Anadolu International Conference in Economics V, May 11

Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
DIŞ BORÇ STOKUNUN İHRACAT PERFORMANSI ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ: AB
ÜLKELERİ VE TÜRKİYE ÖRNEĞİ
Sevgi Sezer
ÖZET
Dış borç stoku, ülkelerin makroekonomik dengelerini yakından etkileyerek, ekonomik
performanslarına ve krizler karşısındaki dayanıklılıklarına tesir edebilmektedir. Bu çalışmada;
dış borç stokunun, ülkelerin ihracat performansına olan, Avrupa Birliği (AB) üyesi 14 ülke ve
AB adayı Türkiye’nin 2005:Q1-2016:Q4 dönemi verileri kullanılarak, ikinci nesil panel veri
analizi yöntemleriyle incelenmiştir. Ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının varlığı;
Breusch ve Pagan (1980) LM, bunu Pesaran (2004) LMS, Pesaran (2004) CD ve Baltagi, Feng
ve Kao (2012) LMBC testleriyle sınanmış ve bu ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının var
olduğu görülmüştür. Serilerin durağanlığı Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testiyle
incelenmiş ve serilerin farklı derecelerden entegre oldukları belirlenmiştir. Seriler arasındaki
nedensellik ilişkilerinin varlığı; Dumitrescu ve Hurlin (2012) yöntemiyle incelenmiş ve dış
borç stokundan ihracata ve reel efektif döviz kuruna, reel efektif döviz kurundan da ihracata
doğru tek yönlü nedensellik ilişkilerinin var olduğu görülmüştür.
Seriler arasındaki uzun ve kısa dönem analizleri Panel ARDL yöntemiyle incelenmiş
ve serilerin eşbütünleşik olduğu, modellerin hata düzeltme mekanizmalarının çalıştığı
belirlenmiştir. Uzun dönem analizlerinde; dış borç stokundaki %1’lik artışın, AB ülkeleri ve
Türkiye’de ihracatı ve reel efektif döviz kurunu sırasıyla ortalama %0.073 ve %0.002
oranında artırdığı görülmüştür. Ayrıca reel efektif döviz kurundaki
%1’lik artışın bu
ülkelerde ihracatı ortalama %4.6 oranında azalttığı belirlenmiştir. Kısa dönemde ise dış borç
stokundaki %1’lik artışın reel efektif döviz kurunu %0.03 azalttığı tespit edilmiştir.
Elde edilen sonuçlar, borç krizindeki AB ülkeleri ve dış borç stoku 400 milyar doların
üzerinde olup, ihracat verileri bir türlü artırılamayan Türkiye için oldukça önemlidir.
Çalışmanın, politika yapıcıların ve araştırmacıların dikkatini bir kez daha bu konuya çekerek,
literatüre bir katkı sağlaması beklenmektedir.
Anahtar Kelimeler: Dış Borç Stoku, İhracat Performansı, Reel Efektif Döviz Kuru, İkinci
Nesil Panel Veri Analizi, Panel ARDL.
1
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
EFFECETS OF EXTERNAL DEBT STOCK ON EXPORT PERFORMANCE:
EXAMPLE OF EU COUNTRIES AND TURKEY
ABSTRACT
Closely affecting macroeconomic balances, external debt stock may have influence on
economic performance and resistance against crises of countries. In this study, effects of
external debt on export performance are investigated by second generation panel data analysis
methods by using 2005:Q1-2016:Q4 data of 14 European Union (EU) member countries and
EU candidate Turkey. Cross section dependence among the countries was analyzed by using
Breusch and Pagan (1980) LM, Pesaran (2004) LMS, Pesaran (2004) CD and Baltagi, Feng
and Kao (2012) LMBC tests and existence of cross section dependence is determined.
Stationarity of the series was tested by Hadri and Kuruzomi (2012) panel unit root test and it
is determined that the series have different integration orders. Causality relationship between
the series was tested by Dumitrecu and Hurlin (2012) method and it is seen that one way
causality from external debt stock to export and real effective exchange rate and one way
causality from real effective exchange rate to export exists.
Long and short run analysis was conducted by Panel ARDL method and it is estimated
that the series are cointegrated and error correction mechanisms operates. Long run analysis
reveals that 1% growth in external debt stock would increase export and real effective
exchange rate of EU countries and Turkey by 0.073% and 0.002%, respectively. Furthermore,
1% increase in real effective exchange rate would diminish export of these countries by 4.6%.
In the short run, real effective exchange rate decreases 0.03% in response to 1% increase in
external debt.
These results are quite important for EU countries in debt crisis and for Turkey whose
export cannot be enhanced despite of more than 400 billion dollar external debt stock.
Drawing the attention of policymakers and researchers on this issue, this study is supposed to
make a contribution to the literature.
Key Words: External Debt Stock, Export Performance, Real Effective Exchange Rate,
Second Generation Panel Data Analysis, Panel ARDL
2
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
1. GİRİŞ
Dış borç stoku, ülkelerin makroekonomik dengelerini yakından etkileyerek, ekonomik
performanslarına ve krizler karşısındaki dayanıklılıklarına etki edebilen oldukça önemli ve
dikkatle takip edilmesi gereken bir değişkendir. Ülkelerin iç ve dış ekonomik şoklar
karşısında dayanıklı olabilmesi, her şeyden önce dış sermayeye olan ihtiyacının kontrol
edilebilir düzeylerde olmasıyla mümkündür. Aksi takdirde ülkenin dış borçları aşırı arttığında,
ülkelerin ekonomik riskliliklerinin bir göstergesi olan CDS primleri yükselmekte, bu durumda
da dış finansman kullanım maliyetleri artmaktadır (TCMB, 2016: 64). Bu ise zaten yeterli
kaynağı olmadığı için dış finansman arayışında olan ülkeleri iyice zor duruma düşürmektedir.
1998’de Rusya’nın dış borçlarını ödeyemez hale gelip, moratoryum ilan etmesi veya 2002’de
Arjantin’in dış borçlarını ödeyemez hale gelip, iflasını açıklaması bu duruma en net
örneklerdir. Arjantin 2001 yılında kamunun kaynak ihtiyacını karşılayabilmek adına ülkeye
daha fazla portföy yatırımı çekebilmek için faiz oranlarını 2000 yılındaki %8.2’den 2001’de
%24.9’a kadar yükseltmiş (İnan, 2002: 60), ancak bu da sorunun çözümünü yetmemiştir.
Benzer bir durumu Türkiye 2001 krizinde yaşamış, 21/22 Şubat’ta başlayan kriz, döviz
kurlarının serbest bırakılması ve aşırı artması neticesinde kamu ve özel kesimin döviz cinsi
borçlarının maliyetlerini önemli ölçüde artırmış, Hazine, arka arkaya çıktığı yurtiçi borçlanma
ihalelerinde borçlanamamış ve Mayıs 2001’de gecelik faizler kısa bir süreliğine %7500’e
kadar yükselmiştir. Öyle ki o dönemde toplanan vergiler, borçların faiz ödemelerini bile
karşılayamaz hale gelmiştir (Özatay, 2009, s. 89).
Avrupa Birliği ülkeleri, 2008 küresel ekonomik krizinden sonra uyguladıkları
genişletici para ve maliye politikaları nedeniyle ciddi bir borç kriziyle karşı karşıya gelmiş ve
hala bu krizden çıkamamış durumdadır. Türkiye ekonomisi, 2008 krizinin etkisiyle 2008’in
son çeyreğinden başlayıp, 2009’un üçüncü çeyreği dahil dört dönem küçülmüş, 2009’un son
çeyreğinde pozitif büyümeye başlamıştır. Türkiye’nin bu krizi kolay atlatabilmesinin
arkasında o dönemde görece sağlam olan bankacılık sektörü, mali yapısı ve Merkez
Bankasının yüksek rezervlerinin etkisi vardır. AB ülkeleri ve Türkiye’nin başlıca
makroekonomik büyüklükleri Tablo 1-4’te görülmektedir.
