TÜRK YE’DE DO RUDAN YABANCI SERMAYE G VE DI T CARET ARASINDAK N EKONOMETR K ANAL : 19 9 6 -20 07 Yr d. Doç . Dr . Hal i l Al t nta K. Mara Sütçü mam Üniversitesi ktisadi ve dari Bilimler Fakültesi Öze t Bu çal ma, 1996-2007 dönemi için Türkiye’de do rudan yabanc sermaye giri i (FDI) ile d ticaret (ihracat ve ithalat) aras ndaki uzun dönem ve nedensellik ili kisini iki ve çok de kenli VAR yöntemi ve Granger nedensellik testleriyle incelemeyi amaçlamaktad r. Ampirik sonuçlarda tek de kenli modellerde FDI ile ihracat ve ithalat aras nda pozitif ve anlaml ili kiye rastlan rken, çok de kenli modelde sadece FDI ile ithalat aras nda anlaml ve pozitif ili ki belirlenmi tir. Bu sonuç Türkiye’de faaliyet gösteren çokuluslu irketlerin Türkiye’nin ihracat ve ithalat art rd ve FDI’la d ticaret aras nda tamamlay k ili kisi bulundu unu göstermektedir. Ayn zamanda çal mada FDI ile d ticaret aras nda nedensellik ili kileri de gösterilmi tir. Nedensellikle ilgili olarak iki de kenli modellerde uzun dönemde FDI ile ithalat ve FDI ile ihracat aras nda tek yönlü nedenselli e rastlan rken, çok de kenli modellerde ithalat ve ihracat n birlikte FDI’ n nedeni oldu u bulgusuna ula lm r. Ampirik sonuçlardan hareketle Türkiye’de uzun dönemde ithalat art FDI’a, FDI art ihracat art na yol açmaktad r. Ayr ca ithalat ve ihracat art birlikte FDI art na neden olmaktad r. Anahtar Kelimeler: Do rudan Yabanc Yat m, D Ticaret, Koentegrasyon, Nedensellik, Türkiye. Econometric Analysis of Relationship Between Inward Foreign Direct Investment and Trade in Turkey: 1996-2007 Abstra c t This paper aims to examine long-run and the causal relationships between inward foreign direct investment (FDI) and trade (exports and imports) in Turkey by using VAR methodology and Granger causality tests in both bivariate and multivariate models over the period 1996–2007. The empirical results indicate that there is a positive and significant long-run relationship between FDI and trade (import and export) in bivariate models, although there is only long-run positive relationship between FDI and import in multivariate model, suggesting that multinational enterprises operated in Turkey increase Turkey’s export and import in the long run. These results also suggest that there is a complementary relationship between FDI and trade. In addition, there is a casual links between FDI and trade. The main findings are the one-way short and long-run causality between FDI and import and one-way long-run causality between FDI and export in bivariate models. There is also empirical evidence that both import and export appear to cause FDI in longrun and export causes import in short-run in multivariate models. Policy implication of the paper is that more imports into Turkey lead to more FDI, which, in turn, lead to more export from Turkey to the world. Furthermore, more import and exports lead to more FDI in the long-run. Keywords: Foreign Direct Investment, Foreign Trade, Cointegration, Causality, Turkey. 2 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve Ticaret Aras ndaki li kinin Ekonometrik Analizi: 1996-2007 1- G Do rudan yabanc sermaye (FDI) giri i, bir ülkede faaliyet gösteren bir firmay sat n almak, devralmak birle mek, yeni kurulan bir firma için kurulu sermayesini sa lamak veya mevcut bir firman n sermayesini artt rmak eklinde gerçekle mektedir (Seyido lu, 2007: 599). Portföy yat mlar ndan farkl olarak FDI’n n en önemli özelli i, yurt d nda yeni yap lan veya sat n al nan mevcut bir üretim tesisinin yönetiminin yabanc bir irketin elinde veya denetiminde olmas sa lamas r. Ayr ca FDI, portföy yat mlar nda oldu u gibi de ken ve k sa vadeli nitelik ta mad ndan uzun vadeli hedeflere göre hareket etmektedir (Seyido lu, 2007: 600). Günümüzün küreselle en dünyas nda gerek sanayile mi ülkeler, gerekse geli mekte olan ülkeler do rudan yabanc sermaye yat mlar kendilerine çekebilmek için büyük çaba harcamaktad rlar. Genel olarak bu ülkeler, ekonomik büyüme ve kalk nmalar için gerekli olan yat mlar finanse edecek yeterli tasarrufa sahip olamad klar ndan ya d borçlanma ya da do rudan yabanc sermaye giri lerini ülkeye getirmek zorunda kalmaktad rlar. Do rudan yabanc sermayenin sa lad d kaynak, ülke ekonomisinin büyümesine, yeni teknolojilerin transferine, modern know-how tekniklerinin kullan lmas na katk sa lamakla birlikte, d ticaret olanaklar n geli tirilmesinde önemli yararlar sa lamaktad r (Karluk, 2000: 97). Do rudan yabanc sermaye, girdi i ülkenin üretimini art rarak mili gelirin artmas na önemli katk da bulunabilmektedir. Ancak yabanc sermaye, üretim sürecinde gereksinim duydu u girdileri ülke d ndan veya faaliyet gösterdi i ülkeden kar lay p kar lamamas na ve üretiminin ihracata veya iç 2 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 3 piyasaya yönelik olup olmamas na göre ödemeler bilançosunu etkileyebilmektedir. Ancak dünyada globalle me sürecinin etkenlerinden biri olarak görülen FDI giri lerinin uluslararas ticaret hacmini art rabilece i ve ülke refah olumlu etkileyebilece i genel olarak kabul edilmektedir (Aizenman/Noy, 2006: 318). Birçok ampirik çal mada (Albuquerque vd., 2005; Do/Levchenko, 2004; Lane/Milesi-Ferretti, 2004, 2005; Rose/Spiegel, 2004; Swenson, 2004) finansal sermaye hareketleri ile ticaret aras ndaki ili kiler incelenmektedir. Bu ara rmalarda FDI ile d ticaret aras nda tamamlay ve ikame ili kisinin varl analiz edilmektedir. FDI giri inin d ticareti tamamlay olmas , FDI’ n girdi i ülkede yönetim teknikleri ve teknoloji transferi yoluyla verimlilik art na yol açarak ihracat art rabilece i gerçe ine dayanmaktad r. Benzer ekilde FDI giri leri girdi i ülkede dolayl bir ekilde ara ve sermaye mal ithalat talebini uyararak ithalat n artmas na da neden olabilmektedir. Di er taraftan FDI’ n hem pazar arama, hem de faktör arama güdüsünden hareket etmesi halinde FDI’ n d ticareti ikame veya tamamlay olabilece i de ileri sürülmektedir. Çal ma, 1996–2006 dönemi Türkiye’ye giren do rudan yabanc sermaye giri leriyle d ticaret (ihracat ve ithalat) aras nda uzun dönem tamamlay ve ikame ili kisinin varl VAR yöntemiyle ve nedensellik ili kisi ise iki a amal hata düzeltme modeliyle ara rmay amaçlamaktad r. kinci bölümde Türkiye’de do rudan yabanc sermaye giri i ve d ticaretin geli i, üçüncü bölümde do rudan yabanc sermaye giri i ile d ticaret aras ndaki ili kilerin teorik geli imi ve bu konuda yap lm ampirik uygulamalara ili kin literatür ara rmas , dördüncü bölümde ise Türkiye’de do rudan yabanc sermaye ile ticaret aras nda tamamlay ve ikame ili kisinin varl 1996:1 ve 2007:2 dönemi için üç ayl k veriler kullan larak e bütünle me ve Granger nedensellik testleriyle ara lmaktad r. Sonuç bölümünde ise ara rmada elde edilen bulgular de erlendirilmektedir. 2 . T Ü RK Y E’DE DO RU DAN Y ABAN CI SERMAY E V E DI T CARET N GEL 2 .1 . T ürk iye ’de Do rudan Y a ba nc Se rm aye nin Ge li im i Türkiye’de do rudan yabanc sermaye yat (FDI) giri leri di er ülkeler ile kar la ld nda, oldukça dü ük bir seviyede oldu u görülmektedir. Özellikle 1980 öncesi y llarda Türkiye’ye gelen yabanc sermaye miktar oldukça s rl r (Karluk, 2000: 104). 1980 y nda 35 milyon 3 4 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 dolardan, 1990 y nda yakla k olarak 1 milyar dolara yükselmi tir. 1990’l llarda Türkiye’ye gelen yabanc sermaye y ll k ortalama 1 milyar dolar dolay nda gerçekle mi tir. 1994–2000 döneminde FDI giri lerinin y ll k ortalamas 817.8 milyon dolar iken 2001-2006 döneminde ise ortalama y ll k FDI giri i 6.4 milyar dolara yükselmi tir (Karluk, 2000: 105). Türkiye’de son llarda FDI giri leri konusunda önemli geli meler olsa da TUS AD ve YASED taraf ndan yap lan ortak bir ara rmada (TUS AD ve YASED, 2004) Türkiye yabanc sermayeyi çekmede Polonya, Slovakya, Slovenya ve Estonya gibi ülkelerin gerisinde kalm ve 16 ülke içinde 15. s rada yer alm r. Dünyada FDI giri leri 1995 y nda 331 milyon dolardan 2000 y na kadar sürekli bir art e ilimi göstermi ve 2000 y nda 1.396 milyon dolara yükselmi tir. Bu y ldan sonra yabanc sermaye giri leri ini li ç bir geli me gösterse de Birle mi Milletlerin World Economic and Prospects 2008 de erlendirmesine göre FDI giri leri 2007’de 2000 y ndaki zirve de erini arak 1.5 trilyon dolara yükselece i tahmin edilmektedir (YASED, 2007, UN: 2008: 76). Türkiye’deki FDI giri lerinin geli imi, ülkeler itibariyle kar la rmal olarak Ek 1 ve Ek 2’de gösterilmektedir. Türkiye’de FDI giri lerinin 2002 ndan itibaren art e ilimine girdi i ve buna paralel olarak dünyadaki pay n da artt göze çarpmaktad r. Örne in Türkiye’de 1990–2000 döneminde ortalama 791 milyon dolar FDI giri leri, Türkiye sabit sermaye birikiminin yüzde 1.9’unu, dünya toplam FDI giri lerinin ise ancak yüzde 0.16’s olu turmaktayd . 