ESKISEHIR OSMANGAZI UNIVERSITY JOURNAL OF ECONOMICS AND ADMINISTRATIVE SCIENCES CİLT / VOL: 8 SAYI / NO: 2 EKİM/ OCTOBER 2013 ISSN

(1)

ESKISEHIR OSMANGAZI UNIVERSITY JOURNAL OF ECONOMICS AND ADMINISTRATIVE SCIENCES CİLT / VOL: 8 SAYI / NO: 2 EKİM/ OCTOBER 2013 ISSN 1306‐6730

(2)

E S K İ Ş E H İ R O S M A N G A Z İ Ü N İ V E R S İ T E S İ İ K T İ S A D İ V E İ D A R İ B İ L İ M L E R F A K Ü L T E S İ D E R G İ S İ

E S K I S E H I R O S M A N G A Z I U N I V E R S I T Y

J O U R N A L O F E C O N O M I C S A N D A D M I N I S T R A T I V E S C I E N C E S Sahibi

Üniversite Adına Prof. Dr. Hasan Gönen (Rektör)

Editör

Prof. Dr. Sami Taban

Editör Yardımcıları

Doç. Dr. Sıtkı Çorbacıoğlu Doç. Dr. Semih Bilge

Danışma Kurulu

Prof.Dr. Ferruh Çömlekçi(Anadolu Üniversitesi) Prof. Dr. Birol Akgün (Selçuk Üniversitesi)

Prof. Dr. Beyhan Ataç (Anadolu Üniversitesi) Prof. Dr. Burhan Aykaç (Gazi Üniversitesi) Prof. Dr. Mehmet Bahtiyar (Kocaeli Üniversitesi) Prof. Dr. Ömer Faruk Batırel (Marmara Üniversitesi) Prof. Dr. Ömer Çaha (Fatih Üniversitesi)

Prof. Dr. B. Zafer Erdoğan (Anadolu Üniversitesi) Prof. Dr. Güliz Ger (Bilkent Üniversitesi) Prof. Dr. Yalçın Karatepe (Ankara Üniversitesi) Prof. Dr. Hikmet Kavruk (Gazi Üniversitesi) Prof. Dr. İsmail Kayar (Erciyes Üniversitesi)

Prof.Dr. Fazıl Tekin (Eskişehir Osmangazi Üniversitesi) Prof. Dr. Erdener Kaynak (Pennsylvania State Üniversitesi) Prof. Dr. Tamer Koçel (İstanbul Kültür Üniversitesi) Prof. Dr. Ersin Onulduran (Ankara Üniversitesi) Prof. Dr. Şükrü Özen (Yıldırım Beyazıt Üniversitesi) Prof. Dr. Mahmut Paksoy (İstanbul Kültür Üniversitesi) Prof. Dr. Şevket Pamuk (Boğaziçi Üniversitesi) Prof. Dr. Necla Pur (Marmara Üniversitesi)

Prof. Dr. Selahattin Turan (Eskişehir Osmangazi Üniversitesi) Prof. Dr. İşaya Üşür (Gazi Üniversitesi)

Prof. Dr. Erinç Yeldan (Bilkent Üniversitesi)

Prof. Dr. Cengiz Yılmaz (Ortadoğu Teknik Üniversitesi)

Yayın Kurulu

Prof. Dr. Sami Taban Prof. Dr. Ömer Adil Atasoy Prof. Dr. Ömer Torlak Prof. Dr. Özcan Dağdemir Prof. Dr. Selami Sezgin

Doç. Dr. Sıtkı Çorbacıoğlu Doç. Dr. Semih Bilge Doç. Dr. Ali ÇELİKKAYA Doç. Dr. Cenap ÇAKMAK Doç. Dr. Murat Kiracı Doç. Dr. Nuray Girginer

Dergi Sekreteryası

Arş. Gör. Mehmet Şengür Arş. Gör. Duygu Şengül Çelikay

Arş. Gör. Gülşah Topuz Arş. Gör. Müge Dalar

[email protected] http://iibf.ogu.edu.tr/dergi/index.htm ESOGU İİBF Meşelik Kampüsü 26480 ESKİŞEHİR Tel: 0 222 2292523‐2393750/1732‐1746 Faks: 0 222 2292527

Kapak ve Sayfa Tasarımı

Öğr. Gör. Cemalettin Yıldız

Dizgi

Arş. Gör. Mehmet Şengür Arş. Gör Taner Sekmen Arş. Gör Dürdane Küçükaycan

Arş. Gör Veysel Tekdal Arş. Gör Melek Bıyıklıoğlu

Basım Yeri

Eskişehir Osmangazi Üniversitesi Basımevi

Eskişehir Osmangazi Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi yılda iki kez Nisan ve Ekim aylarında yayınlanan hakemli bir dergidir. Dergide yer alan yazılar kaynak gösterilmeksizin kısmen ya da tamamen iktibas edilemez. Dergide yer alan yazıların sorumluluğu yazarlarına aittir. Derginin elektronik versiyonuna http://iibf.ogu.edu.tr/dergi adresinden ulaşılabilir.

Eskişehir Osmangazi Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi

EconLit, EBSCO ile Akademia Sosyal Bilimler İndeks (ASOS Index)’leri tarafından indekslenmekte ve TÜBİTAK ULAKBİM Sosyal Bilimler Veri Tabanı tarafından taranmaktadır.

(3)

Editörden

Değerli akademisyen ve araştırmacılar,

Her yeni sayıda olduğu gibi, Ekim 2013 sayısını da çıkarmanın heyecanı ve mutlu‐

luğu içerisindeyiz. Bu sayıda yer alan on iki makale sizlerin hizmetine sunulmuş bulunmaktadır. Dergimize yoğun ilgi ve talebin sürmesi bizleri mutlu etmektedir.

Sizlerin yoğun ilgi ve talebini zamanında karşılayabilmek ve dergimize yönelik memnuniyeti daha da artırabilmek adına, dergimizin bundan sonra yılda üç kez yayınlanacağı müjdesini de sizlerle paylaşmak istiyorum.

Bu sayıda görüş, öneri ve eleştirileriyle makaleleri değerlendiren hakemlerimize teşekkür ediyorum. Ayrıca, alan editörlerimize, yayın kurulu üyelerine, yazarlara, derginin dizgi ve sekreterliğinde görev alan takım arkadaşlarıma da teşekkür edi‐

yorum. Bu sayının basılmasında emekleri geçen basımevi çalışanları da teşekkürü hak edenler arasındadır.

Gelecek sayıda buluşmak ümidiyle…

Prof. Dr. Sami Taban Editör

(4)

4

Dergimizin bu sayısına gönderilen makaleleri değerlendiren hakemlerimize teşek‐

kürlerimizi sunarız.

Doç. Dr. İsmail Aktar Yalova Üniversitesi Prof. Dr. Hayriye Atik Erciyes Üniversitesi Doç. Dr. Çetin Bektaş Erzincan Üniversitesi Prof. Dr. Canan Çetin Marmara Üniversitesi Doç. Dr. Metin Dağdeviren Gazi Üniversitesi Doç. Dr. Bülent Duru Ankara Üniversitesi Doç. Dr. İbrahim Dursun Polis Akademisi

Yrd. Doç. Dr. Zeliha Kaygısız Ertuğ Eskişehir Osmangazi Üniversitesi Doç. Dr. Harun Kaya İstanbul Üniversitesi

Prof. Dr. Turhan Korkmaz Bülent Ecevit Üniversitesi Prof. Dr. Ayşe Anafarta Kuruüzüm Akdeniz Üniversitesi Doç. Dr. Mustafa Kurt Yalova Üniversitesi Prof. Dr. Rana Özen Kutanis Sakarya Üniversitesi Prof. Dr. Erol Kutlu Anadolu Üniversitesi Doç. Dr. Şaban Nazlıoğlu Pamukkale Üniversitesi Prof. Dr. Mustafa Ökmen Celal Bayar Üniversitesi Prof. Dr. Mustafa Özer Anadolu Üniversitesi Doç. Dr. Arif Özsağır Gaziantep Üniversitesi Prof. Dr. Mithat Bülent Tokat Dumlupınar Üniversitesi Prof. Dr. Şevket Tüylüoğlu Abant İzzet Baysal Üniversitesi Prof. Dr. Bedriye Tunçsiper Balıkesir Üniversitesi