3
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Tablo 1: Büyüme Oranları (%)
2000
2001
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
Avustralya
3.4
1.4
2.1
3.4
3.6
1.5
-3.8
1.9
2.8
0.7
0.1
0.6
1.0
Belçika
3.6
0.8
2.1
2.5
3.4
0.7
-2.3
2.7
1.8
0.1
-0.1
1.7
1.5
Almanya
3.0
1.7
0.7
3.7
3.3
1.1
-5.6
4.1
3.7
0.5
0.5
1.6
1.7
Danimarka
3.7
0.8
2.4
3.8
0.8
-0.7
-5.1
1.6
1.2
-0.1
-0.2
1.3
1.0
İspanya
5.3
4.0
3.7
4.2
3.8
1.1
-3.6
0.0
-1.0
-2.6
-1.7
1.4
3.2
Finlandiya
5.6
2.6
2.8
4.1
5.2
0.7
-8.3
3.0
2.6
-1.4
-0.8
-0.7
0.2
Fransa
3.9
2.0
1.6
2.4
2.4
0.2
-2.9
2.0
2.1
0.2
0.6
0.6
1.3
Yunanistan
3.9
4.1
0.6
5.7
3.3
-0.3
-4.3
-5.5
-9.1
-7.3
-3.2
0.4
-0.2
İrlanda
9.9
6.1
5.8
5.9
3.8
-4.4
-4.6
2.0
0.0
-1.1
1.1
8.5
26.3
İtalya
3.7
1.8
0.9
2.0
1.5
-1.1
-5.5
1.7
0.6
-2.8
-1.7
0.1
0.7
Luxemburg
9.5
3.6
3.2
5.1
8.4
-0.8
-5.4
5.7
2.6
-0.8
4.3
4.1
4.8
Hollanda
4.2
2.1
2.2
3.5
3.7
1.7
-3.8
1.4
1.7
-1.1
-0.2
1.4
2.0
Portekiz
3.8
1.9
0.8
1.6
2.5
0.2
-3.0
1.9
-1.8
-4.0
-1.1
0.9
1.5
İsveç
4.7
1.6
2.8
4.7
3.4
-0.6
-5.2
6.0
2.7
-0.3
1.2
2.6
4.1
AB
3.9
2.2
2.1
3.4
3.1
0.5
-4.4
2.2
1.7
-0.5
0.2
1.6
2.2
6.8
-5.7
8.4
6.9
4.7
0.7
-4.8
9.2
8.8
2.1
4.2
3.0
4.0
Türkiye
Kaynak: World Bank, (2017a).
Not: Analize, veri sertine tam olarak ulaşılabilen, Euro kullanmakta olan AB üyesi ülkeler dahil edilmiştir.
Tablo 1’de 2008 krizinin etkisiyle bütün ülkelerin negatif büyüdüğü, Türkiye’nin bu
süreci en hızlı atlatan ülke olduğu, özellikle Yunanistan, Danimarka, Portekiz, İspanya ve
İtalya’da negatif büyümelerin uzun yıllar devam ettiği görülmektedir. Ülkelerin cış borç
stokları Tablo 2’de görülmektedir.
Tablo 2: Toplam Dış Borç Stokları (Milyar Dolar)
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
Avustralya
947.6
Belçika
6926.1 7366.2 8689.4 10259.5 10412.1 10517.1 3721.2 3189.5 3075.9 2973.3 2661.1 2705.8
Almanya
Danimarka
İspanya
Finlandiya
Fransa
Yunanistan
İrlanda
İtalya
4867.0 5521.2 6821.4 7012.4 7370.9 8133.4 12110.3 11228.8 11705.9 12236.0 11625.3 11395.7
1084.9 1312.9 1319.4 1472.2 1597.2 1813.8 1731.9 1825.7 1855.5 1568.8 1560.9
2485.5 2980.7 3680.9 3240.7 3937.5 4406.3 1247.4 1258.1 1363.2 1341.4 1141.1 1130.7
399.5
451.3
528.2
559.6
643.7
644.9
4998.3 4859.7 5282.7 5040.0 4353.4 4331.4
5332.8 5742.7 6978.7 6995.6 8029.6 8496.6 710.8
486.0
551.0
733.9
674.4
746.0
817.3
797.4
880.3
1092.9 1110.7 1101.8
11136.6 10652.8 12023.1 12253.1 10482.8 10623.4
2432.1 2898.3 3635.4 3000.0 3650.4 4221.3 1009.8 1095.3 1278.5 1266.4 1026.3 1081.1
3118.4 3540.0 4220.5 4492.9 4810.3 5031.7 5131.3 5315.7 5369.4 5201.9 4258.9 3982.9
2366.9 2782.2 3369.9 2864.6 3664.4 3955.4 5753.5 5241.8 5542.3 5601.7 4795.8 4829.0
4
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Luxemburg 4996.0 5573.4 7084.9 7156.3 7780.6 8159.4 4628.5 4146.1 4115.2 4184.5
932.0 1071.1 1342.6 1339.0 1430.3 1560.1 9798.5 9112.9 9220.3 9609.9
Hollanda
1009.6 1127.8 1378.7 1488.3 1599.8 1685.0 1095.1 1074.2 1245.5 1203.6
Portekiz
9478.9 10195.8 13017.0 13607.8 15088.2 15748.5 1853.8 1781.4 2071.2 2179.0
İsveç
170.8 208.1 250.0 280.9 268.8 291.8 303.8 339.6 390.1 402.1
Türkiye
Kaynak: European Central Bank Statistical Data Warehouse, (2017).
Not: AB ülkelerine ait veriler Euro cinsinden edinilip, TCMB-EVDS’den alınan ve ortalama
Euro ve Dolar çapraz kuru kullanılarak milyar dolar haline getirilmiştir.
5140.8 6082.0
8475.0 8457.1
990.3
1006.9
1989.7 2079.6
397.7
419.3
haline getirilen
Tablo 2’de görüldüğü üzere 2016 sonu bütün AB üyesi ülkelerin dış borç stokları
itibariyle dış borç stoku en yüksek olan ülkelerin 1 trilyon doların üzerinde, hatta Fransa’nın
10, Hollanda’nı 8, Lüksemburg’un 6, İspanya ve İtalya’nın 4 trilyon doların üzerindedir. Bu
ülkeler arasında en az dış borca sahip olan ülkenin Türkiye olduğu görülmektedir. AB
ülkelerinin bu dış borçlarına acilen tedbir almaları gerekmektedir. Aksi takdirde bu borçlar,
hem AB ‘yi hem de bu ülkelerle ekonomik ilişkileri olan diğer ülkeleri ciddi ekonomik
krizlerin beklediğini söylemek mümkündür. Bu ülkelere ait ihracat verileri Tablo 3’te yer
almaktadır.