2002’den sonra FDI giri lerindeki art lar düzenli bir ekilde gerçekle mi , 2005 ve 2006 y llar nda sabit sermaye birikiminin artmas na önemli katk lar sa lam r. Türkiye’de FDI art n en önemli nedenleri aras nda k smen sa lanan makroekonomik istikrar, cari aç ktaki art lar, AB ile Kas m 2005’te tam üyelik müzakerelerine ba lanmas ve yat m ortam n iyile tirilmesine yönelik çal malar gelmektedir (Hazine Müste arl , 2007: 6; Sayek, 2007: 107). 2 .2 . T ürk iye ’de D Ge li im i T ic a re t in ( hra c a t ve t ha la t) Türkiye ihracat n geli iminde 1980’li y llar n ilk yar ve 2001–2006 dönemi olmak üzere iki önemli s çrama dönemi dikkati çekmektedir. 1980’li llar n aksine 2001–2006 döneminde dalgal kur politikas na geçilmi ve TL’de görülen de erlemeye müdahale edilmemi , de erlenme e iliminin olumsuz etkilerini teknolojik geli me, dünya ihracat piyasalar ile bütünle me, ürün kalitesini ön plana ç karma, gibi küresel rekabetin gerektirdi i firma merkezli faktörlerle ortadan kald rmaya çal lard r (TCMB, 2007: 39). 4 Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki Halil Alt nta 5 1980 y nda yakla k 2.9 milyar dolar olan ihracat tutar 2006 y sonunda 85 milyar dolara ula r. hracattaki y ll k ortalama art dolar baz nda 1980–2002 döneminde yüzde 12.1 iken 2000-2006 döneminde ise yüzde 18.5 olarak gerçekle mi tir. Son alt y lda ise (2001–2006) Türkiye’nin ihracat tarihsel ortalaman n sürekli üzerinde büyüme göstererek yüzde 20.8 olarak gerçekle mi tir. hracat n GSY H’ya oran ise 2000 y nda yüzde 24 iken 2006 y nda yüzde 28’e yükselmi tir. A daki grafik ve tabloda ihracat ve ithalat n tarihsel geli imi ve art oranlar na ili kin bilgiler gösterilmektedir. M ilyar Dolar 150 40 35 30 25 20 15 10 5 0 100 50 0 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 M (Milyar$) 23.27 35.71 43.63 48.59 45.93 40.69 54.5 X (Milyar $) 18.11 21.64 23.22 26.24 26.97 26.59 27.77 31.33 35.76 47.25 63.12 73.48 85.53 Yüz de Art Grafik 1: Türkiye’de hracat (X) ve thalat n (M) Geli imi ve GSY H çindeki Paylar 41.4 51.27 69.34 97.54 116.8 139.6 M/GSY H (%) 20 24 28 30 28 27 32 31 31 31 35 34 36 X/GSY H (%) 21 20 22 25 24 23 24 34 29 27 29 27 28 Kaynak: Dünya Bankas ve TCMB statistiklerinden yararlan larak haz rlanm r. Tablo 1: Y ll k hracat ve thalat Art lar llar 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 18.0 19.2 7.5 13.0 2.7 -1.4 4.4 12.8 14.1 32.1 33.5 16.4 16.3 -20.9 53.4 22.1 11.1 -5.2 -11.4 33.9 -24.0 23.8 35.2 40.6 19.7 19.5 hracat Art (%) thalat Art (%) Kaynak: Dünya Bankas ve TCMB statistiklerinden yararlan larak haz rlanm r. Tüm bu olumlu geli melere ra men gerek izlenen dü ük kur-yüksek faiz politikas , gerekse iç talepteki art a ba olarak ara ve sermaye mallar ithalat n yan s ra tüketim mal ithalat n da artmas yla, ithalat ihracattan daha fazla büyümü tür. 1994 y nda 5.4 olan d ticaret aç , 2000 y nda 5 6 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 26.8, 2006 y nda ise 54.1 milyar dolara yükselmi tir. hracata en fazla katk sa layan (yüzde 55) mal gruplar n (otomotiv, demir-çelik, elektrikli makina ve cihazlar gibi) artan ölçüde daha fazla ithal girdi kullanmalar ve ithal girdinin toplam ihraç de eri içindeki oran n sürekli olarak artmas (baz sektörlerde yüzde 75), ihracat n ithalata ba ml olmas na yol açm r (Sönmez, 2005:10). 3 . L T ERAT Ü R T ARAM ASI FDI ile d ticaret aras ndaki ili ki Heckscher-Ohlin-SamuelsonMundell’in ortaya koydu u teorik yakla m çerçevesinde geli tirilmi tir. Bu teorik yakla n en önemli özelli i, uluslararas mal ticaretinin uluslararas üretim faktörlerini ikame edebilece inden hareket etmesidir (Liu vd., 2001: 191). Mundell (1957) modeline göre üretim fonksiyonlar tüm ülke ve bölgelerde benzer kabul edilmektedir. Üretim faktörlerinin uluslararas ticareti ve mobilitesi, ticaret engellerinin bulundu u ülkeler için tamamlay olmaktan ziyade ikame özelli i ta maktad r. Ticaret üzerindeki engellerdeki art lar, faktör hareketlerini uyar rken, faktör hareketleri üzerindeki engeller de ticareti te vik etmektedir. Benzer ekilde, FDI ile ticaret ili kilerini inceleyen çal malarda her iki faktör aras nda tamamlay k veya ikamenin var olabilece i aç klanmaktad r. Helpman (1984) ve Helpman/Krugman (1985) faktör donat nda önemli farklar mevcutsa, sermaye faktörü bol ülke emek faktörü bol ülkeye, FDI yoluyla yönetim, ara rma ve geli tirme hizmetlerini ihraç edecek, kar nda da yabanc ülkeden farkl la lm ve homojen mallar ithal edece ini ifade etmektedirler. Böylece FDI, emek yo un ülkede ticaret hareketlerinin tamamlay olacakt r. Ayr ca bir mal n farkl a amalar n farkl firmalar taraf ndan üretilmesi (dikey bütünle me) halinde ana firma yan kurulu lar na ara girdiler ihraç etmektedir (Helpman, 1984; Markusen/Maskus, 1999). Brainard (1997), Horstman/Markusen (1992) ve Markusen (1983) piyasa büyüklü ü, faktör donan ve teknolojiler bak ndan ülkelerin benzer oldu u varsay alt nda, fabrika ve firma düzeyinde ölçek ekonomilerini, ula m maliyetlerini ve ticaret engellerini de dikkate alan bir model geli tirmi lerdir. Yatay FDI ile uluslararas ticaret aras ndaki tercih, piyasaya yak n olmakla elde edilecek faydan n (ula m ve ticaret engellerinden kaç nma) yo unla ma (ölçek ekonomisi) ile sa lanacak faydan n kar la lmas yla belirlenecektir. Yak nl k avantaj n yo unla maya göre daha a r basmas durumunda ticaret yerine FDI tercih edilecek ve böylece FDI ile ticaret aras nda bir ikame ili kisi olu acakt r. Bir di er çal mas nda Markusen (1998), Markusen/Venables (1995, 1996, 1998) firmalar n uluslararas ticaret ve FDI aras nda seçim yaparken ülkelerin 6 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 7 faktör donan konusunda asimetrik özelliklerinden hareketle ikame etkisini aç klam lard r. Yazarlar, dünyada gelir artt kça, ülkelerin piyasa büyüklükleri ve faktör donan mlar n birbirine yak nsayaca , bu durumun çok uluslu irketlerin önemini d ticarete göre nispi olarak art raca sonuçta uluslararas üretimin d ticareti ikame etmeye ba layaca bildirmektedirler. Dunning (1998) Graham ve Krugman (1989), Phogpaichit (1990), Brouthers vd., (1996) Goldberg/Klein (1997) FDI ile d ticaret aras ndaki ili kinin FDI ve d ticaretin türüne göre de ebilece ini göstermi lerdir. Ayn ekilde Gray (1998) pazar odakl üretim yapan yan kurulu lar n uluslararas ticaretin yerini alabilece ini ve maliyet dü ürmeyi amaçlayan yan kurulu lar n ise ticaret hacmini art rabilece ini vurgulam r. Vernon (1966) ABD’li çok uluslu irketleri inceleyerek ürünün ya am evreleri modelini geli tirmi tir. Modelde yeni ürünün yurtiçinde üretiminden ürünün ihracata ve yurtd üretimine do ru kayma sürecini aç klam r. Bu modelde en son a amada çokuluslu irket maliyet avantajlar ndan dolay üretimini d ülkeye kayd racak ve kendi piyasas na (home market) bu ülkeden (host country) mal ihraç edecektir. Bu süreç sonucunda ev sahibi ülkenin d ticareti yön de tirmektedir. Baz ara rmalarda (Culem, 1988; Ozawa 1992; Ruggiero 1996 ve Wei vd., 1999) FDI ile d ticaret aras nda kar kl bir tamamlay k ili kisinin varl göstermi lerdir. Bu ili ki FDI’ n girdi i ülkede yönetim teknikleri ve teknoloji transferi yoluyla verimlilik art na yol açarak yay lma etkisi gösterebilece i gerçe ine dayanmaktad r. Böylece FDI, girdi i ülkenin ihracat kabiliyetinde art a katk da bulunacakt