gelir- motorlukaratasıtları -dolarkuru

1.GİRİŞ

 18.yüzyılda artan nüfus ,yetersiz kalan ticaret ve globalleşmekte olan ekonomilerin ihtiyaçlarını karşılamak ,uzak coğrafyaları yakın kılmak için yapılan atılımların teknolojiyle eşgüdümlü hareket edilmesi sayesinde  Motorlu taşıtlar dünya ekonomisinde lokomotif görevini üstlendi.

   1869 yılında Joseph cugnot tarafından yapılan ilk Motorlu Kara Aracıyla yepyeni bir sektörün öncüsü olmuştur.Hızla ilerleyen teknoloji artan lojistik sorunların giderilmesi için yapılan çalışmalar Motorlu taşıtların üretimini ve yapılan ar-ge çalışmalarının arttırılmasına neden oldu.Ticaret Hacmini arttırmak isteyen ülkelerinde bu yolu tercih etmesi ve motorlu kara taşıtlarının ticaretini başlatmasıyla meta kavramını almış,ülkelerin ihracat ve ithalatında önemli bir nokta yer edinmiştir.21. yüzyılda gelişen teknolojiyle birlikte hızla gelişen motorlu kara taşıtları sektörü,küresel ekonomide büyük pay sahibidir ve payını hızla büyütmektedir.

   Ülkemizde de ithal ve ihrac edilen Motorlu kara taşitlari,her geçen gün ülkemizde ki sosyo-kültürel yapi,gelir düzeyi ve döviz kuru oranlarıyla doğru orantıda ilerlemektedir.Üretim aşamasında yetersiz kalan sanayi ithalata sevketmektedir. Hızlı artan ithalatn temel nedenleri şöyle özetlenebilir; 31.12.1995 tarihinde yürürlüğe giren 1/95 sayılı Ortaklık Konseyi Kararı gereği AB’den ithalatta tüm tarifelerin sıfırlanması ile ithalatta artış oranı beklenenin üzerinde olmuş ve bu aşırı artış sürekli ve kararlı bir nitelik kazanmıştır. Gümrük birliği öncesinde sektör adına ilgililerle yapılan birçok görüşmede ithalatın artmasına karşı uygulanacak tek aracın, kur politikası olacağı açıklanmıştır ancak uygulama bunun aksine gelişmiştir. Özellikle 1997 ve onu izleyen yıllarda markın enflasyonunun altında değer kazanması Almanya’dan yapılan ithalatın aşırı artmasına neden olmuştur. Otomotiv pazarında

ithalat gelişmiş ülkelerde dahi belirli düzenlemelerle denetim altında tutulmaktadır. Bununla birlikte, 2002 yılı itibariyle, motorlu taşıt aracı

ithalatı, döviz kurlarının düşük seyretmesine ve gelirin yükselmesine bağlı olarak dolar bazında artmıştır

  Biz bu çalişmada teknolojik ürün ithalatı(motorlu kara taşitlari) verileri ele aldık.Türkiye ye ait 1990-2014 dönemi ithalat  verilerini gelir ve döviz kuru(dolar) değiskenleri ele alınarak bu bulgular elde edilmiştir.

Bu konuda ele alınan bazı makaleler

.

T.C. BİLİM, SANAYİ VE TEKNOLOJİ BAKANLIĞI VERİMLİLİK GENEL MÜDÜRLÜĞÜ YAYIN NO: 726

Motorlu Kara Taşıtları Sektörü Rekabet  Gücü Analizi

Gül TAŞKIRAN BATTAL

KONYA OTOMOTİV SANAYİİ SEKTÖR RAPORU Ocak 2013

Dış Ekonomik İlişkiler ve Projeler Koordinatörlüğü

İSTANBUL TİCARET ODASI EKONOMİK VE SOSYAL ARAŞTIRMALAR ŞUBESİ 

OTOMOTİV SEKTÖR RAPORU

HAZIRLAYANLAR: FAHRİ KARBUZ ,AND SİLAHÇI ,EMRAH ÇALIŞKAN

REEL DÖVİZ KURU HAREKETLERİ VE DIŞ TİCARET

FİYATLARI (TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNE AMPİRİK BULGULAR)*