Tablo 3: Mal ve Hizmet İhracatı (Milyar Dolar)
2000
2001
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
Avustralya
85.3
88.0
153.0
169.9
202.8
227.3
178.5
199.0
230.3
219.2
227.8
232.4
200.0
Belçika
171.0
168.9
284.8
310.3
365.6
413.3
335.8
369.7
430.2
409.8
425.5
442.4
377.4
Almanya
601.2
621.7 1079.9 1236.7 1479.5 1630.8 1292.1 1443.8 1684.0 1629.6 1705.8 1771.0 1573.5
Danimarka
73.7
75.1
125.4
143.0
164.0
189.9
149.4
159.0
180.8
174.1
182.7
184.8
157.6
İspanya
170.4
174.4
285.5
314.5
380.3
413.9
339.9
365.4
430.3
410.2
437.6
449.6
397.5
Finlandiya
52.8
51.3
82.3
93.5
112.4
127.9
91.2
95.8
107.2
101.4
104.8
102.7
84.9
Fransa
385.5
384.2
581.1
631.8
722.5
800.6
648.4
689.4
795.9
764.8
803.5
821.9
726.3
Yunanistan
30.9
31.0
52.8
57.9
71.7
82.8
62.6
66.2
73.5
70.5
72.8
76.7
62.2
İrlanda
94.4
104.0
168.4
183.4
218.0
231.3
220.3
228.9
246.5
241.1
253.8
291.6
351.8
İtalya
293.0
299.1
456.7
509.5
604.2
644.6
491.1
535.3
614.7
592.5
614.9
630.6
547.5
Luxemburg
31.3
31.3
59.6
73.6
92.7
104.2
83.9
93.7
108.9
105.9
120.8
131.9
123.6
Hollanda
274.5
272.3
452.0
503.4
589.9
670.7
541.8
601.9
691.3
679.2
710.8
726.3
618.7
Portekiz
33.4
33.3
52.7
62.4
74.5
81.6
66.0
71.2
84.0
81.6
89.3
92.1
80.2
İsveç
114.6
105.0
178.5
202.4
235.4
256.0
191.0
225.6
262.9
251.9
253.5
258.4
226.0
AB
53.6
53.8
105.6
120.4
144.5
174.6
143.3
155.1
185.8
207.4
211.0
222.7
200.7
Türkiye
85.3
88.0
153.0
169.9
202.8
227.3
178.5
199.0
230.3
219.2
227.8
232.4
200.0
Kaynak: World Bank, (2017b).
5
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Tablo 3’teki verilere bakıldığında; 2015 sonu itibariyle mal ve hizmet ihracatı en
yüksek olan ülkelerin Almanya, Fransa, Hollanda, İtalya, İspanya, Belçika ve İrlanda olduğu,
Türkiye’nin bu sıralamada gerilerde kaldığı görülmektedir. Türkiye’nin gerek mal, gerekse
hizmet ihracatını artırıcı tedbirleri bir an önce almasında yarar vardır.
Görüldüğü gibi dış borç stoku ve ihracat AB ülkeleri ve Türkiye için oldukça önemli
konular olup, bu konuların yakından takip edilmesi, gerekli analiz ve araştırmalar yapılarak
kamuoyunun ve politika yapıcıların dikkatlerinin bu konulara çekilmesinde yarar vardır.
Bu kapsamda çalışmada; dış borç stokunun ülkelerin ihracat performanslarına etkileri,
AB üyesi Avustralya, Belçika, Almanya, Danimarka, İspanya, Finlandiya, Fransa,
Yunanistan, İrlanda, İtalya, Lüksemburg, Portekiz, İsveç ve AB adayı Türkiye’nin 2005:Q12016:Q4 dönemi verileri kullanılarak, yeni nesil panel veri analizi yöntemleriyle
incelenmiştir. Çalışmanın ikinci bölümünde ekonometrik analize, üçüncü bölümünde ise
sonuç ve önerilere yer verilmiştir. Çalışmanın, incelenen konu, kullanılan değişkenler ve
ekonometrik analiz yöntemleriyle literatüre bir katkı sağlaması beklenmektedir.
2. EKONOMETRİK ANALİZ
2.1. Veri Seti
Bu çalışmada dış borç stokunun, AB üyesi Avustralya, Belçika, Almanya, Danimarka,
İspanya, Finlandiya, Fransa, Yunanistan, İrlanda, İtalya, Lüksemburg, Portekiz, İsveç ve AB
adayı Türkiye’nin ihracat performansı üzerindeki etkilerini analiz etmek üzere; 2005:Q12016:Q4 dönemi aşağıdaki verileri kullanılmıştır:
Toplam Dış Borç Stoku (LnDBS): AB ülkelerin kamu ve özel kesim toplam dış borç stoku
verileri Avrupa Birliği Merkez Bankası İstatistik Ofisinden (European Central Bank
Statistical Data Warehouse: http://sdw.ecb.europa.eu/browseSelection.do?node=9691635,
Gross External Debt Stock) milyon Euro olarak alınmış, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası
(TCMB) Elektronik Veri Dağıtım Sistemi (EVDS)’den alınan Euro alış ve satışının ortalaması
ve dolar alış ve satışının ortalaması kullanılarak oluşturulan çapraz kur aracılığıyla dolara
çevrilmiş, sonra milyar dolar haline getirilmiştir. Türkiye’nin dış borç stoku verileri ise
doğrudan EVDS (Dış Borç Stoku-Brüt (Hazine) (Üç Aylık, Milyon ABD Doları)’den dolar
6
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
olarak alınıp, milyar dolara çevrilmiştir. Sonra elde edilen bu serinin doğal logaritması
alınmıştır.
Mal ve Hizmet İhracatı (LnX): Bu çalışmada; artan dış borç stokunun, ülkelerde dövize
olan ihtiyacı ve talebi artırarak, nominal döviz kurlarını ve artıracağı, reel efektif döviz
kurunu düşürerek, ülkelerin dış ticaret rekabet güçlerini artıracağı ve böylece ihracat
performanslarını olumlu yönde etkileyeceği varsayımından hareket edilmektedir. Artan kurlar
aynı zamanda hizmet ticaretini de (turizm, eğitim, vb.) yakından etkilemektedir. Turizm;
Yunanistan, İspanya, İtalya, Fransa, Portekiz ve Türkiye için önemli bir gelir kaynağıdır.
Diğer ülke vatandaşları için Avrupa’da eğitim almak her zaman bir ayrıcalık olarak görülmüş
olup, yabancı öğrencilerin sağladığı gelirler de Avrupa Ülkeleri için önemli boyuttadır. Gerek
turizm, gerekse eğitim amaçlı yurtdışı kararları verilirken, döviz kurlarının seviyesi ve ulusal
paranın, gidilen ülkedeki alım gücü önemli bir belirleyici olmaktadır1. Bu nedenle çalışmada
sadece mal ticareti değil, mal ve hizmet ticareti birlikte analize dâhil edilmiştir. Reel mal ve
hizmet ihracatı verileri Uluslararası Para Fonu (International Money Found: IMF) tarafından
veri tabanından hazırlanan Uluslararası Finansal İstatistikler (International Financial
Statistics: IFS, http://data.imf.org/regular.aspx?key=60998127, Export fo goods and services)
veri tabanından milyar dolar olarak edinilip, doğal logaritmaları alınmış, hareketli ortalamalar
(Moving Average) yöntemiyle mevsim etkilerinden arındırılmıştır.
Reel Efektif Döviz Kuru (LnREER): Reel efektif döviz kuru, ülkelerin nomina kurlarının,
yurtiçi ve yurtdışı fiyat etkilerinden arındırılmasıyla hesaplanan, reel döviz kurunun, ticari
partnerlerin ev sahibi ülkenin dış ticaretindeki paylarına göre ağırlıklandırılmasıyla elde
edilmektedir. Reel döviz kuru (REXR) aşağıdaki formülle hesaplanmaktadır:2 (Mankiw, 2010:
147; TCMB, 2017: 3).
1
Örneğin ben kendi yeğenimi yurtdışında okumaya gönderecektim, ama kurlar yükselip, TL cinsinden
maliyetler arttığı için bu kararımdan vazgeçtim. Turizm noktasında da benzer durumu Türkiye’de net biçimde
gözlemlemekteyiz; kurların anormal düzeyde arttığı dönemlerde Türkiye’deki tatil fiyatlarının yabancı ülke
vatandaşları paralarına göre azalmış olması, Türkiye’ye daha fazla turist gelmesini sağlamıştır. Bu durma turizm
literatüründe; göreli fiyatların değişimi denilmekte ve turizmle ilgili çalışmalarda sıklıkla yer verilmektedir
(Görmüş ve Göçer, 2010: 87).