r. Benzer ekilde FDI giri leri girdi i ülkede dolayl bir ekilde hammadde talebini uyararak ithalat n artmas na neden olabilmektedir. Bu durum Vernon (1966)’un ifade etti i ürünün ya am evreleri modeline paralellik gösterebilmektedir. Tüm bunlara kar k FDI, kar la rmal üstünlü e sahip olan ana ülkeden bu üstünlü e sahip olmayan ba ka ülkeye (host country) do ru hareket ediyorsa, FDI d ticareti ikame etmektedir. Ayr ca Kojima (1975, 1982), sermaye yo un endüstrilere do ru hareket eden FDI’ n d ticareti ikame edebilme e ilimine sahip olabilece ini, buna kar k emek yo un endüstrilere do ru hareket eden FDI’ n ise geli mekte olan ülkelerde ticaret yarat etkiye sahip olabilece ini vurgulam r. FDI ile d ticaret aras ndaki ili kiyi inceleyen ara rmalarda yabanc üretici firmalar n ülkeden kaynaklanan ticaret politikas , uzakl k ve ta ma maliyetleri gibi d ticaretteki engelleri a mak amac yla farkl yurtd piyasalarda benzer üretim tesisleri kurarak engelleri a abilecekleri ifade edilmektedir. Bu tür yat m kal , yatay FDI giri leri olarak bilinmektedir. Buna kar k, ücretlerin dü ük ve üretimin emek yo un ekilde yap ld 7 8 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 geli mekte olan ülkelerde, daha çok sermaye yo un üretim teknolojisine sahip yabanc çok uluslu irketler maliyet avantajlar ndan yararlanarak ülke üretiminin bir parças olabilmektedir. Bu yat m kal da yatay FDI olarak bilinmektedir. Yatay FDI, d ticareti ikame ederken, dikey FDI d ticaretin tamamlay durumundad r. Sanayile mi ve geli mekte olan ülkeler aras nda dikey FDI’ n, buna kar k sanayile mi ülkeler aras nda ise yatay FDI’ n geçerli olabilece i, uygulamada ise her iki FDI kal n da çokuluslu irketler taraf ndan tercih edilece i bildirilmektedir (Blonigen, 2005: 15). FDI ile d ticaret konusunda yap lm ampirik ara rmalar toplu de erlendiren çal ma (Çetin ve Alt nta , 2006) yan nda, sadece ülke uygulamalar dikkate alan çal malara (Pfaffermayr, 1994; BajoRubio/Montero-Munoz 2000; Liu vd., 2001; Alguacil vd., 2002; Min, 2003; Mekki, 2005, Pacheco-Lopez, 2005) da rastlanmaktad r. Lipsey/Weiss (1981) ve Blomstrom vd. (1988) ABD’li ve sveç kökenli yabanc firmalar n ticaret verilerini kulland klar çal mada, FDI ile ihracat aras nda tamamlay ili kinin varl ortaya koymu lard r. Sullivan (1993: 150) 1960–1980 dönemi için y ll k veriler kullanarak rlanda’da ihracat n ülkeye giren FDI giri iyle pozitif ve anlaml ili ki içinde oldu unu sonucuna ula r. Blake/Pain (1994: 22–23) ngiltere’nin yurt d na yapt do rudan yabanc sermaye ile ngiltere’nin ihracat aras ndaki ili kiyi 1972:1-1992:2 üç ayl k veriler kullanarak analiz etmi tir. ngiltere’nin do rudan yabanc sermaye giri leri ile sanayi mallar ihracat aras nda negatif ve anlaml bir ili kinin bulundu u göstermi lerdir. Pfaffermayr (1996) Avusturya imalat sanayi verilerinden elde etti i zaman serileri ile farkl sanayi kollar n verilerini kulland modellerde 1980’li y llar ve 1990’l y llar n ba lar nda FDI ile ihracat aras nda anlaml tamamlay bir ili kiyi göstermi tir. Goldberg/Klein (1997) 1978–1993 veya 1994 y llar için y ll k veriler kullanarak panel yöntemle tahmini sonucunda. Asya ülkelerine giren bir dönem gecikmeli ABD FDI giri lerinin bu ülkeler taraf ndan ABD’den yap lan ithalat azaltt , ayn modelde cari dönem Japonya FDI giri lerinin ise ABD’den yap lan ithalat art rd sonucuna ula lard r. Leichenko/Erickson (1997) 1980–1991 dönemi için y ll k verilerle sektörler itibariyle ABD’ye giren FDI giri lerinin ihracat üzerindeki etkisini tahmin etmi tir. Model tahmini sonucunda ara mallar , sanayi makineleri ve elektronik sanayi sektörlerine yönelik FDI giri lerinin ABD ihracat pozitif ve anlaml bir ekilde etkiledi i görülmü tür. 8 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 9 Sun (2001) 1984–1997 dönemi için y ll k de kenlerle Çin’de FDI giri lerinin ihracat (X) üzerindeki etkisini ara rm r. Modellerde FDI’ n X üzerinde pozitif ve anlaml etkiye yol açt ve tamamlay bir ili kinin bulundu unu belirlemi tir. Di er taraftan Liu (2001: 198–199) 1984-1998 dönemi için Çin’deki ithalat art ndan FDI giri i art na do ru tek yönlü bir tamamlay nedenselli in bulundu unu, ayn zamanda Çin’de ihracat art ndan ithalat art na do ru da tek yönlü tamamlay bir nedenselli in oldu u sonucuna ula r. Alguacil/Orts (2003) 1970–1992 ve 1978–1992 dönemi için spanya’da FDI giri lerinin ithalat üzerindeki etkisini ara rm ve FDI giri leri ve ithalat n pozitif ili ki içinde oldu unu ve FDI ile ithalat aras nda çift yönlü nedenselli in bulundu unu göstermi lerdir. Min (2003: 244–245) 1975–1995 dönemi için y ll k veriler kullanarak Malezya’da FDI giri lerinin ihracata do ru, ithalat n da FDI giri lerine do ru tek yönlü nedenselli e yol açt sonucuna ula r. Swenson (2004) 1977–1997 dönemi için y ll k veriler kullanarak ABD’deki baz OECD ülkelerinin farkl sektörlerdeki FDI giri lerinin ABD ithalat üzerindeki etkisini tahmin etmi tir. Modellerde sadece imalat sanayine giren FDI ile ithalat aras nda tamamlay ili kinin oldu u sonucuna ula r. Pacheco-Lopez (2005: 1168–1169) 1970–2000 dönemi için Meksika’da FDI giri i ihracat (LX) ve ithalat (LM) aras ndaki ili kiyi e bütünle me ve nedensellik testleriyle ara rm r. De kenler aras nda uzun dönem ili kisine ve çift yönlü nedenselli in varl sonucuna ula lard r. Aizenman/Noy (2006: 328–329) 1982–1998 dönemi için y ll k verileri kullan larak 81 ülkenin FDI giri ve ç lar ile d ticaret aras ndaki ili kinin panel yöntemle ara rd klar çal mada d ticaret aç kl k endeksinin FDI aç kl k endeksi üzerinde anlaml ve pozitif bir etkiye sahip oldu u sonucuna ula lm lard r. Frimpong/Oteng-Abayie (2006: 11) 1970–2002 dönemi y ll k verilerini kullanarak Gana için FDI giri i ile ihracat ve ithalat toplam ndan olu an d ticaret aras ndaki ili kiyi ARDL yöntemiyle tahmin etmi lerdir. Model tahmininde de kenler aras ndaki e bütünle me ili kisine rastlanarak uzun dönem ili kisinin varl ortaya konmu tur. Kueh vd. (2007: 6–9) 1971-2005 dönemi için 5 Asya ülkesinin y ll k verilerini kulland model sonucunda uzun dönemde ithalat (IM) ile FDI aras nda tamamlay , ihracat (EX) ile FDI aras nda ikame ili kisine rastlan rken k sa dönemde IM ile FDI aras nda ikame, FDI ile EX aras nda ise tamamlay ili kinin varl ortaya konmu tur. 9 10 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 Pramadhani vd. (2007) 1990–2004 dönemi için Endonezya’da FDI, ihracat ithalat ve büyüme aras ndaki ili kiyi e bütünle me ve nedensellik testleriyle analiz etmi tir. Üç modelde de de kenler aras nda uzun dönem ili kisinin varl göstermi tir. kili modellerde FDI ile ithalat ve ihracat aras nda pozitif ili kiye, çoklu modelde ise FDI ile ithalat ve büyüme aras nda pozitif, ihracatla negatif ili kiye rastlam r. Xuan/Xing (2008) 1990–2004 dönemi için 23 ülkeden Vietnam’a giren do rudan yabanc sermaye giri lerinin (FDI) ihracat (EX) üzerindeki etkisini tahmin etmi lerdir. Model sonuçlar na göre bir dönem gecikmeli FDI art n cari dönemdeki ihracat üzerinde pozitif ve anlaml etkiye yol açt ve böylece iki de ken aras nda tamamlay ili kinin varl saptam lard r. Tadesse/Ryan (2008) 1989–1999 dönemi için Japonya’n n 85 ülkedeki FDI giri leriyle, sermayenin girdi i ülkedeki d ticaret aras ndaki ili kiyi farkl de kenler kullanarak tahmin etmi tir. Model tahmini sonucunda FDI giri lerinin artmas yla ülkelerde ihracat n artt ve ithalat n anlaml bir ekilde azald sonucuna ula lard r. 4 . T Ü RK Y E’DE DO RU DAN Y ABAN CI SERMAY E DI T CARET : EK ON OM ET R K AN AL Z 4 .1 . M ode l ve V e ri Se t i Türkiye için FDI giri leri ile ihracat ve ithalat aras ndaki ili kinin ara ld a daki modeller (Model 6, 7 ve 8), Liu vd. (2001), Aizenman/Noy (2006), Pacheco-Lopez (2005), Kueh vd.