Türkiye`de İhracatın Ekonomik Büyüme Üzerine Etkisi

TÜRKİYE’DE İHRACATIN EKONOMİK BÜYÜME ÜZERİNE ETKİSİ: BİR
ZAMAN SERİSİ ANALİZİ(*)
Mehmet YAVUZ( ∗∗)
Özet: 1980’li yıllarda küreselleşme hareketlerinin hız kazanmasına paralel olarak
dünya ekonomisinde iktisadi büyümenin sürükleyici gücünü oluşturan makro ekonomik
politika arayışları da değişmiştir. Bu dönemden önce ithal ikamesine dayalı sanayileşme ve
büyüme politikaları liberal akımlar ile birlikte değişmiş ve ihracata dayalı büyüme
stratejilerine odaklanılmıştır. Bu bağlamda, tüm ülkeler için artan önemi dolayısıyla ihracat ve
ekonomik arasındaki ilişkiler Türkiye ekonomisi 1949-2010 dönemi için zaman serisi analizi
yardımıyla incelenmiştir. İlgili zaman periyodu 1949-1979 ve 1980-2010 alt dönemlerine
ayrılarak 24 Ocak Kararlarının büyüme süreci üzerindeki etkileri karşılaştırmalı olarak
değerlendirilmiştir. Analizlerde, gayrisafi yurtiçi hasıla ve ihracat olmak üzere iki değişken
kullanılmıştır. Değişkenlere ilişkin zaman serisi verileri ADF birim kök testi ile sınanmış ve
değişkenlerin birinci fark düzeylerinde durağan oldukları gözlenmiştir. Değişkenler arasındaki
nedensellik ilişkisini belirleyebilmek için Granger nedensellik testi uygulanmış ve her iki
dönem için de ihracattan ekonomik büyüme doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi elde
edilmiştir. Ayrıca, bu değişkenlere uygulanan EG eşbütünleşme testi sonucunda, söz konusu
değişkenlerin eşbütünleşik olduğu her iki dönemde de ortaya konulmuştur. Yapılan regresyon
analizleri ise; ikinci döneme kıyasla ilk dönemde ihracatın ekonomik büyüme üzerindeki
etkisi daha baskın olduğunu göstermiştir. Bunun nedeni ise; Singer – Prebisch tezinde de ele
alınan, hammadde ve tarım gibi emek yoğun üretimde uzmanlaşan geri kalmış ülkelerin, dış
ticaretin başlaması ile ihracat kalemlerinin oransal olarak küçülürken ithalat kalemlerinde bir
değişiklik olmayacak ya da bu kalem artacaktır şeklinde açıklanmaktadır.
JEL Kod: C22
Anahtar Kelimeler: Ekonomik Büyüme, İhracat, Zaman Serisi Analizi, Granger
Nedensellik Testi, EG Eşbütünleşme Testi
Abstract: Become more intense in the 1980s, in parallel with globalization movements
that make up the world economy, the driving forces of economic growth in the search for
macro-economic policies have also changed. Before this period of growth based on import
substitution industrialization and export-led growth policies and strategies have changed with
the liberal movements have been focused. In this context, hence the increasing importance of
exports to all countries and economic relations between Turkey's economy for the period
1949-2010 were examined using time series analysis. Divided into sub-periods 1949-1979
and 1980-2010 time period on 24 January Decisions are evaluated by comparing their effects
on the growth process. In the analysis, two variables were used, including the gross domestic
product and export. ADF unit root test for time series data related to the variables tested and
observed variables are first difference stationary levels. Granger causality test was applied to
(∗)
Bu makale daha önce Ege Üniversitesi, 15. İktisat Öğrencileri Kongresi’nde sunulmuştur.
Atatürk Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, [email protected]
(∗∗)
determine the causal relationship between the variables for each period and also a one-way
causal relationship from exports to economic growth have been obtained. In addition, these
variables, the EG cointegration test results, the variables that cointegration in both phases
have been determined. In the regression analysis, the second period, compared to the more
dominant in the first period showed that the effect of exports on economic growth. The reason
for this; Singer - Prebisch thesis dealt with the raw materials and labor-intensive production,
specializing in backward countries, such as agriculture, foreign trade shrinks proportionally
with the commencement of items of export or import of this item will not be a change in the
form of items described.
JEL Code: C22
Keywords: Economic Growth, Exports, Time Series Analysis, Granger Causality Test,
EG Cointegration Test
Giriş
Bir ekonominin en önemli sorunlarından birisi, ekonomik büyüme oranının nasıl
artırılabileceğidir. Bu sorunun çözümünde en önemli yollardan birisi de, ihracatı artırmaktır.
Çünkü ihracattaki artış ekonomideki mal ve hizmetlerin üretimini de artırmaktadır. İhracat
artışının, üretimin büyümesini pozitif olarak etkilediğine ilişkin düşünce literatürde, İhracata
Dayalı Büyüme Hipotezi (İDBH) olarak isimlendirilmektedir (Şimşek, 2003: 1).
Ekonomik analizlerin vazgeçilmez kavramlarından biri olan büyüme, ülke refahının en
önemli göstergesi olarak, üretim kapasitesindeki artışı ifade etmekte olup, GSMH veya onun
fert başına düşen değerleri ile ölçülür. Ülkelerin büyüme verilerine bakarak ekonominin
yapısını, gelişimini, halkın refah düzeyini tespit etmek mümkündür. Klasik karşılaştırmalı
üstünlük teorisinde serbest ticaretin bütün ülkelerin lehine olduğu, dış ticaret yoluyla dünya
refahının artacağı görüşü uzun bir süre kabul görmekle birlikte, 1929 krizi ile birlikte
müdahaleci görüşlerin ağırlık kazanmasıyla uzun bir süre popülaritesini yitirmiştir. 1960’lı
yıllardan sonra müdahaleci politikaların sürdürülemez olduğu anlaşılınca bu politikalar
sorgulanmaya başlanmış, birçok gelişmekte olan ülke ihracata yönelik politikaları tercih
ederek serbest dış ticaret rejimini uygulamaya başlamışlardır. Özellikle ithal ikamesi
uygulayan Latin Amerika ülkelerindeki düşük büyüme hızına rağmen, ihracata dayalı büyüme
politikalarını uygulayarak yüksek büyüme hızını yakalayan Hong Kong, Singapur, Güney
Kore ve Tayvan gibi Asya ülkelerinin ekonomik performansı, diğer gelişmekte olan ülkeleri
etkileyerek pek çok ülkenin değişikliğe gitmesine sebep olmuştur. Bu bağlamda, Türkiye
1980 yılına kadar yüksek gümrük duvarları ve sıkı kambiyo politikası ile uyguladığı ithal
ikameci politikaları terk ederek ihracata yönelik sanayileşme modelini benimsemiş ve
uygulamaya başlamıştır (Takım, 2010: 2).
İhracata dayalı strateji, ülkelerin serbest ticaret koşullarında karşılaştırmalı üstünlüğe
sahip oldukları alanlarda üretim yapmalarını öngörmektedir. Bir başka deyişle, tüm sanayiler
değil, ancak gelişme potansiyeline sahip olanlar özendirilmeye çalışılmalıdır. Bunu sağlamak
için, ekonomiyi uluslararası ticaretten koparmayacak bir ticaret rejimi izlenmesi, ulusal
kaynak tahsisinin ithal ikamesinde olduğu gibi sadece iç talep tarafından değil, uluslararası
talep tarafından belirlenmesine izin verilmesi gerektiği vurgulanmaktadır (Kazgan, 1988: 32–
38; Bilgin ve Şahbaz, 2009: 3).
1960’lı yılların ikinci yarısından itibaren yoğunluk kazanan ihracata dönük büyüme
modelleri için iki temel kategori mevcuttur. Birincisi ihracattaki artışın büyüme ile pozitif ve
doğrusal bir ilişki olduğu varsayımdan hareketle, ihracatta belli bir büyüme düzeyi
tutturulduğunda, ülkenin dünya piyasalarında belirli mallar itibariyle göreli üstünlüğü
sağlanacak ve böylece iktisadi kalkınma hedeflerine ulaşmış olacaktır. İkinci kategoride yer
alan modellerde, talepten kaynaklanan ödemeler dengesi kısıtlarının ihracattaki artış ile bir
ölçüde rahatlayabileceği ve dolayısıyla yüksek ihracat performansının yüksek büyüme
düzeyini beraberinde getireceği vurgulanmaktadır. 1960 ile 1970’li yıllarda yapılan
araştırmaların hemen tümünde, ihracattaki artış ile gayri safi yurt içi üretim arasında doğrusal
bir bağlantı olduğu ve ihracatın iktisadi büyüme sürecinde önemli bir rol olduğu görüşü ön
plana çıkmaktadır (Gübe, 1997: 4).
