DÖVİZ KURU SEVİYESİNİN ve OYNAKLIĞININ DIŞ

DÖVĠZ KURU SEVĠYESĠ ve OYNAKLIĞININ DIġ TĠCARET AKIMLARI ÜZERĠNE
ETKĠSĠ: ĠMALAT SANAYĠ SEKTÖRÜ ÖRNEĞĠ
A.Beyhan AKAY1
Mehmet ZANBAK2
Özet
70’li yılların başlarında dalgalı döviz kuru rejimine geçişle beraber, döviz kuru
düzeyinin ve oynaklığının dış ticaret üzerindeki etkisi uluslararası finansın en önemli
konularından biri haline gelmiştir. Döviz kurlarının dalgalanmaya bırakılması risk unsurunu
da beraberinde getirmiş, değişen kurların firma ve sektörlerin ticaret hacimlerini etkilemesi
kaçınılmaz hale gelmiştir. Döviz kuru düzeyinin ihracat ve ithalat hacmi üzerindeki etkisinin
yönü her ne kadar öngörülebilir olsa da, döviz kuru oynaklığının ticaret hacimleri üzerindeki
etkisi ile ilgili yapılan çalışmalar etkinin belirsiz olduğunu göstermekte, oynaklığın ticaret
üzerindeki etkisi pozitif veya negatif olabilmektedir. Döviz kuru düzeyinin ve oynaklığının
Türkiye’nin dış ticaret akımları üzerindeki etkisinin incelenmesi amacıyla hazırlanan bu
çalışmada, 2003 yılı başından 2012 yılının sekiz ayını kapsayan dönemde aylık reel döviz
kuru ile imalat sanayi sektörünün ihracat ve ithalat verileri kullanılmıştır. Döviz kuru
oynaklığının ölçümünde genelleştirilmiş otoregresif koşullu değişen varyans modelinden, reel
döviz kuru düzeyi ve oynaklığı ile imalat sanayi ihracat ve ithalat hacimleri arasındaki
ilişkinin tespiti için ise Johansen eşbütünleşme ve vektör hata düzeltme modellerinden
yararlanılmıştır. Analiz sonuçlarına göre, reel döviz kuru seviyesindeki değişiklikler imalat
sanayi ihracat ve ithalatını etkilemezken, oynaklığındaki değişiklikler etkilemektedir.
Anahtar Kelimeler: Döviz Kuru, Döviz Kuru Oynaklığı, Dış Ticaret Hacmi
Jel Kodları: F31, G12
1
Öğr.Gör.Dr., Akdeniz Üniversitesi, Ayşe Sak Uygulamalı Bilimler Yüksekokulu.
2
Arş.Gör., Akdeniz Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi İktisat Bölümü.
1
Abstract
THE EFFECT OF EXCHANGE RATE LEVEL AND VOLATILITY ON FOREIGN
TRADE MOVEMENTS: CASE OF MANUFACTURING INDUSTRY SECTOR
In the beginning of 70’s, together with transition to fluctuating exchange rate regime,
the effect of exchange rate level and volatility has become one of the most important issues of
international finance. Floating exchange rates has brought together the element of risk and it
has become indispensable for the changing exchange rates to influence trading volume of
firms and sectors. Although the direction of the effect of exchange rate level on export and
import volume is predictable, studies carried out about the effect of exchange rate volatility
on trading volume show that the effect is uncertain, the effect of volatility on trade can be
either positive or negative. In this study which was carried out in order to determine the effect
of exchange rate levels and volatility on foreign trade movements in Turkey, real exchange
rates and export and import data of manufacturing industry sector covering the period from
the beginning of 2003 till the first eight months of 2012 were used. Generalized
autoregressive conditional heteroskedasticity model was used for the measurement of
exchange rate volatility; Johansen co-integration and vector error correction models were
used for the determination of the relation between real exchange rate and volatility with
export and import volumes of manufacturing industry. According to the results of analysis,
while the changes in real exchange rate level do not influence export and import of
manufacturing industry, changes in volatility does.
Keywords: Exchange Rate, Exchange Rate Volatility, Foreign Trade Volume
Jel Codes: F31, G12
2
1. GiriĢ
Döviz kuru, başta ödemeler bilançosu olmak üzere faiz oranı, fiyatlar gibi birçok
makroekonomik değişkeni etkilemektedir. Bununla beraber 1970’li yılların başında dalgalı
kur rejimine geçilmesi ve uluslararası sermaye hareketlerinin yoğunlaşması döviz kurunda
oynaklık sorununu da beraberinde getirmiştir. Türkiye’de 1989 yılında yabancı sermaye
hareketleri ilgili kontrollerin kaldırılması ile birlikte finansal sistem serbestleşmiştir. 2001
yılından sonra dalgalı kur rejimine geçiş ve 2003 yılından itibaren sermaye hareketlerinin
yoğunlaşması Türkiye’de de döviz kuru oynaklığını arttırmıştır.