(2007) ve Pramadhani vd. (2007) taraf ndan yap lan ampirik çal malardaki modellere uygunluk göstermektedir. Pacheco-Lopez (2005) iki a amal hata düzeltme modelleri yard yla FDI ile ihracat ve ithalat aras ndaki nedenselli in yönünü ara rm r. lk a amada iki de kenli modelle de kenler aras ndaki uzun dönem ili kilerin varl incelemi tir. Ard ndan hata düzeltme modelleri ile sa ve uzun dönem nedensellik testlerini üç de keni de kullanarak çok de kenli modelde uygulam r. Ara rmam zda Pacheco-Lopez (2005)’in yöntemine uygun olarak FDI ile ihracat ve ithalat aras nda tamamlay veya ikame ili kisinin varl iki ve üç de kenli modeller yard yla ara lmaktad r. FDI ile M ve X aras nda uzun dönem ili kisinin mevcut olup olmad iki de kenli 1 ve 2 nolu modellerle ara lmaktad r. ln FDIGDPt 10 11 12 ln MGDPt (1) Halil Alt nta ln FDIGDPt varl Ayn üç de Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 21 ln XGDPt 22 11 (2) ekilde a daki 3 nolu modelde ise uzun dönemli ili kinin ken kullan larak ara lmaktad r. ln FDIGDPt 31 31 ln MGDPt 31 ln XGDPt (3) Modellerde ba ml de ken FDI do rudan net yabanc sermaye giri lerini, ba ms z de kenler M ve X ise s ras yla mal ve hizmet ithalat ve ihracat göstermektedir. Üç de ken, Gayrisafi Yurt çi Has la’ya (GDP) oranlanarak modelde yer almaktad r. Modellerde lnMGDP ve lnXGDP katsay lar n i aretlerinin pozitif de er almas , FDI ile M ve X aras nda tamamlay bir ili kinin bulunabilece ini, böylece FDI giri lerinin artmas n ülkenin ithalat veya ihracat art rabilece i eklinde yorumlanmaktad r. Ayn ekilde lnMGDP ve lnXGDP de kenlerinin katsay lar n negatif de er almas , FDI ile M ve X de kenleri aras nda ikame ili kisinin var oldu unu; böylece FDI giri lerinin artmas n ülkenin ithalat veya ihracat azalabilece ini, k saca ithalat veya ihracat n FDI taraf ndan kar land göstermektedir. Modelde oran eklinde ifade edilen de kenler hareketli ortalama yöntemine göre mevsimsellikten ar nd lm ve daha sonra serilerin logaritmas al narak logaritmik forma dönü türülmü tür. Ayr ca kriz y llar n etkilerini ortadan kald rmak amac yla kriz dönemlerine ait üç ayl k dönemlere (2000:I- 2001: IV) 1, kriz olmayan dönemlere 0 verilerek modellerin tahmininde d sal de ken serisi kullan lm r. Ara rmada 1996:1 ve 2007:2 dönemine ili kin üç ayl k veriler kullan larak modeller tahmin edilmi tir. Modelde do rudan yabanc sermeye giri leri (FDI), thalat (M) ve hracat (X) serileri dolar cinsinden olup TCMB’n n elektronik veri da m sisteminden (EVDS) elde edilmi tir. Üç seriyi (FDI, M ve X) GSY H’ya dönü türmede OECD’nin dolar cinsinden yay nlad üç ayl k Türkiye GSY H (Quarterly National Accounts) de erlerinden yararlan lm r. Modellerin tahmininde Eviews 5.0 ekonometri paket program kullan lm r. 4 .2 .Birim K ök Ana lizi Uygulamada serilerin dura anl k özelliklerinin test edilmesinde en çok kullan lan yöntemler Dickey/Fuller (1979), Geni letilmi Dickey/Fuller (ADF) (1981), Phillips/Perron (PP) (1988) testleridir. Bu çal mada serilerin dura an olup olmad klar n belirlenmesinde ADF birim kök testinden yararlan lm ve de kenlerin gecikme uzunluklar n belirlenmesinde Schwarz bilgi kriteri kullan lm r. 11 12 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 daki Tablo 2’de serilerin düzey de erlerinde dura an olmayan serilerin birinci farklar nda dura an olduklar görülmektedir. Tablo 2: ADF Birim Kök Test Sonuçlar De ADF- t istatisti i (Düzey) kenler ADF- t istatisti i (Birinci Fark) Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli LFDIGDP 0.350(2) -1.373(2) -9.1781(1)*** -9.3304(1)*** LMGDP 0.152(1) -1.618(1) -4.731(0) *** -4.9697(0)*** LXGDP 1.065(0) -1.555(0) -5.730 (0)*** -6.8835(1)*** %1 -3.592 -4.186 -3.592 -4.186 %5 -2.931 -3.518 -2.931 -3.518 %10 -2.601 -3.189 -2.603 -3.189 Anlaml k Düzeyi Parantez içindeki de erler Schwarz Bilgi Kriteri kullan larak seçilen gecikme uzunluklar r. Maksimum gecikme uzunlu u 9 olarak al nm r. *** % 1 düzeyinde anlaml ifade etmektedir. 4 .3 . K oe nte gra syon Ana lizi Seriler aras nda uzun dönemde bir denge ili kisinin bulunup bulunmad tespit etmek için koentegrasyon analizine ba vurmak gerekmektedir. Bu amaçla çal mada Johansen (1998) ve Johansen/Jesulius (1990) taraf ndan geli tirilen koentegrasyon (e bütünle me) testi uygulanacakt r. Johansen- Jesulius (JJ) yöntemi literatürde Engle-Granger taraf ndan geli tirilen iki a amal prosedürden daha üstün görülmektedir. JJ yakla a daki VAR (vektör otoregresif) modeliyle aç klamak mümkündür. Xt 1 Xt 1 2 Xt Model 9’da X t ve 2 ... p Xt p (4) t , i aretleri (n x 1) boyutunda de vektörünü ve sabit terimler vektörünü, 1 , 2 ,... p kenler ’ler (n x n) katsay matrislerini, t ,ie (n x 1) hata terimleri vektörünü göstermektedir. Bu ili kiye fark operatörü dahil edildi inde a daki denklem 5 elde edilecektir. Xt 12 1 X t 1 ... p 1 Xt p 1 Xt p t (5) Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki Halil Alt nta Denklem (I 1 (I 5’de ... p ) ’y temsil 1 ... i ) etmektedir. (i=1…,p-1) Modelde i 13 ve ve parametrelerin tahmin edilmesiyle hem k sa hem de uzun döneme ili kin X t ’deki de melerle veya uyum süreciyle ilgili bilgi elde edilebilmektedir. Bu ili kide ’n n uyum h 5’e yerle tirildi i dü ünülürse, parametresi ve ’n n da ' Xt p eklinde denklem eklinde bir uzun dönem katsay lar matrisi oldu u ' itli i (n-1) say da koentegrasyon ili kisini gösterecektir. Bu durum X t ’nin uzun dönem denge durumuna geldi inin bir göstergesi olacakt r. X t ’nin dura an olmayan I(1) de varsay rsa denklem gerekmektedir. Ayr ca 10’daki t bütün kenler vektörü oldu u X t i terimlerinin ’n n gerekli artlar sa layabilmesi için I(0) olmas X t p ’nin de dura an olmas gerekmektedir (Güne , 2006: 98-99; Haris/ Solis, 2003: 110). Dura an olmayan seriler aras nda uzun dönem bir denge ili kisinin varl ara rmak ve koentegrasyon vektörlerinin say belirlemek için Johansen ve Juselius (1988) taraf ndan geli tirilen çoklu ko-entegrasyon testine ba vurulmaktad r. Bu amaçla trace ve maksimum eigenvalue test istatisti i kullan lmaktad r. Trace testi ) eklinde T trace J r 1,n ln(1 tan mlanmakta ve s r (null) hipotezini “en çok r kadar koentegre vektör vard r” eklinde ifade etmektedir. Trace de er istatisti i ise T (ln(1 ) eklinde tan mlanarak “en çok r kadar koentegre vektör max vard r” s r hipotezine kar k r 1 kadar vard r alternatif hipotezini test , j ’ler serilerin etmektedir. Denklemdeki T testler kullan lan gözlem say dura an olmad varsay alt nda tahmin edilen kökleri göstermektedir. Her iki testte kullan lan kritik de erler JJ taraf ndan olu turulmu tur. JJ testinde, VAR’daki gecikme say önemlidir. E er, gecikme say çok az ise model eksik belirlenecek, çok fazla olursa serbestlik derecesi azalacakt r. Tahmin edilecek VAR modeline geçilmeden önce, model için uygun gecikme uzunlu u belirlenmi tir. Çal mada VAR modeli için farkl kriterler aras nda Schwarz kriterine göre incelenen uygun gecikme say 1 olarak belirlenmi tir. Ayr ca Johansen testi yap rken 6 alternatif seçenek sunulmaktad r. Seçenekler aras nda “VAR ve koentegrasyonda sabit parametre vard r” eklindeki üçüncü seçene e göre model çözülmü tür. Buna göre a da tablolarda model 1, 2 ve 3 için JJ koentegrasyon test sonuçlar na ula lm r. 13 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 14 64-2 Tablo 3: FDI ve thalat Modeli Johansen-Juselius Çoklu Koentegrasyon Testi Sonuçlar De kenler: LFDIGDP, LMGDP VAR gecikme Say =1 Trace ( trace ) Testi r Hipotez Alternatif Hipotez (H 0 ) (H1 ) r=0 r=1 18.838** 1 r=2 0.077 Test statisti i Maximum Eigenvalue ( max ) Testi r Hipotez Alternatif Hipotez ( H0) (H1 ) 15.494 r=0 r=1 18.761*** 14.264 3.841 1 r=2 0.077 3.841 Kritik De er (%5) Test statisti i Kritik De er (%5) Tablo 4: FDI ve hracat Modeli Johansen-Juselius Çoklu Koentegrasyon Testi Sonuçlar De kenler: LFDIGDP, LXGDPSA Trace ( r Hipotez (H 0 ) VAR gecikme Say =1 trace ) Testi Alternatif Hipotez (H1 ) Test statisti i Maximum Eigenvalue Kritik De er (%5) r Hipotez Alternatif Hipotez (H 0 ) (H1 ) ( max ) Test statisti i Testi Kritik De er (%5) r=0 r=1 19.058** 15.494 r=0 r=1 17.197** 14.264 1 r=2 1.860 3.841 1 r=2 1.860 3.841 Tablo 5: FDI, thalat, hracat Johansen-Juselius Çoklu Koentegrasyon Testi Sonuçlar De kenler: LFDIGDP, LMGDP, LXGDPSA Trace ( r Hipotez VAR gecikme Say =1 trace ) Testi Alternatif Hipotez Test statisti i Maximum Eigenvalue Kritik