 Ahmet ZENGİN  Zonguldak Karaelmas Üniversitesi,

DÖVİZ KURU DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

 Exchange Rate Foreign Trade Relationship: Case of Turkey

 Murat KARAGÖZ Çetin DOĞAN İnönü Üniversitesi, İ.İ.B.F., Ekonometri Bölümü. İnönü Üniversitesi,

EKONOMETRİK MODEL

Y=β1+β2(x₁)+β3(x₂)+u

Y=Gelir

X₁₌Dolar Kuru

X₂=Mot.Kar.Taş.İth

Y=β₁+β_Dolarkuru+β_{3MKTithalatı}+u

VERİ SETLERİ, METOT VE KAPSAMI

1990-2014 dönemleri arasında gelir,dolar kuru ve motorlu kara taşıtları arasındaki ilişkiyi inceleyen veriler yıllıktır. Veri setinde 25 gözlem vardır. Bu çalışmada bağımlı değişkenler ise motorlu kara taşıtlar ithalatı ve dolar kurudur. Analiz aşamasında E-views programı kullanılmıştır ve en küçük kareler (OLS) metotuna göre hesaplanmıştır ve regresyon metotu kullanılmıştır.

E-VİEWS

1990-2014 DÖNEMİ ARASINDAKİ TÜRKİYEDEKİ MOTORLU KARA TAŞITLARI İTHALİ

YIL	GELİR	motorlu taş.	DOLAR KURU
1990	2.710	1496018	0.002
1991	2.666	1628412	0.004
1992	2.766	2041362	0.006
1993	3.093	1745213	0.016
1994	2.195	2461245	0.030
1995	2.841	2920746	0.046
1996	3.005	3084923	0.083
1997	3.110	4397831	0.155
1998	3.247	4142458	0.264
1999	2.912	3355281	0.426
2000	3.021	5965641	0.610
2001	3.242	2206124	1.446
2002	3.492	2918481	1.422
2003	4.559	6410789	1.493
2004	5.764	11795945	1.422
2005	7.022	12331890	1.340
2006	7.586	13293824	1.431
2007	9.240	15096193	1.301
2008	10.438	15513689	1.292
2009	8.559	10776027	1.547
2010	10.022	15772608	1.505
2011	10.446	19896077	1.674
2012	10.497	16808552	1.779
2013	10.818	19438559	1.901
2014	11.277	3640840	2.187
Dependent Variable: GELIR Method: Least Squares Date: 05/10/14   Time: 13:55 Sample: 1990 2014 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.   C 1.461103 0.273140 5.349282 0.0000 DOLARKURU 4.58E-07 4.39E-08 10.43189 0.0000 MOTORLUKARATASTLR 0.443970 0.384293 1.155291 0.2604 R-squared 0.947406     Mean dependent var 5.781120 Adjusted R-squared 0.942625     S.D. dependent var 3.360164 S.E. of regression 0.804865     Akaike info criterion 2.515881 Sum squared resid 14.25175     Schwarz criterion 2.662146 Log likelihood -28.44852     Hannan-Quinn criter. 2.556449 F-statistic 198.1494     Durbin-Watson stat 1.278382 Prob(F-statistic) 0.000000

Y=β₁+β_2Dolarkuru+β_{3motorlukarataşıtlarıithali}+u

β₁₌1.461103

β_2=4.58

β₃₌0.443970

β₁₌ Sabit olduğu için Y yi etkileyen bir değişkenimiz yoktur. Yani C yi ifade eder.

β₂₌ Dolar kuru geliri 4.58 oranında artırmıştır. Bu yüzden aralarında pozitif ilişki vardır.

β₃₌ Motorlu kara taşıtları ithalinde ki bir birimlik artış geliri 0.44 birim etkiler. Bu yüzden aralarında pozitif bir ilişki vardır.