Küreselleşmenin hız kazandığı günümüzde ülkelerarası dış ticaret ilişkileri de aynı
hızda yoğunlaşmakta ve bu ilişkilerin belirleyicileri arasında sayılan kurların etkilerinin ön
plana çıkarılması kaçınılmaz hale gelmektedir. Özellikle üretim aşamasında hammadde ve
aramalı yoksunu gelişmekte olan ülkelerin bunları dışarıdan ithal ederken, katma değeri göreli
düşük olan mamulleri ihraç etmesi, döviz kurlarının bu ülkeler nezdindeki önemini daha da
arttırmaktadır. Kurların gelecekte alacağı değerin bazı finansal tahmin yöntemleriyle
kestirilebilmesine karşın tam olarak bilinememesi ve dolayısıyla oynaklığın yönü ve
şiddetinin belirsizliği, ticaret akımları hakkında alınacak kararları da olumsuz yönde
etkileyebilmektedir. Ülkelerin uluslararası arenada yer alabilmesi ve güçlü ülke profili
çizebilmeleri yaptıkları ihracat ve ithalatla paralel olduğu anlayışı, döviz kurunun seviyesi ve
bu seviyede meydana gelen dalgalanmaların söz konusu ülkeler açısından daha da önemli hale
gelmesine neden olmaktadır. Türkiye’nin de içinde yer aldığı gelişmekte olan ülkelerin daha
çok katma değeri yüksek aramalı ithal edip, katma değeri göreli düşük mamul ihraç etmeleri
kur değişikliklerine karşı hassasiyetlerini de arttırmaktadır. Kurdaki dalgalanmalar yönüne de
bağlı olmak üzere risk artışlarını beraberinde getirirken, ticaret hacimleri bu risklerden
olumsuz yönde etkilenebilmektedir. Bu bağlamda döviz kuru düzey ve oynaklığının dış ticaret
akınları üzerindeki etkisi, incelenmesi gereken önemli bir konu haline gelmiştir.
Döviz kuru seviyesinin ihracat ve ithalatı, dolayısıyla dış ticaret bilançosunu nasıl
etkilediğine ilişkin literatür incelendiğinde, ilk olarak Rose ve Yellen (1989) çalışması örnek
verilebilir. Bu çalışmada reel döviz kurunun dış ticaret bilançosu üzerinde istatistiksel olarak
anlamlı bir etkiye sahip olmadığı sonucuna varılmıştır. Aynı sonuç paralelinde belirtilebilecek
başka çalışmalar ise Backus (1998) ile Wilson ve Tat (2001) tarafından yapılmış olup, bu
çalışmalarda reel döviz kuru ile dış ticaret dengesi arasında ilişki olmadığını vurgulamıştır.
Arize (1987) ise döviz kuru seviyesinin ve kurda meydana gelen dalgalanmaların dış ticareti
3
olumlu ya da olumsuz yönde etkilediği görüşünü savunmuştur. Aktaş (2010) ile Akbostancı
(2002), dış ticaret ile döviz kuru arasında ilişkiyi incelendikleri çalışmalarında, reel döviz
kurunun dış ticaret dengesini hem kısa hem de uzun dönemde etkilediği sonucunu elde
ederken, Sukar (1998) da bu ilişkinin varlığını tespit etmiştir. Kasman ve Kasman (2005), reel
efektif döviz kurunun ihracat arzı üzerindeki etkisini inceledikleri çalışmalarında, değişkenler
arasında uzun dönem denge ilişkisi olduğunu, Aydın vd. (2004) Türk ekonomisine ait ihracat
arzı ve ithalat talebi fonksiyonlarını eşbütünleşme analizi ile tahmin ettikleri çalışmalarında,
reel döviz kurunun ithalatın önemli bir belirleyicisi olduğunu, ancak ihracatı etkilemediğini
vurgulamışlardır.
Arize vd. (2000), Arize (1998) ve Choudhry’e (2005) göre reel döviz kuru oynaklığının
artması, kısa ve uzun dönemde, az gelişmiş ve gelişmekte olan ülkelerin ihracat talebini,
dolayısıyla da dış ticareti olumsuz yönde etkilemekte iken, Clark (1973), Kenen ve Rodrik
(1986) ve Dellas ve Zilberfarb (1993) de aynı paralelde, döviz kuru oynaklığının dış ticaret
akımı üzerinde negatif ve anlamlı bir etkisi olduğunu saptamıştır. Buna karşın Hondroyiannis
vd. (2005) G7 ve bazı Avrupa ülkelerini kapsayan analizinde ise döviz kuru oynaklığının
uluslararası ticaret üzerinde herhangi bir olumsuz etki yaratmadığı sonucuna varırken,
McKenzie ve Brooks (1997) ve Klein (1990) döviz kuru belirsizliğinin ve oynaklığının
artmasının dış ticareti olumlu etkilediği bulgusunu elde etmiştir. Asseery ve Peel (1991) ise
bu oynaklık ile ticaret hacimleri arasında herhangi bir ilişki olmadığını savunmuş, Gotur
(1985) ve Hooper ve Kohlhaen (1978) de bunu destekleyici sonuçları elde etmiştir. Dışa
açıklık seviyesi de söz konusu risklerin büyüklüğünü etkileyen bir başka unsurdur ve Hau
(2002) dış ticaret seviyesi yüksek olan ülkelerin döviz kuru oynaklıklarından olumlu ya da
olumsuz olarak daha çok etkilendiğini vurgulamıştır.
Döviz kuru oynaklığı ile ilgili Türkiye özelinde yapılan çalışmalar incelendiğinde,
Türkyılmaz vd. (2007) çalışmalarında, döviz kuru oynaklığının ihracat ve ithalat üzerindeki
etkisini önemli bulmuşlar, ithalat ile ihracat arasında ve döviz kuru oynaklığı ile ithalat
arasında çift yönlü, ihracattan nominal döviz kuruna ise tek yönlü nedensellik ilişkisini tespit
etmişlerdir. Gül ve Ekinci’ye (2006) göre ise ihracat ve ithalattan reel döviz kuruna tek yönlü
bir ilişki mevcuttur. Köse vd. (2008), Öztürk ve Acaravcı (2006) ile Özbay (1999)
çalışmalarında döviz kuru oynaklığının özellikle ihracata ters yönlü etki yaptığını
vurgularlarken, Özbay aynı çalışmasında söz konusu oynaklığın ithalata yaptığı etkinin
anlamsız olduğu sonucuna ulaşmıştır. Doğanlar (2002) ile Saatçioğlu ve Karaca (2004) döviz
kuru oynaklığının ve belirsizliğinin özellikle ihracatı olumsuz yönde etkilediğini
4
vurgularlarken, Zengin ve Terzi (1995) ise döviz kuru, ihracat, ithalat ve dış ticaret dengesi
arasında herhangi bir ilişkinin olmadığı sonucuna ulaşmıştır. Sivri ve Usta (2001) da döviz
kuru (reel) oynaklığı ile ihracat ve ithalat arasında herhangi bir ilişkinin olmadığını ve reel
döviz kurunun dış ticaret dengesini sağlamada etkin olarak kullanılamayacağını vurgulamıştır.
