Türkiye`nin İhracatını Etkileyen Faktörler: Çoklu Regresyon Analizi

!!!!!!!!Social!Sciences!Research!Journal,!Volume!5,!Issue!2,!178!(June!2016),!ISSN:!214775237!
1!
!
Türkiye’nin İhracatını Etkileyen Faktörler: Çoklu Regresyon Analizi
Ali Erdoğan
Haliç Üniversitesi
İhracat; bir ülke sınırları içerisinde serbest dolaşımda bulunan malların ve hizmetlerin başka ülkelere
satılması olarak tanımlanır. İhracat, dış ticaretin ülke çıkarları ve ekonomik dengeler açısından en
önemli unsurudur. Gerek gelişmiş gerekse gelişmekte olan ülkelerde, ihracatın arttırılması konusunda
büyük çabalar harcanmaktadır. Gelişmiş ülkeler pazar paylarını korumak ve yeni pazarlara açılmak;
gelişmekte olan ülkeler ise kalkınabilmek için sanayileşmeye önem vermek, bu amaca ulaşabilmek
için de ihtiyaç duydukları hammadde ve yatırım malları ithalini, ihracattan elde ettikleri gelirlerle
karşılamak durumundadır. Türkiye ekonomisi, henüz ekonomik ve sosyal göstergeleri itibariyle
gelişmiş bir ekonomi özelliği kazanamamıştır. Bununla birlikte; son yıllarda ekonominin çeşitli
sektörlerinde gelişmeler gözlenmektedir. Bu gelişmeler istikrarlı bir biçimde devam ettiği sürece ve
ekonomik kalkınma boyutuna geçildiğinde, Türkiye gelişmiş ekonomiler arasında yerini alacaktır. Bu
bağlamda; ihracat sektöründeki gelişmeler büyük önem taşımaktadır. Türkiye gibi gelişmekte olan
ülkelerde ihracatı; ihracat yapılan ülkelerin milli gelirleri, yabancı paralar karşısında reel döviz kuru,
ihracat birim değer endeksi ve o ülkeye ait tüketim malları ithalatı etkilemektedir. Bu çalışmada ele
alınan bağımsız değişkenlerin, Türkiye ekonomisi içinde ihracat değerlerini nasıl etkilediği
araştırılmıştır. İstatistiksel ve ekonometrik bir yöntem olan regresyon analizi uygulaması ile Avrupa
Birliği ülkeleri milli gelirlerinin, reel döviz kurunun, ihracat birim değer endeksinin ve tüketim malları
ithalat miktarının En Küçük Kareler Metodu sayesinde çoklu doğrusal regresyon modeli elde edilerek
ihracat değişkeni üzerine etkileri incelenmiştir.
Anahtar Kelimler: Çoklu Doğrusal Bağlantı, Çoklu Regresyon Modeli, F Testi, Standart Normal
Dağılım, Varyans Şişirme Faktörü.
The Factors That Effect Turkey's Export: A Multiple Regression Analysis
Exportation is defined as the sale of the goods and services that are subject to free circulation within
the national borders of a country to other countries. Exportation is the most significant element of
foreign trade from the perspective of national interests and economic balances. !Relentless efforts are
being shown both in developed and developing countries to increase exportation volumes. Developed
countries are obligated to preserve their market shares and to penetrate new markets, whereas
developing countries have to place emphasis on industrialization for development purposes and in
order to reach this objective, they have to use the revenues they have generated through exportation
for the importation of the raw materials and investment goods that they need. Turkey's national
economy cannot be identified as a developed economy yet based on the economic and social
indicators. In addition to this, progress is being observed in various industries of the economy over the
recent years. As long as these developments continue in a consistent manner and when we accomplish
the transition to the economic development dimension, Turkey will be placed among developed
economies. In this context, the developments attained within the exportation sector is of utmost
importance.! Exportation in developing countries such as Turkey affect the national revenues of the
countries that the exportation is being conducted with, real foreign exchange rate against foreign
currencies, exportation unit value index and the importation of the consumable goods that belong to
that country. The independent variables discussed in this study were investigated to see how they
impact upon the exportation values within Turkey's national economy. Regression analysis which is a
statistical method used by econometrics has been employed to examine the impact of national
revenues of European Union countries, real foreign exchange rate, exportation unit value index and
importation figures for consumable goods on the exportation variable by preparing a multilinear
regression model which uses the Least Squares Method. Eviews 5.1 program has been used for the
time series regression analysis.
