EKONOMETRİK SONUÇLAR

Bu çalışmada, 1980 – 2008 dönemlerini kapsayan yıllık verilerle, GSMH ile enerji tüketimi arasındaki kısa ve uzun dönemli ilişkiler ele alınmıştır. Öncelikle çalışma kapsamında yer alan değişkenlerin durağan olup olmadığı ADF birim kök testi ile araştırılmıştır. Serilerin bütünleşme sıralarının belirlenmesinden sonra, GSMH ile enerji tüketimi arasındaki uzun dönemli ilişkiler Engle-Granger eşbütünleşme (kointegrasyon) analizi ile incelenmiştir. Eşbütünleşmiş ilişki var ise hata düzeltme modeli çerçevesinde kısa dönemli ilişkiler ele alınmış ve son olarak, değişkenler arasındaki nedensel ilişkiler Granger Nedensellik Testi yardımıyla test edilmiştir.

4.3.1. Birim Kök Testi

Birim kök testi için, öncelikle ADF regresyon eşitliğinde bağımlı değişkenlere ait gecikme yapısının belirlenmesi gerekmektedir. Gecikme uzunluğunun belirlenmesi için serilerin sıfır, bir, iki ve üç gecikmeli değerleri ile oluşturulan ADF regresyon eşitliklerinden elde edilen Akaiki Bilgi Kriteri (AIC) değerleri tespit edilmiştir. Bu değerlere ait sonuçlar, her değişken için Tablo 17 ‘de verilmiştir.

Tablo 17: Değişkenlere Ait Uygun Gecikme Değerlerinin Seçilmesi (AIC Değerleri)

Gecikme 0 1 2 3

LENERJİ -0.76* -0.65 -0.57 -0.48

LGSMH -3.66* -3.64 -3.54 -3.42

* Uygun Gecikme Sayısı

Tablo 18’de görüleceği üzere ADF regresyon GSMH ve enerji tüketimi için uygun gecikme uzunluğu sıfır olarak belirlenmiştir. Bu gecikmeler ile

gerçekleştirilen ADF birim kök testi sonuçları Tablo 18’de rapor edilmiştir. Bu sonuçlara göre, değişkenlerin tamamı için %5 anlamlılık düzeyinde sıfır hipotezi reddedilememiştir. Bu durum değişkenlerin yalın düzeyde birim köke sahip olduğunu göstermektedir.

Tablo 18: Değişkenlerin Yalın Düzeyde ADF Birim Kök Testi Sonuçları McKinnon Kritik Değer

ADF Değeri %1 %5 %10

LENERJİ -0.55 -3.68 -2.97 -2.62

LGSMH 0.44 -3.68 -2.97 -2.62

Araştırma kapsamında yer alan değişkenlerin tamamı yalın düzeyde birim köke sahip olduğundan, bu değişkenlerin birinci sıra farkları alınmış ve birinci sıra farklarla ifade edilen zaman serilerinin durağanlığı ADF birim kök testi ile tekrar incelenmiştir. Bu değişkenlerin ADF regresyon eşitliğindeki gecikme uzunlukları Akaike Bilgi Kriteri çerçevesinde tahmin edilmiştir. Birinci sıra farklarla ifade edilen zaman serileri için ADF regresyon eşitliğindeki uygun gecikme yapıları araştırma kapsamında yer alan değişkenlerin tamamı için sıfır olarak tahmin edilmiştir. Bu tahminlere ait bilgiler Tablo 19’de özetlenmiştir.

Tablo 19:Değişkenlerin Birinci Dereceden Farklarına Ait Uygun Gecikme Değerlerinin Seçilmesi (AIC Değerleri)

Gecikme 0 1 2 3

∆LENERJİ -3.68* -3.59 -3.47 -3.34

∆LGSMH -0.71* -0.65 -0.56 -0.53

* Uygun Gecikme Sayısı

Birinci sıra fark olarak ifade edilen değişkenler için ADF birim kök testine ait bulgular Tablo 20’da verilmiştir. Sonuçlar, birinci sıra farklarla ifade edilen değişkenlerin tamamının durağan olduğunu göstermiştir. Elde edilen bulgular, araştırma kapsamında yer alan değişkenler için bütünleşme sıralarının 1 olduğuna işaret etmektedir.

Tablo 20: Değişkenlere Ait ADF Birim Kök Testi (Birinci Dereceden Farkı) McKinnon Kritik Değer

ADF Değeri %1 %5 %10

∆LENERJİ -5.99* -3.68 -2.97 -2.62

* %1 , %5 ve %10 anlamlılık düzeyinde birim kök içermiyor.

4.3.2. Eşbütünleşme Testi

Değişkenler arasındaki Engle – Granger (1987) eşbütünleşme testinin yapılabilmesi için, değişkenlerin aynı dereceden durağan olmaları gerekmektedir. Bu çalışmada değişkenlere yapılan ADF birim kök testi sonuçlarında serilerin hepsinin birinci dereceden fark durağan, diğer bir ifadeyle bütünleşme sıralarının 1 olduğu saptanmıştır.

Aynı dereceden durağan olan bu serilere Engle-Granger yöntemi kullanarak yapılacak olan eşbütünleşme testinde ilk olarak aşağıda ifade edilen modele ait parametreler en küçük kareler yöntemiyle tahmin edilmiştir.

t

lenerji smh=

α

0 +

α

1 +

ε

lg (12)

Yukarıda ifade edilen regresyon eşitliğine ait tahmin sonuçları Tablo 21’de verilmiştir. Buna göre modelde değişkenler arasındaki zaman içinde birbirini takip eden hata terimleri arasında pozitif yönde bir otokorelasyon olduğu ortaya çıkmaktadır. Bu nedenle otokorelasyon durumu Durbin Watson düzeltmesi ile ortadan kaldırılmıştır.