Sarı (2010) ise ithalat değerinin, yurtiçi fiyatlarla aynı yönde, döviz kuru oynaklığı ve seviyesi
ile ters yönde hareket ettiğini, oynaklığın artmasıyla ithalatın azaldığını belirtmiştir. Yapılan
çalışmalar, döviz kuru düzeyi ve özellikle oynaklığının dış ticaret akımları üzerindeki etkileri
konusunda farklı sonuçlara ulaşıldığını ve konu ile ilgili kesin yargılara ulaşılamadığını
göstermektedir.
Çalışmanın 2. bölümünde çalışmada kullanılan yöntem ve veri tanıtılmış, 3. bölümünde
serilere uygulanan birim kök testi sonuçlarına, reel döviz kuru oynaklık modellemesine, reel
döviz kuru düzeyi ve oynaklığı ile imalat sanayi ihracatı ve ithalatı arasında ilişkinin
incelendiği model sonuçlarına yer verilmiştir. 4. bölümde ise çalışmanın sonuç kısmı yer
almaktadır.
2. Yöntem
Reel döviz kuru düzey ve oynaklığı ile imalat sanayi ihracat ve ithalatı arasındaki
ilişkilerin incelendiği bu çalışmada, değişkenlerin durağanlığının tespiti için ADF
(Augmented Dickey Fuller) birim kök testi kullanılmıştır. Döviz kuru oynaklık ölçüsü olarak
GARCH modeli kullanılmış, reel döviz kuru düzeyi ve oynaklığı ile imalat sanayi ihracat ve
ithalatı arasındaki ilişki Johansen eşbütünleşme ve vektör hata düzeltme modelleri ile
incelenmiştir.
2.1. Veri
Bu çalışmada ampirik analiz için gereksinim duyulan veri, döviz kuru ve seçilmiş
sektörün ihracat ve ithalat rakamlarının oluşturduğu istatistiki veriyi kapsamaktadır. Bu
konuda en sağlıklı veri seti Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Elektronik Veri Dağıtım
Sistemi’nden elde edilebilmektedir. Çalışmada 2003:1-2012:8 dönemi için aylık ÜFE bazlı
reel efektif döviz kuru (2003=100) ile imalat sanayi ihracat ve ithalat miktarları (uluslararası
standart sanayi sınıflamasına göre) kullanılmıştır. Sektörel bazda imalat sanayinin
seçilmesinin nedeni, bu sektörün yapmış olduğu ihracatın büyük kısmının ithalata bağımlı
olması ve dolayısıyla kur değişikliklerinden önemli ölçüde etkileneceğine inanılması ve ülke
dış ticaret pastasındaki payının oldukça yüksek olmasıdır. Diğer sektörler, örneğin tarım ve
5
hizmetlerin dış ticaret payları göreli daha düşükken, bu sektörlerin dış ticaret hacimlerini
etkileyen unsurlar imalat sanayi ile karşılaştırıldığında farklılaşmaktadır. Tarımsal ürünlerin
üretim, tüketim ve dış ticaret miktarları mevsimsel etkilere, dönemsel arz ve talebe göre
değişmekte, dolayısıyla döviz kurlarındaki değişikliklerin tarımsal ürünlerin ticareti
üzerindeki etkisi imalat sanayi ile karşılaşıldığında daha düşük olabilmektedir. Hizmetler
sektörünün de dış ticaret içerisindeki payı göreli olarak düşük olduğundan, bu çalışmada
imalat sanayi sektörünün ihracat ve ithalat rakamları üzerine yoğunlaşılmıştır.
3. Uygulama: Reel Döviz Kuru Seviyesinin ve Oynaklığının Ġmalat Sanayi DıĢ Ticaretine
Etkisi
Reel kur seviyesinin ve oynaklığının imalat sanayi ihracatı ve ithalatı arasındaki
ilişkinin analiz edildiği bu bölümde başlangıçta tüm serile birim kök testi uygulanmış, reel
döviz kuru serisi için uygun zaman serisi modeli belirlenerek oynaklık modellemesi yapılmış,
değişkenler arasında ilişkilerin analizinde yararlanılan Johansen eş bütünleşme ve vektör hata
düzeltme model sonuçlarına yer verilmiştir.
3.1. Birim Kök Testleri
Şekil 1’de çalışmada kullanılan imalat sanayi ihracatı, imalat sanayi ithalatı ve reel
döviz kuru serileri gösterilmektedir. Şekilde de görüldüğü üzere üç seri de durağan değildir.