Prof. Dr. Şaban Uzay Erciyes Üniversitesi Prof. Dr. Gülümser Ünkaya İstanbul Aydın Üniversitesi Prof. Dr. Rahmi Yamak Karadeniz Teknik Üniversitesi

(5)

EKİM 2013

İÇ İNDEK İLER

5

Sayfa

Türkiye Ekonomisinde Dışa Açıklık ve Enflasyon İlişkisi Üzerine Ampirik Bir Analiz Şahabettin GÜNEŞ Fatih KONUR

Döviz Kuru Hareketleri ve Bütçe Açığı, Enflasyona Yol Açar Mı? Gelişmekte Olan Asya Ülkeleri Üzerine

Bir Panel Nedensellik Analizi Bülent DOĞRU Mürşit RECEPOĞLU

Orkun ÇELİK

Ekonomik Özgürlüğün Gelir Düzeyi Üzerindeki Etkisinin Panel Veri Analizi Yöntemiyle İncelenmesi Rahmi ÇETİN

Yaratıcı Muhasebe Stratejileri Davut AYGÜN

Banka Çalışanlarının Maruz Kaldıkları Bireysel ve Örgütsel Stres Kaynakları Arasındaki İlişkilerin İncelenmesi

Recep KILIÇ Sedat YUMUŞAK Harun YILDIZ

ERP Yazılımı Seçiminde İki Aşamalı AAS‐TOPSIS Yaklaşımı Selçuk PERÇİN A. Cansu GÖK

7

21

37

49

71

93

(6)

ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ

6

Türkiye İçin 2010‐2012 Dönemi Karşılaştırmalı Bilgi Ekonomisi Analizi Oytun Mecik

Kadın ve Erkek Liderlerin Sözel İletişim Yeterlikleri ve Bunun Çalışanların İş Tutumları Üzerine Etkileri:

Sözel Özen, Sözel Etkililik ve İş Tutumları Necmettin ÖZEL

İstanbul Menkul Kıymetler Borsasında İşlem Gören Üretim Firmalarının Piyasa Değerini Açıklayan İçsel Değişkenler: Panel Verilerle Sektörel Bir Analiz

İlhan KÜÇÜKKAPLAN

İklim Değişikliği ve Dağıtıcı Adalet Mustafa DEMİRCİ

Psikolojik Sözleşme İle İş Tatmini İlişkisine Yönelik Bir Araştırma Ali DİKİLİ Serkan BAYRAKTAROĞLU

Çok Ölçütlü Karar Verme Modellerinde Normalizasyon Tekniklerinin Sonuçlara Etkisi: COPRAS Örneği

Aşkın Özdağoğlu

115

141

161

183

205

229

(7)

ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ, EKİM 2013, 8(2), 7‐ 20 7

Türkiye Ekonomisinde Dışa Açıklık ve Enflasyon İlişkisi Üzerine Ampirik

Bir Analiz

Şahabettin GÜNEŞ

Doç.Dr., Abant İzzet Baysal Üniversitesi,

^İİBF,

İktisat Bölümü [email protected]

Fatih KONUR

Yrd.Doç.Dr., Abant İzzet Baysal Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölümü [email protected]

Türkiye Ekonomisi’nde Dışa Açıklık ve Enflasyon İlişkisi Üzerine Ampirik Bir Analiz

Özet

Bu çalışmada, Türkiye’de uluslararası ticarete açıklık derecesi ile enflasyon arasındaki muhte‐

mel ilişki araştırılmıştır. 2000Q1‐2011Q4 arası çeyrek dönemlik veri setine eş‐bütünleme (koen‐

tegrasyon) ve Vektör Hata Düzeltme Modeli (VHDM) teknikleri uygulanmıştır. Ulaşılan sonuç‐

lara göre, dışa açıklık ile enflasyon serileri eş‐

bütünleme özelliğine sahiptirler. Değişkenler arasında çift yönlü işleyen bir Granger‐

nedensellik ilişkisi de bulunmaktadır. Vektör Hata Düzeltme Modeli sonuçlarına göre ise, iki değişken arasında kısa dönemde ortaya çıkan sapmalar uzun dönemde ortadan kalkmaktadır.

Yani seriler birlikte hareket etmektedirler.

Anahtar Kelimeler: Dışa açıklık, Enflasyon, Eş‐

bütünleme, VHDM

An Emprical Analysis on the Relationship between Openness and Inflation in Turkish Economy

Abstract

This study investigates the possible relationship between international trade openness and inflation in Turkey. Cointegration and Vector Error Correction Model (VECM) techniques are utilized on quarterly data set covering the period 2000Q1‐2011Q4. The main findings of the paper are as follows: for the Turkish economy, open‐

ness to international trade and inflation are cointegrated and have bi‐directional Granger causality relationship. The variables tend to return back to their equilibrium level in the long run, as suggested by the VECM analysis.

Keywords: Openness, Inflation, Cointegration, VECM

(8)

8

1. Giriş

Bilindiği gibi, uluslararası ticaret konusu veya bir ülkenin diğer ülkelerle olan eko‐

nomik ilişkilerinin derecesi her zaman için o ülkede özellikle ekonomiyle ilgilenen yönetici veya akademik alandaki kesimlerin yakından ilgilendiği konular arasında yer almıştır. Bu bağlamda, ülkemiz açısından değerlendirildiğinde eskiden beri süregelen bir tartışmanın varlığından söz etmek mümkündür. Bazı iktisatçılar (Wal‐

lerstein, 1984: 44; Cox, 1993: 60‐63), ülke ekonomisinin yeterli rekabet gücü ol‐

madığı için dış ticaretin yerli üretimi gerilettiğini ve ülkeyi dışa bağımlı hale getir‐

diğini iddia ederken, diğer bir kısım iktisatçılar da (Griswold, 2001; Barry, 2002) dışa açıklığın rekabet gücünü arttıracağını ve ülkeyi dünya pazarlarında pay sahibi olan sağlıklı bir endüstriyel gelişme sürecine sokacağını ileri sürmektedir. Ülke ekonomisinin dışa açıklık derecesi ile enflasyon arasındaki ilişki açısından da farklı yaklaşımların olduğunu söylemek mümkündür. Aşağıda bahsedileceği gibi, bazı çalışmalar dış ticaretin özellikle ithalat yönüyle enflasyonist olduğunu savunurken, diğer bazı çalışmalar da bunun tersinin geçerli olduğunu ileri sürmektedir.

Dışa açıklık‐enflasyon ilişkisi teorik ve ampirik olarak da üzerinde görüş birliği sağ‐

lanabilmiş bir konu değildir. Teorik açıdan olaya bakıldığında, uluslararası uzman‐

laşmanın ve ölçek ekonomilerinin maliyetleri düşürebileceği ve dolayısıyla ulusla‐

rarası ticaretin de anti‐enflasyonist etki oluşturacağı söylenebilir. Ayrıca Romer’e (1993) göre, dışa açıklık arttıkça genişleyici para politikası uygulamak zorlaşmakta‐

dır. Çünkü ulusal paranın hızla devalüe olması ülke içi fiyatları hızla arttıracağından dolayı daha açık ekonomiler daha dikkatli para politikası uygulamak zorunda kala‐

caklardır ve sonuçta daha düşük enflasyon değerlerine sahip olacaklardır. Rogoff da (2003) globalleşmenin de‐regülasyon ve özelleştirme sürecini hızlandırarak ülkeler açısından anti‐enflasyonist sonuçlar doğurduğunu belirtmektedir. Lane de (1997) dışa açıklık oranı arttıkça daha düşük enflasyon oranlarının yakalanabilece‐

ğini, çünkü dışa açıklığın Phillips eğrisini daha dik hale getireceği görüşünü savun‐

maktadır.

İçsel Büyüme Teorisine göre de dışa açıklıkla enflasyonu ilişkilendiren bazı kanallar olabilir: Bunlar; a) kaynakların daha etkin dağıtımı, b) ulusal ve uluslararası boyut‐

ta üretilen girdilerin üretim maliyetlerini düşürmesi, c) kapasite kullanım oranın‐

daki artışlarının ölçek ekonomilerine yol açması, d) yabancı yatırımların artması sonucu ulusal hasılanın artarak fiyatları düşürmesi şeklinde sıralanabilir (Ashra, 2002).