Tablo 21: Regresyon Sonuçları

(12) Nolu Model ( lgsmh=

α

₀ +

α

₁lenerji +

ε

_t) 0

α

α

1 1980-2008 Dönemi -6.24 1.68 Olasılık Değeri 0.0000 0.0000 R2 = 0,92 D-W = 0.503 F-istatistik = 308.49

Otokorelasyon giderildikten sonraki değişkenler lenerji (Enj) ve lgsmh (GSMH) olarak yeniden oluşturulmuş, otokorelasyon ortadan kaldırılmış ve regresyon eşitliğine ait tahmin sonuçları aşağıda verilmiştir.

Tablo 22: Regresyon Sonuçları

0

α

α

1 1980-2008 Dönemi -2.73 2.18 Olasılık Değeri 0.0004 0.0000 R2 = 0,72 D-W = 1,766 F-istatistik = 69.103

Tahmin edilen uzun dönemli ilişkide GSMH ’yı %1 anlamlılık düzeyinde pozitif yönde etkileyen enerji tüketimi olduğu görülmüştür. Bu modele ait tahmini hata terimi değerleri (

ε

t) ise uzun dönem ilişkisinin bozucu terimini ifade eder.

Şayet bu uzun dönem dengesindeki sapmanın durağan olduğu ortaya çıkarsa, değişkenler arasında bir eş-bütünleşme (eşbütünleşme) olduğu anlaşılır. Buna göre, yukarıda (12) nolu eşitlikten tahmin edilen hata teriminin (artıklar) durağan olup olmadığı ADF birim kök testi ile araştırılmış ve sonuçlar Tablo 23’de özetlenmiştir. Tablo 23: Modeldeki Hata Teriminin Durağanlık Testi (ADF Birim Kök Testi)

McKinnon Kritik Değer

Değişkenler ADF Değeri %1 %5 %10

εt -5.02 -2.65 -1.95 -1.60

ADF birim kök testine bakıldığında, tahmin elde edilen hata teriminin %1 anlamlılık düzeyinde durağan olduğu kabul edilir

Hata teriminin durağan olduğu anlaşıldığından 12 nolu denklem ile ifade edilen regresyon ilişkisinin eşbütünleşmiş olduğu kabul edilir.

Değişkenler arasında bir eş-bütünleşme olması, uzun dönem ilişkisinin olduğunu gösterir. Modelden elde edilen hata terimi, modeldeki bağımlı değişkende kısa dönem değerleri ile uzun dönem değerleri arasında bir köprü rolü oynar. Hata düzeltme modeli bu amaçla geliştirilmiştir. En basit şekliyle ifade edilen hata düzeltme modeli aşağıda verilmiştir.

) 1 ( 1 0 + ∆ + − = ∆gsmh α α enj εgsmht (13)

Bu modelden elde edilen sonuçlar aşağıdaki tabloda verilmiştir. Tablo 24: Hata Düzeltme Modeline Ait Regresyon Analizi Sonuçları 13Nolu Model ) 1 ( 1 0 + ∆ + − = ∆gsmh α α enj εgsmht 0

α

α

1

ε

kde(t−1) 1980-2004 Dönemi -0.01 2.70 -0.94 Olasılık (t-istatistik) 0.58 0.000 0.001 R2 = 0,73 D-W = 1.63 F-İstatistik = 33.61

1980 – 2008 dönemi için yapılan hata düzeltme modelini ele alacak olursak, 1980 – 2008 yılları arasındaki hata düzeltme modelinde enerji tüketiminin kısa dönemde GSMH üzerinde pozitif yönde etkisinin olduğu görülmektedir. Buna karşın hata düzeltme terimine ait parametre –0.94 olarak hesaplanmıştır ve %1 anlamlık düzeyine göre istatistiksel olarak sıfırdan farklıdır. O halde, enerji tüketimi ile GSMH arasında meydana gelen dengesizliklerin %94’ü 1 yıllık dönemde ortadan kalkmakta olup sistem yaklaşık olarak 1,06 yılda tekrar dengeye gelmektedir.

4.3.3. Granger Nedensellik Testi

Granger nedensellik testine geçmeden önce, otoregresif modele ait gecikmenin belirlenmesi gerekmektedir. Gecikme değerlerinin tayin edilmesinde kullanılan en önemli yöntem, VAR Analizinde Akaiki Bilgi Kriteri değerlerinin kıyaslanması yöntemidir. Maksimum gecikme uzunluğu 3 olmak üzere VAR modeli

için uygun gecikme yapısı Akaiki. kriterine göre belirlenmiştir. VAR modeli için gecikme yapısının belirlenmesine ait Akaike Bilgi Kriteri değerleri Tablo 24’de özetlenmiştir.

Tablo 25: VAR Analizine Göre Gecikme Sayısı (Akaiki Bilgi Kriteri)

1 2 3

∆gsmh -∆enerji arasında -4.48* -4.43 -4.12

Yukarıdaki gecikme uzunlukları belirlenmiş olan VAR modeli çerçevesinde gerçekleştirilen ikili Granger nedensellik testi sonuçları aşağıdaki tabloda verilmiştir. Tablo 26: Değişkenler Arasındaki Granger Nedensellik Testi Sonuçları

F- değeri p değeri Sonuç**

Belgede Enerji tüketimi-ekonomik büyüme ilişkisi: Türkiye örneği (1980-2008) (sayfa 100-105)