oca.01 Eyl.01 May.02 Oca.03 Aylar Grafk:1-19 Ülkeye Göre Hesaplanan Reel Kur Değşmeler Örneğn 2001 yılındak krzden sonra yen reel kur tanımı getrlmştr.bu tanıma göre: genel olarak 1995-2001 yılı kur poltkasına bakıldığında kurların aşırı değerlendğ söyleneblr (Grafk 1). Reel kurların değerlenmedğ duruma 100, reel kurun değer kaybettğ durumu da 100 altı olarak tanımlarsak; 2001 krzyle beraber kurun devalüe edlerek dalgalanmaya bırakılması sonucu tartılı efektf kur 100 ün altına düşmüştür. Br öncek dönemde 10 Mlyar 56
Dolar ı açan car şlemler açığı öneml ölçüde düzelmş, 2002 yılında 2 Mlyar Dolar a nmştr (Baydur, 2001:139) 5. Sonuç ABD, Almanya, Hollanda, İngltere ve İtalya çn GSYİH ındak artış dış tcaret dengelern olumsuz yönde etklemektedr. Bu da reel gelrdek artış gerek yatırım gerek thalat mallarına olan taleb artırdığından dış tcaret dengesn olumsuz yönde etklemektedr. Bu sonuç teork beklentlere uygundur. Br ülkenn hracatı dğer ülkenn gelrne bağlıdır. Parasal büyüklükler değerlendrldğnde İtalya harç para arzındak genşleme dış tcaret dengesn olumsuz yönde etklemektedr. Çünkü para talebn asl unsuru olduğundan ülke çndek ürünlere olan talep kadar thal ürünlere de talep olablr. Bu da dış tcaret dengesn bozar. Veya para mktarındak artış enflasyonu artırarak ülke çndek malların fyatını ülke dışındak malların fyatından daha pahalı hale getrerek dış tcaret dengesn olumsuz yönde etkleyeblr. Reel dövz kurları çn ele alınan modeller ncelendğnde reel dövz kuru teork beklentye uygun br şeklde dış tcaret dengesyle ters yönde br lşk çersndedr. Reel kurun değer kaybetmes dış tcaret dengesn olumlu yönde etklemektedr. Ülke ç mallar devalüasyon sonucu dışarıdak mallara göre ucuzladığından dış tcaret denges olumlu yönde değşmektedr. Dolayısıyla 2 ve 4, 1 ve 4 nolu modeller reddederek hem açıklayıcı değşkenler hem de sabt değşkenler anlamlı olarak bulunmuştur. Sonuçta para mktarı harç, GSYİH ktsad beklentler le uyumlu ken aynı durum, yukarıda sayılan nedenlerden dolayı reel kurlar çn söz konusu olmamakta, ters yönlü br lşk görülmektedr. Çünkü reel kurları mal ve hzmet hareketler kontrol edememekte, bu konuda sermaye hareketler mal ve hzmet hareketlernden daha baskın olmaktadır. Kaynakça ACAR Mustafa, Devaluaton n Developng Countres: Expansonary or Contractonary, Journal of Economc and Socal Research, 2(1), 2000, AYDOĞUŞ, İsmal, Jülde Yıldırım, Kur Poltkası ve Tcaret Denges: Türkye Örneğ, Afyon Kocatepe Ünverstes İİBF Dergs, Clt III, Sayı 1, 2001 BAHMANI-Oskooee, M., and J. Alse, Short-run versus Long-Run Effects of Devaluaton: Error Correcton Modelng and Contegraton, Eastern Economc Journal, vol. 20(4), 1994. 57
BAHMANI-Oskooee, M., and M. Malx, More Evdence on the J-Curve: from LDCs, Journal of Polcy Modelng, vol. 14(4), 1992. BAHMANI-Oskooee, M., (1991), Is there a Long-run Relaton between the Trade balance and the Real Effectve Exchange Rate of LDCs, Economc Letters, vol. 36, 1991. BAHMANI-OSKOOEE, M., Devaluaton and the J-Curve:Some Evdence from LDCs, Revew of Economcs and Statstcs, Vol.167, 1985 BAYDUR, M.Cem, Türkye de Kamu Borç Stoku Artışında Yüksek Reel Faz ve Bankacılık Sektörünün Rolü, Yayınlanmamış Doktora Tez, İstanbul Ünverstes, 2001 CHAUDHURI, Kausk, Is Devaluaton Workng? Evdence from Inda n phase of Economc Lberalzaton, IMF Workng Paper, Australa, 2000 ERTEKİN, Merç Subaşı, Türkye de 1980 Sonrasında Dövz Kuru Poltkaları ve Dış Tcaret, Afyon Kocatepe Ünverstes İİBF Dergs, Clt III, Sayı 1, 2001 GRENE, Wllam H., Econometrc Analyss, Prentce Hall, Thrd Edton, New Jersey, 1997 GYLFASON, T., O.Rsager, Does Devaluaton Improve the Current Account?, European Economc Revew, vol.25(1), 1984 HIMARIOS, D., The Effects of Devaluaton on the Trade Balance: A Crtcal Vew and Re-examnaton of Mles s New Results, Journal of Internatonal Money and Fnance, vol.4(4), 1985 HIMARIOS, D. (1989), Do Devaluatons Improve the Trade Balance? The Evdence Revsted, Economc Inqury, vol. 27 (1), 1989. KADIOĞLU, Ferya, Zelal Kotan, Gülbn Şahnbeyoğlu, Kura Dayalı İstkrar Programı Uygulaması ve Ödemeler Denges Gelşmeler:Türkye 2000, www.tcmb.gov.tr, 03.03.2003 MILES, M. A., (1979), The Effects of Devaluaton on the Trade Balance of Payments: Some New Results, Journal of Poltcal Economy, vol. 87 58
PAZARLIOĞLU, M.Vedat, 1980-1990 Dönemnde Türkye de İç Göç Üzerne Ekonometrk Model Çalışması, V.Ulusal Ekonometr ve İstatstk Sempozyumu, Çukurova Ünverstes, Adana, 19-22 Eylül 2001 PESARAN, H., Y. Shn and R. P. Smth, Pooled Mean Group Estmaton of Dynamc Heterogeneous Panels, Department of Appled Economcs Dscusson Paper, Unversty of Cambrdge. (forthcomng, Journal of Amercan Statstcal Assocaton), 1999. RODRIC, D., Dışa Açılma ve Kalkınma Stratejler, Sabah Ktapları, İstanbul, 2000. OBSFELD, M. And K. Rogoff, The Fundemantal of İnternatonal Macroeconomcs, MIT Pres, London, England, 1996. YILDIRIM, K., Makro Ekonom, 3.basım, Eskşehr, 2003. 59