Ancak, özellikle küçük ve dışa açık ekonomilerde genişleyici maliye politikasının da GSMH’yı etkileme gücünün zayıf olması, dış ticaret‐yerel arz ilişkisi ve ara malı maliyet artışları gibi etkenler de hesaba katıldığında dışa açıklığın enflasyonist olma ihtimali de bulunmaktadır. Evans (2007), ithal ara malları fiyatlarındaki artış‐

lar ve para otoritesinin monopol gücüne sahip olması nedeniyle dışa açıklığın enf‐

(9)

EKİM 2013 9 lasyonist olabileceğini savunmaktadır. Cooke (2010), dış ticaret hadlerinin mono‐

polcü fiyat artışlarıyla bağlantılı olduğunu, bunun da daha açık ülkelerde politika yapıcılarını kısa dönen Phillips eğrisi ilişkisinden daha fazla medet umar hale geti‐

receğini ve sonuçta dışa açıklığın enflasyonu arttıracağını ifade etmektedir. Terra (1998), iki değişken arasındaki ilişkinin sadece aşırı borç yükü olan ülkeler için ne‐

gatif olabileceğini, diğer ülkeler için ise pozitif olacağını iddia etmektedir. Ball da (2006) dışa açıklığın anti‐enflasyonist olduğu görüşüne katılmamaktadır.

Bu çalışma, literatüre özellikle ampirik olarak katkı sağlamayı ve yaklaşık çeyrek asırdır hızlı bir dışa açılma süreci yaşayan Türkiye açısından dışa açıklık ve enflas‐

yon ilişkisini analiz etmeyi amaçlamaktadır. Çalışma, 2000‐2011 yılları arasındaki çeyrek dönemlik veri setini kullanması açısından bir ilk niteliğindedir. Ayrıca, eşbü‐

tünleme (koentegrasyon) yöntemi ve hata düzeltme modeliyle değişkenler arasın‐

daki hem kısa dönemli hem de uzun dönemli ilişkinin niteliğinin güvenilir sonuçlar‐

la ortaya koyulması da tartışmanın sürdüğü ve ampirik olarak farklı sonuçlara ulaşmanın süregeldiği konuya yeni bir katkı sağlayacaktır.

Çalışmanın ikinci bölümünde, ilgili literatür genel olarak son on yıl bağlamında ve özellikle ampirik çalışmalar açısından kısaca taranmıştır. Üçüncü kısımda analizde kullanılan veri seti tanıtılmaktadır. Dördüncü kısım, uygulanan ekonometrik analizi ve ilgili sonuçları içermekte, beşinci kısım ise sonuç bölümünden oluşmaktadır.

2. İlgili Literatür

Uluslararası ticaret ile enflasyon arasındaki ilişki çok sayıda ampirik çalışmaya konu olmuştur ve olmaya da devam etmektedir. Farklı ekonometrik analizlerle değişik ülkeler bazında söz konusu ilişkinin niteliği açıklığa kavuşturulmaya çalışılmaktadır.

Thomas (2012), sekiz ülkeyi kapsayan Pasifik ülkeler grubu Karayipler için yaptığı panel data çalışmasında dışa açıklık ile enflasyon arasında pozitif bir ilişki bulmuş ve uluslararası ticaretin bu ülkeleri dış şoklara açık hale getirerek istikrarsızlığa yol açtığı sonucuna ulaşmıştır. Samimi vd. (2011), dışa açıklık ve enflasyon arasındaki ilişkiyi İran için ARDL sınır testi yöntemiyle incelemişler ve dışa açıklığın enflasyonu kısa dönemde negatif olarak etkilediğini bulmuşlardır. Mukhtar (2010), Pakistan için yaptığı ve 1960‐2007 yıllarını kapsayan koentegrasyon analizi çalışmasında enflasyonla dışa açıklık arasında istatistiksel olarak anlamlı ve ters yönlü bir ilişki bulmuştur. Buna göre, Pakistan ekonomisi dışa açıldıkça enflasyon düşmektedir.

Zakaria (2010), yine Pakistan için yaptığı 1947‐2007 yıllarını kapsayan zaman serisi analizinde Mukhtar’dan farklı olarak enflasyonla dışa açıklık arasında pozitif ilişki bulmuştur. Lin (2010), 1970‐2007 yıllarını ve 106 ülkeyi kapsayan panel data ça‐

lışmasında enflasyonun yüksek olduğu dönemlerde dışa açıklığın enflasyonu nega‐

tif olarak etkilediğini, ancak enflasyonun zaten düşük olduğu dönemlerde ise etki‐

lemediğini bulmuştur. Yine panel data analiziyle Nasser vd. (2009) 152 ülkeyi kap‐

sayan çalışmalarında dışa açıklığın bu ülkelerde daha düşük enflasyon değerlerinin

(10)

10

elde edilmesine yol açtığını bulmuşlardır. Wu ve Lin (2008), içlerinde Batı Avrupa ülkelerinin de bulunduğu 13 ülkeyi kapsayan panel veri çalışmasında kullanılan modele göre değişen sonuçlar elde etmişlerdir. Sabit parametresinin bütün ülkeler için standardize edilmesi durumunda enflasyonla dışa açıklık arasında ters yönlü bir ilişki ortaya çıkmaktadır. Ancak modellerinde ekonometrik açıdan daha uygun olan sabite kısıtlama koyulmaması durumunda ise söz konusu iki değişken arasın‐

da anlamlı bir ilişki bulamamışlardır. Ihrig vd. (2007) ve Batra (2001) enflasyon ile dışa açıklık arasında anlamlı bir ilişki bulamazken, Daniels ve VanHoose (2006), Kim ve Beladi (2005), Gruben ve McLeod (2004), Sachsida vd. (2003) negatif bir ilişki bulmuşlardır. Badinger (2009) ise, OECD ülkeleri için yaptığı çalışmasında dışa açıklık ile enflasyon arasında anlamlı bir ilişki bulamamıştır.

Konuyla ilgili yaptıkları çalışmalarında Razin ve Loungani (2007), enflasyonla mü‐

cadelede katlanılması gereken büyümeden fedakarlık oranını da analize dahil et‐

mişler ve dışa açıklık ile fedakarlık oranı arasında pozitif ilişki bularak bu ilişkinin aslında enflasyonist olabileceği iddiasını dile getirmişlerdir.

Türkiye’de dışa açıklık ile enflasyon arasındaki ilişkiyi spesifik olarak analiz eden çalışmaların sayısı sınırlıdır. Bu analizlerden Taşçı vd.’ne (2009) ait çalışmada, dışa açıklık ile enflasyon arasındaki ilişki bazı gelişmekte olan ülkeler için panel veri tahmini yöntemiyle araştırılmıştır. Çalışmada, 1980‐2006 arasını kapsayan yıllık veriler kullanılmıştır. Elde edilen bulgulara göre; Arjantin, Brezilya, Bolivya, Şili, Kolombiya, Kosta Rika, Meksika, Paraguay, Peru, Uruguay ve Türkiye’de dışa açık‐

lık enflasyonu pozitif yönde etkilemektedir. Sekmen (2007), 1950‐2003 arası yıllık verileri En Küçük Kareler (OLS) yöntemiyle kullanarak Türkiye ekonomisinin dışa açılmasının enflasyona mı yoksa üretim artışına mı yol açtığını incelemiş ve dışa açıklığın enflasyonu arttırdığı sonucuna ulaşmıştır. Berument ve Doğan (2003), Türkiye için 1987:1‐2001:1 arası çeyrek‐dönemlik veri setini kullanarak yaptıkları çalışmalarında dışa açıklık derecesiyle enflasyon oranı arasında negatif bir ilişki bulmuşlardır. Işık (2003), aralarında Türkiye’nin de bulunduğu 42 ülkeyi kapsayan çalışmasında 1990‐2000 arası döneme ait yıllık verileri kullanmıştır. Çalışmada elde edilen sonuçlara göre gelişmiş ülkelerle kıyaslandığında gelişmekte olan ülkelerde dışa açıklık oranının artması enflasyon oranının artması yönünde daha fazla baskı oluşturmaktadır. Bayraktutan ve Arslan (2003), Türkiye için 1980‐2000 dönemine ait yıllık verileri kullanarak yaptıkları korelasyon ve koentegrasyon analizlerinde ithalat hacmi ile enflasyon oranı arasında negatif bir ilişki bulmuşlardır.