De er r Hipotez Alternatif Hipotez (%5) (H 0 ) (H1 ) r=0 (H 0 ) (H1 ) r=0 r=1 35.509** * 29.797 1 r=2 11.878 15.494 1 2 r=3 2.214 3.841 2 14 1 ( max Test statisti i ) Testi Kritik De er (%5) 23.631** 21.131 1 9.663 14.264 2 2.214 3.841 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 15 Tablo 3 ve Tablo 4’deki JJ test sonuçlar na göre, 2 de ken aras nda koentegrayon olmad (r=0) ifade eden bo hipotezi yüzde 5 anlaml k düzeyinde reddedilmektedir. Nitekim hesaplanan hem Trace ( z) de erinin hem de Maximum Eigenvalue (Öz) de erinin hesaplanan de erleri kritik de erlerinden büyüktür. Di er yandan r 1 hipotezi yüzde 5 anlaml k düzeyinde reddedilmemi tir. Bu bak mdan modelde tek bir koentegrasyon vektörünün bulundu u anla lmaktad r. Ayn ekilde üç de ken aras ndaki uzun dönem ili kisinin ara ld Tablo 5’de hesaplanan Trace ve MaximumEigenvalue de erleri, kritik de erlerinden büyük oldu undan koentegrayon olmad (r=0) ifade eden bo hipotezi yüzde 5 anlaml k düzeyinde reddedilmi tir. Buna kar k r 1 ve r 2 hipotezi yüzde 5 anlaml k düzeyinde reddedilmemi tir. Bu modelde de tek bir koentegrasyon vektörünün bulundu u görülmektedir. Yukar daki JJ yöntemiyle elde edilen normalize edilmi koentegrasyon vektörü sonuçlar a da gösterilmektedir. Tablo 6: Normalize Edilmi Koentegrasyon Vektörleri LFDIGDP LMGDP LXGDP FDI, thalat Modeli: LFDIGDP=f(LMGDP) 1 -3.335*** (0.397) - FDI, hracat Modeli: LFDIGDPD=f(LXGDP) 1 - -3.482*** (0.472) FDI, thalat, hracat Modeli: LFDIGDP=f(LMGDP, LXGDP) 1 -2.006** (0.825) -1.338 (0.909) Parantez içindeki de erler standart sapmay göstermektedir. ** ve *** s ras yla yüzde 1 ve yüzde 5 anlaml k düzeylerini temsil etmektedir. Yukar daki Tablo 6 incelendi inde, LFDIGDP=F(LMGDP) ve LFDIGDP=F(LXGDP) eklinde ifade edilen iki de kenli modellerde uzun dönemde, do rudan yabanc sermaye giri leri ile ithalat ve ihracat aras nda pozitif ve istatistiksel bak mdan anlaml bir ili kinin var oldu u görülmektedir. De kenlerin toplu olarak dikkate al nd çok de kenli modelde LFDIGDP=f(LMGDP, LXGDP) uzun dönemde FDI ile ithalat ve ihracat aras nda pozitif bir ili ki mevcut oldu u, ancak sadece FDI ile ithalat aras nda yüzde 5 istatistiksel düzeyde anlaml bir ili kinin bulundu u sonucuna ula lm r. 15 16 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 4 . 4 . N e de nse llik Te stle ri Koentegrasyon analizi FDIGDP, LMGDP ve LXGDP aras nda uzun dönemli bir ili kinin oldu unu göstermesine ra men, Granger nedenselli inin yönü ile ilgili bir bilgi vermemektedir. Engle ve Granger (1987)’a göre de kenler aras nda koentegrasyonun bulunmas durumunda de kenler aras nda en az ndan tek yönlü bir nedensellik mevcut olacak ve vektör hata düzeltme modeli (VECM) kullan labilecektir. Birinci mertebeden dura an I(1) de kenler kümesi koentegre ise, VAR modelinde belirlenen hata düzeltme teriminin vektör hata düzeltme modeline (VECM) al nmamas nedensellik testlerinde spesifikasyon hatas na neden olabilmektedir. Bu nedenle VAR yap nda olas nedenselli in yönünü tespit edebilmek için her bir de kenlerin her birinin ba ms z de ken olarak kullan ld VECM modeline hata düzeltme terimlerinin (ECT) dahil edilmesi faydal olacakt r. Örne in a daki FDI, ithalat ve ihracat aras ndaki nedenselli in ara ld çok de kenli bir modelde, hata düzeltme modelleri olu turularak testler uygulanmaktad r. n LFDIGDP t n 11(i) LFDIGDP t i 1 i 1 i 1 (i) LFDIGDP t i 2 21 n LXGDP t 23 (i) LXGDPt i 2 ECTt 1 2t (i) LXGDP t i 3 ECTt 1 3t n 31 i 1 1t (6) (7) i 1 (i) LMGDP t i 31 i 1 (i) LMGDP t i n (i) LFDIGDP t i 3 ECTt 1 1 n 22 i 1 i 1 (i) LXGDP t i 13 i 0 n n LMGDP t n 12(i) LMGDP t i 33 (8) i 1 Yukar daki modellerde her de ken için optimal gecikme uzunlu u Akaike Bilgi Kriteri’ne göre belirlenmektedir. Vektör hata düzeltme modeline dayal olarak ortaya ç kan nedenselli in kayna n belirlenebilmesi için, aç klay de kenlerin bütün katsay lar na birlikte uygulanan Wald testine ve uzun dönem koentegrasyon ili kisinden elde edilen bir dönem gecikmeli hata düzeltme terimlerinin katsay lar na uygulanan t testine bak lmas gerekmektedir. Uygulanan Wald testi sonucunda aç klay de kenlerin katsay lar n grup olarak F istatisti ine göre istatistiksel olarak anlaml olmas durumunda sa dönem veya hata düzeltme terimlerinin katsay lar n t istatisti ine göre anlaml ç kmas durumunda ise uzun dönem nedensellikten bahsedilmektedir. Örne in Model 6’da 12 (i ) terimlerinin anlaml olmas “k sa dönemde ithalat, do rudan yabanc sermaye giri lerinin Granger nedenidir” eklinde yorumlanmaktad r. 12 (i ) terimlerinin anlaml Wald testi kullan larak test test edilmektedir. Benzer ekilde ayn modelde 13 (i ) terimlerinin anlaml edilmekte ve anlaml ise “ sa dönemde ihracat, do rudan yabanc sermaye 16 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 17 giri lerinin Granger nedenidir” ifadesi kabul edilmekte, aksi halde reddedilmektedir. Uzun dönem nedenselli e ise i ’in t testi ile anlaml test edilerek karar verilmektedir. Böylece gecikmeli ba ms z de kenlerdeki de meler k sa dönem nedenselli i tan mlarken, hata düzeltme katsay lar ( i ) uzun dönemde bir de kenin di er de kenlerle olan nedensellik ili kisini göstermektedir. Bu yöntem, çal madaki iki de kenli veya çok de kenli modellere uygulanarak de kenler aras ndaki nedensellik ara lmaktad r. daki Tablolarda FDI- thalat, FDI-ihracat ve FDI-ithalat- hracat modelleri için hata düzeltme modelleri yard yla nedensellik test sonuçlar elde gösterilmektedir. Tablo 7: FDIGDP ve MGDP Modeli için Nedensellik Testi Sonuçlar Ba ms z De ken Ba ml De ken LFDIGDP - LFDIGDP LMGDP 1.112 (0.357) - -0.026* (0.062) LMGDP ECTt Nedensellik li kisi ve Yönü* 1 -0.475** (0.033) M -0.061 (0.36) FDI FDI M *Kal n harfler uzun dönem nedenselli in, koyu olmayan harfler k sa dönem nedenselli in varl göstermektedir. Not: Tablodaki de erler F-istatisti i de erlerini, parantez içindeki de erler p-olas k de erlerini, *, **, ***, s ras yla istatistiksel olarak yüzde 1, yüzde 5 ve yüzde 10 anlaml k düzeylerini göstermektedir. n LFDIGDPt n 1 11 (i ) LFDIGDPt i 1 n LMGDPt i 1 (i ) LMGDPt 1 i ECTt 1 1t (9) i 1 n 21 (i) LMGDP t i 2 12 i 22 (i) LFDIGDPt i 2 ECTt 1 2t (10) i 1 Tablo 7’de Model 9’un hata düzeltme terimi katsay n ( 1) istatistiksel olarak anlaml olmas uzun dönemde ithalat n do rudan yabanc sermaye giri inin Granger nedeni oldu unu, buna kar k Model 10’un sadece gecikmeli LFDIGDPt de kenleri için hesaplanan F istatisti inin anlaml olmas ise sa dönemde do rudan yabanc sermaye giri inin ithalat n Granger 17 18 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 nedeni oldu unu göstermektedir. Böylece uzun dönemde ithalattan do rudan yabanc sermaye giri ine, k sa dönemde ise do rudan yabanc sermaye giri inden ithalata do ru bir Granger nedenselli in varl ortaya ç km r. Elde edilen bu sonuçlar, Tablo 6’daki FDI ile ithalat aras ndaki uzun dönem ili kisini gösteren ithalat modeli sonuçlar yla tutarl k göstermektedir. Modellerde uzun dönemde, hem FDI giri iyle ithalat aras nda anlaml tamamlay ili kinin görülmesinde, hem de ithalat n FDI giri inin Granger nedeni olmas nda, Türkiye’de imalat ve hizmetler sektöründe faaliyet gösteren yabanc sermayeli irketlerin ithalata yol açmas na ba lanabilir. Örne in FDI giri lerinin hizmetler sektöründe yo unla mas yla (2002–2006 döneminde yüzde 87 (YASED, 2007: 11) bu sektördeki yabanc sermayeli firmalar n ihtiyaç duyduklar tüketim ve sermaye mallar n büyük bir k sm maliyet ve kar la rmal avantajlardan dolay ülkesinden veya d ülkelerden kar layabildi i söylenebilir. Di er taraftan FDI giri leri içinde imalat sanayinde faaliyet gösteren yabanc firmalar n pay dü ük olsa da, üretimlerini gerçekle tirme a amas nda da rl kl olarak ara ve yat m mallar yurtd ndan kar lad klar söylenebilir. Tablo 8: FDIGDP ve XGDP Modeli için Nedensellik Testi Sonuçlar Ba ms z De ken LXGDP ECTt - -1.579 (0.384) -0.299 (0.132) 1.681 (0.170) - -0.272** (0.016) LFDIGDP Nedensellik li kisi ve Yönü* 1 Ba ml De ken LFDIGDP LXGDP EX FDI *Koyu harfler uzun dönem nedenselli i göstermektedir. Not: Tablodaki de erler F-istatisti i de erlerini, parantez içindeki de erler p-olas k de erlerini, *, **, ***, s ras yla istatistiksel olarak yüzde 1, yüzde 5 ve yüzde 10 anlaml k düzeylerini göstermektedir. n LFDIGDP t n 31(i) LFDIGDP t i 3 i 1 n LXGDPt 4 18 (i) LXGDP t i ECTt 1 3t (11) ECTt 1 4t (12) 3 n 41 i 1 32 i 0 (i) LXGDPt i 42 i 1 (i) LFDIGDPt i 4 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki Yukar daki Tablo 8’de Model 11 ve Model 12’nin gecikmeli 19 LXGDPt ve LFDIGDPt de kenleri için hesaplan F-istatisti inin anlams z olmas , sa dönemde ihracat n, do rudan yabanc sermaye giri inin Granger nedeni olmad veya do rudan yabanc sermayenin ihracat n Granger nedeni olmad eklinde bir sonuç üretmektedir. Buna kar k Model 12’nin hata düzeltme katsay n ( 4 ) anlaml olmas , uzun dönemde sadece “do rudan yabanc yat mlar ihracat n Granger nedenidir” eklindeki ifadeyi do rulamaktad r. Bu sonuç, Tablo 6’da gösterilen FDI ile ihracat aras ndaki uzun dönemde pozitif (ancak anlaml olmayan) ili kiye uygunluk göstermektedir. Türkiye’de uzun dönemde FDI giri lerinin ihracat n nedeni olabilmesi, son y llarda malat sanayine giren do rudan yabanc sermaye giri lerinin pay n artmas na (2006’da yüzde 10.4) ba olarak bu sektörlerde faaliyet gösteren yabanc firmalar n ihracata katk na dayand labilir. Örne in yabanc sermayenin yo un olarak faaliyet gösterdi i makine ve ula m araçlar üreten sektör, 2000– 2004 y llar aras ndaki 5 y lda en çok ihracat yapan imalat sanayi alt sektörüdür. 2000–2004 y llar aras nda bu sektörün toplam ihracat yakla k 52 milyar dolara ula ve bu tutar n da toplam d ticaret içinde pay yüzde 33’e yükselmi tir (Sönmez, 2005: 23–27). Dolay yla imalat sanayindeki do rudan yabanc sermayenin pay , hizmetler sektörüne göre göreceli olarak dü ük olsa da ihracat art rma potansiyelinin oldukça yüksek oldu u söylenebilir. daki Tablo 9’da üç de ken aras ndaki nedensellik ili kisinin ara ld modeller, iki de kenli modellerin üretti i sonuçlar do rular niteliktedir. 19 20 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 Tablo 9: FDIGDP MGDP ve XGDP Modeli için Nedensellik Testi Sonuçlar Ba ms z De ken Ba ml De ken LMGDP LXGDP ECTt -0.272 (0.850) -1.153 (0.501) -0.578*** (0.010) 3.064** (0.034) - 3.636** (0.023) -0.323* (0.09) 1.571 (0.222) 2.037 (0.111) - 0.074 (0.619) LFDGDP - LFDGDP LMGDP LXGDP 1 Nedensellik Kayna ve Yönü* FDI M ve X M FDI ve X FDI M M EX - *Koyu harfler uzun dönem nedenselli i, koyu olmayan harfler k sa dönem nedenselli in varl göstermektedir Not: Tablodaki de erler F-istatisti i de erlerini, parantez içindeki de erler p-olas k de erlerini, *, **, ***, s ras yla istatistiksel olarak yüzde 1, yüzde 5 ve yüzde 10 anlaml k düzeylerini göstermektedir. n LFDIGDP t n 5 52(i) LMGDP ti i1 i1 n LMGDP t (i) LMGDP t i 61 5t 63 6 ECTt 1 6t n 72 i 1 ECT t1 5 (13) (14) i1 n (i) LFDIGDP t i 71 i 1 (i) LXGDP t i 62 i1 n 7 (i) LXGDP ti 53 i 0 n n (i) LFDIGDP t i 6 i1 LXGDP t n 51(i) LFDIGDP t i (i) LMGDP t i 73 (i) LXGDP t i 7 ECTt 1 7t (15) i 1 Tablo 9’daki Model 13’de hata düzeltme modeli katsay n( 5) anlaml olmas , üç de ken aras nda uzun dönem nedenselli in bulundu u; saca, uzun dönemde ithalat ve ihracat, do rudan yabanc sermaye giri inin Granger nedeni oldu u kabul edilmektedir. Model 14’de ise hem uzun hem de sa dönem nedensellik belirlenmi tir. Model 14’ün hem hata düzeltme katsay n ( 6 ) t-de erinin hem de gecikmeli LFDIGDPt ve LXGDPt de kenlerinin F-istatisti inin anlaml olmas , sa ve uzun dönemde ihracat ve do rudan yabanc sermaye giri i, ithalat n Granger nedeni oldu unu do rulanmaktad r. Model 15’in ise hata düzeltme ve ba ms z de kenlerin gecikmeli de erlerinin anlams z olmas k sa ve uzun dönemde FDI giri i ve ithalat n, ihracat n Granger nedeni olmad göstermektedir. Bu sonuçlardan hareketle üç de ken aras ndaki nedensellik de erlendirildi inde, Türkiye’de FDI giri lerinin ithalat ve ihracata yol açt ve ihracat n ithalata ba oldu u 20 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 21 söylenebilir. Örne in yabanc sermaye pay n oldukça yüksek oldu u makine ve ula m araçlar sektörü 2000-2004 y llar nda 52 milyar dolarl k ihracat gerçekle tirmesine kar k ayn dönemde 104 milyar dolarl k ithalat yapm r (Sönmez, 2005: 27). Türkiye’de ihracat n ithalata ba ml na katk yapan iki etken söz konusudur. Bu etkenlerden birincisi, ihracat n bile iminde yakla k yüzde 70 oran nda ithal girdinin kullan lmas r. Dolay yla, Türkiye’de imalat sanayinin ihracata dönük sektörlerinin giderek artan oranlarda ithal girdilere ba ml hale geldi i gözlenmektedir. 2000–2005 y llar aras nda Türkiye'de ithalat n yüzde 72'si ara-mallar ndan ve yüzde 81'inin sanayi ürünlerinden olu mas ve 2006 y nda ihraç edilen her 100 dolarl k sanayi ürünü için 68 dolarl k ithalat n gerçekle tirilmesi, Türkiye’de sanayi üretimi ve ihracat n sürdürülmesinin ithalata ba oldu unu göstermektedir (Hepaktan, 2007: 89; Yeldan, 2006: 33). thal girdi kullan cazip k lan iki önemli faktör mevcuttur: Birinci faktör de erlenmi döviz kuru politikas ithalata ba ml peki tirmektedir. TL de er kazand kça dövizle ihraç edilen mallar ile ithal mallar n TL cinsinden fiyat dü mektedir. A de erli TL’nin bask ile ihracata dönük sektörler, kâr korumak ve ihracat sürdürmek için yerli girdiyi dü ürüp ithal girdi kullanma yolunu tercih etmektedir. Özellikle kay tl istihdama sahip büyük i yerleri üretimde, yerli i gücünün yerine ithal makine, yerli ara mal yerine ithal ara mal kullanarak, maliyetlerini rekabetçi bir düzeye çekmeye çal arak ihracat art rabilmektedir. hracat n ithalata artan ba ml na katk yapan ikinci faktör dahilde i leme rejimi ad ta yan sistemdir. Bu sistemle yurt içinde i leyerek belli bir süre içinde ihraç etmek art yla sanayicilerin gümrüksüz ithalat yapmalar na imkân verilmektedir. Pay toplam ihracat n yüzde 55’ine ula an dahili i lem rejimi ile yap lan ihracat n, ihracatç birliklerine göre da nda metal sanayi sektöründen sonra ikinci ray yabanc sermayenin bask n olarak faaliyette bulundu u otomotiv sektörü yer al almaktad r (Sönmez, 2005: 26; Yeldan, 2006: 34). FDI ile d ticaret aras nda bir tamamlay k ili kisinin var olabilece i yönünde elde etti imiz sonuçlar, Culem (1998), Ozawa (1992), Ruggiero (1996) ve Wei vd. (1999)’nin elde etti i sonuçlara uygunluk göstermektedir. Türkiye’de FDI giri leri, yönetim teknikleri ve teknoloji transferi yoluyla verimlilik art na yol açarak yay lma etkisiyle hem ülkemizin ihracat kabiliyetini art rabilmekte hem de dolayl bir ekilde hammadde talebini uyararak ithalat n artmas na katk da bulunabilmektedir. Böylece FDI, yeni pazarlar arama amac yla Türkiye’deki üretiminin bir k sm d dünyaya satarak ihracat odakl e ilim gösterdi inden ihracat tamamlay etkide 21 22 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 bulunmaktad r. Di er taraftan FDI, üretimi gerçekle tirebilmek amac yla ana ülkeden veya üçüncü ülkeden girdileri ithal etmektedir. Dolay yla bu sonuç FDI’la ithalat aras nda tamamlay ili kinin var oldu unu göstermektedir. Türkiye’nin ithal etti i mal bile imi bak ndan ithalat n yakla k yüzde 88’inin ara ve yat m mallar ndan olu mas , FDI’ n üretim sürecinde bu mal gruplar ndan a rl kl olarak kulland ve sonuçta Türkiye ithalat art rd söylenebilir. 