!!!!!!!!Social!Sciences!Research!Journal,!Volume!5,!Issue!2,!178!(June!2016),!ISSN:!214775237!
2!
!
Keywords:! Multicollinearity, Multiple Regression, F test, Standard Normal Distribution, Variance
Inflation Factor.
Teorik Çerçeve
1980 yılından itibaren Türkiye’de; ithal-ikameci sanayi yapısından ihracata dayalı bir yapıya
geçilmesiyle birlikte, ihracat performansına dayalı doğrudan teşviklerle ihracat arttırılmaya
çalışılmış ve bu politikaların sonucu olarak hızlı bir ihracat artışı sağlanmıştır (Bedük, 2005).
Söz konusu ihracat artışı, sadece döviz kuru politikasına bağlı değildir. Çünkü Türk Lirasının
yabancı paralar karşısındaki değerinin düşürülmesinin ihracatı arttırması, ihracatın yalnızca
fiyatlara bağlı olması durumunda geçerlidir. Yeterli hammaddenin mevcut olması, satış
sonrası yeterli servisin verilebilmesi gibi pek çok etkene bağlı olan ihracat, yalnızca bir fiyat
olayı değildir (Bilgin, 2004).
İhracatın artışı, hem milli geliri arttırarak ekonomik büyümeyi olumlu yönde etkiler hem de
döviz artışı sağlayarak ekonomik kalkınmaya destek olur. Üstelik, ekonomik kalkınma
boyutuna geçmenin temel şartlarından biri, sermaye birikimidir. Ekonomik kalkınma için
gerekli girdilerin finansmanının sağlanması da, ihracat hacminin büyüklüğüne bağlıdır.
İhracat artışı, ülkenin ölçek ekonomilerinden yararlanmasını da sağlamaktadır.
Bu çalışmadaki bağımsız değişkenlerden olan döviz kurunun ihracat üzerindeki etkisi, özel bir
önem arz etmektedir. Çünkü döviz kurlarındaki dalgalanmalar, ülkenin ticaret hacminde bir
daralmaya neden olmaktadır (Gül ve Ekinci, 2006). İkinci Dünya Savaşı sonrası, bozucu
uluslararası parasal düzenlemelerin önüne geçebilmek için, küresel bir sabit döviz kuru
sistemini getiren Bretton Woods anlaşması imzalanmıştır. Bu sistem, kur belirsizliğinin neden
olduğu ortamı telafi etme amacı gütmüştür. Böylece, özellikle savaş sonrasında genişlemeci
politikalar uygulanmıştır. Genişlemeci politikalar; enflasyonist bir sürece neden olmuş, ulusal
paraların kıymetlenmesini beraberinde getirmiş, 1970’lerin başında sabit kur uygulaması terk
edilmiştir. Günümüze kadar olan süreçte ise, dalgalı veya kontrollü dalgalanmalı kur
sisteminin yaygın olarak kullanıldığı görülmektedir (Kızıldere, Kabadayı ve Emsen, 2014:40).