2
Reel döviz kurunun hesaplanmasında iki farklı formül kullanılmaktadır. Bunlardan birincisi daha çok Türkçe
iktisat kitaplarında yer almakta olup:
şeklindedir. Burada nominal kur arttığında reel kur da
artacaktır ve bu, dış ticarette rekabet gücü açısından olumlu bir durumdur (Yıldırım, Karaman ve Taşdemir,
2009: 75). İkinci formül ise Denklem (1)’de gösterildiği gibi olup, İngilizce iktisat kitaplarında (Mankiw, 2010:
7
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Burada
nominal döviz kuru, yani bir birim yabancı paranın, ulusal para
cinsinden karşılığıdır.
yurtiçi,
yurtdışı (ticari partnerdeki) fiyatlar genel düzeyini ifade
3
etmektedir . Ülkedeki nominal kur arttığında, Denklem (1)’de kesrin paydasının büyümesi,
kesrin değerinin ve dolayısıyla reel döviz kurunun azalmasına neden olur. Ayrıca artan
nominal kurlar, Türkiye gibi üretimleri ithal ara mallarına yüksek oranda bağlı olan ülkelerde
üretim maliyetlerini ve yurtiçi fiyatlar genel düzeyini artırarak da reel efektif döviz kurunu
artırır. Burada nominal kur artışının reel kuru ne yönde etkileyeceği, ülkenin ithal ara malları
talebinin fiyat esnekliğine bağlı olarak şekillenir. Reel efektif döviz kuru, ülkelerin dış
ticarette rekabet güçlerinin en önemli göstergelerindendir (Eurostat, 2017) Reel kur4 atarsa,
ülkenin dış ticaret rekabet gücünü azalır5. İhracat düşer, ithalat artar, dış ticaret dengesi zarar
görür.
Bu nedenle çalışmada ülkelerin ihracat performanslarının önemli bir göstergesi olarak
reel efektif döviz kurunun da kullanılması gerektiğine karar verilmiştir. Reel efektif döviz
kuru verileri Avrupa Birliği İstatistik Ofisi web sayfasından, (2005=100) olacak şekilde
(Eurostat: http://ec.europa.eu/eurostat/search?p_auth=WvyZbGZi&p_p_id=estatsearchportlet
_WAR_estatsearchportlet&p_p_lifecycle=1&p_p_state=maximized&p_p_mode=view&_esta
tsearchpoülrtlet_WAR_estatsearchportlet_action=search&text=real+effective+exchange+rate
147) ve uluslararası hesaplamalarda daha çok bu formül kullanılmaktadır. TCMB’de Türkiye’ye ait reel kurları
bu formüle göre hesaplamakta ve yayınlamaktadır (TCMB, 2017: 3).
3
Bu formülün
şeklinde yer aldığı çalışmalar da mevcut (Hasanov ve Samadova, 2010) olmakla
birlikte böyle durumlarda EXR; bir birim yabancı para başına düşen ulusal parayı ifade etmekte olup, Denklem
(1) ile aynı değerleri üretmektedir.
4
Uluslararası hesaplamalarda reel döviz kur yerine, reel efektif döviz kurunun (REER) kullanımı daha yaygındır.
Reel kurdan, reel efektif kuru hesaplarken yapılan; ev sahibi ülkenin her ticari partneriyle olan reel kurunu
hesapladıktan sonra, her bir ülkenin dış ticaret içindeki payı kullanılarak bir ağırlıklandırma yapılmasıdır. Bu
durumda kullanılan formül:
haline gelmekte olup burada
ülkesinin, ev sahibi
ülkenin dış ticaretindeki ağırlığını ifade etmektedir (Kocakale ve Toprak, 2015). Bu çalışmada da REXR yerine
REER değerleri kullanılmıştır.
5
Örneğin; Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası (TCMB) da döviz piyasasına müdahale edip etmeyeceğine reel
kura bakarak karar vermektedir. TCMB, reel kurun 120-125 aralığında olmasını, Türk Lirasının değerlendiği
biçiminde yorumlamakta ve böyle durumlarda para politikası araçlarını kullanarak kura sert biçimde müdahale
edeceğini, reel kur 130’un üzerine çıktığında ise elindeki bütün araçlarla, çok daha sert biçimde gerekli tedbirleri
alacağını açıklamıştır (Göçer, Gerede ve Kutbay, 2014).
8
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
+monthly) alınmıştır. Avrupa Birliği İstatistik Ofisi bu seriyi, ilgili ülkelerin tüketici fiyat
endeksleri ve 105 ticari partnerinin döviz kurunu kullanarak hesaplamıştır. Bu serinin de
doğal logaritması alınmış ve hareketli ortalamalar yöntemiyle mevsim etkilerinden
arındırılmıştır.
2.2. Model
Bu çalışmada dış borç stokunun ihracat performansı üzerindeki etkileri üç farklı model
yardımıyla analiz edilmiştir. Bu modellerden ilki, dış borç stokunun ihracat üzerindeki
doğrudan etkisini ölçerken, diğer ikisi dolaylı yoldan ölçmektedir.
Bu çalışmadaki beklentimiz; artan dış borç stokunun, ülkede dövize olan talebi
artırarak, nominal kurların yükselmesine, reel döviz kurunun ise düşmesine neden olarak,
ülkenin dış ticaret rekabet gücünü artıracağıdır. Bu nedenle, sadece Model 1 ile yetinilmeyip,
dış borç stokunun ihracata dolaylı etkilerinin de incelemesi amacıyla diğer iki model de
kurulmuştur. Burada Model 1; dış borç stokunun ihracat üzerindeki doğrudan etkisini
yansıtırken, Model 2 ve Model 3, dolaylı etkilerini yansıtmaktadır.
2.3. Yöntem
Çalışmada ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının varlığı; Breusch ve Pagan (1980)
LM testi, Pesaran (2004) LMS testi, Pesaran (2004) CD testi ve Baltagi, Feng ve Kao (2012)
LMBC testi ile analiz edilmiştir. Serilerin durağanlığı Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim
kök testiyle sınanmıştır. Seriler arasındaki nedensellik ilişkileri Dumitrescu ve Hurlin (2012)
testiyle incelenmiştir. Seriler arasında eşbütünleşme ilişkinin varlığı, uzun ve kısa dönem
analizleri Pesaran, Shin ve Smith (2001) tarafından geliştirilen ARDL yöntemiyle
gerçekleştirilmiştir.
2.4. Yatay Kesit Bağımlılığı Testi
9
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Panel veri analizlerinde, özellikle birbirleriyle yakın etkileşim içinde olan ülkelerle
çalışılırken, yatay kesit bağımlılığının varlığının test edilmesi büyük önem arz etmektedir.
Yatay kesit bağımlılığı testi; bir ülkeye gelen şokun, diğer ülkeleri de etkileyip etkilemediğini
belirmeye imkân sağlamaktadır. Eğer ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığı yoksa birinci,
varsa ikinci nesil panel veri analizi yöntemlerinin kullanılması gerekmektedir. Yatay kesit
bağımlılığının test edilmesine yönelik olarak ilk geliştirilen yöntem Breusch ve Pagan (1980)
LM testi olup, bunu Pesaran (2004) LMS testi, Pesaran (2004) CD testi ve Baltagi, Feng ve
Kao (2012) sapması düzeltilmiş LMBC testi takip etmiştir. Bu testlerin boş hipotezi; “yatay
kesit bağımlılığı yoktur” biçimindedir. Çalışmada bu dört test de yapılmış ve bulgular Tablo
4’te gösterilmiştir.