Türkiye’de 1970’li yılların ortasından itibaren karşı karşıya kaldığı petrol krizi ile
birlikte, ülke ekonomisi ciddi sorunlar yaşamıştır. Bu olumsuzlukları ortadan kaldırmak ve
ekonominin gidişatına işlerlik kazandırmak için, Türkiye 1980 yılının Ocak ayında 24 Ocak
kararları olarak bilinen geniş kapsamlı bir ekonomik paketi uygulamaya koymuştur (Varol,
2003). 24 Ocak kararları ile birlikte 1980 sonrası Türkiye ekonomisinde dışa açık ve ihracata
yönelik bir sanayileşme modeli benimsenmiştir. Esnek kur politikası uygulamasına geçilerek
Türk Lirası, ABD doları karşısında yüksek oranda devalüe edilmiştir. Yine bu dönemde, ihraç
ürünlerimize dış piyasalarda rekabet gücü kazandırılması ve ihraç ürünleri içinde sanayi
mamullerinin payının arttırılması amacıyla yeni teşvikler uygulamaya konulmaya başlanmıştır
(Parasız, 2004: 288), ve 24 Ocak kararları ile ülkenin dış ticaret açığının ihracat artışı ile
giderilmeye çalışılmıştır (Tecer, 2003: 71; Erdoğan, 2006: 2).
Ekonomik büyüme ve kalkınma için gerekli olan dövizin ihracat yoluyla elde edilmesi
gerekliliğinin önemi anlaşılmış, en sağlıklı döviz girişinin ihracat yoluyla sağlanacağı
düşüncesiyle döviz gelirlerini arttırmak için ihracata büyük önem verilmesi gerektiğine
inanılmıştır. Uygulanan politikalar sonucunda kriz yılları hariç olmak üzere bu tarihten
itibaren hem ihracatta hem de büyümede önemli bir performans göstermiştir(Takım, 2010: 2).
Bu çalışmada Türkiye ekonomisi için 1949 – 2010 yılları, iki periyodik döneme
ayrılarak ihracatın ekonomik büyüme etkisi incelenmiştir. Çalışma altı bölümden
oluşmaktadır. Birinci bölümde ihracat ile büyüme arasındaki ilişki incelenmiştir. İkinci
bölümde ise Türkiye’de ihracatın gelişimi ele alınmıştır. Üçüncü bölümde literatür özetine yer
verilmiştir. Dördüncü bölümde ekonomik yöntem ve analiz yapılmıştır. Beşinci bölümde
uygulama bulguları yer almaktadır. Altıncı ve son bölümde ise araştırma sonucu
değerlendirilmiştir.
I. İhracat ile Büyüme Arasındaki İlişki
Dış ticaret teorileri, ülkelerin neden dış ticaret yaptıklarını, dış ticaretten sağlanan
kayıp ve kazançların neler olduğunu, uluslar arası mal ve hizmet akımlarının hacmini ve bu
akımların yurtiçi hasılaya katkısını açıklamaktadırlar (Takım, 2010: 3).
Merkantilist düşünce sisteminde, değerli madenlerin stokunu artırmak dış ticaretin
temeli olarak görülmüştür. Teoride ithalatı mümkün olduğu kadar kısmak, ihracatı ise teşvik
etmek düşüncesi hâkimdir. Bu amacı gerçekleştirmek üzere devlet, dış ticaret politikası
araçlarıyla gerekli düzenlemeleri yapmalıdır.
Mutlak Üstünlük Teorisi’nde merkantilist teorinin aksine serbest ticaretin bütün
ülkelerin lehine olduğu savunulmuştur. Adam Smith’e göre ülkeler kapalı ekonomik duruma
göre daha kârlı olduğu için dış ticaret yaparlar. Bu teoriye göre bir ülke hangi malı daha ucuza
üretiyorsa kaynaklarını o mala tahsis etmelidir; böylece üstün olduğu malda daha etkin üretim
yapabilmektedir. Bu yolla tüm ülkeler birbirlerine muhtaç olmaktadır ama bu sayede üretim
çok fazla artmaktadır. David Ricardo aynı ekolün devamı olarak dış ticareti mutlak üstünlükle
değil, karşılaştırmalı üstünlüğe dayandırır. Ricardo’ya göre, ülkelerin dış ticaret yapmaları
için mutlak üstünlüğe sahip olmalarına gerek yoktur. Önemli olan üstünlüğün derecesidir. Bu
teori, her iki malı üretiminde de mutlak olarak dezavantajı olan ülke, daha az dezavantaja
sahip olduğu malı ihraç ederse, bu malın üretim ve ihracatında karşılaştırmalı üstünlüğe sahip
olur. Diğer taraftan bu ülke, daha fazla mutlak dezavantajı olduğu malın üretimini
durduracağı için, bu malı diğer ülkelerden ithal edecektir.
İDBH’de, ekonomik büyümenin temel belirleyicisinin ihracat artışı olduğu ileri
sürülmektedir. Bu modelin teorik altyapısını mantıksal bir temele yerleştiren en az dört
yaklaşımdan söz edilebilir. Bunlardan ilki, Keynesçi kuramın dış ticaret çarpanı aracılığı ile
ilgili olan yaklaşımıdır. Atıl kapasite ve işsizliğin bulunduğu açık bir ekonomide, tüketim,
yatırım ve kamu harcamaları gibi, ihracat değişkeni de çıktıda genişlemeye yol açmaktadır.
Bu artış çarpan nispetinde olmaktadır. İkinci yaklaşıma göre, gelişmekte olan ülkelerin
büyümenin gerektirdiği yatırımları yapmaları ve üretimi sürdürmeleri için gereksinim
duydukları ara mallarının sağlanması, bu ülkelerin ithalat kapasitelerine bağlıdır. Yatırım ve
üretimde tamamlayıcı nitelikte olan bu malların, döviz darboğazı dolayısıyla ithal
edilememesi büyümenin duraklamasına yol açabilir. Bu noktada ihracat, sermaye malları
ithalatı için gerekli olan döviz gelirlerinin sağlanmasına yardımcı olarak, ekonomik büyümeye
yol açmaktadır. Üçüncü yaklaşım bağlamında ihracat artışları, verimlilik düzeyini arttırmakta
ve ihracat sektörü genel beceri düzeyinin yükselmesine neden olan ihracat ürünleri üretiminde
uzmanlaşmanın gelişimine katkı sağlamaktadır. Bu durum, ekonomik büyüme açısından
nispeten etkin olamayan ticaret dışı sektörlerden daha verimli kaynak kullanan ihracat
sektörlerine doğru kaynakların yeniden dağılımına neden olur. Verimlilik değişimi ise çıktıda
artışa neden olur ki, bu da Verdoorn Kanunu olarak adlandırılır. Verdoorn Kanunu; Ölçeğe
göre artan getirinin söz konusu olduğu bir endüstrideki üretim artışı, üretim maliyetlerinin
düşmesine ve aynı zamanda söz konusu sektöre yeniden yatırımda bulunma imkanını
sağlayan bir fazlanın ortaya çıkmasına neden olacaktır. Söz konusu yeniden yatırım süreci
sermaye stokunun artmasına ve dolayısıyla endüstrideki emek verimliliğinde bir artışa yol
açacaktır. Verimlilikteki artışta çıktıda büyümeye neden olacaktır (Haris ve Lau, 1998).
Ayrıca dışa dönük ticaret politikası gelişmiş teknolojilerin girişine, yaparak öğrenmeden
doğan kazancın ortaya çıkmasına ve daha iyi yönetim uygulamalarının ülkeye girişi için
gerekli olan alt yapının hazırlanmasına olanak sağlar. Bunun dışında, dış dünyadaki rekabet
baskısı firmaları teknolojik değişime ve maliyet hesapları konusunda daha dikkatli
davranmaya iten önemli bir faktördür. Firma ölçeğini dünya pazarına göre kurmuşsa,
ihracatını sürdürebilmek için rekabet gücünü sürdürmeye dikkat etmek zorundadır (Moosa,
1999: 903; Giles ve Williams, 2000a; Panas ve Wamvoukas, 2002: 731). Dördüncü yaklaşım
ise, sermaye yoğun imalat sanayi için büyük ölçüde geçerli olan ölçek ekonomileri ile
ilgilidir. Günümüzde teknoloji, imalat sanayinin sermaye yoğun alanlarında, optimal üretim
miktarını önemli ölçüde büyütmüştür (demir-çelik, petro-kimya gibi). Çoğu gelişmekte olan
ülke (GOÜ), bu üretimleri karlı fiyatlardan gerçekleştiremeyecek durumdadırlar. Bu
çerçevede ihracat, iç piyasası sınırlı olan ülkeler için dış talebi de sürece dahil ettiğinden,
imalat sanayinde firmaların daha büyük ölçeklerde üretim yapmasını mümkün kılar. Böylece,
hem düşük birim maliyetlerle üretim yapılabilir, hem de dış pazarlarda rekabet edebilme
gücüne ulaşılabilir (Kazgan, 1988: 47–48; Giles ve Williams, 2000a; Panas ve Wamvoukas,
2002: 731; Bilgin ve Şahbaz, 2009: 3).
Büyümeye dayalı ihracat artışı için de oldukça önemli bir teorik altyapı mevcuttur.
Büyüme yurt içi arz ve talep dinamikleri tarafından sağlanmaktadır. Neo-klasik ticaret teorisi,
ihracattan başka diğer faktörlerin ekonomik büyüme (ana girdi mallarındaki büyüme ve/veya
faktör verimliliği büyümesi gibi) üzerinde önemli etkilerinin olduğunu önerdiği gibi,
büyümeye dayalı ihracat hipotezini de Bilgin ve Şahbaz’da (2009) desteklemektedir. Neoklasiklere göre, ekonomik büyüme sahip olunan teknik beceri ve teknoloji düzeyini
yükseltmektedir. Bu durum verimlilik düzeyini arttırmakta ve artan verimlilik de ülkenin
yaptığı ihracatı kolaylaştıran bir karşılaştırmalı üstünlük yaratmaktadır. Ayrıca, piyasa
başarısızlığının da sürekli hükümet müdahaleleri ile birlikte, büyümeye dayalı ihracat
hipotezinin sonuçlarını desteklediği ileri sürülmektedir (Giles ve Willams, 2000a ve 2000b;
Bilgin ve Şahbaz, 2009: 4-5).