Türkiye gibi gelişmekte olan ülkelerde; reel döviz kurunda meydana gelen değişimler,
makroekonomik dengeler üzerinde önemli etkilere sahip olabilir. Yerli paranın
değerlenmesi/değer kaybetmesi, bu ülkelerin rekabet gücünü etkileyebilir. Dolayısıyla, döviz
kurlarındaki değişimler, gelişmekte olan ülkelerin dış ticaret hacmini belirleyen önemli
faktörlerden biri olabilmektedir (Yılmaz ve Kaya, 2007:70). Teorik olarak yüksek belirlenen
kur, kısa vadede ihracat kanalını uyarmakta, ithalatı pahalı hale getirmekte ve ödemeler
bilançosunu olumlu etkilemektedir. Bu sayede; ihracat özendirilmekte, döviz cinsinden reel
satın alma gücü yıprandığı için ithalat azalmaktadır (Bakkalcı ve Argın, 2013:56). Döviz kuru
artışı, ihraç mallarının döviz cinsinden fiyatını düşürür. Böylece ihraç mallarına olan dış talep
artar ve döviz kurunu yükselten ülkenin, ihracatı yükselir. Döviz kurundaki artış, dış ticaret
açığının kapanmasında etkili olacaktır (Göçer ve Elmas, 2013:139).
Reel döviz kurlarındaki değişmelerin dış ticaret dengesini olumlu etkileyebilmesi için ise;
ihracat talebinin fiyat esnekliği ile ithalat fiyatının talep esnekliği toplam değerinin “1”e eşit
ya da “1”den büyük olması gerekir (Baldemir ve Keskiner, 2004:46):
EX + EM ≥ 1
Türkiye ile ilgili yapılan çalışmalara bakıldığında; döviz kuru ile ihracat ilişkisine dair farklı
sonuçlar elde edilmiştir. Bununla birlikte, döviz kurunun ihracata etkisinin, sektörel ve
bölgesel bazda değişik sonuçlar verdiği söylenebilir. Özellikle sektörlerin döviz kuru
duyarlılıkları farklı çıkabilmektedir (Atabek, Çulha ve Öğünç, 2014:2).
!!!!!!!!Social!Sciences!Research!Journal,!Volume!5,!Issue!2,!178!(June!2016),!ISSN:!214775237!
3!
!
Şimşek ve Kadılar (2005), yaptıkları çalışmada; TL’nin yabancı paralar karşısında değer
kaybını destekleyen politikaların, Türkiye’nin dış ticaret dengesizliğinin düzeltilmesinde
etkili olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Karaçor ve Gerçeker (2012), 2003-2010 dönemini
kapsayan ve reel döviz kuru ile dış ticaret ilişkisini ortaya koyan çalışmalarında; reel döviz
kurlarından dış ticaret hacmine yönelik kısa ve uzun dönemde bir nedensellik ilişkisi
bulmuşlar, dış ticaret hacminden reel döviz kurlarına yönelik olarak yalnızca kısa dönemde
bir nedensellik ilişkisi tespit etmişlerdir (Karaçor ve Gerçeker, 2012:289). Demirtaş (2014),
Türkiye ve Almanya arasındaki ikili dış ticaret dengesini incelediği çalışmasında; Türk
Lirasındaki değer kaybının, hem kısa hem de uzun dönemde Türkiye’nin Almanya ile olan dış
ticaret dengesi üzerinde istatistiki açıdan anlamlı pozitif bir etkisinin olduğu sonucunu
bulmuştur. Dolayısıyla, döviz kuru değişkeni, Türkiye ile Almanya arasındaki ticaret
dengesini sağlamak amacıyla politika aracı olarak kullanılabilmektedir.
Dış ticaret açıkları, gelişmekte olan ülkelerde döviz arz ve talebini belirlemektedir. Sermaye
hareketlerinin sınırlı olduğu ülkelerde ise, bu durum daha belirgin bir hal almaktadır.
Türkiye’de de, dış ticaret açığı ve bunun neden olduğu cari açık, önemli bir ekonomik
problemdir. Bu açıdan Türk Lirasının değer kazanması/kaybetmesi, döviz kurunu, dış ticareti
etkileyen önemli bir faktör konumuna getirmektedir (Demirtaş, 2014:83).