3. Veri

Bu çalışmada kullanılan üçer aylık enflasyon verileri İstanbul Ticaret Odası'nın (İTO) oluşturduğu 2000Q1‐2011Q4 arasını kapsayan ücretliler için geçinme endek‐

sidir (1995=100). Daha genel bir endeks olan TÜFE yerine İTO geçinme endeksini kullanmamızın bazı nedenleri bulunmaktadır. Bunlar, TÜFE’nin baz yılının değişti‐

(11)

EKİM 2013 11 rilmiş olması, İTO geçinme endeksinin çeyrek dönemlik hazır veriler sunması, İTO endeksinin TÜFE’de gözlenen spesifik ürün veya ürün grubu kaynaklı şok dalga‐

lanmalar göstermemesi gibi nedenler olarak ifade edilebilir. Literatürde benzer nedenlerle İTO endeksini enflasyon verisi olarak kullanan çalışmalar bulunmakta‐

dır (bkz. Tunay, 2010). Aynı döneme ait dışa açıklık verileri ise reel değerlerle (İh‐

racat + İthalat) /GSYİH*100 şeklinde hesaplanmıştır. David (2007)'nin de belirttiği gibi, bu hesaplama ticaret bazlı dışa açıklığın literatürde en yaygın şekilde kullanıl‐

dığı bir tanımlamadır. Enflasyon ve dışa açıklık verilerinin her ikisi de Türkiye Cum‐

huriyet Merkez Bankası (TCMB) elektronik veri dağıtım sisteminden alınmıştır. Bu veriler kullanılarak oluşturulan şekil aşağıda verilmiştir.

Şekil 1: Enflasyon (ENF) ve Dışa Açıklık (DA) Değişkenlerinin Değişim Seyirleri Yukarıdaki Şekil 1, kullanılan verilerin yapısal durumları hakkında tek şekil üzerinde görsel olarak bir fikir vermesi açısından sunulmuştur. Serilerin veri büyüklükleri birbirinden oldukça farklı olduğundan dolayı değişkenlere ait veriler standardize edilmiş olarak gösterilmiştir. Dolayısıyla, Şekil 1 sadece değişkenlerin göreceli ge‐

lişme seyirlerini göstermekte, her bir değişkene ait sayısal bilgi sunmamaktadır. Bu nedenle de, düşey eksen rakamsal bir değere sahip değildir.

4. Ekonometrik Analiz

Bu çalışmada önce zaman serilerine birim‐kök testi uygulanarak enflasyon ve dışa açıklık değişkenlerinin durağan olup olmadıkları kontrol edilecektir. Durağan değil‐

lerse seriler durağan hale getirilecek ve eşbütünleme (koentegrasyon) analizine tabi tutulacaklardır. Seriler arasında eşbütünleme ilişkisi varsa Hata Düzeltme Mo‐

deli tahmini, böyle bir ilişki yoksa normal Granger nedenselliği analizi yapılabilir.

(12)

12

Ancak, bu ikinci durumda ekonometrik açıdan sağlıklı bir analiz için enflasyonun muhtemel belirleyicileri olabilecek bağımsız değişken sayısını arttırmak gerekir.

Öncelikle enflasyon ile dışa açıklık arasında aşağıdaki gibi bir ilişki olduğunu varsa‐

yalım:

ENF_t = ₀+ ₁DA_t + _t (1)

Eşitlik (1)’de, ENF_t t periyodundaki enflasyonu ölçtüğümüz endeks değerlerini, DA_t t periyodundaki dışa açıklık değerlerini, ₀ ve ₁ parametreleri, ve _t de hata teri‐

mini göstermektedir.

Serilerin durağan olup olmadıklarını anlamak için literatürde bu amaçla en yaygın olarak kullanılan Augmented Dickey‐Fuller (ADF) (1981) testini uygulayacağız. ADF testi aşağıdaki regresyon denkleminden elde edilen veriler baz alınarak yapılacak‐

tır:

Δy_t = £ + ьt + (ɀ‐1)y_t‐1+ +



 k

i 1

_iΔy_t‐i + _t (2)

Eşitlik (2)'de y analiz konusu olan değişkeni, £, ь , ɀ ve  parametreleri, t lineer zaman terimini Δ birinci fark operatörünü, k ise optimal gecikme uzunluğunu ifade etmektedir. Optimal gecikme uzunluğu, hata terimi _t’nin sıfır ortalama ve sabit varyans özelliğinin sağlanması için AIC (Akaike Bilgi Kriteri) verilerine göre saptan‐

maktadır. ADF testinde alternatif hipotez (H1: (ɀ‐1) <0) olan y’nin durağan olduğu tezi yanlışlanamadığı takdirde y’nin durağan olmadığı hipotezi (H0: ɀ‐1 = 0) redde‐

dilmektedir. Bu test için normal t değerleri standart t dağılımına sahip olmadığın‐

dan, test için geçerli olan Davidson ve MacKinnon (1993) kritik değerlerinin kulla‐

nılması gerekmektedir.

Seriler ve birinci farklar için Shazam programı kullanılarak hesaplanan ADF birim kök testlerinin sonuçları aşağıdaki tabloda sunulmuştur:

Tablo 1: ADF Birim‐Kök Test Sonuçları

LnENF I(0) LnDA I(0)

Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli

‐0.16988 ‐2.2829 ‐2.4609 ‐1.5041

LnENF I(1) LnDAI(1)

Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli

‐2.7815***(4) ‐2.3587(4) ‐2.6508***(4) ‐2.9188(4)

Notlar: Anlamlılık düzeyi değerleri *** (%10) olarak gösterilmiştir.Parantezlerin içindeki optimal gecikme uzunluğu (4) Shazam programı tarafından belirlenmiştir.

(13)

EKİM 2013 13 Tablo (1)'deki sonuçlara göre, ENF ve DA değişkenleri düzey durumunda, I(0), durağan değillerdir. Ancak birinci farkları alındıktan sonra, I(1), durağan hale gelmektedirler.

İkinci adımda seriler arasında bir eşbütünleme (koentegrasyon) ilişkisinin bulunup bulunmadığını araştırmak mümkündür. Eşbütünleme analizi enflasyon ile dışa açıklık arasında uzun dönemli bir ilişkinin bulunup bulunmadığını anlamak açısın‐

dan önemlidir. Yukarıda verilen eşitlik (1)'deki değişkenlerin her biri I(1) ise, ve bu serilerin ENF_t ‐ ₀ ‐ ₁DA_t = _t, veya I(0), şeklinde bir doğrusal kombinasyonları bulunuyorsa ENF_t ve DA_t arasıda eşbütünleme ilişkisi var demektir. Bu durumda eşitlik (1) eşbütünleme regresyonu, ₁ de eşbütünleme parametresi ve olarak isimlendirilir. ENF ve DA eşbütünleme özelliği sergilediklerinde, eşitlik (1)’e en küçük kareler (OLS) ile tahmin yönteminin uygulanması 1 için ekonometrik an‐

lamda tam tutarlı bir sonucun elde edilmesini sağlar. Bu ise enflasyon ve dışa açık‐

lık arasında uzun dönemli ve istikrarlı bir denge durumu ilişkisinin bulunduğu an‐

lamına gelmektedir (Griffits vd., 1993: 700).

Johansen‐Juselius (JJ) (1990) metodu, eşbütünleme sergileyen vektörlerin sayısını bulmak için iz (trace) ve maksimum özgül değer (eigenvalue) test istatistiklerini kullanmaktadır. İz testinde en çok r kadar eşbütünleme ilişkisine sahip vektörün olduğu şeklindeki sıfır hipotezi λiz = T ∑j=r+1,n ln(1‐λj) eşitliği ile ifade edilebilir. Bu eşitlikteki T testte kullanılan gözlem sayısını, λj’lar ise serilerin I(1) olduğu varsayı‐

mı altında tahmin edilen karakteristik kökleri göstermektedir. Maksimum özgül değer test istatistiği de λ_max = ‐T ln(1‐_λr+1) eşitliğini baz alarak sıfır hipotezine karşı‐

lık r+1 alternatif hipotezini test etmektedir (Güneş, 2005). Testlerde özel kritik değerlerin kullanılması gerekir ve bu kritik değerler Osterwald‐Lenum’da (1992) verilmiştir.