Büyümenin veya üretimin yönlendirdiği ihracat fikri, esas olarak korumacı politikaları
önermektedir. Bu fikrin odak noktasında ise, uluslararası düzeyde rekabetçiliğin
oluşturulabilmesi için yerli endüstrilerin korunması gerektiğini savunan bir anlayış
yatmaktadır. Bu çerçevede, ihracata dayalı büyüme modelleri ile teknoloji uyumlu ticaret
teorileri, ihracat ve verimlilik arasındaki nedensellik ilişkisinde tek yöne vurgu yapmaktadır.
Son dönemdeki endüstri içi ticaret teorileri, ihracat ve verimlilik arasında iki yönlü
nedensellik ilişkisi ortaya koymuştur. Bu teoriler, aksak rekabeti, ölçek ekonomilerini ve ürün
farklılaştırmasını birlikte ele alırlar. Böylece benzer faktör donanımına sahip ülkeler
arasındaki ticaretin nedeni olarak ürün farklılaştırması, statik ölçek ekonomilerinin
gerçekleşmesi aracılığıyla verimliliği arttırır. Ölçek ekonomilerinin ihracat üzerindeki pozitif
etkisi yanında, dış ticaret bir ülkenin ortalama verimliliğini yükseltme eğiliminde olacaktır
(Bilgin ve Şahbaz, 2009: 5).
II. Türkiye’de İhracatın Gelişimi
Kurtuluş savaşından sonra cumhuriyet ilan edilmeden İzmir İktisat Kongresi’nde
alınan kararlara göre yeni cumhuriyetin iktisat politikaları şekillenmeye başlamıştır. Bu
kongrede dış ticaretle ilgili, hammaddesi yurtiçinde bulunan sanayilerin kurulması, ulusal
çıkarlara aykırı olmamak koşulu ile yabancı sermayeye izin verilmesi, gümrük vergileriyle
yerli üreticilerin korunması gibi kararlar alınmıştır. Ancak Lozan Anlaşması’nın gümrüklerle
ilgili maddesinde, gümrüklerin 1929 yılına kadar devam edeceği hükmü nedeniyle bu konuda
düzenleme yapılamamış, sadece konuyla ilgili politika beyanında bulunulmuştur. Liberal
iktisat politikalarının uygulanmak istendiği 1923-1929 döneminde Büyük Bunalıma kadar
ihracatta artış gözlenmiştir. Toplam ihracatın büyük bir kısmı ise tarım ürünlerinden
ibarettir.1930’lu yıllardan itibaren iç ve dış nedenlerin de etkisiyle dünyadaki konjonktüre
paralel olarak uygulanan devletçilik politikalarının bir sonucu olarak, korumacı bir dış ticaret
politikasının uygulandığı söylenebilir. Bu amaçla dövize ilişkin düzenlemeler yapmak üzere
1567 sayılı TPKKHK (Türk Parasının Kıymetini Koruma Hakkında Kanun) ve 1499 sayılı
Gümrük Kanunu çıkarılmıştır. Büyük Bunalıma rağmen 1929 yılından 1938 yılına kadar hem
büyümede hem de ihracat artışında önemli performans yaşanmıştır (Takım, 2010: 5).
Türkiye İkinci Dünya Savaşı’na katılmamasına rağmen krizin etkilerini en ağır
biçimde yaşamış, ihracat ve döviz rezervlerindeki olumlu tabloya rağmen, tarım ve sanayideki
küçülme milli gelirin düşmesine neden olmuştur (Boratav, 2002: 86; Takım, 2010: 6).
Çok partili sisteme geçildiği 1950’li yıllardan itibaren uygulanan iktisat politikaları
sonucu olarak 1946’da yapılan devalüasyonla birlikte liberal bir dış ticaret politikası
benimsenmiştir. Dönem içerisinde ihracatın kompozisyonunda değişme olmamış, ihracatta
artış yaşanmakla birlikte dönemin sonuna doğru ithalatta da önemli artış gözlenmiştir (Takım,
2010: 5).
1960-1970 yıllarında planlı kalkınma dönemi ile birlikte Türkiye’de uygulanan ithal
ikameci politikalarla ihracat caydırılmış ve iç pazara yönelik üretim yapan sanayilere ağırlık
verilmiş, bu sanayilerde yüksek koruma duvarlarıyla korunmuştur. Bununla birlikte, ihracat
Birinci Beş Yıllık Plan hedeflerini aşmış ancak bileşiminde değişime olmamıştır. Sanayi
ürünlerinin payı dönem boyunca artmamış, tarım ürünlerinin payında artış yaşanmıştır (DTM,
2008: 8; Takım, 2010: 6).
1970’li yıllarda yaşanan büyük petrol krizi Türkiye’yi de olumsuz yönde etkilemiş ve
ihracat gelirinin büyük bir kısmı ancak petrol ithalatını karşılayacak düzeye gelmiştir. Üçüncü
Beş Yıllık Planın da uygulandığı bu dönemde, ithalat hızla artarken, ihracat önemli bir
gelişme gösterememiştir. İhracatın mal gruplarına bakıldığında, tarım ürünleri ilk sıralarda yer
alırken, sanayi ürünlerinin payında belli bir yükselme yaşandığı gözlenmektedir (DTM, 2008:
9; Takım, 2010: 6).
Türkiye’de 1980 yılından sonra temel amacı, ekonominin serbest piyasa mekanizması
kurallarına göre işlemesini sağlamak ve dünya ekonomisi ile bütünleşmeyi gerçekleştirmek
olan ihracata dayalı sanayileşme ve büyüme modeli ile birlikte ekonomiyi dışa kapalı bir hale
getiren ithal ikamesine dayalı sanayileşme stratejisi terk edilmiştir (Şenol, 2007: 12; Takım,
2010: 6). 1980’li yıllardan sonra ihracata dayalı büyüme politikaların uygulanması ile
ihracatın önündeki yasal ve kurumsal engeller kaldırılmış, ihracatta KDV istisnası, vergi
iadesi, ihracat kredisi ve garantisi getirilerek ihracatçıların doğrudan teşvikleri sağlanmış, dış
ticaret rejimi liberalleştirilmiştir. Uygulanan politikalar sayesinde, dış ticaret hacminde ve
özellikle ihracatta önemli artışlar gerçekleşmiş ve ihracat ürün kompozisyonu da önemli
ölçüde değişmiştir (Takım, 2010: 6).
2001 ekonomik krizinin ardından ihracatta ciddi oranda artış görülmüştür. Kriz
sonrasında Türk Lirası’nın büyük oranlı devalüe edilmesi ile birlikte daralan iç talep
sonucunda, firmalar, krizden çıkış yolu olarak ihracata yönelmişlerdir. Bunun neticesinde,
ihracat 2001 yılında, 2000 yılına göre %12,8 oranında artmış ve 31,3 milyar dolar olmuştur.
Bu artış 2002 yılında da devam etmiş, ihracat artışının sürdürülebilir bir yapıya
kavuşturulmasını amacıyla İhracat Stratejik Planı, 2004 yılı Ocak ayı itibarıyla yürürlüğe
konulmuştur. 2005 yılında ihracatın lokomotifi sayılabilecek sanayi malları ihracatındaki artış
%84,8 oranına ulaşmış ve toplam ihracat 73,5 milyar dolara ulaşmıştır. Stratejik planın
uygulanmasıyla 2007 yılında ihracat %25,3 artışla 107,2 milyar dolar olarak gerçekleşmiştir.
Böylece ihracat, ilk defa psikolojik sınır olarak kabul edilen 100 milyar doları geçmiş ayrıca
dünya ihracatı içerisindeki payı da artmıştır. 2008 yılında ise ihracat 132 milyar dolar olmuş,
dünya ihracatı içerisindeki payı da %1,1’e yükselmiştir (DTM, 2008: 8; Şenol, 2007: 14;
Takım, 2010: 6).
III. Literatür Özeti
Gelişmiş ülkeler açısından ihracattaki büyüme ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki
hem teorik hem de ampirik literatürde hala geçerliliğini koruyan bir konu olmaya devam
etmektedir. Bir çok ampirik çalışma, ihracatın büyüme üzerine etkisini veya ihracata dayalı
büyüme hipotezini ya zaman serisi analizi yada yatay kesit analizi ile araştırma konusu haline
getirmiştir. Bu konu ile ilgili ilk çalışmalar, ihracat büyümesi ile ekonomik büyüme
arasındaki ilişkiyi inceleyen sabit korelasyon katsayısı hesaplamasına dayanmaktadır. Genel
olarak bu çalışmalarda, ihracata dayalı büyüme tezini destekleyici, iki değişken arasında
yüksek derecede ve pozitif yönde bir korelasyon katsayısına sahip olduğu gözlemlenmiştir.