Metodoloji
Bu çalışmada; modelde yer verilen bağımsız değişkenlerin, Türkiye’nin ihracatını hangi
ölçüde etkilediği araştırılmıştır. Reel döviz kuru (DK), ihracat fiyat endeksi (IFE), tüketim
malları ithalat miktarı (M) ve Türkiye’nin ihracat yaptığı ülke milli gelirleri (MGE) bağımsız
değişken olarak seçilmiş ve bu bağımsız değişkenlerin ihracata (X) olan etkileri, Çoklu
Doğrusal Regresyon Modeli kurularak incelenmiştir. Gözlem değerleri, 1996 Q1 - 2012 Q3
tarihleri arasında 3 aylık zaman serisi olarak ele alınmıştır.
Model Uygulaması
Model
kurulumu
gerçekleştirilip
varsayımlar
incelendiğinde;
eşvaryanslılık
(homoscedasticity) ve hata terimlerinin normal dağılımı varsayımlarının sağlandığı fakat
otokorelasyon ve güçlü olmayan çoklu doğrusal bağlantı varlığı tespit edilmiştir.
Bununla birlikte; değişkenler arasında ekonometrik açıdan anlamlı ilişkiler elde edilebilmesi
için, serilerin durağan olması gerekir (Tarı, 2010:374). Zaman serisi değişkenlerinin durağan
olmadığı durumlarda çeşitli sorunlar ortaya çıkmaktadır ve durağan olmayan serilerle
çalışıldığı zaman, sahte regresyon problemiyle karşılaşılmaktadır (Granger ve Newbold,
1974). Durağanlık; zaman serisi verilerinin sabit bir ortalama etrafında dalgalanması ve
dalgalanmanın varyansının zaman boyunca sabit kalmasıdır (Sevüktekin ve Nargeleçekenler,
2010:229). Serileri durağan hale getirmek ve otokorelasyon varsayımını sağlamak için birinci
farklar yöntemi uygulanmıştır:
DX = X − X (−1)
DIFE = IFE − IFE (−1)
DM = M − M (−1)
DMGE = MGE − MGE (−1)
DDK = DK − DK (−1)
!!!!!!!!Social!Sciences!Research!Journal,!Volume!5,!Issue!2,!178!(June!2016),!ISSN:!214775237!
4!
!
Tablo 1 Regresyon Analizi Katsayıları
Bağımlı değişken: DIHRACAT
Gözlem : 1996Q2 2012Q3
Değişken
C
DIFE
DM
DMGE
DDK
R2
DurbinWatson
Katsayı
134,790
53,903
1,423
0,000
176,401
0,500
Std. Hata t-istatistik
76,523
1,761
15,703
3,433
0,228
6,231
0,001
-0,197
95,095
1,855
F-istatistik
Olasılık
0,083
0,001
0,000
0,845
0,068
15,301
2,370
Olasılık (F)
0,000
Birinci farklar yöntemi ile kurulan modelde, model sabiti olan C anlamsızdır. DMGE ve
DDOVIZ değişkenlerinin olasılık değerleri 0.05’i aştığı için, modelde anlamsız oldukları
görülmektedir. R 2 = 0.50 olarak tespit edilmiştir. DMGE değişkeni ve C sabiti modelden
çıkarıldığında, aşağıdaki sonuç ortaya çıkmıştır:
Tablo 2 Regresyon Analizi Katsayıları
Bağımlı değişken: DIHRACAT
Gözlem : 1996Q2 2012Q3
Değişken
DIFE
DM
DDK
R2
Durbin-Watson
Katsayı
57,500
1,472
188,862
Std. Hata t-istatistik
15,074
3,814
0,225
6,547
78,824
2,396
Olasılık
0,000
0,000
0,020
0,475
2,263
F-istatistik
Olasılık (F)
20,000
0,000
DMGE değişkeninin dahil olduğu model ile karşılaştırıldığında; R 2 ölçütünde kayda değer
bir düşüş olmadığı, bu yüzden ilgili değişkenin modele katkı sağlamadığı tespit edilmiştir.