Eşbütünleme analizi için uygulanan Johansen‐Juselius test sonuçları aşağıdaki tab‐

loda gösterilmiştir:

Tablo 2: JJ Eşbütünleme Testi Sonuçları

r = 0 Kritik değerler(%5) r <=1 Kritik değerler(%10)

Λiz 20.749 ** 17.8 4.54 6.7

λmaks 16.213** 14.6 4.54 6.7

Notlar: ** %5 anlamlılık düzeyi değerlerini göstermektedir. Optimum gecikme uzunluğu AIC & SC kriterlerine göre 4 olarak belirlenmiştir.

Tablo 2’de sunulan iz ve maksimum özgül değer testlerinin sonuçlarına göre, enf‐

lasyon ile dışa açıklık arasında bir eşbütünleme ilişkisinin olduğu %5 anlamlılık düzeyinde ortaya çıkmaktadır. Çünkü her iki durumda da (r=0) şeklindeki sıfır hi‐

potezi reddedilmektedir. Birden fazla eşbütünleme vektörünün olmadığı da yine elde edilen sonuçlardan anlaşılmaktadır.

(14)

14

Değişkenlerimiz eşbütünleme ilişkisine sahip olduğuna göre buradan hareketle bir Hata Düzeltme Modeli (Error Correction Model) tahmin etmek mümkündür. Eşbü‐

tünleme ilişkisinin varlığı, tahmin edilen modelin eksik değişken kullanımı veya otokorelasyon gibi sorunlar nedeniyle sahte regresyon olabilme durumunu da ortadan kaldırmaktadır (Engle ve Granger, 1987). Hata Düzeltme Modeliyle tah‐

min edilecek eşitlikleri aşağıdaki gibi yazmak mümkündür:

ΔlnENF_t =  + πHDT_t‐1+



 k

i 1

θ_iΔlnDA_t‐i +



 k

i 1

Φ_iΔlnENF_t‐i + υ_1t (3)

ΔlnDA_t =  + φHDT_t‐1+



 k

i 1

δ_iΔlnENF_t‐i +



 k

i 1

Ω_iΔlnDA_t‐i + υ_2t (4) Yukarıdaki eşitliklerde HDT_t‐1hata düzeltme terimini, Δ birinci fark operatörünü, k optimum gecikme uzunluğunu ve υ_1t, υ_2tise hata terimlerini göstermektedir. Hata düzeltme terimi, eşbütünleme regresyonundan elde edilen artıkları veya kalıntıları ifade etmektedir. Denge durumundan kısa dönemdeki sapmaların dönemsel ola‐

rak hangi hızla tekrar uzun dönem dengesine döndüğünü gösterir. Eşitlik (3) ve (4) kullanılarak elde edilen sonuçlardan hareketle değişkenler arasında uzun dönem nedensellik ilişkisi kurulmak istendiğinde bunun için, örneğin Eşitlik 3’te, θi’nin grup olarak sıfırdan farklı olması gerekmemektedir. Eşitliklerdeki HDT’lere ait pa‐

rametrelerin istatistiksel olarak sıfırdan farklı olmaları uzun dönem nedensellik ilişkisinin kurulması için yeterlidir. Diğer bir ifade ile, uzun dönemde nedensellik ilişkisinin oluşmasında hata düzeltme terimine ait parametreyle birlikte eşitlikler‐

deki kısa döneme ait parametrelerin, örneğin Eşitlik 4’teki δ_i ve/veya Ω_i’nin, grup olarak sıfırdan farklı olmasına gerek yoktur (Granger, 1988).

Enflasyon ve dışa açıklık değişkenleri arasındaki kısa dönemli Granger nedensellik ilişkisini gösteren test sonuçları Tablo 3’te sunulmuştur:

Tablo 3: Granger‐Nedensellik Test Sonuçları

Nedenselliğin yönü F‐testi: Nedenselliğin yönü t‐testi

DA→ ENF 5.5228 ENF→ DA 2.355

Eşitlik (3) ve (4)’ün oluşturduğu vektör hata düzeltme modelinde kısa dönem Granger nedensellik ilişkisinin bulunduğu θ_i ve δ_i’nin sıfırdan farklı olmaları nede‐

niyle görülebilmektedir. Çünkü, Tablo 3’te verilen F‐testi sonuçlarına göre θ_i grup olarak sıfırdan farklıdır. Tahmin edilen δi ise, tek gecikmeli olduğu için t testi bağ‐

lamında istatistiksel olarak anlamlı olduğu tabloda görülmektedir. Dolayısıyla kısa dönemdeki Granger nedensellik hem dışa açıklıktan enflasyona doğru hem de enflasyondan dışa açıklığa doğru işlemektedir. Eşitlik (3)’ün tahmin sonuçlarına göre, değişkenler arası kısa dönemli ilişki açısından dışa açıklığın enflasyon üzerin‐

deki etkisinin her üç gecikmeli dönemde de negatif olduğu görülmektedir. Eşitlik

(15)

EKİM 2013 15 (4)’ün tahmin sonuçlarına göre ise, kısa dönemde enflasyon arttıkça dışa açıklık da artmaktadır.

İki değişken arasındaki ilişkinin hata düzeltme modeliyle tahmin edilerek elde edi‐

len sonuçları Tablo 4’te sunulmuştur:

Tablo 4: Hata Düzeltme Modeli Sonuçları

Eşitlik (3): Bağımlı D. : ΔlnENF t Eşitlik (4): Bağımlı D. : ΔlnDA t

Değişken Katsayı Değişken Katsayı

HDTt‐1 ‐0.03551*** HDT t‐1 ‐0.33529**

ΔlnENFt‐1 0.02249 ΔlnDA t‐1 ‐0.35769**

ΔlnDAt‐1 ‐0.39456* ΔlnENF t‐1 0.19841**

ΔlnENFt‐2 0.50043* Sabit ‐0.00504

ΔlnDA t‐2 ‐0.22334*** Anlamlılık Düzeyleri:

(*) = %1 (**) = %5 (***) = %10 ΔlnENF t‐3 0.15031**

ΔlnDA t‐3 ‐0.28892*

Sabit 0.01582***

D‐W:1.87, R²: 0.7209 D‐W:2.00, R²: 0.3648

Eşitlik (3) ve (4)’ün tahmin edilmesinde optimum gecikme uzunluklarının belirlen‐

mesi amacıyla Akaike Bilgi Kriteri (AIC) ve Schwarz Bilgi Kriteri (SC) kullanılmıştır.

Bunlara ait değerler ve otokorelasyon için yapılan LM testi sonuçları Tablo 5’te verilmiştir. Sonuçlara göre, Eşitlik (3) için en küçük AIC ve SC değerleri üç gecikmeli durumda, Eşitlik (4) için ise bir gecikmeli durumda ortaya çıkmaktadır. Her iki eşit‐

liğe ait değişik gecikme uzunluklarıyla model tahminlerinde serisel bağlantı (oto‐

korelasyon) sorununun olmadığı görülmektedir.