ġekil 1: Reel Kur ile Ġmalat Sanayi Ġhracat ve Ġthalat Serilerinin Grafiği
IMAL_IHR
IMAL_ITH
14,000
12,000
10,000
8,000
6,000
4,000
2,000
REELKUR
18,000
130
16,000
125
14,000
120
12,000
115
10,000
110
8,000
105
6,000
100
4,000
95
2,000
03
04
05
06
07
08
09
10
11
12
90
03
04
05
06
07
08
09
10
11
12
03
04
05
06
07
08
09
10
11
12
Serilerin durağanlıklarının kontrolü için ADF birim kök testi uygulanmış ve bu testin
sonuçları Tablo 1’de sunulmuştur. Serilerin düzey değerlerine uygulanan ADF birim kök testi
sonuçlarına göre serilerin birim köke sahip olduğunu temsil eden sıfır hipotezi
reddedilememiştir. ADF testine göre düzey değerlerinin durağan olmadığı tespit edilen serileri
durağan hale getirmek için serilerin logaritmik dönüşümü yapılmış birinci dereceden farkları
alınmıştır. Logaritmik dönüşümlü birinci farkları alınmış serilerin grafikleri Şekil 2’de yer
6
almaktadır. Şekil 2’de serilerin durağan hale geldiği görülmektedir. Bu serilere de
durağanlığın kontrolü için ADF birim kök testi uygulanmış, her üç serinin de durağan olduğu
tespit edilmiştir.
Tablo 1: ADF Birim Kök Test Sonuçları
ADF
Ġmal_ihr
-2,814101 (0,1954)
Ġmal_ith
-1,823552 (0,3673)
Reelkur
0,548594 (0,8332)
DLNĠmal_ihr
-13,17167* (0,0000)
DLNĠmal_ith
-2,228362** (0,0256)
DLNReelkur
-8,867774* (0,0000)
İmal_ihr, İmal_ith değişkenleri sırası ile imalat sanayi ihracat ve ithalat miktarlarını, DLNİmal_ihr, DLNİmal_ith ve
DLNReelkur değişkenleri sırası ile logaritmik dönüşümlü birinci farkları alınmış imalat sanayi ihracatı ve ithalatı ile
logaritmik dönüşümlü birinci farkları alınmış reel döviz kuru serisini temsil etmektedir.
* ve ** sırasıyla %1 ve %5 anlam düzeylerinde serinin birim köke sahip olduğu sıfır hipotezinin reddedildiğini temsil
etmektedir. Parantez içerisindeki rakamlar ise p değerlerini göstermektedir.
ġekil 2: Logaritmik DönüĢümlü Birinci Dereceden Farkları AlınmıĢ Serilerin Grafiği
DLNIMAL_IHR
DLNREELKUR
DLNIMAL_ITH
.05
.016
.08
.012
.04
.06
.008
.04
.004
.03
.02
.000
.02
.01
-.004
.00
.00
-.008
-.01
-.012
-.02
-.02
-.016
-.04
-.03
-.04
-.020
-.024
-.06
03
04
05
06
07
08
09
10
11
12
03
04
05
06
07
08
09
10
11
12
03
04
05
06
07
08
09
10
11
12
3.2. Reel Döviz Kuru Oynaklık Modellemesi
Döviz kuru oynaklığının modellenmesinde farklı yöntemler kullanılmaktadır. Bu
çalışmada oynaklık modellemesinde Bollerslev (1986) tarafından geliştirilen genelleştirilmiş
otoregresif koşullu değişen varyans modeli (generalized autoregressive conditional
heteroscedasticity
GARCH)
kullanılmıştır.
GARCH
(p,q)
modeli
aşağıdaki
gibi
tanımlanmıştır.
q
p
i 1
i 1
ht   0    i  t2i    i ht i
(1)
7
1 nolu eşitlikte ht , koşullu varyans matrisini, ikinci terim hata teriminin gecikmeli
değerleri yani ARCH terimini, üçüncü terim ise koşullu varyansın gecikmeli değerlerini yani
GARCH terimini göstermektedir.
GARCH modeli ile oynaklık analizinde ilk olarak seri için uygun ARIMA model tipi
belirlenir ve bunun için tahmin edilen tüm katsayılar ve cimrilik kuralı dikkate alınarak seçim
yapılmalıdır. Öncelikle tahmin edilen parametrelerin anlamlı olmasına dikkat edilmeli,
Akaike ve Schwartz bilgi kriterlerinin küçük olmasına, olabilirlik oranının (log likelihood)
yüksek olmasına, hata kareler toplamının küçük olmasına, belirleme katsayısının (veya
düzeltilmiş belirleme katsayısının) büyük olmasına ve F istatistiğinin anlamlı olmasına dikkat
edilerek uygun model tipi belirlenmelidir (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2010). Bu
paralelde çalışmada logaritmik dönüşümlü birinci farkı alınmış reel döviz kuru serisi için
uygun ARIMA model tipi MA(1) olarak tespit edilmiştir. DLNReelkur MA(1) modeli
sonuçları Tablo 2’de sunulmuştur.
Tablo 2: DLNReelkur ARIMA Modeli
Katsayılar
C
0,000444
Standart
sapmalar
0,000636
MA(1)
0,238641
0,091251
t istatistikleri
2,615217
0,697211
DLNReelkur MA(1) modeli hata terimleri, serinin koşulu varyans modellemesinde
kullanılmıştır. Serinin ortalama modeli ve GARCH modeli (varyans modeli) sonuçları Tablo
3’te yer almaktadır.
Tablo 3: DLNReelkur MA(1) GARCH(1,1) Modeli
Ortalama modeli
Katsayılar
Standart sapmalar
t istatistikleri
C
0,000549
0,000664
0,827781
MA(1)
0,243968
0,138005
1,767825**
C
7,74E-06
6,35E06
1,218121
ARCH
0,089769
0,082383
1,089668
GARCH
0,655023
0,254112
2,577699*
Varyans modeli
* %1 düzeyinde anlamlılığı, **%10 düzeyinde anlamlılığı temsil etmektedir.