İhracat modeli;
DX = (57.5) DIFE + (1.472) DM + (188.862) DDK
olarak belirlenmiştir.
Model Spesifikasyonu
Eğer modelde ihmal edilmiş değişken mevcutsa, tespiti ve sorunun giderilmesi gerekir.
Ramsey Reset testi, model spesifikasyonunun doğru olup olmadığını test eder. Bu test;
tanımlama hataları ve sabit varyans varsayımının geçerliliğinin sınanmasında kullanılır
(Güriş, Çağlayan ve Güriş, 2013:262).
H 0 : Model kurulumu doğrudur.
H1 : Modelde ihmal edilmiş değişken vardır; model kurulumu doğru değildir.
!!!!!!!!Social!Sciences!Research!Journal,!Volume!5,!Issue!2,!178!(June!2016),!ISSN:!214775237!
5!
!
Tablo 3 Ramsey Reset Testi
Ramsey RESET Testi
F-istatistik
2,495 Olasılık
0,090
F istatistiği olasılık değeri 0.09 > 0.05 olduğundan H 0 hipotezi kabul edilir. Modelde ihmal
edilmiş değişken yoktur. Model spesifikasyonu doğrudur.
Çoklu Doğrusal Bağlantı Varsayımı
F ve t testleri uyumlu olmasına rağmen, R2 ölçütünün düşük çıkması, modelde çoklu doğrusal
bağlantı varlığının incelenmesini gerektirmektedir. Çoklu doğrusal bağlantı varlığını sınamak
için; Varyans Şişirme Faktörü (VIF: Variance Inflation Factor) değerlerine bakılmış ve VIF
değerleri Tablo 4’te verilmiştir:
Tablo 4 Varyans Şişirme Katsayıları
VIF
Değişken Değerleri
DM
1,017
DDK
1,011
DIFE
1,009
Çoklu doğrusal bağlantının olmaması için, modeldeki bağımsız değişkenlere ilişkin tüm VIF
değerlerinin, kritik değer olan 10’un altında olması gerekir (Albayrak, 2008) Tablodaki VIF
değerlerine bakıldığında, çoklu doğrusal bağlantının olmadığı görülmektedir.
Otokorelasyon Varsayımı
Otokorelasyonun ortaya çıkması; modelin yanlış seçilmesi, önemli bazı değişkenlerin modele
alınmaması veya verilerin ölçüm yanlışlığından kaynaklanabilir (Uysal ve Günay, 2001).
Birinci farklar yöntemi uygulandıktan sonra, modelde otokorelasyon varsayımının bozulması
beklenmemektedir.
H 0 : Otokorelasyon yoktur
H1 : Otokorelasyon vardır
hipotezleri kurularak Otokorelasyon tespiti için Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Testi
uygulandığında;
n * R 2 istatistik değeri 0.05 anlamlılık düzeyinde serbestlik derecesi 1 gecikmeli χ 2
değerinden (3.84) küçük olduğundan H 0 kabul edilmiştir. İkinci ve üçüncü gecikme
testlerinde de H 0 kabul edilmiş, modelde otokorelasyon varlığı tespit edilmemiştir.
!!!!!!!!Social!Sciences!Research!Journal,!Volume!5,!Issue!2,!178!(June!2016),!ISSN:!214775237!
6!
!
Homoskedasite Varsayımı
Heteroskeasite, Gauss-Markov hipotezinin ve En Küçük Kareler Yönteminin temel
varsayımlarından olan “Hata terimi bütün gözlemler için sabit varyanslıdır” varsayımından,
kısaca; homoskedasite durumundan sapmaya verilen isimdir. White çalışmalarında bulduğu
ve adıyla anılan varyans ve standart hatalarla ilgili metodun asimptotik (büyük örnek için)
olarak gerçek ana kütle değerlerine ait geçerli bir yöntem olduğunu göstermiştir (Sümer,
2006).