Tablo 4. Yatay Kesit Bağımlılığı Test Sonuçları
LM
LMS
CD
LMBC
LnDBS
3002.659***
(0.000)
198.922***
(0.000)
7.278***
0.000)
198.762***
(0.000)
LnX
3088.113***
(0.000)
204.819***
(0.000)
53.831***
(0.000)
204.659***
(0.000)
LnREER
1128.147***
(0.000)
69.568***
(0.000)
15.614***(
0.000)
69.409***
(0.000)
Model 1
2000.348***
(0.000)
129.756***
0.000)
23.960***
(0.000)
ͼ
Model 2
1142.844***
(0.000)
70.582***
(0.000)
16.233***
(0.000)
ͼ
Model 3
2288.889***
(0.000)
149.667***
(0.000)
41.163***
(0.000)
ͼ
Not: Parantez içindekiler olasılık değerleridir. ***; ilgili seride %1 anlamlılık düzeyinde ülkeler arasında yatay
kesit bağımlılığının varlığını ifade etmektedir. ͼ: Eviews programı ile test yapılırken modellerde LMBC testi
sonucu üretilememektedir.
10
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Tablo 4’teki sonuçlar göre boş hipotez güçlü biçimde reddedilmiş ve bu ülkeler
arasında yatay kesit bağımlılığının var olduğuna karar verilmiştir. Bu durum önsel
beklentimizle de uyumludur. Zaten seçilen AB üyesi ülkeler, ortak para birimi olarak Euro’yu
kullandıkları ve para politikaları Avrupa Birliği Merkez Bankası tarafından yürütüldüğü için
bu ülkeler arasında bağımlılık olması normaldir. Türkiye ise ihracatının %50’den fazlasını
Avrupa’ya yaptığı ve AB ile Gümrük Birliği anlaşması da imzalamış bulunduğu için ortak
gümrük tarifeleri yoluyla da bu ülkelerle yakın etkileşim içindedir. Ülkeler arasında yatay
kesit bağımlılığı tespit edildiği için, çalışmanın bundan sonraki aşamalarında, yatay kesit
bağımlılığını göz önünde bulunduran ikinci nesil panel veri analiz yöntemleri kullanılmıştır.
2.5. Panel Birim Kök Testi
Çalışmada serilerin durağanlığı Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testi ile
incelenmiştir. Bu test; paneldeki ülkeler arasındaki yatay kesit bağımlılığını göz önünde
bulundurabilmektedir. Testin boş hipotezi; “seri durağan değildir” şeklindedir. Çalışmada
Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testi uygulanmış ve elde edilen bulgular Tablo
5’te sunulmuştur.
Tablo 5. Birim Kök Testi Sonuçları
Düzey Değerleri
LnDBS
LnREER
LnX
0.022***
(0.491)
0.810***
(0.208)
11.866
(0.000)
Birinci Farkları
-2.118***
(0.982)
4.907
(0.000)
10.807
(0.000)
-0.587***
(0.721)
-0.794***
(0.786)
-0.208***
(0.582)
-0.696***
(0.756)
-0.930***
(0.823)
0.007***
(0.497)
Not: Parantez içindekiler; kritik değerler, bootstrapta 1000 yineleme ile elde edilmiştir. *** ilgili serinin %1
anlamlılık düzeyinde durağan olduğunu ifade etmektedir.
Tablo 5’ten de görüldüğü gibi serilerin bazıları düzey değerinde durağan iken, bazıları
birinci farkta durağan hale gelmiştir. Yani seriler aynı dereceden entegre değildir.
11
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
2.6. Panel Nedensellik Testi
Seriler arasındaki nedensellik ilişkileri Dumitrescu ve Hurlin (2012) testiyle
incelenmiştir. Bu yöntem paneli oluşturan ülkeler arasındaki yatay kesit bağımlılığını göz
önünde bulundurabilmektedir. Testin boş hipotezi “Birinci değişkenden, ikinci değişkene
doğru nedensellik ilişkisi yoktur” şeklindedir (Dumitrescu ve Hurlin, 2012: 1457). Çalışmada
Dumitrescu ve Hurlin (2012) nedensellik testi yapılmış ve elde edilen sonuçlar Tablo 6’da
sunulmuştur.
Tablo 6: Dumitrescu ve Hurlin (2012) Panel Nedensellik Testi Sonuçları
Boş Hipotez
İdeal
Gecikme
Uzunluğu
İdealGecikme
Uzunluğu
Belirleme Kriteri
5
SC ve HQ
4
SC ve HQ
5
SC
istatistiği
9.501***
4.251
9.013***
4.085
7.876***
5.264
istatistiği
4.275
-1.111
5.638
-0.185
2.607
-0.072
Olasılık
Değeri
0.000
0.266
0.000
0.853
0.009
0.942
Not: SC (Schwarz Information Criterion) ve HQ (Hannan-Quinn Information Criterion) bilgi kriterleridir. ***;
ilgili satırda birinci değişkenden ikinci değişkene doğru %1 anlamlılık düzeyinde nedensellik ilişkisinin varlığını
ifade etmektedir.
Tablo 6’daki bulgulara göre; dış borç stokundan ihracata ve reel efektif döviz kuruna,
reel efektif döviz kurundan da ihracata doğru tek yönlü nedensellik ilişkileri vardır. Elde
edilen bu ilişkiler Şekil 1 yardımıyla da görülebilir.
Şekil 1: Nedensellik İlişkileri
Reel Efektif Döviz Kuru
Dış Borç Stoku
İhracat
12
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Şekil 1’de görülen sonuçlar, teorik beklentimizi doğrulamaktadır. Artan dış borç
stoku, ülkede dövize olan ihtiyacı ve talebi artırarak, reel efektif döviz kurunu, o da ihracatı
etkilemektedir.
2.7.Panel Eşbütünleşme Testi
Bu çalışmada kullanılan seriler farklı düzeylerde durağan olduğu için seriler arasındaki
eşbütünleşme, uzun ve kısa dönem analizleri Panel ARDL yöntemiyle gerçekleştirilmiştir.
ARDL yöntemi; farklı derecelerden entegre olmuş seriler arasında analiz yapılmasına imkan
sağlamasının yanında, bağımlı ve bağımsız değişkenlerin farklı uzunluklardaki gecikmeli
değerlerini de analiz dahil ederek, modeli dinamik hale getirmekte ve daha güvenilir sonuçlar
elde edilmesine olanak sağlamaktadır. 2008 küresel ekonomik krizi, bütün dünya ile birlikte
AB ülkeleri ve Türkiye’yi de önemli ölçüde etkilemiştir. Türkiye, krize girdiği dönemde
görece daha az olan iç ve dış borç stokları, sağlam bankacılık sistemi, TCMB’nin yüksek
döviz rezervleri ve kamu maliyesinin güçlü olması sayesinde bu krizi daha kolay atlatırken 6,
AB ülkeleri, gerek yüksek borç yükleri, gerekse ABD ile olan daha yoğun ekonomik ilişkileri
yüzünden krizden bir türlü çıkamamıştır. Küresel kriz, AB ülkelerinde borç krizine dönüşmüş,
ekonomik durgunluk, işsizlik ve deflasyon sorunlarını beraberinde getirmiştir7. Bu nedenle,
2008 ekonomik krizi çalışmada modellere kukla değişken olarak eklenmiştir.
ARDL modelinde en yüksek gecikme uzunluğu 5 olarak alınmış, ideal gecikme
uzunluklarının belirlenmesinde Akaike Bilgi Kriteri (AIC) kullanılmıştır. Buna göre Model 1
için en iyi tahmin modelinin ARDL(4,2) olduğu belirlenmiş ve elde edilen sonuçlar Tablo
7’de sunulmuştur.