DLNReelkur MA(1) GARCH(1,1) modelinden elde edilen koşullu varyanslar reel döviz
kuru oynaklığının göstergesi olarak kullanılacaktır. Reel döviz kurunun oynaklığının (koşullu
8
varyansın karekökü olan koşullu standart sapma) grafiği Şekil 3’te verilmiştir. Şekilde de
görüldüğü üzere reel döviz kuru 2003 yılı son çeyreği ile 2004 yılının ilk üç çeyreğinde, 2006
yılı ortalarında ve 2008 yılında global kriz yaşanan dönemlerde yüksek oynaklık sergilemiştir.
ġekil 3: Reel Döviz Kuru Oynaklık Serisi
.0085
.0080
.0075
.0070
.0065
.0060
.0055
.0050
.0045
03
04
05
06
07
08
09
10
11
12
Conditional standard deviation
3.3. Döviz Kuru ile Ġmalat Sanayi Ġhracat ve Ġthalatı Arasındaki ĠliĢkilerin Belirlenmesi
ADF birim kök test sonuçları, logaritmik dönüşümlü birinci farkları alınmış serilerin
birinci dereceden bütünleşik olduğunu göstermektedir. Logaritmik dönüşümlü serilerin uzun
dönemde ilişki içerisinde olup olmadıklarının tespiti için logaritmik dönüşümlü serilere
Johansen eş bütünleşme analizi uygulanmıştır. Johansen eş bütünleşme analizinde
kullanılacak uygun gecikme sayısı kısıtsız VAR analizi ile belirlenmiştir.
Tablo 4: VAR Modeli Uygun Gecikme Seçim Kriterleri
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
230.4366
NA
2.97e-06
-4.211788
-4.137284
0
426.5330
377.6672
9.31e-08
-7.676537
-7.378523
1
451.1479
46.03897
6.97e-08
-7.965702
-7.444176*
2
471.1804
36.35531
5.69e-08
-8.170008
-7.424971
3
483.1991
21.14397
5.39e-08
-8.225909
-7.257362
4
492.7649
16.29731
5.35e-08*
-8.236387*
-7.044329
5
496.2289
5.709147
5.96e-08
-8.133868
-6.718299
6
504.5268
13.21517
6.07e-08
-8.120867
-6.481786
7
515.9624
17.57696*
5.85e-08
-8.165970
-6.303379
8
AIC Akaike, SC Schwarz, HQ Hannan-Quinn bilgi kriterlerini, LogL log likelihood, FPE son tahmin hatasını ve LR
modifiye edilmiş LR test istatistiğini göstermektedir.
* ilgili sütundaki kriter tarafından seçilen gecikme sayısını göstermektedir .
HQ
-4.181580
-7.555703
-7.754242
-7.867923*
-7.833198
-7.753051
-7.559906
-7.456279
-7.410757
ardışık
Tablo 4’te görüldüğü üzere VAR modeli için uygun gecikme sayısı 5 olarak
belirlenmiştir. Johansen eş bütünleşme test sonuçları ise Tablo 5’te yer almaktadır.
9
Tablo 5: Johansen EĢ BütünleĢme Test Sonuçları
Ġz Testi
Hipotezler
Öz değerler
Ġz istatistiği
%5 kritik değer
H0 : r  0 , H0 : r  1
0.173925
38.74151*
35.19275
H0 : r  1, H0 : r  2
0.107543
17.53278
20.26184
H0 : r  2 , H0 : r  3
0.043214
4.903487
9.164546
Maksimum Öz Değer Testi
Maksimum öz
Öz değerler
Hipotezler
%5 kritik değer
değer istatistiği
H 0 : r  0 , H1 : r  1
0.173925
21.20874
22.29962
H 0 : r  1 , H1 : r  2
0.107543
12.62929
15.89210
H 0 : r  2 , H1 : r  3
0.043214
4.903487
9.164546
* %5 anlam düzeyinde sıfır hipotezinin reddedildiğini göstermektedir.
Johansen eş bütünleşme test sonuçları iz istatistiğine göre 1 tane %5 düzeyinde anlamlı
eş bütünleşme ilişkisi mevcuttur. Reel döviz kuru, imalat sanayi ihracatı ve imalat sanayi
ithalatı arasında uzun dönemli ilişki tek bir eş bütünleşme vektörü ile sunulabilir. Eş
bütünleşme ilişkisine göre normalleştirilmiş katsayılar uzun dönemli ilişkiyi ve uzun dönem
esneklikleri yansıtmaktadır. Normalleştirilmiş katsayılar Tablo 6’da yer almaktadır.
Tablo 6: Normalize EdilmiĢ EĢ BütünleĢme Vektörü Katsayıları
Reel Kur
Ġmal_ihr
Ġmal_ith
Sabit Terim
1
3,754495*
(0,96174)
-4,060569*
(0,93195)
-1,018416
(2,09214)
0,266347
1
-1,081521*
-0,271252
(0,47947)
(0,07767)
(1,89726)
-0,246217
-0,924623*
1
0,250806
(0,43898)
(0,07339)
(1,74386)
Parantez içindeki rakamlar standart hataları göstermektedir. * %1 düzeyinde anlamlılığı temsil etmektedir.
Normalize edilmiş eş bütünleşme vektörü katsayılarına göre imalat sanayi ihracatında
%1’lik artış reel kurda %3,7 oranında düşüşe, imalat sanayi ithalatında %1’lik artış ise reel
kurda %4 oranında yükselişe neden olmaktadır. İmalat sanayi ithalatında %1’lik artış imalat
sanayi ihracatında %1,081 oranında artışa neden olurken, imalat sanayi ihracatında %1’lik
artış imalat sanayi ithalatında %0,92 oranında artışa neden olmaktadır. Reel kur ile imalat
10
sanayi ihracatı ve ithalatı arasındaki ilişkileri veren normalize edilmiş eş bütünleşme vektörü
katsayıları ise anlamsız çıkmıştır. Normalize edilmiş eş bütünleşme vektörü katsayıları aynı
zamanda uzun dönem esneklikleri de yansıttığından, imalat sanayi ihracat ve ithalatı ile reel
kur, imalat sanayi ithalatı ile imalat sanayi ihracatı değişkenleri arasında esnek bir ilişki
mevcuttur. İmalat sanayi ihracatı ile imalat sanayi ithalat değişkenleri arasında ise esneklik
düşük çıkmıştır.