Eşvaryanslılık varsayımının bozulup bozulmadığını incelemek için White Testi yapılırsa;
H 0 : Eşvaryanslılık vardır.
H1 : Farklı varyanslılık vardır.
Tablo 5 Eşvaryanslılık Testi
2
n*R
White Heteroskedasticity Testi
3,662
Olasılık
0,722
n * R 2 istatistik değeri = 3.662 ; 0.05 anlamlılık düzeyinde 6 serbestlik derecesi ile
χ 2 = 12.592 değerinden küçük olduğundan H 0 kabul edilmiştir. Bu durumda, eşvaryanslılık
varsayımı bozulmamıştır.
Model Hata Terimlerinin Normal Dağılım Varsayımı
Jarque ve Bera tarafından önerilen Jarque-Bera (JB) test istatistiği;
n ! 2 ( K − 3)2 "
JB = $ S +
% şeklindedir. Burada n serbestlik derecesi, S örnek çarpıklık ölçüsü, K
6&
4 '
µˆ
µˆ
ise örnek basıklık ölçüsü olmak üzere, S ve K değerleri; S = 33 ve K = 44
σˆ
σˆ
biçiminde elde edilir (Yıldırım ve Gökpınar, 2012).
Jarque-Bera testi, hipotezleri aşağıdaki biçimde kurularak uygulanır:
H 0 : Hata terimleri normal dağılmaktadır.
H1 : Hata terimleri normal dağılmamaktadır.
Jarque-Bera Normallik Testinin hesaplaması sonucu ulaşılan istatistiki değer; 2. dereceden
serbestlik koşulu altında çeşitli güvenilirlik seviyelerindeki χ 2 (ki-kare) değerleri ile
karşılaştırılmıştır. Jarque-Bera Testi Olasılık değeri (P) ise, hesaplanan değerin kritik değeri
(α=0.05) geçip geçmediği hakkında bilgi vermektedir. Düşük olasılık değerleri söz konusu
değişkenin dağılımı konusunda, H 0 hipotezinin reddedildiği manasına gelmektedir (Türen,
Gökmen ve Dilek, 2011).
JB test istatistiği=1.225 ; χ 2 (0.05;2) = 5.99 değerinden küçük olduğu için H 0 hipotezi kabul
edilmiştir. Dolayısıyla; hata terimleri normal dağılmaktadır.
!
!
!!!!!!!!Social!Sciences!Research!Journal,!Volume!5,!Issue!2,!178!(June!2016),!ISSN:!214775237!
7!
!
Sonuç
Tahmin edilen çoklu regresyon modelinde; ihracat fiyat endeksi, tüketim malları ithalatı ve
döviz değişkenlerine ait parametreler anlamlı bulunmuşken; ihracat yapılan ülkelere ait milli
gelir endeksinin Türkiye’nin ihracatını direkt olarak etkilemediği ortaya çıkmıştır.
DX = (57.5) DIFE + (1.472) DM + (188.862) DDK
modeli; bir çoklu regresyon modeldir. Dolayısıyla, burada IFE, TMI ve DOV bağımsız
değişkenlerinin, bağımlı değişken olan ihracat (IHR) üzerindeki kısmi etkilerinden
bahsedilebilir ve matematik açıdan aşağıdaki gibi sembolize edilebilir (Erdoğan, 2015:158):
∂IHR
= 57.5
∂IFE
∂X
= 1.472
∂M
∂X
= 188.862
∂DK
Yukarıda sembolize edilen ifadeler, ihracatın sırasıyla; ihracat fiyat endeksi, tüketim malları
ithalatı ve döviz kuruna göre kısmi türevleridir. Sırasıyla; sadece ihracat fiyat endeksinin,
sadece tüketim malları ithalatının ve sadece döviz kurunun ihracat üzerindeki etkisini
gösterirler. İhracat fiyat endeksinde yani birim fiyatlarda meydana gelen bir birimlik artış,
toplam ihracatta 57.5 birimlik bir artış sağlamaktadır. Tüketim malları ithalatında meydana
gelen bir birimlik artış, toplam ihracatta 1.48 birimlik bir artış sağlamaktadır. Reel döviz
kurunda meydana gelen bir birimlik artış, toplam ihracatta 188.862 birimlik bir artışa neden
olmaktadır.