İkinci grup çalışmalarda ise, ihracat verilerine dayalı ve bu verilerin hariç tutulması sonucu
elde edilen değişkenler ile tahmini büyüme modellerine ait regresyon eşitliğidir. Neoklasik
büyüme tezi üzerine kurulmuş olan bu eşitlik, üretim analiz tekniği kullanılarak ihracat veya
ihracat artışı rakamları şeklindeki açıklayıcı değişkenler kullanılması sonucu ortaya çıkmıştır.
Bu grup çalışmalarda, ekonomik büyüme eşitliğinde ihracat büyümesini ifade eden katsayı
yüksek derecede önemli sayılan pozitif yönlü bir değer almaktadır. İhracata dayalı büyüme
hipotezini destekleyici regresyon eşitliğinde, ihracat büyümesini ifade eden değişkenin dâhil
edilmesi ile tahmin edilen katsayılar önem arz etmektedir. Metodolojik yayımların temelini
teşkil eden bu tür araştırmalar çoğu zaman eleştirilere maruz kalmıştır. Üçüncü tür çalışmalar
ise, ekonomik büyüme ve ihracat büyümesi arasında nedensellik ilişkisinin araştırılması
yönünde olmuştur. Son dönemlerdeki gerek tek ülkeyi içeren çalışmalar gerekse ülke grupları
ile yapılan çalışmalarda, İDBH’de Granger nedensellik ve Sim’s nedensellik testi ile
araştırılmıştır. Bu çalışmalarda kullanılan bu testlerin en önemli eksikliği, orijinal zaman
serisi verilerinin kointegre olmaması şeklindedir. Bu yüzden, Granger ve Sim’s nedensellik
testi kullanmadan önce büyüme ve ihracat rakamlarının kointegrasyon testi uygulaması
sonucunda eşbütünleşik hale getirildikten sonra uygulama yapılması şeklinde olmuştur
(Erdoğan, 2006: 4-5).
Ekonomi literatüründe ihracatın büyümeye yol açması ile ilgili olarak çalışmalar da
mevcuttur. Bunlardan İDBH’yi destekleyen çalışmalardır. Bu çalışmalardan başlıcaları
şunlardır. Tyler (1981), Kavoussi (1984), Rivera-Batiz ve Romer (1991), Grossman (1991),
Bahmani-Oskooee ve Alse (1993), Sengupta and Espana (1994), Kwan and Kwok (1995),
Doraisami (1996), Bahmani-Oskooee ve Niroomand (1999).
Michaely (1977), Balassa (1978), Krueger (1978), Heller ve Porter (1978), Ram
(1987), Thornton (1996), Frankel ve Romer (1996) gibi çalışmalarda ihracat ile büyüme
arasında pozitif bir ilişkinin varlığı ortaya koyulmuştur (Love ve Chandra, 2005: 156; Takım,
2010: 3).
Kugler (1991), Crospo ve Wörz (2003) ihracat ile GSMH arasındaki ilişkiyi zaman
serileri analizi ile araştırdıkları çalışmalarında, ihracatın gelişmiş ülkelerde büyümeyi pozitif
yönde etkilediğini ortaya koymuşlardır (Takım, 2010: 4).
İDBH’ni desteklemeyen çalışmalarda vardır. Bunlar; Akbar and Naqvi (2000), Ahmed
et al.(2000), Panas and Vamvoukas (2002). Bu çalışma da bu gurupta yer almaktadır (Şimşek,
2003: 2).
İDBH için Türkiye’de yapılan çalışmalarda vardır. Şimşek’in (2003), Türkiye
ekonomisi için, 1960-2002 dönemi için yaptığı çalışma sonucunda, uzun dönemde, çıktının
büyümesinden ihracatın büyümesine doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi bulmuştur.
Saatçioğlu ve Karaca’nın (2004), yaptığı çalışmada Türkiye için 1950-2000 dönemi
ele alınmıştır. İki dönem şeklinde incelenen bu çalışmada 1950-1980 ve 1980-2000 yılı
nedensellik ilişkisi incelenmiştir. Araştırma sonucunda, 1950-2000 dönemi bir bütün olarak
ele alındığında ekonomik büyümeden ihracata doğru bir nedensellik bulunurken, dönemlere
ayrılan veriler incelendiğinde 1950-1980 döneminde ihracattan ekonomik büyümeye bir
nedensellik olmadığı, ancak 1981-2000 dönemi için ihracattan ekonomik büyümeye doğru bir
nedenselliğin olduğu sonucuna varmışlardır.
Demirhan’ın (2005), Türkiye’de 1990 yılının ilk çeyreğinden 2004 yılının ilk çeyreği
arasındaki dönemde ihracat ve büyüme arasındaki nedensellik ilişkisini araştırmak için yaptığı
çalışma sonucunda, ihracat ve büyüme arasında tek yönlü bir ilişkinin bulunduğunu ve bu tek
yönlü ilişkinin ihracattan büyümeye doğru olduğunu göstermektedir.
Erdoğan’ın (2006), Türkiye’nin 1923-2004 yılları arasındaki ihracat artışı ile büyüme
arasındaki nedensellik ve uzun dönem ilişkisini (koentegrasyon) incelenmiştir. Araştırma
sonucunda, iki değişken arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğu ve %10 anlamlılık
düzeyinde iki taraflı bir nedensellik ilişkisinin olduğu tespit etmiştir.
Bilgin ve Şahbaz’ın (2009), Türkiye ekonomisi için ihracat ile büyüme arasındaki
ilişkiyi test amacıyla, 1987-2007 dönemi için aylık veri kullanarak yaptığı çalışmada, Toda ve
Yamamoto yöntemine göre, ihracata dayalı büyüme hipotezini destekleyecek bir şekilde,
ihracattan sanayi üretim endeksine doğru tek yönlü Granger nedensellik olgusu
gözlemlenmiştir. Bunun dışında, ihracat ile dış ticaret hadleri arasında çift yönlü nedensellik
ilişkisi elde edilmişlerdir.
Takım’ın (2010) yaptığı çalışmada, 1975-2008 Türkiye verilerini kullanarak ihracat ile
büyüme arasındaki ilişki Granger Nedensellik analiziyle test edilmiş ve ihracat artışının
büyümedeki artışı desteklemediği sonucuna ulaşılmıştır.
IV. Yöntem ve Veriler
Bu çalışmada, ihracat ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkileri araştırmak için zaman
serisi analizi kullanılmıştır. Zaman serileri, bir dönemden diğerine değişkenlerin değerlerinin
ardışık bir şekilde gözlendiği sayısal büyüklüklerdir. Gözlenen verilerin zaman içinde ardışık
bir biçimde gerçekleşmesi bir koşul değil fakat düzenli aralıklarla dizinin gelişimini görme
açısından gereklidir (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2007: 41; Yılmaz vd., 2011: 6).
“Zaman serisi analizi” deyimi zaman serilerini modellemede öngörü bağlamında Box
ve Jenkins (1970) tarafından geliştirilen bir yöntem olan Box-Jenkins yaklaşımı olarak
adlandırılmıştır. Bu yaklaşım öngörü yapmak üzere iktisat teorisinin öne sürdüğü bağımsız
değişkenleri kullanarak ekonometrik modelleme yaklaşımını terk ederek, yerine öngörüde
bulunulacak değişkenin geçmiş dönemlerdeki davranışlarına dayalı bir yaklaşım getirmiştir.
Bu nedenle bu yaklaşım belirli bir tahmin yürütme yöntemidir (Kennedy, 2006: 350; Yılmaz
vd., 2011: 6).
Zaman serisi verilerine dayalı ekonometrik modellerde serilerin zaman serisi
özelliklerinin bilinmesi ve bu özelliklerin dikkate alınması gerekir. İktisadi zaman serileri,
trend, mevsim, konjonktür ve düzensiz hareketlerin etkisi altındadır. Yani zaman serileri bu
bileşenlere sahiptir. Verilerin zaman serisi özellikleri ise genel olarak iki başlık altında
incelenir. Bunlar, deterministik ve stokastik özelliklerdir. Serilerin deterministik özellikleri,
serilerde sabit, trend ve mevsimsellik bileşenlerin bulunup bulunmamasıdır. Serilerin
stokastik özellikleri ise daha çok değişkenlerin durağan olup olmadıkları ile ilgilidir. Bununla
birlikte zaman serisi analizlerinde, dikkate alınması gereken en önemli nokta bu serilerin
durağan ya da durağan olmamalarıdır. Değişkenler arasında ekonometrik olarak anlamlı
ilişkiler elde edilebilmesi için analizi yapılan serilerin durağan seriler olması gerekmektedir
(Tarı, 2011: 374). Zaman serisi analizlerinde değişkenlere ait verilerde trend bulunuyorsa, bir
serinin diğer bir seriye göre regresyonu hesaplanırken, ikisi arasında anlamlı bir ilişki olmasa
bile çoğunlukla yüksek bir R2 bulunur. Bu durum ise sahte regresyon sorununu işaret
etmektedir. Dolayısıyla regresyonun gerçek bir ilişkiyi mi yoksa sahte bir ilişkiyi mi
yansıttığı, zaman serisi verilerinin durağan olup olmadığı ile yakından ilgilidir. Eğer zaman
serisi verileri durağan değilse elde edilen regresyon modellerine dayanılarak yapılan
öngörüler gerçeklikten uzak olacaktır (Gujarati, 2011: 709; Yılmaz vd., 2011: 6).