5 . SON U ÇLAR Ülkeler, ekonomik büyüme ve kalk nmalar için gerekli olan yat mlar finanse edecek yeterli tasarrufa sahip olamad klar nda ya d borçlanma ya da do rudan yabanc sermaye giri lerine gereksinim duymaktad rlar. Do rudan yabanc sermaye, ülke ekonomisinin büyümesine, yeni teknolojilerin transferine, yeni teknolojilerin kullan lmas na ve d ticaret olanaklar n geli tirilmesine önemli katk lar sa lamaktad r. Türkiye’de FDI giri leri 1980 y na kadar kayda de er bir art göstermemi tir. Türkiye’de 1990–2000 döneminde ortalama 791 milyon dolar FDI giri leri gerçekle irken, 2001–2006 döneminde ise ortalama y ll k FDI giri i 6.4 milyar dolara yükselmi tir. Türkiye’de 1980 y nda yakla k 2.9 milyar dolar olan ihracat tutar 2006 y sonunda 85 milyar dolara ula r. hracattaki y ll k ortalama art dolar baz nda 1948–2000 döneminde yüzde 11.2 iken 1980–1990 döneminde yüzde 16.1, 1990–2000 döneminde yüzde 10.09 ve 2000-2006 döneminde ise yüzde 18.5 olarak gerçekle mi tir. Son alt y lda ise (2001–2006) Türkiye’nin ihracat tarihsel ortalaman n üzerinde art göstererek yüzde 20.8’e ula r. Tüm bu olumlu geli melere ra men gerek izlenen dü ük kur-yüksek faiz politikas , gerekse iç talepteki art a ba olarak ara ve sermaye mallar ithalat n yan s ra tüketim mal ithalat n da artmas yla, ithalat ihracattan daha fazla büyümü tür. Çal mada 1996-2006 dönemi Türkiye’ye giren do rudan yabanc sermaye giri leriyle d ticaret (ihracat ve ithalat) aras nda tamamlay ve ikame ili kisinin varl ampirik uygulamalarla ara lm r. Do rudan yabanc sermaye giri leri (FDI) ihracat (X) ve ithalat (M) aras ndaki ili kinin ara lmas nda JJ e bütünle me yöntemi ve iki a amal Granger nedensellik testlerinden yararlan lm r. Ampirik çal malara uygun olarak de kenler aras ndaki uzun dönem ili kileri, tek de kenli FDI=f(X); FDI=(M) ve çok de kenli FDI=f(M,X) VAR modelleri olu turularak tahmin edilmi tir. Tek de kenli modellerde FDI ile ihracat ve ithalat aras nda uzun dönem pozitif 22 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 23 anlaml ili kiye rastlan rken, çok de kenli modelde sadece FDI ile ithalat aras nda pozitif ve anlaml uzun dönem ili kinin varl belirlenmi tir. ki a amal Granger nedensellik testlerinde a daki sonuçlara ula lm r: -Uzun dönemde ithalattan do rudan yabanc sermaye giri ine, k sa dönemde ise do rudan yabanc sermaye giri inden ithalata do ru bir Granger nedenselli in varl na rastlanm r. Bu sonuç, Türkiye’de FDI giri lerinin ithalata yol açt ve yabanc sermayeli firmalar n ihtiyaç duyduklar mallar (ara, yat m ve tüketim) maliyet, teknoloji gibi kar la rmal üstünlüklerden dolay kendi ülkesinden veya d ülkelerden sat n ald göstermektedir. -Uzun dönemde sadece do rudan yabanc yat mlar n ihracat n nedeni oldu u ve böylece FDI’dan ihracata do ru tek yönlü bir uzun dönem ili kisinin varl na ula lm r. Bu sonuç, son y llarda imalat sanayine giren do rudan yabanc sermaye giri lerinin pay n (2006’da yüzde 10.4) artmas na ba yabanc firmalar n ihracat n artt n kan gösterilebilir. Örne in yabanc sermayenin yo un olarak faaliyet gösterdi i makine ve ula m araçlar üreten sektörün toplam ihracat yakla k 52 milyar dolara (toplam d ticaret içinde pay yüzde 33) yükselmi tir. -Üç de ken aras ndaki nedensellik de erlendirmesinde iki önemli sonuca ula lm r. Birincisi, FDI giri lerinin ithalat ve ihracat n nedeni oldu u, ikincisi, ihracat n ithalat n nedeni oldu u sonucudur. ncelenen dönemde Türkiye’de FDI giri lerinin ithalat ve ihracat n nedeni olmas sonucu, yabanc sermaye pay n oldukça yüksek oldu u sektörlerde ihracat artarken ayn zamanda ithalat n da artmas gösterilebilir. Örne in yabanc sermayenin yo un oldu u ve ihracattaki pay en yüksek sektörlerde faaliyet gösteren firmalar (örne in makine ve ula m araçlar ) 2000–2004 y llar nda 52 milyar dolarl k ihracat gerçekle tirmesine kar k ayn dönemde 104 milyar dolarl k ithalat yapm lard r. Böylece FDI giri leri, Türkiye’nin ihracat n artmas na katk da bulunurken, üretimlerini art rabilmek için d dünyadan gereksinin duyduklar mallar n da ithalat yapmak zorunda kalmaktad rlar. hracat n ithalata ba ml olmas , a de erlenmi döviz kuru politikas ve dahilde leme rejimi ad ta yan sistemden kaynaklanmaktad r. de erli kur politikas uygulamalar , ihracata dönük sektörlerin kâr korumak ve ihracat sürdürmek için yerli girdiyi dü ürüp ithal girdi kullanma yolunu tercih etmesine yol açmaktad r. Türkiye'de 2006 y nda ihraç edilen her 100 dolarl k sanayi ürünü için 68 dolarl k ithalat n gerçekle tirilmesi, Türkiye’de ihracat n ithalata ba olmas göstermektedir. Dahilde i leme rejimiyle sanayicilerin gümrüksüz ithalat yapmalar na imkân verilerek toplam ihracat içinde ithal edilen girdilerin pay sürekli artmaktad r. 23 24 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 Türkiye’deki yabanc yat mc lar n ithal girdi kullan azaltmas ve mevcut ihracat n artabilmesi için a daki politika önerileri dü ünülebilir: -Yabanc yat mlar n ülke içinde üretilen ara ve yat m mallar na yönelmesi te vik edilmelidir. Bu amaçla istihdam üzerindeki vergi yüklerinin azalt lmas , üretim maliyetleri içinde önemli paya sahip enerji maliyetlerinin dünya fiyatlar na indirilmesi, vergi kolayl klar ve rekabetçi bir kur politikas n benimsenmesi sa lanmal r. -Dahilde i leme rejimiyle yabanc sanayicilerin gümrüksüz ithalat yapt ara mallar n ülke içinden tedarik etmelerini te vik edecek ekilde rland lmas dü ünülmelidir. -Uluslararas yabanc yat mlara dan manl k sa layan kalk nma ajanslar gibi örgütlerle i birli ine gidilerek katma de eri yüksek olan ürünlerin yerli ve yabanc firmalarla üretimi ve ihracat özendirilmelidir. K a yna k ç a AIZENMAN, J. / NOY, I. (2006), “ FDI and Trade-Two-Way Linkages?, ” The Quar t er l y Revi ew of Economi cs and Fi nance, 46/ 3: 317-337. ALBUQUERQUE, R. / LOAYZA, N. / SERVEN, L. (2005), Worl d Market Int egrat ion t hrough The Lens of Foreign Direct Invest ment , ” Jour nal of Int er nat i onal Economi cs, 66/ 2: 267-295. ALGUACIL, M. T. / ORTS, V. (2003), “ Inw ar d For eign Direct Invest ment and Import s in Spain, ” Int er nat ional Economi c Jour nal , 17/ 3: 19-38. BAJO-RUBIO, O. / MONTERO-MUNOZ, M. (2000), “ Foreign Direct Invest ment and Trade: A Causalit y Anal ysis, ” St udies on t he Spanish Economy f rom FEDEA, 6. BLAKE, P. B. / PAIN, N. (1994), Invest igat ing St r uct ur al Changes in UK Expor t Per f or mance: The Rol e of Innovat ion and Dir ect Invest ment , NIESR Di scussion Paper No 71. BLOMSTROM, M. / LIPSEY, R. E. / KULCHYCKY, K. , (1988), “ US and Swedi sh Direct Invest ment And Export s, ” BALDWIN R. E. (ed. ), Tr ade Pol icy Issues and Empir ical Anal ysis (Chicago: Uni ver sit y of Chi cago Pres): 259-297. BLONIGEN, B. A. (2005), A Revi ew of t he Empir i cal Li t er at ur e on FDI Det er mi nant s, NBER Working Paper No 11299. BRAINARD, S. L. (1997), “ An Empir ical Assessment of t he Proxi mit y–Concent r at ion Tr ade-of f Bet w een Mult inat ional Sales and Trade, ” Amer i can Economi c Revi ew , 87/ 4: 520-544. BROUTHERS, L. C. / WERNER, S. / WILKINSON, T. J. (1996), “ Aggregat e Impact FDI’ s St rat egies on t he Tr ade Balances of Host Count r ies, ” Jour nal of Int er nat ional Busi ness St udies, 27/ 2: 359-373. ÇET N, R. / ALTINTA , H. (2006), “ A Review of Empir ical St udies on Foreign Direct Invest ment and Trade, ” Er ci yes Üni ver si t esi . B. F. Der gi si , 27: 71- 99. DICKEY, D. / FULLER, W. A (1981), “ Likel ihood Rat io St at i st ics f or Aut oregressive Ti me Ser ies wit h A Unit Root , ” Economet r i ca, 4/ 4: 1057-1072. DICKEY, D. / FULLER, W. A. (1979), “ Di st r ibut ion of t he Est i mat or s f or Aut oregressive Ti me Ser ies wit h a Unit Root ” Jour nal of Amer ican St at ist i cal Associat ion , 74: 427-431. DO, Q. T. / LEVCHENKO, A. A. (2004), Tr ade And Fi nanci al Devel opment , Worl d Bank WPS 3347. 