Modele göre, ihracatı en çok etkileyen bağımsız değişken; reel döviz kurudur. Döviz
kurundaki değişimler, ülke ekonomisinin dış ticaret hacmini ve rekabet gücünü belirleyen en
önemli faktörlerden biridir. Düşük değerli TL politikası, yurt içi fiyat düzeyinin artmasına yol
açar. Aşırı değerlenmiş bir kur politikası ise, TL bazında ihracatı pahalılaştırır ve ulusal
parayla ifade edilen ithalatı ucuzlatacağı için, yerli üretimin rekabet gücünü zayıflatarak
ülkede bir tüketim toplumu ortaya çıkarır. Genel olarak; kur istikrarsızlığının reel ve parasal
ekonomide ciddi problemlere neden olduğu aşikardır. Buna göre, Türkiye ekonomisinin dış
ticaret politikasıyla uyumlu en uygun kur politikasının “denge döviz kuru politikası”
(equilibrium exchange rate policy) olacağı söylenebilir.
İhracat artışının sağlanması, mal ve hizmet üreten firmaların uluslararası rekabet ortamında
üretim yapabilmelerine bağlıdır. Türkiye’nin rekabet gücü ise, yatırım - üretim sürecinin
sağlıklı biçimde işlemesine bağlıdır. Bunun ön koşulu ise, ülkede makroekonomik istikrarın
sağlanmasıdır. Rekabet edebilmenin önemli bir şartı, verimliliği artırarak maliyeti
düşürmektir. Üretimde sağlanacak verimlilik artışı, ihracat artışını beraberinde getirecektir.
Kaynakça
Albayrak, A.S. (2008). “Değişen Varyans Durumunda En Küçük Kareler Tekniğinin
Alternatifi Ağırlıklı Regresyon Analizi ve Bir Uygulama”, Afyon Kocatepe Üniversitesi
İİBF Dergisi, Cilt:10 Sayı:2, s.133.
Atabek, A., Çulha, O.Y. ve Öğünç, F. (2014). “İhracatın Sektörel Döviz Kuru Duyarlılığı”,
Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Ekonomi Notları, Sayı:2014-21, s.2.
Bakkalcı, A.C. ve Argın, N. (2013). “Türk Dış Ticareti ve Ekonomi Politikaları Arasındaki
Nedensellik İlişkileri”, Yönetim Bilimleri Dergisi, Cilt:11 Sayı:21, s.56.
!!!!!!!!Social!Sciences!Research!Journal,!Volume!5,!Issue!2,!178!(June!2016),!ISSN:!214775237!
8!
!
Baldemir, E. ve Keskiner, A. (2004). “Devalüasyon, Para, Reel Gelir Değişkenlerinin Dış
Ticaret Üzerine Etkisinin Panel Data Yöntemiyle Türkiye İçin İncelenmesi”, Dokuz Eylül
Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi, Cilt:6 Sayı:4, s.46.
Bedük, A. (2005). “Türkiye’de İhracatın Geliştirilmesinde Sektörel Dış Ticaret Şirketlerinin
Önemi”, Marmara Üniversitesi Öneri Dergisi, Cilt:6, No: 23, s.170.
Bilgin, M. (2004). “Döviz Kuru İşsizlik İlişkisi: Türkiye Üzerine Bir İnceleme”, Kocaeli
Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi, Kocaeli, Sayı 8, s.89.
Demirtaş, G. (2014). “Türkiye ve Almanya Arasındaki Dış Ticaret Dengesinin Sınır Testi
Yaklaşımıyla İncelenmesi”, Erciyes Üniversitesi İİBF Dergisi, Sayı:43, s.83-84.