Genel olarak belirtmek gerekirse, ortalaması ile varyansı zaman içinde değişmeyen ve
iki dönem arasındaki ortak varyansı, bu ortak varyansın hesaplandığı döneme değil de
yalnızca iki dönem arasındaki uzaklığa bağlı olan olasılıklı bir süreç için durağandır denir. Yt
gibi bir serinin durağan olma şartları şunlardır (Gujarati, 2011: 713; Yılmaz vd., 2011: 6).
Ortalama : E(Yt) = μ
Varyans : Var(Yt) = E(Yt −μ )2 =σ 2
Ortak Varyans : γ k = E[( Yt –μ)( Yt + k –μ)]
Eğer bir zaman serisi yukarıdaki anlamda durağan değilse, “durağan olmayan zaman
serisi” adını alır. Herhangi bir zaman serisinin durağan olup olmadığını test etmek için
kullanılan iki yaklaşım vardır: Korelogram testi ve birim kök testi. Bu çalışmada zaman
serilerinin durağan olup olmadığını belirlemek amacıyla birim kök testi uygulanacaktır.
A.Durağanlık İçin Birim Kök Testi
Box-Jenkins yaklaşımında iktisadi zaman serisi verilerinde durağanlığın fark alma ile
sağlanabileceği varsayılmıştır. Genel olarak ekonometristler ve iktisatçılar, iktisadi zaman
serisi verilerinin genellikle trend nedeniyle durağan olmadıklarını, bunun da dışsal faktörler
ile açıklanabildiğini ve trendin temizlenmesi durumunda serilerin durağan olacaklarını
belirtmişlerdir (Kennedy, 2006: 355; Yılmaz vd., 2011: 7).
Durağanlığı sağlamak için d kez fark alınması durumunda, değişkenin d sırasında
bütünleşik olduğu söylenir ve I(d) şeklinde gösterilir. Dolayısıyla sıfır sırasında bütünleşmiş
bir değişken durağandır ve bu değişken I(0) ile ifade edilir. Benzer şekilde bir değişkeni
durağan yapmak için bir kez fark alınması gerekliyse, o değişken için birinci sıradan
bütünleşik denir ve I(1) olarak gösterilir (Kennedy, 2006: 356; Yılmaz vd., 2011: 7).
Birim kök testi uygulanırken ilk önce aşağıdaki model ele alınır:
(1)
Yt = Yt-1 + ut
Burada ut ortalaması sıfır, sabit varyanslı ve otokorelasyonu olmayan stokastik hata
terimidir. Böyle bir hata terimi zaman serisi analizlerinde “beyaz gürültü hata terimi” olarak
adlandırılır. Yt-1 ’in katsayısı aslında 1’e eşitse birim kök sorunuyla, yani durağan olmama
durumuyla karşılaşılmış demektir. Dolayısıyla,
(2)
Yt = ρYt-1 + ut
regresyonunun hesaplanması gerekir. ρ=1 bulunursa, o zaman Yt olasılıklı değişkeninin birim
kökü vardır. Birim kökü olan bir zaman serisi, zaman serisi analizlerinde “rassal yürüyüş”
olarak adlandırılır. Eşitlik (2) şu şekilde de yazılabilir:
ΔYt = δYt-1 + ut
(3)
Burada δ =(ρ−1) ve ΔYt = Yt – Yt-1 ifade etmektedir.
Eğer δ = 0 veya ρ =1 olursa,
ΔYt = (Yt – Yt-1) = ut
(4)
olacaktır. Böylece rassal bir yürüyüşün birinci farkları durağan olacaktır (Gujarati, 2011: 718719; Yılmaz vd., 2011: 8).
δ = 0 ve ρ =1 sıfır ön savıyla, geleneksel yolla hesaplanan t istatistiği,τ (tau) istatistiği
olarak bilinir ve bunun eşik değerleri Dickey ile Fuller tarafından çizelgeleştirilmiştir.
Yazında tau sınaması, Dickey-Fuller (DF) sınaması olarak da bilinir. Eğerρ =1 sıfır ön savı
reddedilirse yani zaman serisi durağansa bilinen t testi kullanılabilecektir. (Gujarati, 2011:
719; Yılmaz vd., 2011: 8).
B. Granger Nedensellik Testi
İki değişken arasındaki regresyon ilişkisi, bu değişkenler arasında bir sebep sonuç
ilişkisini ortaya koymamaktadır. Fakat gecikmesi dağıtılmış bir modelde örneğin Yt ile Xt
arasındaki bir ilişkide her iki değişken de birbirini etkileyebilmektedir. Böyle bir modelde Yt
’nin Xt ’yi etkilediği (Yt → Xt) veya tersinin olduğu ( Xt →Yt ) söylenebilir. İki değişken
arasında gecikmeli bir ilişki varsa bu değişken arasında “sebep olma ilişkisi” araştırılabilir.
Bunun için Granger testine başvurulur.
Granger nedensellik ilişkisi belli gecikmeler için H0 hipotezi şeklinde “Yt Xt ’nin
Granger nedeni değildir” veya tersi şeklinde ifade edilir.
n
n
Yt =∑ α iYt −i + ∑ β i X t −i + u1t
(5)
=i 1 =i 1
Xt =
n
n
∑ α i X t −i + ∑ βiYt −i + u2t
(6)
=i 1 =i 1
Burada u1t ve u2t hata terimlerinin ilişkisiz oldukları varsayılmaktadır. (5) ve (6)’daki
denklemler değişkenlerin geçmiş değerlerine bağlı olduğu kadar, kendi geçmiş değerlerinin de
bir fonksiyonudur (Kutlar, 2007: 267; Yılmaz vd., 2011: 8).
C. Eşbütünleşme Testi
Eşbütünleşme analizi, iktisadi değişkenlere ait seriler durağan olmasalar bile, bu
serilerin durağan bir doğrusal kombinasyonunun varolabileceğini ve bunun ekonometrik
olarak belirlenebileceğini ileri sürmektedir. Dolayısıyla, değişkenler arasında uzun dönemli
bir ilişkinin varlığı eşbütünleşme analizi ile belirlenebilir. Durağan olmayan iki zaman serisi
aynı dereceden entegre iseler, bu durumda iki seri arasında bir eşbütünleşme olabilir ve
aralarındaki regresyon yanıltıcı olmaz. Başka bir ifade ile durağan olmayan iki seri bütünleşik
iseler, bu durumda iki seri arasında bir eşbütünleşme olabilir ve bu iki serinin orijinal
değerleri arasında bulunacak regresyon sahte olmayıp, anlamlı olabilecektir (Tarı, 2011: 415;
Yılmaz vd., 2011: 9).
Eşbütünleşme analizinde önemli olan, ut hata terimlerinin durağan olup olmamasıdır.
Eğer ut hata terimleri durağan ise iki zaman dizisinde eşbütünleşme var demektir. Bu durum,
değişkenlerin uzun dönemli bir ilişki içinde olduğunu gösterir. Bunun anlaşılabilmesi için
kullanılan en yaygın test, Engle-Granger (EG) yöntemidir. EG eşbütünleşme testi;
Yt = β0 +β1 Xt + ut
(7)
regresyonu kullanılarak yapılmaktadır. Eşitlik (7)'deki regresyon tahmin edilerek et = Yt – Yt-1
hata terimleri elde edilir. Sonuçta şu denkleme ulaşılır:
Δ et =δet-1 + vt
(8)
Eşitlik (8)'deki regresyon ile birlikte ADF istatistiği ve MacKinnon kritik değerleri
bulunarak, et hata terimlerine birim kök testi yapılır. ADF istatistiğinin mutlak değeri
MacKinnon kritik değerlerinin mutlak değerinden küçükse, birim kök olduğuna ve et serisinin
durağan olmadığına, dolayısıyla da Yt ile Xt değişkenlerinin eşbütünleşik olmadıklarına karar
verilir. Eğer tersi geçerliyse, birim kök olmadığına ve et serisinin durağan olduğuna,
dolayısıyla da Yt ile Xt değişkenlerinin eşbütünleşik oldukları sonucuna varılır (Tarı, 2011:
415-416; Yılmaz vd., 2011: 9).
Bu çalışmanın uygulama bölümüne konu olan değişkenlerin 1949-2010 dönemi için
yıllık verileri kullanılmış ve her değişkene ait veriler çeşitli kaynaklardan yararlanılmıştır.
Oluşturulan modelde İhracatın ekonomik büyümeye olan katkısının ölçülmesi amaçlanmış ve
GSYİH ile İhracat değişkenleri kullanılmıştır. GSYİH değişkeni, ekonometrik modelin
bağımlı değişkenidir. Bu değişkene ait veriler, Kalkınma Bakanlığı (DPT) ve IMF (Uluslar
arası Para Fonu) internet sayfasından elde edilmiştir. İhracat değişkeni ise, ekonometrik
modelin bağımsız değişkenini oluşturmaktadır. Bu değişkene ait veriler, Türkiye İstatistik
Kurumu’ndan (TÜİK) alınmıştır. Çalışmanın uygulama sonuçları E-Views 5 paket
programından elde edilmiştir. Bu değişkenlere ait veri seti Ek 1'de gösterilmiştir.