24 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 25 DUNNING, J. H. (1998), “ The European Int ernal Market Programs and inbound Foreign Direct Invest ment , ” DUNNING, J. H. (ed. ), Gl obal i zat ion, Tr ade and For ei gn Di r ect Invest ment , : 49–115. FRIMPONG, J. M. / OTENG-ABAYIE, E. F. (2006), Bounds Test ing Appr oach: An Examinat ion of For ei gn Di r ect Invest ment , Tr ade, and Gr owt h Rel at i onshi ps, MPRA Paper No. 352. GOLDBERG, L. S. / KLEIN, M. W. (1997), For eign Dir ect Invest ment , Tr ade and Real Exchange Linkages in Sout hest Asia and Lat in Amer ica , NBER Work ing Paper , No. 6344. GRAHAM, E. / KRUGMAN, P. (1989), “ Economic Impact , ” GOMES-CASSERES, B. / YOFFIE, D. (eds. ), The Int er nat i onal Pol it ical Economy of Di r ect For ei gn Invest ment . GRAY, H. P. (1998) “ Int ernat ional Trade And Foreign Direct Invest ment : The Int er f ace, ” DUNN NG, J. H. (ed. ), Gl obal i zat ion, Tr ade and For ei gn Di r ect Invest ment (Oxf ord): 19-27. GÜNE , . (2006), “ D Ticaret in Uzun Dönem Dengesi Üzeri ne Ekonomet rik Bir Analiz, ” l et me ve Fi nans, 21/ 245: 93-102. kt i sat HARRIS, R. / SOLLIS, R. (2003), Appl ied Time Ser ies Model l ing and For ecast i ng (John Wiley). HAZ NE MÜSTE ARLI I (2007), Ul usl ar ar as Sermaye Genel Müdürlü ü). Do r udan Yat ml ar 2006 Y Rapor u (Yabanc HELPMAN, E. (1984), "A Simple Theory of Int ernat ional Trade wit h Mult inat ional Cor por at ions, " Jour nal of Pol i t ical Economy , 92/ 3: 451-471. HELPMAN, E. / KRUGMAN P. R (1985) , Mar ket St r uct ur e And For ei gn Tr ade (Cambr idge: MIT Press). HORSTMAN, I. / MARKUSEN, J. R. , (1992) “ Endogenous Market St ruct ures in Int ernat ional Trade, ” Jour nal of Int er nat i onal Economi cs, 32: 109-129. JOHANSEN S. / JUSELIUS, K. (1990), “ Maxi mum Likel i hood Est imat ion and Inf erence on Coint egrat ion -w it h Appli cat ion t o t he Demand f or Money, ” Oxf or d Bul l et i n of Economics and St at ist ics, 52/ 2: 169-210. KARLUK, R. (2000) “ Türkiye'de Yabanc Ser maye Yat ml ar n Ekonomik Büyümeye Kat k , ” Ekonomi k st ikr ar Büyüme ve Yabanc Ser maye: 97-115. (ht t p: / / www. t cmb. gov. t r / yeni / evds/ yayin/ kit aplar / kit ap2/ t ur kyabsermyat . doc) (Er i im T. 3. 06. 2008). KOJIMA, K. (1975) “ Int er nat ional Tr ade and Foreign Invest ment : Subst it ut e or Complement s?, ” Hit ot subashi Jour nal of Economi cs, 16: 1-12. KOJIMA, K. (1982), “ Macroeconomic Versus Int er nat ional Business Approach t o Direct Foreign Invest ment , ” Hit ot subashi Jour nal of Economics, 23: 488-494. KUEH, J . S. / PUAH, K. J. , C. L. / LAU, E. / SHAZALI, A. B. (2007), FDI- Tr ade Nexus: Empir i cal Anal ysi s on Asean-5 (Munich Per sonal REPEC Ar chive, MPRA Paper No. 5220). LANE, P. R. . / MILESI-FERRETTI, G. M. (2004), Int er nat i onal Invest ment Pat t er ns (IMF Worki ng Paper WP/ 04/ 134). LANE, P. R. / MILESI-FERRETTI, G. M. (2005), A Gl obal Per spect i ve on Ext er nal Posi t i ons, IMF (Wor king Paper WP/ 05/ 16). LEICHENKO, R. M. / ERICKSON, R. A. (1997) “ Foreign Direct Invest ment Perf or mance, ” Jour nal of Regi onal Science , 37/ 2: 307-329. and St at e Export LIPSEY, R. E. / WEISS, M. Y. (1981), “ Foreign Product ion and Export s in Manuf act uri ng Indust ries, ” Revi ew of Economi cs and St at i st i cs, 63/ 4: 488-494. LIU, X C. / WANG/ WEI, Y. (2001), ” Causal Links bet ween Foreign Direct Invest ment and Trade in China, ” Chi na Economi c Review , 12/ 2-3: 190-2002. MARKUSEN, J. R. (1983), “ Fact or Movement s and Commodit y Trade as Compl ement s, ” Jour nal of Int er nat ional Economi cs, 14/ 3-4: 341-356. MARKUSEN, J. R. (1998), “ Mul t i nat ional Firms, Locat ion and Tr ade, ” Wor l d Economy, 21/ 6: 733756. 25 26 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 MARKUSEN, J. R. / VENABLES, A. J. (1995), Mul t i nat ional Fi r ms and The New Tr ade Theor y (NBER Wor king Paper No 5036). MARKUSEN, J. R. / MASKUS, K. E. (1999), Mul t i nat i onal Fi r ms: Reconci l i ng Theor y and Evi dence (NBER Wor king Paper No. 7163). MEKKI, R. (2005). “ The Impact of Foreign Direct Invest ment on Tr ade: Evi dence f rom Tunisia, ” SAMADIAN, Mot amen (ed. ), Capi t al Fl ows and For ei gn Di r ect Invest ment s i n Emer gi ng Mar ket s S. (Pal grave Macmil l an). MIN, B. (2003), “ FDI and Tr ade, ” Jour nal of t he Asi a Paci f i c Economy, 8/ 2: 229-250. MUNDELL, R. (1957), “ Int ernat ional Trade and Fact or Mobil it y, ” Amer i can Economi c Review , 47/ 3: 321-335. OZAWA, T. (1992), “ Foreign Direct Invest ment and Economic Development , ” Tr ansnat ional Cor por at ion, 1: 27-54. PACHECO-LOPEZ, P. ( 2005), “ Foreign Dir ect Invest ment , Export s and Import s in Mexico, ” The Wor l d Economy, 28/ 8: 1157–1172. PFAFFERMAYR, M. (1996), “ Foreign Out war d Direct Invest ment and Export s in Aust ri an Manuf act ur ing: Subst it ut es or Compl ement s?, ” Wel t wi r t schaf t l i ches Ar chi v, 132/ 3: 501-552. PHILLIPS, P. C. B. / PERON, P. (1988), “ Test ing f or a Unit Root in Time Ser ies Regression, ” Bi omèt r i ka, 75/ 2, 336-346. PHOGPAICHIT, P. (1990), The New Wave of Japanese Invest ment i n Asi a, Si ngapor e Inst i t ude of Sout hest Asian St udies. PRAMADGANI, M. / BISSOODEEAL, R. / DRIFFIELD N (2007), FDI, Tr ade and Gr owt h, A Casual Li nk? (Economics and St rat egy Group: Ast on Business School ). ROSE, A. K. / SPIEGEL, M. M. (2004), A Gr avit y Model Of Sover eign Lendi ng: Tr ade, Def aul t , and Cr edi t (IMF St af f Papers No 51). RUGGIERO, R. (1996), “ Foreign Direct Invest ment Tr ansnat ional Cor por at i on , 5: 1-18. and t he Mult inat ional Tr ade Syst em, ” SAYEK, S. (2007), “ FDI in Turkey: The Invest ment Cli mat e and EU Ef f ect s, ” The Jour nal of Int er nat ional Tr ade and Dipl omacy , 1/ 2: 105-138. SEY DO LU, H. (2007), Ul usl ar ar as kt i sat Teor i Pol it ika ve Uygul ama ( st anbul ). SÖNMEZ, M. (2005), Tür ki ye’ de hr acat Odas Yay ). n t hal at a Ba ml : 2000–2004 (Ege Bölgesi Sanayi SULLIVAN, P. J. O. (1993), “ An Assesment of Irel and’ s Export -Led Growt h St rat egy via Foreign Direct Invest ment : 1960-1980, ” Wer l t wir t schaf t l iches Ar chi ves, 12/ 1: 139-156. SUN, H. (2001), “ Foreign Direct Invest ment and Regional Export Perf ormance in China, ” Jour nal of Regional Science, 42/ 2: 317-336. SWENSON, D. L. (2004), “ Foreign Invest ment and t he Mediat ion of Trade Flows, ” Review of Int er nat ional Economi cs, 12/ 4: 609-629. TADESSE, B. ve M. RYAN (2008), “ Host Market Charact eri st ics, FDI, and t he FDI Tr ade Rel at ionship, ” The Jour nal of Int er nat ional Tr ade & Economi c Devel opment , 13/ 2: 199-229. TCMB (2007), Enf l asyon Rapor u 2007-III. TUS AD ve YASED (2004), FDI At t r act i veness of Tur key A Compar at ve Anal ysis. UN (2008), Wor l d Economic Sit uat ion and Pr ospect s 2008 (New York). VERNON, R. (1966), “ Int er nat ional Invest ment and Int ernat ional Trade in t he Product Cycle, ” Quar t er l y Jour nal of Economi cs, 80: 190-207. WEI, Y. / LIU, X. / PARKER, D. / VAIDYA, K. , (1999), “ The Regional Dist ri but ion of Foreign Direct invest ment in China, ” Regional St udies, 33/ 9: 857–867. 26 Halil Alt nta Türkiye’de Do rudan Yabanc Sermaye Giri i ve D Ticaret Aras ndaki li ki 27 XUAN, N. T/ XING, Y. (2008), "Foreign Direct nvest ment and Expor t s, ” Economi cs of Tr ansi t ion , 16/ 2: 183–197. YASED, (2007), Ul usl ar ar as Do r udan Yat ml ar De er l endi r me Rapor u . YELDAN, E. (2006), IMF Gözet i mi nde On Uzun Y l , 1998- 2008: Far kl Hükümet l er , Tek Si yaset (Ba ms z Sosyal Bil imcil er Raporu). 27 EKLER EK 1: Dünyada ve Seçilmi Baz Ülkelerde Yabanc Sermaye Giri leri Dünyadaki Pay (%) FDI Giri (Milyar $) 1990- 2003 2004 2005 2006 2000 (Ort.) Sabit Sermaye Birikimine Oran (%) 1990- 2004 2005 2006 2000 (Ort.) 19902000 (ort) 2004 2005 2006 Türkiye 791 1.752 2.883 9.803 20.120 1.9 5.4 13.8 23.7 0.16 0.39 1.04 1.54 Yunanistan 916 1.275 2.101 607 5.363 4.2 4.0 1.1 9.0 0.18 0.28 0.06 0.41 srail 1.589 3.896 2.040 4.792 14.301 7.2 9.9 22.5 58.9 0.32 0.27 0.51 0.41 Bat Asya 2.715 12.361 20.839 41.554 59.902 2.1 10.4 16.7 21.7 0.54 2.80 4.39 4.58 Gel.Olan Ü. 130.722 178.699 283.030 314.316 379.070 9.3 12.9 12.6 13.8 26.38 38.13 32.23 29.02 Dünya 495.399 564.078 742.143 945.795 1305.852 7.8 8.5 10.4 12.6 Kaynak:UNCTAD, World Investment Report 2007. Dünya ortalamalar yazar taraf ndan hesaplanm r. 30 Ankara Üniversitesi SBF Dergisi 64-2 EK 2: Türkiye’de FDI Giri leri ve GSY H’ya Oranlar 3.5 3.27 3 20000 2.5 15000 2 1.74 1.5 10000 0 1 0.8 5000 0.55 0.19 0.25 0.23 0.19 0.22 0.19 0.26 0.25 0.5 0.37 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 FDI Giri (Milyon Dolar) 608 885 722 805 940 783 982 3252 1137 1752 2837 9803 20120 FDI/GSY H (%) 0.19 0.25 0.23 0.19 0.22 0.19 0.26 0.8 0.25 0.37 0.55 1.74 Kaynak: Dünya Bankas statistikleri. GSY H paylar Yazar taraf ndan hesaplanm 30 r. 2006 3.27 0 GSY H Pay (%) FDI Giri i (Milyar Dolar) 25000