Erdoğan, A. (2015). Karar Alma Sürecinde ve Ekonomi Biliminde Kullanılan İstatistiki
Metodlar ve Matematik Modeller, Der Yayınları, İstanbul.
Göçer, İ. ve Elmas, B. (2013). “Genişletilmiş Marshall-Lerner Koşulu Çerçevesinde Reel
Döviz Kuru Değişimlerinin Türkiye’nin Dış Ticaret Performansına Etkileri: Çoklu Yapısal
Kırılmalı Zaman Serisi Analizi”, BDDK Bankacılık ve Finansal Piyasalar, Cilt:7 Sayı:1,
s.139.
Gül, E. ve Ekinci, A. (2006). “Türkiye’de Reel Döviz Kuru ile İhracat ve İthalat Arasındaki
Nedensellik İlişkisi: 1990-2006”, Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi,
Sayı:16, s.195.
Güriş, S., Çağlayan, E. ve Güriş, B. (2013). EViews ile Temel Ekonometri, Der Yayınları,
İstanbul.
Granger, C.W.J. ve Newbold, P. (1974). “Spurious Regressions in Econometrics”, Journal of
Econometrics, 2, s.117.
Karaçor, Z. ve Gerçeker, M. (2012). “Reel Döviz Kuru ve Dış Ticaret İlişkisi: Türkiye Örneği
(2003-2010)”, Selçuk Üniversitesi İİBF Sosyal ve Ekonomik Araştırmalar Dergisi, Yıl:12
Sayı:23, s.289.
Kızıldere, C., Kabadayı, B. ve Emsen, Ö.S. (2014). “Dış Ticaretin Döviz Kuru Değişimlerine
Duyarlılığı: Türkiye Üzerine Bir İnceleme”, International Journal of Economic and
Administrative Studies, Yıl:6 Sayı:12, s.40.
Sevüktekin, M. ve Nargeleçekenler, M. (2010). Ekonometrik Zaman Serileri Analizi, Nobel
Yayınevi, Ankara.
Sümer, K.K.. (2006). “White’ın Heteroskedasite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla
Heteroskedasite Altında Model Tahmini”, İstanbul Üniversitesi İktisat Fakültesi
Ekonometri ve İstatistik Dergisi, Sayı:4, s.18-19.
Şimşek, M. ve Kadılar, C. (2005). “Türkiye’nin İhracat Talebi Fonksiyonunun Sınır Testi
Yöntemi ile Eşbütünleşme Analizi”, Doğuş Üniversitesi Dergisi, 6 (1), s.151.
Tarı, R. (2010). Ekonometri, Kocaeli Üniversitesi Umuttepe Yayınları.
Türen, U., Gökmen, Y. Ve Dilek, H. (2011). “Ekonomik Özgürlük Endeksinin Yurt Dışına
Doğrudan Yabancı Yatırım Yapan Türk Sermayesinin Ülke Seçim Kararına Etkisi Var
mıdır?”, Maliye Dergisi, Sayı:161, s.312.
Uysal, M. ve Günay, S. (2001). “Durbin-Watson Ölçütüne Göre Kararsızlık Bölgesinde
Bulunan Negatif Otokorelasyon İçin Bazı Testler”, Anadolu Üniversitesi Bilim ve
Teknoloji Dergisi, Cilt:2 Sayı:2, s.278.
Yıldırım, N. ve Gökpınar, F. (2012). “Bazı Normallik Testlerinin 1. Tip Hataları ve Güçleri
Bakımından Kıyaslanması”, Süleyman Demirel Üniversitesi Fen Bilimleri Enstitüsü
Dergisi, 16-1, s.110.
Yılmaz, Ö. ve Kaya, V. (2007). “İhracat, İthalat ve Reel Döviz Kuru İlişkisi: Türkiye İçin Bir
VAR Modeli”, İktisat İşletme ve Finans Dergisi, 22 (50), s.70.