Tablo 5: Hata Düzeltme Modelinde AIC ve SC Kriterleri ve LM Testi Değerleri

Eşitlik (3)’le ilgili değerler Eşitlik (4)’le ilgili değerler

Gecikme‐k 1 2 3 4 1 2 3 4

AIC ‐6.5847 ‐6.9812 ‐7.1010 ‐6.9826 ‐6.5214 ‐6.4627 ‐6.4025 ‐6.3840

SC ‐6.4273 ‐6.7427 ‐6.7798 ‐6.5771 ‐6.3112 ‐6.2242 ‐6.0013 ‐5.9825

LM 2.4371 1.5422 1.6311 1.5866 2.7652 1.6698 1.6987 1.6221

(16)

16

Tablo 4’te sunulan hata düzeltme terimleri istatistiksel olarak anlamlı ve beklendi‐

ği gibi negatif işaretli olarak tahmin edilmiştir. Buradaki π ve φ değerleri, ‐0.03551 ve ‐0.33529, kısa dönemde gözlenen uzun dönemden sapmaların dönemsel olarak hangi hızla tekrar uzun dönem dengesine geri döndüğünü göstermektedir. Buna göre, enflasyonun dışa açıklık etkisiyle uzun dönem dengesine geri dönme miktarı her bir çeyrek dönem için yaklaşık %3.6 olarak gerçekleşmektedir. Fiyat etkisiyle dışa açıklığın her bir çeyrek dönemde uzun dönem dengesine geri dönme eğilimi ise yaklaşık %34'tür. Dolayısıyla, başka hiçbir etkinin olmadığını varsaydığımızda dokuz ay gibi bir sürede dış ticaret sadece fiyat etkisiyle uzun dönem dengesine geri dönebilmektedir. Dışa açıklığın enflasyonu dengeleme etkisi ise yıllık yaklaşık

%15 olarak gerçekleşmektedir.

5. Sonuç ve Değerlendirme

Bu çalışmada ulaşılan sonuçlara göre; Türkiye ekonomisinde enflasyon ile dışa açıklık arasında eşbütünleme (koentegrasyon) ilişkisi mevcuttur. Eşitlik (3)’ün tahmin sonuçları ve ilgili F testine göre değişkenler arasında DA→ENF şeklinde işleyen kısa dönemli bir Granger nedensellik ilişkisi bulunmaktadır. Dolayısıyla, dışa açıklık enflasyonu hem kısa dönemde hem de uzun dönemde etkilemektedir.

Kısa dönemle uzun dönem arasında bir köprü kurma işlevi gören hata düzeltme terimi parametresi π de istatistiksel olarak anlamlı ve negatif işaretlidir. Bu para‐

metrenin tahmin edilen değerinin negatif işaretli olması uzun dönemde dışa açıklık ve enflasyon değişkenlerinin birlikte hareket ettiklerini ve enflasyon oranındaki artışın dışa açıklık oranındaki artışı aşması halinde, yani kısa dönemde dengeden sapması durumunda, enflasyon oranının analize konu olan her bir dönemde (her çeyrek dönemde) katsayının değeri kadar (0.03551 = %3.6) tekrar uzun dönem dengesine dönmek için düşeceğini göstermektedir.

Eşitlik (4)’ten elde edilen sonuçlara göre; dışa açıklık ile enflasyon değişkenleri arasında ENF→DA şeklinde işleyen kısa dönemli bir Granger nedensellik ilişkisi bulunmaktadır. Ayrıca bu eşitlikteki hata düzeltme terimi parametresi φ de istatis‐

tiksel olarak anlamlı ve negatif işaretli olarak tahmin edilmiştir. Söz konusu φ pa‐

rametresinin değeri ‐0.33529 olarak tahmin edildiğine göre dışa açıklık değişkeni‐

nin tekrar uzun dönem denge durumuna dönme hızı yaklaşık %34 olarak gerçek‐

leşmektedir.

Bu çalışmada elde edilen bulgularla Türkiye için yapılan önceki bazı çalışmaların sonuçlarını karşılaştırmak mümkündür. Bizim sonuçlarımıza göre; kısa dönemde dışa açıklık enflasyonu negatif yönde ancak enflasyon dışa açıklığı pozitif yönde etkilemektedir. Uzun dönemde ise, değişkenler arasında eşbütünleme ilişkisinin olması ve tahmin edilen hata düzeltme terimi katsayılarının negatif işaretli olması, enflasyon ile dışa açıklığın birbirlerini etkileyerek aynı yönde değiştiklerini göster‐

mektedir. Yani uzun dönemde birinin yükselmesi diğerinin de yükselmesine yol açmaktadır. Eşitlik (3)’le kıyaslandığında Eşitlik (4)’ün tahmin edilmesi sonucu elde

(17)

EKİM 2013 17 edilen hata düzeltme katsayısının (‐0.33529) çok daha büyük olması, enflasyonun dışa açıklığı kendi gidişatı doğrultusunda etkileme kabiliyetinin tersi durumdan çok daha fazla olduğunu göstermektedir. Dolayısıyla bu çalışmada ulaşılan sonuçların Taşçı vd. (2009), Sekmen (2007), ve Işık’ın (2003) çalışmalarıyla aynı doğrultuda olduğu, fakat Berument ve Doğan’ın (2003) çalışmasındaki sonuçları destekleme‐

diği görülmektedir.

Enflasyon ile dışa açıklık arasındaki ilişkinin niteliğinin Daniels ve VanHoose’nin de (2006) belirttikleri gibi, her ülkenin kendine has yapısal bazı unsurlarına göre deği‐

şeceğini söylemek mümkündür. Bu çalışmada elde edilen sonuçlar henüz gelişme sürecinde olan Türkiye’de uzun dönemde dışa açıklıktaki artışın enflasyonu aynı yönde ve düşük oranda etkilediğini, enflasyondaki artışın ise dışa açıklığı aynı yön‐

de ve yüksek oranda etkilediğini ortaya koymuştur. Buradaki dışa açıklık ve enflas‐

yon sarmalının nedeni Türkiye’nin uluslararası rekabet gücünü koruyabilmek ama‐

cıyla rekabetçi bir döviz kuruna endekslenmiş para arzı politikası ve ithal ara mal‐

ları nedeniyle üretim maliyetlerinde yaşanan artışlar olabilir. Ancak gözlenen enf‐

lasyonist baskının Türkiye’nin dış ticaret dengesini bozması, verimliliği düşürmesi, belirsizlik ve güvensizliği arttırarak ülkenin uluslararası rekabet gücünü zayıflatma‐

sı mümkündür. Ayrıca bu durum sermaye girişlerinin vadesini kısaltarak ekonomi‐

de kırılganlığı arttırabilir ve yatırım amaçlı sermaye girişlerini azaltabilir. Bunlara ek olarak, ülkenin düşük maliyetli borçlanma kabiliyetinin de ortadan kalkması veya azalması söz konusu olabilir.

(18)

18

Kaynaklar

Ashra, S. (2002) “Inflation and Openness: A Case Study of Selected Developing Economies”, Indian Council of Research on International Economic Relations (ICRIER), Working Paper No. 84.

Badinger, H. (2009) “Globalization, the Output‐Inflation Tradeoff and Inflation”, European Economic Review, 53(8), p. 888‐907.

Ball, L. (2006) “Has Globalization Changed Inflation?”, NBER Working Paper, No:12687.

Barry, N. (2002) “The Promise of Globalisation”, Liberal Düşünce Dergisi, Kış‐

Bahar, Sayı 25‐26, S. 1‐11.

Batra, R. (2001) “Are Tariffs Inflationary?” Review of International Economics, V.

9, p. 373‐383.

Bayraktutan, Y. ve Arslan, İ. (2003) “Türkiye’de Döviz Kuru, İthalat ve Enflasyon İlişkisi: Ekonometrik Analiz (1980‐2000)” Afyon Kocatepe Üniversitesi, İİBF Dergisi, Cilt V, Sayı 2, S. 89‐104.

Berument, H. ve Doğan, B. (2003) “Openness and the Effectiveness of Monetary Policy: Empirical Evidence from Turkey”, Applied Economics Letters, V. 10, p. 217‐

221.

Cooke, D. (2010) “Openness and Inflation”, Journal of Money, Credit and Banking, V. 42(2‐3), p. 266‐287.

Cox, R. W. (1993) “Gramsci Hegemony and International Relations: An Essay in Method”, Ed. Gill, S., Gramsci Historical Materialism and International Relations, Cambridge University Press.

Daniels, J. and Hoose D. V., (2006) “Openness, the Sacrifice Ratio, and Inflation: Is There a Puzzle?” Journal of International Money and Finance” V. 25, p. 1336.

David, H. L. (2007) “A Guide to Measures of Trade Openness and Policy,” Indiana University South Bend, www.cgu.edu (Erişim:15. 08. 2012).