Değişkenler arasında uzun dönemli ilişki söz konusu olduğunda, vektör hata düzeltme
modelinde uzun dönem dengesinde oluşabilecek bir sapmanın düzeltilebileceği ortaya
konulmaktadır (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2010). Tahmin edilen vektör hata düzeltme
modeli sonuçları tablo 7’de yer almaktadır.
Tablo 7: Vektör Hata Düzeltme Modeli Denge Hatası Katsayıları
0,008558
-0,174494**
-0,173693
(0,00726)
(0,10607)
(0,13093)
[1,17800]
[-1,64504]
[-1,32661]
Parantez içindeki rakamlar standart hataları, köşeli parantez içindeki rakamlar t istatistiklerini göstermektedir. ** %10
düzeyinde anlamlılığı temsil etmektedir.
Reel kur, imalat sanayi ihracatı, imalat sanayi ithalatı arasındaki kısa dönemli ilişkileri
gösteren vektör hata düzeltme modeli sonuçları, imalat sanayi ihracatında meydana gelen
dengesizliğin %17’,44’ü bir sonraki dönemde düzeltilerek uzun dönem dengesine
yaklaşılacağına işaret etmektedir. Reel kur denklemi için tahmin edilen hata düzeltme
katsayısı hem pozitif hem de anlamsızdır, uzun dönem denge değerinden sapma olduğunda
tekrar dengeye gelinemeyeceğini ifade etmektedir. İmalat sanayi ithalat denklemi için tahmin
edilen hata düzeltme katsayısı da anlamsız çıkmıştır.
3.4. Döviz Kuru Oynaklığı ile Ġmalat Sanayi Ġhracat ve Ġthalatı Arasındaki ĠliĢkilerin
Belirlenmesi
DLNReelkur MA(1) GARCH(1,1) modelinden elde edilen koşullu varyanslar reel döviz
kuru oynaklığının göstergesi olarak kullanılarak döviz kuru oynaklığı ile imalat sanayi ticaret
akımları arasındaki ilişki analiz edilmiştir. Söz konusu değişkenler arasındaki uzun dönemli
ilişkinin analizinde Johansen eş bütünleşme analizi için uygun gecikme sayısı VAR modeli ile
tespit edilmiştir. VAR modeli uygun gecikme seçim kriterleri tablo 8’de sunulmuştur.
11
Tablo 8: VAR Modeli Uygun Gecikme Seçim Kriterleri
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
1137.377
NA
5.45e-14
-22.02674
-21.95000
0
1292.249
297.7142
3.21e-15
-24.85920
-24.55224*
1
1310.815
34.60880
2.67e-15
-25.04495
-24.50777
2
1333.417
40.81589
2.05e-15
-25.30907
-24.54167
3
1344.023
18.53539
1.99e-15
-25.34026
-24.34265
4
1356.465
21.01819
1.87e-15*
-25.40709
-24.17926
5
1359.384
4.760020
2.11e-15
-25.28900
-23.83095
6
1369.567
16.01615
2.08e-15
-25.31198
-23.62370
7
1384.299
22.31352*
1.88e-15
-25.42329*
-23.50480
8
1391.071
9.862268
1.99e-15
-25.38003
-23.23132
9
1396.615
7.749706
2.16e-15
-25.31291
-22.93398
10
AIC Akaike, SC Schwarz, HQ Hannan-Quinn bilgi kriterlerini, LogL log likelihood, FPE son tahmin hatasını ve LR
modifiye edilmiş LR test istatistiğini göstermektedir.
* ilgili sütundaki kriter tarafından seçilen gecikme sayısını göstermektedir.
HQ
-21.99566
-24.73487
-24.82737
-24.99825*
-24.93619
-24.90978
-24.69844
-24.62817
-24.64623
-24.50973
-24.34936
ardışık
Tablo 8’de görüldüğü üzere VAR modeli için uygun gecikme sayısı 8 olarak
belirlenmiştir. Johansen eş bütünleşme test sonuçları tablo 9’da yer almaktadır.
Tablo 9: Johansen EĢ BütünleĢme Test Sonuçları
Ġz testi
Hipotezler
Öz değerler
Ġz istatistiği
%5 kritik değer
H0 : r  0 , H0 : r  1
0.236858
41.22546*
35.19275
H0 : r  1, H0 : r  2
0.071154
12.30211
20.26184
H0 : r  2 , H0 : r  3
0.040325
4.404200
9.164546
Maksimum öz değer testi
Maksimum öz
Hipotezler
Öz değerler
%5 kritik değer
değer istatistiği
H 0 : r  0 , H1 : r  1
0.236858
28.92334*
22.29962
H 0 : r  1 , H1 : r  2
0.071154
7.897913
15.89210
H 0 : r  2 , H1 : r  3
0.040325
4.404200
9.164546
* %5 anlam düzeyinde sıfır hipotezinin reddedildiğini göstermektedir.