Modelde dikkate alınan veri seti ışığında basit regresyon modelini şöyle yazabiliriz:
GSYİH=β0 + β1 İHR+u
GSYİH= Gayrisafi Yurtiçi Hasıla
β0 = Sabit Terim
β1 = Regresyon Katsayısı
İHR= İhracat
u= Stokastik Hata Terimidir.
V. Uygulama Bulguları
En Küçük Kareler (EKK) yöntemi ile regresyon modellerini tahmin edebilmek için
serilerin durağan olması gerekmektedir. Çünkü durağan olmayan serilerle bir model test
edildiğinde genellikle sahte regresyon sorunuyla karşılaşılmakta ve dolayısıyla da yanlış
analiz sonuçlarına varılmaktadır. Eğer bağımlı ve bağımsız değişkenler durağan değilse
regresyonun da bir anlamı kalmayacaktır.
Yapılmış olan analizlerde Türkiye'den GSYİH ve ihracat olmak üzere toplam iki
değişken kullanılmıştır. Bu değişkenler EKK modeli içerisinde değerlendirildiği için hepsine
ait durağanlık bilgilerine ihtiyaç duyulmuştur. Durağan serileri elde etmek üzere serilerin
logaritmik formları kullanılmıştır. Serilere ait logaritmik formların durağan olmadığı
durumlarda bu serilere ait fark bilgilen elde edilmiştir.
Yukarıda da ifade edildiği gibi, bu çalışmada değişkenlerin durağan olup
olmadıklarının belirlenebilmesi için birim kök testi uygulanmıştır. Birim kök testi
uygulanırken de ADF tipi denkleme sabit ve trend unsurları eklenmiştir. Tablo 1, ilk dönem
GSYİH ve ihracat değişkenine ait ADF birim kök testi sonuçlarını göstermektedir. İlk dönem
için GSYİH değişkenine ait ADF test istatistiğinin mutlak değeri−2,196696
|
| iken, bu değer
%5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan −3,574244|
|
’den küçük olduğu için
seviye düzeyinde seride birim kök olduğu yani serinin durağan olmadığı anlaşılmaktadır.
Seriyi durağanlaştırmak için 1. farkının alınması gerekmektedir. Benzer şekilde ihracat
değişkenine ait ADF test istatistiğinin mutlak değeri
−0,680560|
|
bu değer %10 anlamlılık
düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan
−3,221728|
|
’den küçük olduğu için seviye
düzeyinde seride birim kök olduğu yani serinin durağan olmadığı ve dolayısıyla da seriyi
durağanlaştırmak için 1.farkının alınması gerektiği anlaşılmaktadır. Durağanlaştırma işlemi
sırasında fark alınırken genellikle trend ve sabit kaybolmaktadır. Bu nedenle serinin farkı
alınırken sabit ve trend konulmayacaktır (Tarı, 2005: 401; Yılmaz vd., 2011: 11). İlk dönem,
GSYİH değişkeninin 1. farkı alındıktan sonra elde edilen ADF test istatistiğinin mutlak değeri
|−3,014910| iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan
|−1,952910| ’dan büyük olduğu için ilk fark alma işleminde durağanlık sağlanmıştır. Seride
birim kök yoktur, yani seri I(1)’dir. İlk dönem ihracat değişkeninin 1. farkı alındıktan sonra
elde edilen ADF test istatistiğinin mutlak değeri−1,823604|
|
iken, bu değer %10 anlamlılık
düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan |-1,610011| ’den büyük olduğu için ilk fark alma
işleminde durağanlık sağlanmıştır. Seride birim kök yoktur, yani seri I(1)’dir.
Tablo 1: İlk Dönem GSYİH ve İhracat Değişkenine Ait ADF Birim Kök Testi Sonuçları
Değişkenler
Seviye
1. Fark Değerleri
Değerleri
GSYİH
−2,196696
−3,014910
İHRACAT
−0,680560
−1,823604
Kritik
a : %1
−4,309824
−2,647120
Değerler
b : %5
−3,574244
−1,952910
c : %10
−3,221728
−1,610011
İkinci dönem için uygulanan ADF birim kök testi sonuçları Tablo 2’de
gösterilmektedir. İkinci dönem için GSYİH değişkenine ait ADF test istatistiğinin mutlak
değeri |−2,290372| iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan
|−3,568379| ’dan küçük olduğu için seviye düzeyinde seride birim kök olduğu yani serinin
durağan olmadığı anlaşılmaktadır. Seriyi durağanlaştırmak için 1. farkının alınması
gerekmektedir. Benzer şekilde ihracat değişkenine ait ADF test istatistiğinin mutlak değeri
|−2,862363| bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan −3,568379|
|
’dan küçük olduğu için seviye düzeyinde seride birim kök olduğu yani serinin durağan
olmadığı ve dolayısıyla da seriyi durağanlaştırmak için 1.farkının alınması gerektiği sonucu
orataya çıkmaktadır. İkinci dönem, GSYİH değişkeninin 1. farkı alındıktan sonra elde edilen
ADF test istatistiğinin mutlak değeri−4,592206|
|
iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki
MacKinnon kritik değeri olan−1,952910|
|
’dan büyük olduğu için ilk fark alma işleminde
durağanlık sağlanmıştır. Seride birim kök yoktur, yani seri I(1)’dir. İkinci dönem ihracat
değişkeninin 1. farkı alındıktan sonra elde edilen ADF test istatistiğinin mutlak değeri
|−3,936540| iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan
|−1,952910| ’dan büyük olduğu için ilk fark alma işleminde durağanlık sağlanmıştır. Seride
birim kök yoktur, yani seri I(1)’dir.
Tablo 2: İkinci Dönem GSYİH ve İhracat Değişkenine Ait ADF Birim Kök Testi Sonuçları
Değişkenler
Seviye
1. Fark Değerleri
Değerleri
GSYİH
−2,290372
−4,592206
İHRACAT
−2,862363
−3,936540
Kritik
a : %1
−4,296729
−2,647120
Değerler
b : %5
−3,568379
−1,952910
c : %10
−3,218362
−1,610011
Tablo 3, ilk dönem Granger Nedensellik Testi sonuçlarını göstermektedir. Granger
nedenselliğinde F istatistiğine ait olan olasılık (probability) değerleri, belirlenen anlamlılık
düzeyinde dikkate alınarak nedenselliğin yönü hakkında bilgi edinilir (Yılmaz, vd., 2011: 13).
Nedensellik analizi ilk dönem sonucunda, %5 anlamlılık düzeyinde İhracat'tan ekonomik
büyümeye doğru tek yönlü nedensellik ilişkisi tespit edilmiş, ancak ekonomik büyümeden
İhracata doğru bir nedensellik ilişkisi olmadığı sonucuna ulaşılmıştır.
Tablo 3: İlk Dönem Granger Nedensellik Testi Sonuçları
Değişkenler
Nedenselliğin Yönü
F Değeri
İHR-GSYİH
GSYİH-İHR
→
-
7,86539
0,00569
F’ye Ait P Değeri
0,00922
0,94044
Tablo 4, ikinci dönem Granger Nedensellik Testi sonuçlarını vermektedir. Nedensellik
analizi ilk dönem sonucunda, %5 anlamlılık düzeyinde İhracat'tan ekonomik büyümeye doğru
tek yönlü nedensellik ilişkisi tespit edilmiş, ancak ekonomik büyümeden İhracata doğru bir
nedensellik ilişkisi olmadığı sonucuna varılmıştır.
Tablo 4: İkinci Dönem Granger Nedensellik Testi Sonuçları
Değişkenler
Nedenselliğin Yönü
F Değeri
İHR-GSYİH
GSYİH-İHR
→
-
8,70559
0,22492
F’ye Ait P Değeri
0,00648
0,63913
Bu işlemlerden sonra, ilk dönem için model EKK yöntemi ile regresyona tabi tutulmuş
ve elde edilen test sonuçları Tablo 5’de verilmiştir. Tablo 5’de gösterilen test sonuçlarına
göre, sabit terimin ve İhracat değişkeninin t değerlerine bakıldığında anlamlı olduğu
görülmektedir. İlgili dönemde İhracat’ta meydana gelecek %1’lik değişme karşılığında
ekonomik büyüme pozitif yönlü olarak %0,96 oranında değişecektir. Ayrıca modelin
açıklama gücünü ifade eden r2 0,806 gibi bir değerdir ve dolayısıyla modelin açıklama gücü
de yüksektir. Bağımlı değişken olan GSYİH’de meydana gelen toplam değişimin %80,6’sı,
bağımsız değişken olan İhracat’tan meydana gelen değişmeler tarafından açıklanmaktadır.