Tablo 7: Model 1 Tahmin Sonuçları
6
Bu krizin etkisiyle Türkiye 2008:Q4, 2009:Q1, 2009:Q2 ve 2009:Q3’te negatif büyümüş, ancak alınan
önlemler ve Nisan 2009’dan itibaren uygulanan genişletici maliye politikaları (KDV, ÖTV indirimleri, istihdam
teşvikleri, kamuya 6 ay süreli geçici işçi alımları vb.) sayesinde 2009:Q4’te pozitif büyümeye başlamıştır.
2009yılında %4.8 küçülen Türkiye ekonomisi 2010’da %9.2, 2011’de %8.8. büyüyerek, bütün dünyayı kendine
hayran bırakmıştır.
7
Euro Bölgesine dâhil AB ülkelerinin 2011-2013 dönemi büyüme oranları sırasıyla %1.4, %-0.6 ve %-0.3’tür.
13
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Değişken
LnDBS
ECTt-1
ΔLnXt-1
ΔLnXt-2
ΔLnXt-3
ΔLnDBSt-1
K2008
Sabit Terim
Katsayı
Uzun Dönem
0.073***
Kısa Dönem
-0.246***
0.063
0.135***
-0.225***
0.087
0.006*
2.446
Log Likelihood = 979.925
t- istatistiği
4.266
-7.754
1.14
3.118
-5.891
1.25
1.558
7.292
Not: * ve *** ilgili katsayının sırasıyla %10 ve %1 anlamlılık düzeyinde güvenilir olduğunu göstermektedir.
Tablo 7’deki sonuçlara göre; dış borç stokundaki %1’lik artış, AB ülkeleri ve
Türkiye’de ihracatı ortalama %0.073 oranında artırmaktadır ve bu sonuç istatistiksel olarak
anlamlıdır. Aynı zamanda teorik beklentimizle de uyumludur. Kısa dönem analizinde dış borç
stokunun ihracat üzerindeki etkisi pozitif olmakla birlikte, istatistiksel olarak anlamsız
bulunmuştur. Kısa dönemde ihracatı, ihracatın geçmiş dönem verileri daha anlamlı biçimde
etkilemiştir. Bunun nedeni, yapılan uzun dönemli ihracat anlaşmalarıdır.
Kısa dönem analizinde yer alan ECTt-1 hata düzeltme terimi olup, bu değişkenin
katsayısının negatif ve istatistiksel olarak anlamlı olması, üç şeye işaret etmektedir: Birincisi;
modelde yer alan değişkenlerin eşbütünleşik olduklarını göstermektedir (Bahmani-Oskooee
ve Brooks, 1999; Bahmani-Oskooee ve Wang, 2007; Bahmani-Oskooee ve Hajilee, 2009;
Ağır, 2010: 167). İkincisi; uzun dönemde birlikte hareket eden (eşbütünleşik olan) seriler
arasında kısa dönemde meydana gelen sapmaların ortadan kalktığını gösterir (Tarı, 2012:
435). Üçüncü olarak da; bağımsız değişkenden (burada LnDBS), bağımlı değişkene (burada
LnX) doğru bir nedensellik ilişkisinin var olduğunu ifade eder (Granger, 1988). Buna göre bu
modelde dış borç stokundan, ihracata doğru bir nedensellik ilişkisi vardır ve elde edilen bu
sonuç da Dumitrescu ve Hurlin (2012) nedensellik testinde elde edilen bulguyla uyumludur.
Model 2 için en iyi tahmin modelinin ARDL(5,2) olduğu belirlenmiş ve elde edilen
sonuçlar Tablo 8’de sunulmuştur.
Tablo 8: Model 2 Tahmin Sonuçları
Değişken
Katsayı
14
t- istatistiği
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
LnDBS
ECTt-1
ΔLnREERt-1
ΔLnREERt-2
ΔLnREERt-3
ΔLnREERt-4
ΔLnDBSt
ΔLnDBSt-1
K2008
Sabit Terim
Uzun Dönem
0.002**
Kısa Dönem
-0.421***
0.385***
0.150***
0.185***
0.186***
0.003
-0.036*
0.001
1.930***
Log Likelihood = 2313.190
1.822
-8.665
7.915
2.396
3.657
3.817
0.455
-1.434
0.546
8.633
Not: *, ** ve *** ilgili katsayının sırasıyla %10, %5 ve %1 anlamlılık düzeyinde güvenilir olduğunu
göstermektedir.
Tablo 8’deki sonuçlara göre uzun dönemde; dış borç stokundaki %1’lik artış, AB
ülkeleri ve Türkiye’de reel efektif döviz kurunu ortalama %0.002 oranında artırmaktadır ve
bu sonuç istatistiksel olarak anlamlıdır. Aynı zamanda teorik beklentimizle uyumlu değildir.
Çünkü biz; artan dış borç stokunun, nominal kurları artırarak, reel efektif döviz kurunu
azaltacağını bekliyorduk.
Kısa dönem analizinde dış borç stokunun bir dönem gecikmelisinin, reel efektif döviz
kurunu teorik beklentimiz doğrultusunda azalttığı görülmüştür. Demek ki dış borç stokunun
reel efektif döviz kuru üzerindeki kısa dönem etkileri, ülkelerin dış ticaret rekabet gücünü
artırıcı yönde iken, uzun dönemde bozucu yöndedir. Kısa dönem analizinde hata düzeltme
teriminin (ECTt-1) katsayısının negatif ve istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmektedir. Bu
durumda; serilerin eşbütünleşik olduğuna, kısa dönem sapmalarının ortadan kalktığına ve dış
borç stokundan reel efektif döviz kuruna doğru bir nedensellik ilişkisinin var olduğuna karar
verilmiştir.
Model 3 için en iyi tahmin modelinin ARDL(5,2) olduğu belirlenmiş ve elde edilen
sonuçlar Tablo 9’da sunulmuştur.
LnDBS
Tablo 9: Model 3 Tahmin Sonuçları
Değişken
Katsayı
Uzun Dönem
-4.614***
15
t- istatistiği
-4.347
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
ECTt-1
ΔLnXt-1
ΔLnXt-2
ΔLnXt-3
ΔLnREERt
ΔLnREERt-1
K2008
Sabit Terim
Kısa Dönem
-0.171***
0.120*
0.095**
-0.218***
-0.315
0.016
0.006*
5.491***
Log Likelihood = 946.9753
-6.046
1.427
1.973
-5.964
-0.696
0.036
1.309
6.117
Not: *, ** ve *** ilgili katsayının sırasıyla %10, %5 ve %1 anlamlılık düzeyinde güvenilir olduğunu
göstermektedir.
Tablo 9’daki sonuçlara göre uzun dönemde; reel efektif döviz kurundaki %1’lik artış,
AB ülkeleri ve Türkiye’de ihracatı ortalama %4.6 oranında azaltmaktadır. Bu sonuç
istatistiksel olarak anlamlı olup, teorik beklentimizle de uyumludur. Çünkü; artan reel efektif
döviz kurlarının, ülkenin dış ticaret rekabet gücünü azaltarak, ihracatı olumsuz etkilemesi
beklenmektedir. Kısa dönem analizinde ihracatın geçmiş dönemlerinin, cari dönem ihracatını
pozitif etkilemesi, yapılan uzun dönemli ihracat anlaşmalarının etkilerini üzerinde
barındırmaktadır. Reel efektif döviz kurunun ihracat üzerindeki etkisi kısa dönemde anlamsız
bulunmuştur. Kısa dönem analizinde hata düzeltme teriminin (ECTt-1) katsayısının negatif ve
istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmektedir. Bu durumda; serilerin eşbütünleşik
olduğuna, kısa dönem sapmalarının ortadan kalktığına ve reel efektif döviz kurundan, ihracata
doğru bir nedensellik ilişkisinin var olduğuna karar verilmiştir.