Johansen eş bütünleşme test sonuçları, hem iz hem de maksimum öz değer istatistiğine
göre 1 tane %5 düzeyinde anlamlı eş bütünleşme ilişkisi olduğunu göstermektedir. Reel kurun
oynaklığı, imalat sanayi ihracatı ve imalat sanayi ithalatı arasında uzun dönemli ilişki tek bir
eş bütünleşme vektörü ile sunulabilmekte ve eş bütünleşme ilişkisine göre normalleştirilmiş
katsayılar tablo 10’da yer almaktadır.
12
Tablo 10: Normalize EdilmiĢ EĢ BütünleĢme Vektörü Katsayıları
Oynaklık
Ġmal_ihr
Ġmal_ith
Sabit Terim
1
-3,72E-05*
(1,3E-05)
1
4,38E-05*
(1,3E-05)
-1,177080*
(0,07496)
1
-0,000102*
(2,4E-05)
2,730533*
(0,75781)
-2,319751*
(0,62161)
-26899,20*
(5152,35)
22852,48*
(4266,80)
-0,849560*
(0,06433)
Parantez içindeki rakamlar standart hataları göstermektedir. * %1 düzeyinde anlamlılığı temsil etmektedir.
Normalize edilmiş eş bütünleşme vektörü katsayılarına göre imalat sanayi ihracat ve
ithalatında meydana gelen değişiklikler reel döviz kuru oynaklığını etkilemekte ancak etkiler
çok düşük düzeyde kalmaktadır. İmalat sanayi ithalatında %1’lik artış, imalat sanayi ihracatını
%1,17, imalat sanayi ihracatında %1’lik artış imalat sanayi ithalatını %0,85 arttırmaktadır.
Reel döviz kuru oynaklığının imalat sanayi ihracat ve ithalatı üzerindeki etkisini gösteren
katsayılar da anlamlı çıkmıştır. Reel döviz kuru oynaklığındaki artış, imalat sanayi ihracatını
arttırıcı yönde etkilerken, imalat sanayi ithalatını azaltıcı yönde etkilemektedir.
Reel kurun oynaklığı, imalat sanayi ihracatı, imalat sanayi ithalatı arasındaki kısa
dönemli ilişkileri gösteren vektör hata düzeltme modelinde (tablo 11) oynaklıkta meydana
gelen dengesizliğin %33’ü, imalat sanayi ithalatında meydana gelen dengesizliğin %34,8’i bir
sonraki dönemde düzeltilerek uzun dönem dengesine yaklaşılacaktır. İmalat sanayi ihracat
denklemi için tahmin edilen hata düzeltme katsayısı pozitif ve anlamsız bulunmuştur.
Tablo 11: Vektör Hata Düzeltme Modeli Denge Hatası Katsayıları
-0.330155*
0.123083
-0.348304*
(0.12738)
(0.08072)
(0.10350)
[-2.59196]
[ 1.52482]
[-3.36539]
Parantez içindeki rakamlar standart hataları, köşeli parantez içindeki rakamlar t istatistiklerini göstermektedir. * %1
düzeyinde anlamlılığı temsil etmektedir.
4. Sonuç
Bu çalışmada, reel döviz kuru düzeyi ve oynaklığı ile Türkiye imalat sanayi ihracat ve
ithalat miktarları arasındaki ilişki, Johansen eşbütünleşme ve vektör hata düzeltme
modelleriyle 2003:1-2012:8 dönemi için analiz edilmiştir. Reel döviz kuru oynaklık
hesaplamasında GARCH (1,1) modeli uygulanmış ve modelden elde edilen koşullu varyanslar
reel döviz kuru oynaklığının göstergesi olarak kullanılmıştır.
Johansen eşbütünleşme test sonuçlarına göre reel döviz kuru, imalat sanayi ihracatı ve
ithalatı arasında uzun dönemde ilişki mevcuttur. Reel kur ile imalat sanayi ihracatı ve ithalatı
arasındaki ilişkiyi gösteren normalize edilmiş eşbütünleşme vektörü katsayıları anlamsız
13
çıkmıştır. Bu modelde reel döviz kurunda meydana gelen bir değişme, imalat sanayi ve
ihracat ve ithalatını etkilememektedir. İmalat sanayi ihracat ve ithalatındaki değişiklikler ise
reel döviz kurunu etkilemekte, ihracat artışı reel döviz kurunu düşürürken, ithalattaki artış reel
döviz kurunu arttırmaktadır. İmalat sanayi ihracat ve ithalatı arasında ise pozitif ilişki
bulunmuş olup, birinde meydana gelen artış ya da azalış diğerini de aynı yönde
etkilemektedir.
Reel döviz kuru oynaklığı, imalat sanayi ihracatı ve ithalatı arasında da Johansen
eşbütünleşme test sonuçlarına göre uzun dönemde ilişki tespit edilmiştir. Reel döviz kuru
oynaklığındaki artış imalat sanayi ihracatını arttırırken, ithalatını azaltmaktadır. İmalat sanayi
ihracat ve ithalatında meydana gelen değişiklikler ise reel döviz kuru oynaklığında çok küçük
etkiler yaratmaktadır. Bu modelde de imalat sanayi ihracat ve ithalatı arasında pozitif ilişki
tespit edilmiştir.
KAYNAKÇA
Akbostancı, E., (2002), “Dynamics of the Trade Balance: The Turkish J Curve”, ERC/METU
6. International Conference in Economics, September 2002, Ankara.
Aktaş, C., (2010), “Türkiye’de Reel Döviz Kuru İle İhracat ve İthalat Arasındaki İlişkinin
VAR Tekniğiyle Analizi” Z.K.Ü. Sosyal Bilimler Dergisi, 6(11), 2010, 123–140.
Arize, A.C., Thomas, O., Slottje, D.J., (2000), “Exchange Rate Volatility and Foreign Trade:
Evidence from Thirteen LDC’s”, Journal of Business and Economic Statistics 18 (1),
10-17.