Kurulan modeli şu şekilde gösterebiliriz:
logGSYİH = β0 +β1 logİHR + u
Tablo 5: İlk Dönem Model Tahmin Sonuçları
Değişkenler
Katsayılar
Standart
Hata
C
3,662949
0,080209
LOGİHR
0,968721
0,088249
t-Değerleri
45,66736
10,97717
Olasılık
Değerleri
0,0000
0,0000
Model Tahmin Sonucu
LOGGSYİH = 3,662949 + 0,968721LOGİHR
r2
0,806018
DW
0,447461
F
120,4982
F’ye Ait P Değeri
0,00000
İkinci dönem içinde yapılan model EKK sonuçları tablo 6’da verilmiştir. Tablo 6’da
verilen test sonuçlarına göre, sabit terimin ve İhracat değişkeninin t değerlerine bakıldığında
anlamlı olduğu görülmektedir. İlgili dönemde İhracat’ta meydana gelecek %1’lik değişme
karşılığında ekonomik büyüme pozitif yönlü olarak %0,62 oranında değişecektir. Modelin
açıklama gücünü ifade eden r2 0,927 gibi yüksek bir değerdir ve dolayısıyla modelin açıklama
gücü de yüksektir. Bağımlı değişken olan GSYİH’de meydana gelen toplam değişimin
%92,7’si, bağımsız değişken olan İhracat’tan meydana gelen değişmeler tarafından
açıklanmaktadır.
Kurulan modeli şu şekilde gösterebiliriz:
logGSYİH = β0 +β1 logİHR + u
Tablo 6: İkinci Dönem Model Tahmin Sonuçları
Değişkenler
Katsayılar
Standart
Hata
C
3,452135
0,105385
LOGİHR
0,629538
0,032650
t-Değerleri
32,75740
19,28170
Olasılık
Değerleri
0,0000
0,0000
Model Tahmin Sonucu
LOGGSYİH = 3,452135 + 0,6295381LOGİHR
r2
0,927642
DW
0,731365
F
371,7840
F’ye Ait P Değeri
0,00000
Modelde dikkate alınan değişkenlerin her iki dönem içinde tamamı 1. dereceden
entegre olmuşlardır yani I(1)’dir. Her iki değişken de I(1) düzeyinde durağan olduğundan
dolayı, değişkenlerle elde edilen regresyonun sahte olup olmadığını belirleyebilmek için
eşbütünleşme testi yapılmıştır. Tablo 7 ilk dönem, eşbütünleşme test sonuçlarını
göstermektedir. EG yönteminden hareketle eşbütünleşme testi yapabilmek için ilk önce
tahmin edilen regresyondan hareketle hata terimleri bulunmuştur. Hata terimleri bulunduktan
sonra, bu hata terimlerine ADF birim kök testi uygulanmıştır. Hata terimleri bulunduktan
sonra, bu hata terimlerine ADF birim kök testi uygulanmıştır. ADF test istatistiğinin mutlak
değeri |−7,928976| iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan
|−1,952910| ’dan büyük olduğu için hata terimlerine ait olan seri durağandır.
Tablo 7: İlk Dönem Eşbütünleşme Test Sonuçları
Değişken
1. Fark Değeri
RESID
−7,928976
Kritik
a : %1
−2,647120
Değerler
b : %5
−1,952910
c : %10
−1,610011
İkinci dönem, eşbütünleşme test sonuçlarını tablo 8’de göstermektedir. EG
yönteminden hareketle eşbütünleşme testi yapabilmek için ilk önce tahmin edilen
regresyondan hareketle hata terimleri bulunmuştur. Hata terimleri bulunduktan sonra, bu hata
terimlerine ADF birim kök testi uygulanmıştır. Hata terimleri bulunduktan sonra, bu hata
terimlerine ADF birim kök testi uygulanmıştır. ADF test istatistiğinin mutlak değeri
|−6,207354| iken, bu değer %5 anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kritik değeri olan
|−1,952910| ’dan büyük olduğu için hata terimlerine ait olan seri durağandır.
Tablo 8: İkinci Dönem Eşbütünleşme Test Sonuçları
Değişken
1. Fark Değeri
RESID
−6,207354
Kritik
a : %1
−2,647120
Değerler
b : %5
−1,952910
c : %10
−1,610011
Dolayısıyla her iki dönemde her iki değişken de eşbütünleşiktir. Bu durum, ilgili
değişkenlerin uzun dönemli bir ilişki içinde olduklarını ve modelin sahte regresyon
içermediğini ifade etmektedir.
VI. Sonuç ve Değerlendirme
Bu çalışmanın amacı, Türkiye ekonomisi için 1949 – 2010 yılları arasında, Türkiye’de
ihracatın ekonomik büyümeye etkisi ele alınmıştır. Türkiye’nin özellikle 24 Ocak
Kararlarından sonra ihracatın ekonomik büyümeye etkisini incelemek için çalışma iki dönem
şeklinde incelenmiştir. 1949-1979, 1980-2010 dönemleri şeklinde iki alt periyoda ayrılmıştır.
Yapılan analizler, ikinci döneme kıyasla ilk dönemin ekonomik büyümeye üzerindeki
etkisinin daha fazla olduğu görülmektedir. Çünkü, ilk dönemde ihracat kompozisyonunun
büyük bir kısmını tarımsal ürünler oluşmuş ve ihracat gelirlerinin %80’ini ihtiva etmiştir. Bu
bağlamda, ilk dönemde yaratılan katma değerin daha baskın olduğunu söylemek mümkündür.
Dolayısıyla ifade edilen sonucun Singer-Prebisch Tezi ile uyumlu olduğu olasılık
dahilindedir. 24 Ocak Kararları’ndan sonra ise, ihracat temel olarak montaj sanayine
dayandığı için yüksek bir katma değer sağlanamamış ve buna bağlı olarak da ihracat büyüme
sürecinde etkin bir rol oynayamamıştır. T.C. Ekonomi Bakanlığı’nın “Yeni Teşvik Sitemi
Yatırımlarda Devlet Yardımları” adlı yeni teşvik planında da açıklanan Türkiye’de 100
dolarlık imalat yapmak için, 2008 yılında 41, 2009’da 38, 2010 ve 2011 yıllarında, 40 ve 43
dolarlık yatırım, ara mal ithal edilmektedir. Türkiye imalatının ithalata bağımlılığı, toplam
üretim içindeki ithal ara mal ve yatırım malı, 2008 ve 2011 yılları arasında, %41, %38, %40
ve %43 olmuştur. İhracat potansiyeli açısından İtalya ve Türkiye’yi karşılaştırmalı olarak
inceleyen Sak (2012), yüksek teknolojiye sahip olan İtalya’nın ihracat kapasitesinin
Türkiye’ye kıyasla iki kat daha fazla olduğunu belirtmiştir. TÜSİAD’ın yaptığı bir çalışmada,
Türkiye’nin ihracatında yüksek ve orta düzey teknoloji içeren ürünlerin paylarının zaman
içindeki evrimi, orta düzey teknoloji içeren ürünlerin toplam ihracata oranı 2000’li yıllarda
%20’dolayından %30-%35 düzeyine çıkmıştır. Buna karşılık ileri teknoloji içeren ürünlerin
payı ise düşük kalmış, %2 -%2,5 civarında seyretmiştir.
Burada üzerinde durulması gereken diğer bir nokta ise tercih meselesidir. İlk dönemin
baskın çıkması o dönemde çok iyi ihracat yapıyoruz anlamına gelmemelidir. Çünkü, ilk
dönem aralığındaki ihracat gelirlerimize bakıldığında, çok küçük miktarlar olduğu
görülmektedir. 24 Ocak Kararları sonrası ihracatımızda büyük bir sıçrama yaşanmıştır. Tercih
konusunda rakamlarının gösterdiği gibi, ikinci dönem tercih edilir. Burada yapılması gereken
husus, ikinci dönemde ihracatın ekonomik büyümeye etkisini artırıcı politika kararları almak
olacaktır.
Türkiye’de şuan uygulamada olan TOBB (Türkiye Odalar ve Borsalar Birliği)
tarafından yürütülen “UMEM BECERİ’1O (Uzmanlaşmış Meslek Edindirme Projesi)’’ bu
aşamada önemlidir. Öncelikle nitelikli elemanlar yetiştirmek hem Türkiye için hem de üretim
ve ihracat için önemlidir. Diğer bir proje olan ve T.C. Bilim, Sanayi ve Teknoloji Bakanlığı
tarafından yürütülen “Planlı Sanayinin Temeli OSB ve KSS'lere Destek” projesi kalifiye
işgücünün istihdamı için uygulanması gereken bir projedir. Bunun yanında Ar-Ge
faaliyetlerine önem arz etmektedir. Ar-Ge harcamalarının GSMH içindeki paylarına göre
çalışma yapan Yeldan (2011), Ar-Ge harcamalarında önde gelen ülkeler, İsrail %4,65, İsveç
%3,73, Finlandiya %3,41 olup, Japonya %3,39 ve Güney Kore %2,23’dür. Türkiye’de bu
oran %0,73 ile sınırlı seviyededir. Burada da görüldüğü gibi Ar-Ge harcamalarımız çok alt
sevidedir.
Sonuç olarak, Türkiye dışa açılma süresinde ihracatını arttırmayı başarmıştır. İlk
dönemdeki ihracat rakamları bugün ile karşılaştırıldığında çok az miktarlardadır. Ancak
ihracatın ekonomik büyümeye etkisi arzulanan seviyede değildir. Bu durumun giderilmesi
için, hükümet katma değerli ihracatın artması için uygun politikalar yapması gerekliliği ortaya
çıkmaktadır.
KAYNAKÇA
Aktaş, C. (2009), “ Türkiye’nin İhracat, İthalat Ve Ekonomik Büyüme Arasındaki
Nedensellik Analizi’’, Kocaeli Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi (18) 2009 / 2:
35 – 47
Bahmani-Oskooee, M. and Alse, J. (1993). “Export Growth and Economic Growth:
An Application of Cointegration and Error-Correction Modelling”, The Journal of Developing
Areas, Vol.27, July, pp.535-542.