3. SONUÇ
Dış borç stoku, ülkelerin makroekonomik büyüklüklerini yakından etkilemekte olup,
ülkelerin krizler karşısındaki dayanıklılığı konusunda önemli bilgiler içermektedir.
Bu
çalışmada; dış borç stokunun, ülkelerin ihracat performansına olan doğrudan ve dolaylı
etkileri, Euro Bölgesine dâhil 14 AB ülkesi ve AB adayı Türkiye’nin 2005-2016 dönemi
çeyreklik verileri kullanılarak, üç farklı model yardımıyla analiz edilmiştir. Söz konusu
ülkeler bir birleriyle yakın etkileşim içinde oldukları için aralarında yatay kesit bağımlılığının
olabileceği değerlendirilerek, Breusch ve Pagan (1980) LM, bunu Pesaran (2004) LMS,
Pesaran (2004) CD ve Baltagi, Feng ve Kao (2012) LMBC testleri yapılmış ve ülkeler arasında
yatay kesit bağımlılığının var olduğuna karar verilmiştir. Bu nedenle çalışmanın ilerleyen
16
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
aşamalarında yatay kesit bağımlılığını göz önünde bulunduran ikinci nesil panel veri analiz
yöntemleri kullanılmıştır.
Serilerin durağanlığı Hadri ve Kuruzomi (2012) panel birim kök testi ile incelenmiştir.
Bu testte; dış borç stoku serisinin düzeyde, reel efektif döviz kuru ve ihracat serilerinin ise
birinci farkta durağan olduğu görülmüştür. Bu nedenle çalışmanın ilerleyen aşamalarında
Panel ARDL yönteminin kullanılması gerektiğine karar verilmiştir. Seriler arasındaki
nedensellik ilişkilerinin varlığı; Dumitrescu ve Hurlin (2012) yöntemiyle incelenmiştir. Dış
borç stokundan ihracata ve reel efektif döviz kuruna, reel efektif döviz kurundan da ihracata
doğru tek yönlü nedensellik ilişkilerinin var olduğu belirlenmiştir.
Panel ARDL analizi sonucunda; her üç modelde de serilerin eşbütünleşik olduğu,
modellerin
hata
düzeltme
mekanizmalarının
çalıştığı
belirlenmiştir.
Uzun
dönem
analizlerinde; dış borç stokundaki %1’lik artışın, AB ülkeleri ve Türkiye’de ihracatı ortalama
%0.073 oranında artırdığı, dış borç stokundaki %1’lik artışın, bu ülkelerde reel efektif döviz
kurunu ortalama %0.002 oranında yükselttiği (kısa dönemde %0.03 azalttığı) ve reel efektif
döviz kurundaki
%1’lik artışın bu ülkelerde ihracatı ortalama %4.6 oranında azalttığı
görülmüştür.
Bu çalışmadan elde edilen bulgulara dayanarak; dış borç stokunun, ülkelerde nominal
kuru artırarak ve yurtiçi fiyatlar genel düzeyini artırarak, reel efektif döviz kurunu kısa
dönemde azalttığı ancak uzun dönemde artırarak, ülkelerin dış ticaret rekabet gücüne zarar
verdiği söylenebilir. Bu nedenle ülke politika yapıcılarının, dış borç stoklarını azaltıcı ve reel
efektif döviz kurlarını düşürücü politikalar izlemesinin, ülkelerin ihracat performansını ve
ekonomik büyümesini olumlu yönde etkileyeceği ifade edilebilir. Politika yapıcılar bu
konularda karar verirken, değişkenlerin birbiri üzerindeki etkilerinin her zaman aynı
olmayabileceğini, kısa ve uzun dönemde farklılıklar gösterebileceğini de göz önünde
bulundurmalarında yarar vardır.
KAYNAKÇA
17
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Ağır, H. (2010), “Türkiye’de Finansal Liberalizasyon Ve Finansal Gelişme İlişkisinin
Ekonometrik Analizi”, BDDK Kitapları, No: 8, Ankara.
Bahmani-Oskooee, M. ve Brooks, T.J. (1999), “Bilateral J-Curve Between U.S. and Her
Trading Partners”, Review of World Economics, 135(1): 156-165.
Bahmani-Oskooee, M. ve Wang, Y. (2007), “The J-Curve at The Industry Level: Eviden ce
From Trade Between The US and Australia”, Australian Economic Papers, 46(4): 315-328.
Bahmani-Oskooee, M. ve Hajilee, M. (2009), “The J-Curve at Industry Level: Evidence from
Sweden–US Trade”, Economic Systems 33, ss. 83–92.
Baltagi, B. H, Feng, Q. and C. Kao (2012). “A Lagrange Multiplier test for Cross-sectional
Dependence in a Fixed Effects Panel Data Model,” Journal of the Econometrics, 170, 164–177.
Breusch, T.S ve Pagan, A.R. (1980). The Lagrange Multiplier Test and Its Applications to
Model Specification Tests in Econometrics, Review of Economic Studies, 47, 239-53.
Dumitrescu, E.I. ve Hurlin, C. (2012), “Testing for Granger Non-Causality in
Heterogeneous Panels”, Economic Modelling, 29(4): 1450–1460.
European Central Bank Statistical Data Warehouse, (2017), Gross External Debt Stock,
http://sdw.ecb.europa.eu/browseSelection.do?node=9691635, (12.04.2017).
Eurostat
(2017),
Effective
Exchange
Rate
Indices,
http://ec.europa.eu/eurostat/cache/metadata/en/ert_eff_esms.htm#meta_update147021143333
7, (Erişim Tarihi: 12.04.2017).
Göçer, İ. Gerede, C. ve Kutbay, H. (2014), “Dış Ticarette Rekabet Gücünün Belirleyicisi
Olarak Ar-Ge ve Inovasyon: Ekonometrik Bir Analiz”, 15th International Symposium on
Econometrics, Operations Research and Statistics 22-25 May 2014 Suleyman Demirel
University, Turkey.
Görmüş Ş. ve Göçer İ. (2010), The Socio-Economic Determinant of Tourism Demand in
Turkey: A Panel Data Approach, International Research Journal of Finance and Economics,
55: 88-99.
18
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Granger, C. W .J. (1988), “Some recent developments in a concept of causality”, Journal of
Econometrics, 39: 199-211.
Hadri, K., ve Kurozumi, E. (2012), “A Simple Panel Stationarity Test in the
Presence of Serial Correlation and a Common Factor”, Economics Letters, 115:
31–34.
Hasanov, Fakhri (2010), “The Impact of Real Oil Price on Real Effective Exchange Rate: The
Case of Azerbaijan”, DIW Berlin, German Institute for Economic Research, Discussion
Papers, No: 1041.
İnan, E.A. (2002), “Arjantin Krizinin Sebepleri ve Gelişimi”, Bankacılar Dergisi, 42: 57-74.
Kocakale, Y. ve Toprak, H.H. (2015), Türkiye’nin Reel Efektif Döviz Kuru Endekslerinin
Güncellenmesi. TCMB Ekonomi Notları No: 15/06.
Mankiw, N. G. (2010). Makroekonomi. Çev. Editörü: Ö. Faruk Çolak, Ankara: Efil Yayınevi,
(orijinal baskı tarihi 2007).
Özatay, F. (2009), Finansal Krizler ve Türkiye. 1. Basım, İstanbul: Doğan Kitap.
Pesaran, M., Shin, Y. ve Smith, R.J. (2001), “Bounds Testing Approaches to the Analysis of
Level Relationships”, Journal of Applied Econometrics, 16: 289-326.