Arize, A.C., (1998), “The Effects of Exchange Rate Volatility on U.S. Imports: An Empirical
Investigation”, International Economics Journal, 12(3), 31-40.
Asseery, A. and Peel, D.A., (1991), “The Effects of Change Rate Volatility on Exports: An
Empirical Investigation”, Sourhern Economic Journal, 62, 34-43.
Aydın, M.F., Çıplak,U., Yücel, M.E., (2004), “ Export Supply and Import Demand Models
for Turkısh Economy”, The Central Bank of the Republic of Turkey Research
Department Working Paper, No.04/09.
Backus, D., (1998), “ The Japanese Trade Balance: Recent History and Future Perspects”,
Japan and The World Economy, 10, 409-420.
14
Bollerslev, T., (1986), “Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedasticity”, Journal
of Econometrics, Vol. 31, 307-327.
Choudhry, T., (2005), “Exchange Rate Volatility and the United States Exports: Evidence
from Canada and Japan”, Journal of Japanese and International Economies, 19(1), 5171.
Clark, P.B., (1973), “Uncertainty, Exchange Risk, and the Level of International Trade”,
Western Economic Journal, 11, 302-313.
Dellas, H., Zilberfarb, Z., (1993), “Reel Exchange Rate Volatility and International Trade: A
Re-examination of the Theory”, Southern Economic Journal, 59, 641-647.
Doğanlar, M., (2002), “Estimating the Impact of Exchange Rate Volatility on Export:
Evidence from Aisan Countries”, Applied Economics Letter, 9, 859-863.
Gotur, P., (1985), “Effects of Exchange Rate Volatility on Trade”, IMF Staff Papers, 32, 475512.
Gül, E., Ekinci, A., (2006), “Türkiye’de Reel Döviz Kuru ile İhracat ve İthalat Arasındaki
Nedensellik İlişkisi: 1990-2006”, Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 16,
165-190.
Hau, H. (2002), “Real Exchange Rate Volatility and Economic Openess: Theory and
Evidence”, Journal of Money, Credit and Banking, 34-3, 611-630.
Hondroyiannis, G., Swamy, P.A., Tavlas, G. and Ulan, M., (2005), “Some Further Evidence
on Exchange Rate Volatility and Exports”, Bank of Greece, Working Paper, 1-32.
Hooper, P., Kohlhagen, S.W., (1978), “The Effect of Exchange Rate Uncertanity on Prices
and Volume of International Trade”, Journal of International Economics, 8, 483-511.
Kasman, A. ve Kasman, S., (2005), “Reel Efektif Döviz Kurunun İhracat Arzı Üzerine
Etkisi”, Öneri, 6 (23), 198-203.
Kenen, P., and Rodrik, D. (1986), “Measuring and Analyzing the Effect of Short-Term
Volatility on Real Exchange Rate”, Review of Economics and Statistics, 311-315.
Klein, M.W., (1990), “Sectoral Effects of Exchange Rate Volatility on United States
Exports”, Journal of International Money and Finance, 9(3), 299-308.
15
Köse, N., Ay, A., Topallı, N., (2008), “Döviz Kuru Oynaklığının İhracata Etkisi, Türkiye
Örneği (1995-2008)”, Gazi Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi,
10(2), 25-45.
McKenzei, M.D., and Brooks, R.D., (1997), “The Impact of Exchange Rate Volatility on
German-US Trade Flows”, Journal of International Financial Markets, Institutions and
Money, 7(1), 73-87.
Rose, A.K., Yellen, J.L., (1989), “Is there a J-Curve?”, Journal of Monetary Economics, 24,
53-68.
Saatçioğlu, C., Karaca, O., (2004), “Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi, Türkiye
Örneği”, Doğuş Üniversitesi Dergisi, 5(2), 183-195.
Sarı, A., (2010), “Döviz Kuru Oynaklığının İthalata Etkileri: Türkiye Örneği”, İstanbul
Üniversitesi İktisat Fakültesi Ekonometri ve İstatistik Dergisi, 11, 31-44.
Sevüktekin, M., Nargeleçekenler, M., (2010), Ekonometrik Zaman Serileri Analizi Eviews
Uygulamalı, Nobel Yayın, Ankara.
Sivri, U., Usta, C., (2001), “Reel Döviz Kuru, İhracat ve İthalat Arasındaki İlişki”, Uludağ
Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 19(4), 1-9
Sukar, A., (1998), “Real Effective Exchange Rates and Export Adjustment in the U.S.",
Quarterly Journal of Business and Economics, Lincoln, Vol.37.
Türkyılmaz, S., Özer, M., Kutlu, E., (2007), “Döviz Kuru Oynaklığı ile İthalat ve ihracat
Arasındaki İlişkilerin Zaman Serisi Analizi”, Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler
Dergisi, 7(2), 133-149.
Özbay, P., (1999), “The Effect of Exchange Rate Uncertainty on Export: A Case Study for
Turkey”, The Central Bank of The Republic of Turkey Research Paper.
Öztürk, İ., Acaravcı, A., (2006), “The Effect of Exchange Rate Uncertainty on Turkish
Export: An Ampirical Investigation”, Review of Social, Economic, and Business
Studies, Vol. 2, 197-206.
Wilson, P. and Tat, K.C., (2001),” Exchange Rates and The Trade Balance : The Case of
Singapur 1970 to 1996”, Journal of Asian Economics, 12, 47-63.
16
Zengin, H., Terzi, H., (1995), “Türkiye’de Kur Politikası, İthalat, İhracat ve Dış Ticaret
Dengesi İlişkisinin Ekonometrik Analizi”, Gazi Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler
Fakültesi Dergisi, 11(2), 247-266.
17