Davidson, R., and MacKinnon, J.G. (1993) Estimation and Inference in Economet‐

rics, Oxford University Press, Oxford.

Dickey, D. A. And Fuller, W. A. (1981) “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressi‐

ve Time Series with a Unit Root,” Econometrica, V. 49, 1057‐1071.

Engle, Robert F. and Clive W. J. Granger (1987). “Co‐integration and Error Correc‐

tion: Representation, Estimation and Testing”, Econometrica, 55 (2): p. 251‐276.

(19)

EKİM 2013 19 Evans, R. W. (2007) “Is Openness Inflationary? Imperfect Competition and Mone‐

tary Market Power”, Federal Reserve Bank of Dallas Globalization and Monetary Policy Institute Working Paper, No:1.

Granger, C. W. J. (1988) “Some Recent Development in a Concept of Causality”

Journal of Econometrics, V. 39(1‐2), 198‐211.

Griffiths, W. E., R. C. Hill, and G. G. Judge (1993), Learning and Practicing Econo‐

metrics, John Wiley & Sons, New York, NY.

Griswold, D. T. (2001) “Seven Moral Arguments for Free Trade”, Cato Policy Re‐

port, July‐August, V. 23(4).

Gruben, W. C., McLeod, D. (2004) “The Openness‐Inflation Puzzle Revisited” App‐

lied Economics Letters, V. 11, p. 465‐469.

Güneş, Ş. (2005) “Türkiye’de Nüfus Artışının Ekonomik Büyümeyle İlişkisi Üzerine Ekonometrik Bir Analiz,” Ankara Üniversitesi SBF Dergisi, Cilt 60, Sayı 3, S. 123‐

136.

Ihrig, J., S. B. Kamin, D. Lindner, J.M., (2007) “Some Simple Tests of the Globaliza‐

tion and Inflation Hypothesis” International Finance and Discussion Paper, No.

891, BGFRS.

Işık, N. (2003) “Dışa Açılma ve Para Politikasının Enflasyon Üzerindeki Etkileri”

Ekonomik Yaklaşım Dergisi, Cilt 14, Sayı 48, S. 87‐96.

Johansen, S. and Juselius, K. (1990) “Maximum Likelihood Estimation and Inferen‐

ce on Cointegration –with Applications to the Demand for Money”, Oxford Bulle‐

tin of Economics and Statistics, 52, 2, p. 169‐210.

Kim, C., and Beladi, H. (2005) “Is Free Trade Inflationary?” Economics Letters, V.

89, p. 343‐349.

Lane, P. R. (1997) “”Inflation in Open Economies”, Journal of International Eco‐

nomics, V. 42, p. 327‐347.

Lin, H‐Y. (2010) “Openness and Inflation Revisited,” International Research Journal of Finance and Economics, V. 37, p. 40‐45.

Mukhtar, T. (2010) “Does Trade Openness Reduce Inflation? Empirical Evidence from Pakistan”, The Lahore Journal of Economics, V. 15(2), p. 35‐50.

Osterwald‐Lenum, M. (1992), “A note with Quantiles of the asymptotic distribu‐

tion of the maximum likelihood cointegration rank test statistics”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 54, 3, p. 461‐72.

(20)

20

Razin, A., and Loungani, P. (2007) “Globalization and Equilibrium Output‐Inflation Tradeoffs,” NBER International Seminar on Macroeconomics 2005, edited by Jeff‐

rey A. Frankel and Christopher Pissarides, MIT Press.

Rogoff, K. (2003) “Disinflation: An Unsung Benefit of Globalization?,” Finance and Development, Vol. 40, No: 4 (December), p. 55–56.

Romer, D. (1993) “Openness and Inflation: Theory and Evidence”, The Quarterly Journal of Economics, 108(4), p. 869‐901.

Terra, C. T. (1998) “Openness and Inflation: A New Assessment”, Quarterly Journal of Economics, V. 113, p. 641‐648.

Thomas, C. (2012) “Trade Openness and Inflation: Panel Data Evidence For The Caribbean,” International Business and Economic Research Journal, Vol. 11, No. 5 (May), p.507‐516.

Sachsida, A., Galrao, F., Loureiro, P. R. (2003) “Does Greater Trade Openness Re‐

duce Inflation? Further Evidence Using Panel Data Techniques,” Economics Let‐

ters, V. 81, p. 315‐318.

Samimi, A. J.; Ghaderi S.; Sanginabadi, B. (2011) “Openness and Inflation in Iran,”

International Journal of Economics and Management Engeneering, Vol. 1, No.1 (November) p. 42‐49.

Sekmen, F. (2007) “Açıklık ve Para Politikasının Etkinliği: Türkiye Uygulaması”, Muhasebe ve Finasman Dergisi, Cilt 33, S. 171‐177.

Taşçı, M. H.; Esener, S. Ç.; Darıcı, B. (2009) “The Effects of Openness on Inflation:

Panel Data Estimates from Selected Developing Countries”, Investment Manage‐

ment and Financial Innovations, V. 6(4), p. 28‐34.

TCMB Elektronik Veri Dağıtım Sistemi, http://evds.tcmb.gov.tr/ (Erişim: 14.07.

2012).

Tunay, K. B. (2010) “Türkiye’de Enflasyon Ve Nispi Fiyat Değişkenliği İlişkisi:

WABHO Modelleriyle Uzun Dönem Analizi,” İ. Ü. İktisat Fakültesi Ekonometri Ve İstatistik Dergisi, Sayı 12, S. 40‐64.

Wallerstein, I. (1984) The Politics of the World Economy, Cambridge University Press, Cambridge, U.K.

Wu, C‐S. ve Lin, J‐L. (2008) “The Relationship Between Openness and Inflation in NIEs and the G7,” National Bureau of Economic Research, http://www.nber.org/

chapters/c6981.pdf.

Zakaria, M. (2010) “Openness and Inflation: Evidence From Time Series Data”

Doğuş Üniversitesi Dergisi, V. 11(2). S. 313‐322.

(21)

ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ, EKİM 2013, 8(2), 21-36 21

Döviz Kuru Hareketleri ve Bütçe Açığı, Enflasyona Yol Açar Mı? Gelişmekte Olan Asya Ülkeleri Üzerine Bir Panel Nedensellik Analizi

Bülent DOĞRU

Yrd.Doç. Dr., Gümüşhane Üniversitesi, İİBF [email protected]

Mürşit RECEPOĞLU

Arş. Gör., Gümüşhane Üniversitesi, İİBF [email protected]

Orkun ÇELİK

Arş. Gör., Gümüşhane Üniversitesi, İİBF [email protected] Döviz Kuru Hareketleri ve Bütçe Açığı, Enflasyo-

na Yol Açar Mı? Gelişmekte Olan Asya Ülkeleri Üzerine Bir Panel Nedensellik Analizi

Özet

Gelişmekte olan ekonomilerde bütçe açıkları ve döviz kuru hareketleri derin olmayan finansal piyasalar üzerinden enflasyonist etkilerde bulunabilmektedir. Bu çalışmada döviz kurunun ve bütçe açığının kısa ve uzun dönemde enflasyona yol açıp açmadığı 22 gelişmekte olan Asya Ülkesi üzerinden 1980 ve 2011 arası dönem için analiz edilmektedir. Gelişmekte olan ülkelerin tek bir coğrafyadan seçilme nedeni modeldeki birim etkilerin sabit kabul edilmesidir.

Analiz yöntemi olarak panel eş bütünleşme, hata düzeltme modeli ve panel nedensellik teknikleri kullanılmıştır. Çalışmadan elde edilen ampirik bulgulara göre kısa dönemde bütçe açığı ve döviz kurundan enflasyona bir nedensellik ilişkisi olmamasına rağmen, uzun dönemde bütçe açığı ve döviz kuru enflasyona neden olmaktadır.

Anahtar Kelimeler: Tüketici Fiyat endeksi, Bütçe Açığı, Döviz Kuru, Panel Nedensellik, Hata Dü- zeltme, Eş-Bütünleşme

Do Exchange Rates and Budget Deficit Lead to Inflation? A Panel Causality Analysis on Devel- oping Asian Countries

Abstract

In developing economies, budget deficit and exchange rates can lead inflation through shal- low financial markets. In this study it is tested whether budget deficit and exchange rates cause inflation in long-run and short-run for 22 developing Asian countries for the time period of 1980 and 2011. The reason why we select all the developing countries from one region is that we assume all countries have fixed unit effect in the models. In this study we use panel cointegration, error correction model and panel causality methods as empiric test. Findings suggest that in short–run there is no causality running from exchange rate and budget deficit to inflation but in long-run budget deficit and exchange rates cause inflation.