Pesaran, M.H. (2004). General Diagnostic Tests for Cross Section Dependence in Panels,
Cambridge Working Papers in Economics, 435.
Tarı, R. (2012), Ekonometri, Umuttepe Yayınları, 8. Baskı, Kocaeli.
TCMB (2016), Finansal Piyasalar ve Finansal Aracılık, Enflasyon Raporu 2016-I,
http://www.tcmb.gov.tr/wps/wcm/connect/27ecdc69-347c-45c9-9904-17ca2deb1f4d/5b16-1.
pdf?MOD=AJPERES&CACHEID=ROOTWORKSPACE27ecdc69-347c-45c9-990417ca2deb1f4d, (Erişim Tarihi: 15.04.2017).
TCMB, (2017), Reel Efektif Döviz Kuru Endekslerine İlişkin Yöntemsel Açıklama,
http://www.tcmb.gov.tr/wps/wcm/connect/d63eb7a3-63e3-47f8-985d19
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
0770eba69a11/YontemselAciklama.pdf?MOD=AJPERES&CACHEID=ROOTWORKSPAC
Ed63eb7a3-63e3-47f8-985d-0770eba69a11, (Erişim Tarihi: 28.02.2017).
World
Bank
(2017a),
GDP
Growth
(Annual
%),
http://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KD.ZG?view=chart, (15.04.2017).
World
Bank
(2017b),
Exports
of
Goods
and
Services
(Current
US$),
http://data.worldbank.org/indicator/NE.EXP.GNFS.CD?view=chart, (16.04.2017).
Yıldırım, K., Karaman, D. ve Taşdemir, M. (2009). Makroekonomi. Sekizinci Basım. Ankara:
Seçkin Yayıncılık.
20
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
EKLER
Ek 1: Model 1 İçin İdeal Gecikme Uzunluğu Belirlenmesi
Akaike Information Criteria
-2.30
-2.35
-2.40
-2.45
-2.50
-2.55
-2.60
ARDL(1, 1)
ARDL(2, 1)
ARDL(1, 3)
ARDL(1, 4)
ARDL(3, 1)
ARDL(1, 2)
ARDL(2, 3)
ARDL(2, 4)
ARDL(4, 1)
ARDL(2, 2)
ARDL(3, 3)
ARDL(3, 4)
ARDL(3, 2)
ARDL(4, 3)
ARDL(4, 4)
ARDL(4, 2)
-2.65
Akaike Bilgi Kriterinin en küçük değerini aldığı model olan ARDL(4,2) ideal model
olarak belirlenmiştir.
Ek 2: Model 2 İçin İdeal Gecikme Uzunluğu Belirlenmesi
Akaike Information Criteria (top 20 models)
-6.48
-6.52
-6.56
-6.60
-6.64
-6.68
ARDL(2, 5)
ARDL(2, 1)
ARDL(2, 4)
ARDL(2, 3)
ARDL(3, 1)
ARDL(3, 5)
ARDL(2, 2)
ARDL(3, 4)
ARDL(4, 1)
ARDL(3, 3)
ARDL(4, 5)
ARDL(4, 4)
ARDL(5, 5)
ARDL(3, 2)
ARDL(5, 1)
ARDL(4, 3)
ARDL(5, 4)
ARDL(4, 2)
ARDL(5, 3)
ARDL(5, 2)
-6.72
Akaike Bilgi Kriterinin en küçük değerini aldığı model olan ARDL(5,2) ideal model
olarak belirlenmiştir.
21
1 - 05Q1
1 - 10Q1
1 - 15Q1
2 - 08Q2
2 - 13Q2
3 - 06Q2
3 - 11Q2
3 - 16Q2
4 - 09Q2
4 - 14Q2
5 - 07Q2
5 - 12Q2
6 - 05Q3
6 - 10Q3
6 - 15Q3
7 - 08Q3
7 - 13Q3
8 - 06Q3
8 - 11Q3
8 - 16Q3
9 - 09Q3
9 - 14Q3
10 - 07Q3
10 - 12Q3
11 - 05Q3
11 - 10Q3
11 - 15Q3
12 - 08Q3
12 - 13Q3
13 - 06Q3
13 - 11Q3
13 - 16Q3
14 - 09Q3
14 - 14Q3
15 - 07Q3
15 - 12Q3
22
Standardized Residuals
ARDL(1, 4)
ARDL(1, 1)
ARDL(1, 3)
ARDL(1, 2)
ARDL(2, 1)
ARDL(3, 1)
ARDL(2, 4)
ARDL(2, 3)
ARDL(2, 2)
ARDL(3, 4)
ARDL(3, 3)
ARDL(3, 2)
ARDL(4, 4)
ARDL(4, 1)
ARDL(4, 3)
ARDL(4, 2)
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Ek 3: Model 3 İçin İdeal Gecikme Uzunluğu Belirlenmesi
-2.32
Akaike Information Criteria
-2.36
-2.40
-2.44
-2.48
-2.52
Akaike Bilgi Kriterinin en küçük değerini aldığı model olan ARDL(42) ideal model
olarak belirlenmiştir.
Ek 4: Model 1 İçin Standardize Edilmiş Atıklar Grafiği
1.2
0.8
0.4
0.0
-0.4
-0.8
-1.2
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
Grafiğin, güven aralıkları içinde kalması, tahmin sonuçlarının güvenilir olduğuna bir
delildir.
Ek 5: Model 2 İçin Standardize Edilmiş Atıklar Grafiği
1.2
0.8
0.4
0.0
-0.4
-0.8
1 - 05Q1
1 - 10Q1
1 - 15Q1
2 - 08Q1
2 - 13Q1
3 - 06Q1
3 - 11Q1
3 - 16Q1
4 - 09Q1
4 - 14Q1
5 - 07Q1
5 - 12Q1
6 - 05Q1
6 - 10Q1
6 - 15Q1
7 - 08Q1
7 - 13Q1
8 - 06Q1
8 - 11Q1
8 - 16Q1
9 - 09Q1
9 - 14Q1
10 - 07Q1
10 - 12Q1
11 - 05Q1
11 - 10Q1
11 - 15Q1
12 - 08Q1
12 - 13Q1
13 - 06Q1
13 - 11Q1
13 - 16Q1
14 - 09Q1
14 - 14Q1
15 - 07Q1
15 - 12Q1
-1.2
Standardized Residuals
Grafiğin, güven aralıkları içinde kalması, tahmin sonuçlarının güvenilir olduğuna bir
delildir.
Ek 6: Model 3 İçin Standardize Edilmiş Atıklar Grafiği
23
1 - 05Q1
1 - 10Q1
1 - 15Q1
2 - 08Q2
2 - 13Q2
3 - 06Q2
3 - 11Q2
3 - 16Q2
4 - 09Q2
4 - 14Q2
5 - 07Q2
5 - 12Q2
6 - 05Q3
6 - 10Q3
6 - 15Q3
7 - 08Q3
7 - 13Q3
8 - 06Q3
8 - 11Q3
8 - 16Q3
9 - 09Q3
9 - 14Q3
10 - 07Q3
10 - 12Q3
11 - 05Q3
11 - 10Q3
11 - 15Q3
12 - 08Q3
12 - 13Q3
13 - 06Q3
13 - 11Q3
13 - 16Q3
14 - 09Q3
14 - 14Q3
15 - 07Q3
15 - 12Q3
Anadolu International Conference in Economics V,
May 11-13, 2017, Eskişehir, Turkey.
1.2
0.8
0.4
0.0
-0.4
-0.8
-1.2
Standardized Residuals
Grafiğin, güven aralıkları içinde kalması, tahmin sonuçlarının güvenilir olduğuna bir
delildir.
24