Bahmani-Oskooee, M. and Niroomand, F. (1999). “Openness and economic growth:
an empirical investigation”, Applied Economic Letters, Vol.6, pp.557-61.
Bilgin, C. ve Şahbaz, A. (2009), “ Türkiye’de Büyüme ve İhracat Arasındaki
Nedensellik İlişkileri’’, Gaziantep Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi; 2009 8(1): 177-198.
Boratav, K. (2002), Türkiye’nin İktisat Tarihi 1908-2002. Ankara: İmge Yay.
Crespo, J. and Wörz, J. (2003), “On Exports Composition And Growth”, Http://
Www.Wiiw.Ac.At/Pdf/Crespo_Worz_Etsg_2003.Pdf, (20/05/2005).
Demirhan, E. (2005), “Büyüme ve İhracat Arasındaki Nedensellik İlişkisi : Türkiye
Örneği”, Ankara Üniversitesi Siyasal Bilgiler Fakültesi Dergisi. 60(4), 75–88.
Doraisami, A. (1996). “Export Growth and Economic Growth: A Re-examination of
Some Time Series Evidence of the Malaysian Experience”, The Journal of Developing Areas,
Vol.30, pp.223-230.
Erdoğan S. (2006), “Türkiye’nin İhracat Yapısındaki Değişme ve Büyüme İlişkisi :
Koentegrasyon ve Nedensellik Testi Uygulaması’’, Selçuk Üniversitesi Karaman İ.İ.B.F.
Dergisi
Giles, J. And Williams, C. L.(2000a), “Export-Led Growth: A Survey of the Empirical
Literature and Some Non-Causality Result(Part1)”. Journal of International Trade and
Economic Development, 9:3. ss.261-337.
Giles, J. And Williams, C. L.(2000b), “Export-Led Growth: A Survey of the Empirical
Literature and Some Non-Causality Result(Part2)”. Journal of International Trade and
Economic Development, 9:4. ss. 445-470.
Gujarati, Damodar N. (2011), Temel Ekonometri, Çev: Ümit Şenesen ve Gülay G.
Şenesen, 8. Baskı, Literatür Yayıncılık, İstanbul.
Gübe, Y. (1997), “İktisadi Büyüme ve İhracat Performansı”, Hazine Dergisi, Sayı 6.
Grossman, H. (1991). “Trade, innovation and growth”, American Economic Review,
Vol.80, pp.86-91.
Harris R. and Lau E. (1998), “Verdoorn’s Law adn Increasing Return to Scale in the
UK Regions, 1968-91: Some New Estimates Based on the Cointegration Approach”. Oxford
Economic Papers 50: 201-219.
Kavoussi, R.M. (1984). “Export, Expansion and Economic Growth”, Journal of
Development Economics, Vol.14, Num.2, pp.241-50.
Kazgan, G. (1988), Ekonomide Dışa Açık Büyüme, Altın Kitaplar, İstanbul, s. 20.
Kennedy, P. (2006), Ekonometri Kılavuzu, Çev: Muzaffer Sarımeşeli ve Şenay
Açıkgöz, 5. Baskı, Gazi Kitapevi, Ankara.
Kutlar, A. (2007), Ekonometriye Giriş, 1. Baskı, Nobel Yayınları, Ankara.
Kugler, P. (1991), “Growth, Exports and Cointtegration: An Empirical Investigation”,
Weltwirtschaftliches Archive, Vol. 127, No:2, 73-81.
Kwan, A.C.C. and B. Kwok (1995). “Exogenity and the Export-led Growth
Hypothesis: The Case of China”, Southern Economic Journal, Vol.61, Num.8, pp.1158-1166.
Love, J. ve Chandra, R. (2005), “Testing Export-Led Growth in Bangladesh in a
Multivarate var Framework” , Journal of Asian Economics, 15 (6), 1156.
Moosa, I.A. (1999), “Is The Export-Led Growth Hypothesis Valid For Autralia?”,
Applied Economics, Vol.31. pp. 903-906.
Panas, E. And Vamvoukas, G. (2002), “Further Evidence on the Export-Led Growth
Hypothesis”. Applied Economics Letters, Vol.9, pp. 731-5.
Parasız, İ.(2004), Türkiye Ekonomisi, Ezgi Yayınevi, Bursa
Rivera-Batiz, L.A. and Romer, P.M. (1991). “Economic integration and endogenous
growth”, Quarterly Journal of Economics, Vol.106, pp.531-55.
Saatçioğlu C. ve Karaca O. (2004), “Türkiye’de İhracat İle Büyüme Arasındaki
Nedensellik İlişkisi: 1980 Dönüşümün Etkisi’’, Yönetim, Yıl 15, Sayı 49, Ekim 2004, s.30-40.
Sak, G. (2012), “Euro Kutlamaları Güme Gitti”, Radikal Gazetesi, Erişim Tarihi:
04.01.2012.
Sengupta, J.K. and Espana, J.R. (1994). “Exports and economic growth in Asian
NICs: an econometric analysis for Korea”, Applied Economics, Vol.26, pp.41-51.
Sevüktekin, M. ve Nargeleçekenler M. (2007), Ekonometrik Zaman Serileri Analizi:
E-Views Uygulamalı, 2. Baskı, Nobel Yayınları, Ankara.
Şenol, C. (2007), “Türkiye’nin İhracatı Üzerine Bir Değerlendirme”, Gümrük Dünyası
Dergisi, 54.
Şimsek, M. (2003), “İhracata Dayalı-Büyüme Hipotezinin Türkiye Ekonomsisi
Verileri İle Analizi”, 1960–2002, D.E.Ü.İ.İ.B.F.Dergisi Cilt:18 Sayı:2, Yıl:2003, ss:43- 63.
Takım, A. (2010), “Türkiye’de GSYİH ile İhracat Arasındaki İlişki : Granger
Nedensellik Testi”, Atatürk Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi 2010 14 (2): 1-16.
Tarı, R. (2005), Ekonometri, 3. Baskı, Kocaeli Üniversitesi Yayınları, No: 172,
İstanbul.
Tarı, R. (2011), Ekonometri, 7. Baskı, Umuttepe Yayınları, No: 91, İzmit-Kocaeli.
Tecer, M. (2003), Türkiye Ekonomisi, TODAİE Yayınları, Ankara.
TÜSİAD. (2011), “Türkiye’de Büyümenin Kısıtları: Bir Önceliklendirme Çalışması”,
İstanbul.
Tyler, W. (1981). “Growth and Export Expansion in Developing Countries: Some
Empirical Evidence”, Journal of Development Economics, Vol.9, Num.2, pp.121-130.
Yeldan E. (2011). “Sürdürülebilir Kalkınma Kavramı ve Türkiye’nin Gerçekleri”,
İktisat ve Toplum Dergisi, Yıl 2, Sayı 14, 2011.
Yılmaz Ö.; Kaya V. ve Akıncı M. (2011), “Türkiye’de Doğrudan Yabancı Yatırımlar
ve Ekonomik Büyümeye Etkisi(1980-2010)”. Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler
Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 3-4, 2011
Varol, G.Müge (2003) “Cumhuriyetin 80. yılında 1923-2003 Türk Dış Ticaretinin
Gelişiminin Kısa Tarihçesi” Dış Ticaret Dergisi, DTM Yay-Ekim.
Ek 1: Değişkenlere Ait Yıllık Zaman Serileri
Değişken Adı
Yıllar
GSYİH
İhracat
(Milyar
(Milyar
ABD
ABD
Doları)
Doları)
1949
6,349
0,247
1950
6,778
0,263
1951
8,177
0,314
1952
9,395
0,362
1953
10,933
0,396
1954
11,164
0,334
1955
13,422
0,313
1956
15,484
0,304
1957
20,619
0,345
1958
24,583
0,247
1959
30,715
0,353
1960
19,477
0,320
1961
10,788
0,346
1962
12,256
0,381
1963
14,484
0,368
1964
15,397
0,410
1965
16,474
0,463
1966
19,563
0,490
1967
21,809
0,522
1968
24,196
0,496
1969
27,039
0,536
1970
25,306
0,588
1971
22,636
0,676
1972
28,651
0,884
1973
36,081
1,317
1974
49,746
1,532
1975
62,226
1,401
1976
71,223
1,960
1977
81,467
1,753
1978
89,073
2,288
1979
108,837
2,261
Yıllar
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
Değişken Adı
GSYİH
(Milyar
ABD
Doları)
96,258
95,496
86,766
82,911
80,642
90,380
101,797
117,176
122,128
144,028
202,376
202,718
213,579
242,142
174,448
227,513
243,895
255,074
266,439
195,545
212,280
303,262
392,206
482,685
392,206
482,685
529,187
649,125
730,318
614,417
735,487
İhracat
(Milyar
ABD
Doları)
2,910
4,702
5,745
5,727
7,133
7,958
7,456
10,190
11,662
11,624
12,959
13,593
14,714
15,345
18,105
21,637
23,224
26,261
26,973
26,587
27,774
31,334
36,059
47,252
63,167
73,476
85,534
107,271
132,027
102,142
113,883