Keywords: Consumer Price Index, Budget Deficit, Exchange Rate, Inflation, Panel Causality, Error Correction, Co Integration

(22)

22

1. Giriş

Gelişmekte olan ülkelerde üretim düzeyi yüksek olmadığı için toplanan vergiler de kamu harcamalarını karşılamaya yetmemektedir. Bu da ciddi bütçe açıklarının ortaya çıkmasına neden olmaktadır. Bu açıklar, iç borçlanma, dış borçlanma ve enflasyona neden olmasına rağmen para basılarak (senyoraj geliri) kapatılmaya çalışılır. İç piyasalar yeterince derin olmadığı, dış piyasalardan borçlanmak da hem maliyetli hem de vadesi kısa olduğundan, geriye bütçe açığını kapatmanın en kolay yolu olan enflasyonu vergi gibi kullanma seçeneği kalmaktadır (Yayla, 2007: 36- 38). Geçmişte birçok gelişmekte olan ülke gibi gelişmekte olan Asya Ülkeleri de iç ve dış kredibilitenin azaldığı dolayısıyla borç faizlerinin yükseldiği ve vadesinin kısaldığı dönemlerde, bütçe açıklarını kapatmak için enflasyonu vergi gibi kullanan para basma yöntemine sıklıkla başvurmuşlardır.

Ayrıca gelişmiş ekonomiler ile gelişmekte olan ekonomiler arasında da bütçe açı- ğının finansmanı yönünden farklılıklar bulunmaktadır. Gelişmiş ülkeler, kamu açık- larını iç kaynaklara yönelmeden, uzun vadeli ve düşük faizli dış borçlanma ile ka- patma imkanına sahipken, gelişmekte olan ülkeler iç ve dış borçlanmalarını yüksek faiz ve uzun vade ile gerçekleştirmektedir (Ejder, 2002: 195). Bu borçlanmalar sonucunda kamu borç faiz yükünün artmasına paralel olarak yerli paranın değer- sizleşmesi ya da değerli olması da ithal mallara olan talebin azalmasına (artması- na) neden olmaktadır. Ayrıca bu ülkeler genelde tarım ürünleri ve sanayi ürünleri ihracatçısı hizmet ürünleri ve teknolojik ürün ithalatçısı ülkeler olduklarından iç piyasalarına ithal mallara olan talep döviz kurları üzerinden oldukça esnektir. Do- layısıyla döviz kurları dolaylı yoldan iç piyasada enflasyonu etkileyen bir olgudur.

Enflasyon, döviz kurları ve bütçe açığı arasındaki ilişkiyi inceleyen çalışmalarda elde edilen sonuçlar farklılık arz etmektedir. Seçilen ülkelerin ait olduğu gelişmişlik düzeyi, kullandığı döviz kuru, gelişmiş ekonomi olup olmadığı, merkez bankasının enflasyon hedeflemesi uygulayıp uygulamadığı, bulunduğu coğrafyanın dünya ticaretindeki yeri gibi bir çok para, maliye politikası ve makroekonomik farklılıklar ampirik analizlerin farklı sonuçlar çıkmasına neden olmaktadır. Bu yüzden bu ça- lışmada aynı coğrafyadan ülkeler seçilerek bazı farklılıkların minimize edilmesi yoluna gidilmiştir. Ayrıca ülkelerin birbirine yakın ve tek bir coğrafyadan seçilmiş olması yatay kesit bağımlılığının ve birim etki faktörünün sabit kabul edilmesi gibi kolaylaştırıcı ampirik sonuçlar sağlamaktadır.

Gelişmekte olan ülkeler ve gelişmiş ülkeler üzerine yapılan çalışmalara bakıldığın- da; bütçe açığının enflasyonu arttırdığı, yani bütçe açığının enflasyonun nedeni olduğu çalışmaların (Chang, 1994; Rahman vd., 1996; Olandipo ve Akinbobola, 201; Lin ve Chu, 2013; Sahan ve Bektaşoğlu, 2010; Günaydın, 2004) yanı sıra, bütçe açığı ve enflasyon arasında ilişki olmadığını bulan çalışmalar (Abizadeh You-

(23)

EKİM 2013 23 sefi, 1998; Altıntaş ve diğerleri, 2008; Gümüş, 2008) da vardır. Ancak enflasyonun bütçe açığına neden olduğu çalışmaya rastlanamamıştır.

Döviz kuru da bütçe açığını hem pozitif hem de negatif ya da ilişkisiz çıktığı çalış- malar vardır. Döviz kuru ve bütçe açığı arasında uzun dönemde bütçe açığından döviz kuruna doğru tek yönlü nedensellik ilişkisi bulan çalışmaların (Rahman vd., 1996; Srivyal ve Venkata, 2004) yanı sıra negatif ilişki bulan çalışmalar da vardır (Beck 1994; Günaydın, 2000). Bazı çalışmalarda ise hiçbir ilişkiye rastlanamamıştır (Lissovolik, 2003). Ancak Sachs’a (1985) göre bütçe açığının azalması doların değe- rinin de azalması anlamına gelmektedir. Bu görüşü savunan birçok yazar vardır (bkz. Mundell, 1963; Fleming, 1962; Dornbusch 1976).

Bu çalışmanın amacı, gelişmekte olan belli bir coğrafyadaki ülkelerde bütçe açıkla- rının ve döviz kurlarının enflasyona neden olup olmadığını ve bu üç değişkenin uzun dönemde birlikte hareket edip etmediğini, 22 gelişmekte olan Asya ülkesi (Bangladeş, Butan, Brunei Darüsselam, Kamboçya, Çin, Fiji, Hindistan, Endonezya, Kiribati, Malezya, Maldivler, Nepal, Pakistan, Papua Yeni Gine, Filipinler, Samoa, Solomon Adaları, Sri Lanka, Tayland, Tonga, Vanuatu ve Vietnam) özelinde eş bü- tünleşme analizi, panel nedensellik ve hata düzeltme modeli ile ortaya çıkartmak- tır. Veriler 1980-2011 arası döneme ait yıllık panel serisi verilerdir.

Çalışmanın ampirik bulgularına göre, enflasyon ve bütçe açığı uzun dönemde eş bütünleşik hareket etmektedir. Yani bu değişkenler uzun dönemde bir denge nok- tasına yakınsamaktadırlar. Ayrıca panel nedensellik analizi sonuçlarına göre de kısa dönemde bütçe açığı ve döviz kurları enflasyonu anlamlı şekilde etkilemese de uzun dönemde bütçe açığı ve döviz kuru enflasyona neden olmaktadır. Kurulan hata düzeltme modeline göre, bütçe açığından enflasyona doğru bir nedensellik ilişkisi vardır.

2. Literatür

Literatürdeki çalışmalara baktığımızda bütçe açıkları, döviz kuru ve enflasyon ara- sındaki ilişkiyi açıklayan standart bir şablonun olmadığını, ancak gelişmekte olan ülkeler üzerine yapılan çalışmaların çoğunda iktisat teorisinin öngördüğü gibi genelde bütçe açıkları enflasyonla pozitif ilişkili, döviz kurları ise bütçe açığı ile ters oranlı çıkmaktadır. Bu ilişkiler de genelde tek yönlü nedenselliğe dayanmaktadır.

Habibullah vd. (2011), 13 Asya ülkesi için bütçe açığı ve enflasyon arasındaki ilişki- yi 1950-1999 arası dönem için Granger nedensellik testi ve hata düzeltme modeli ile incelemişlerdir. Çalışmanın sonuçlarına göre enflasyon ve bütçe açığı arasında uzun dönemde eş bütünleşik bir ilişki vardır. Yazarlar bu yüzden Asya ülkelerinde bütçe açıklarının enflasyonist sonuçlar doğurduğu sonucuna varmaktadırlar.