 GELİR= 1.461103+4.58dolarkuru+0.443970mot.kara.taş.ith.+error

TEST ANALİZLERİ HİPOTEZ VE TAHMİN EDİCİLER

F statistic

H₀₌ β₂₌ β₃₌0

H₁₌ β₂≠ β₃≠0

α = 0.05

prob=3.89

0.05<3.89 

Bütün x değerlerinin y’yi etkileyip etkilemediğini tespit etmek için F istatistiğinde inceleme yaparız.

0.05<3.89  olduğu için H₀ reddedilemez. Bu yüzden değişkenlerimiz sermaye yatırımını doğrudan etkilemez.

RAMSEY RESET TEST

Ramsey RESET Test:
F-statistic	0.919024	Prob. F(1,21)		0.3486
Log likelihood ratio	1.070812	Prob. Chi-Square(1)		0.3008
Test Equation:
Dependent Variable: GELIR
Method: Least Squares
Date: 05/10/14   Time: 14:04
Sample: 1990 2014
Included observations: 25
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	1.738371	0.398162	4.365994	0.0003
DOLARKURU	2.98E-07	1.73E-07	1.723480	0.0995
MOTORLUKARATASTLR	0.435131	0.385113	1.129878	0.2713
FITTED^2	0.025103	0.026186	0.958657	0.3486
R-squared	0.949611	Mean dependent var		5.781120
Adjusted R-squared	0.942413	S.D. dependent var		3.360164
S.E. of regression	0.806350	Akaike info criterion		2.553049
Sum squared resid	13.65421	Schwarz criterion		2.748069
Log likelihood	-27.91311	Hannan-Quinn criter.		2.607139
F-statistic	131.9197	Durbin-Watson stat		1.398664
Prob(F-statistic)	0.000000

 

 

H₀:γ₁ = 0            

H₁:γ₁ ≠ 0

H₀:γ₁ = γ₂ = 0

H₁: γ₁ ≠ γ₂ ≠ 0

Misspecification

ðH₀:γ₁ = 0            F=0.919024

ðH₀:γ₁ = γ₂ = 0    F=0.3486

Her iki durumda hipotez % 5 anlamlılık düzeyinde reddedilir.

Date: 05/10/14   Time: 14:05
Sample: 1990 2014
Included observations: 25
Autocorrelation	Partial Correlation		AC	PAC	Q-Stat	Prob
.  |  .   |	.  |  .   |	1	0.028	0.028	0.0213	0.884
. *|  .   |	. *|  .   |	2	-0.184	-0.185	1.0160	0.602
. *|  .   |	. *|  .   |	3	-0.159	-0.153	1.7933	0.616
.  |***   |	.  |***   |	4	0.416	0.411	7.3481	0.119
.  |* .   |	.  |* .   |	5	0.185	0.129	8.5079	0.130
. *|  .   |	.  |  .   |	6	-0.118	-0.048	9.0021	0.173
. *|  .   |	.  |* .   |	7	-0.069	0.125	9.1800	0.240
.  |  .   |	.**|  .   |	8	-0.054	-0.250	9.2939	0.318
.  |  .   |	.**|  .   |	9	-0.013	-0.211	9.3013	0.410
. *|  .   |	. *|  .   |	10	-0.119	-0.125	9.9405	0.446
.  |  .   |	.  |  .   |	11	0.043	-0.017	10.031	0.528
. *|  .   |	. *|  .   |	12	-0.127	-0.108	10.872	0.540

                      

HETEROSKEDASTICITY WHITE TEST

Heteroskedasticity Test: White
F-statistic	1.824944	Prob. F(5,19)		0.1560
Obs*R-squared	8.110944	Prob. Chi-Square(5)		0.1502
Scaled explained SS	5.873736	Prob. Chi-Square(5)		0.3187
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 05/10/14   Time: 14:06
Sample: 1990 2014
Included observations: 25
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	0.076703	0.659102	0.116376	0.9086
DOLARKURU	4.95E-08	2.97E-07	0.166337	0.8696
DOLARKURU^2	-1.93E-14	9.06E-15	-2.125735	0.0469
DOLARKURU*MOTORLUKARATASTLR	2.58E-07	2.50E-07	1.031768	0.3151
MOTORLUKARATASTLR	1.751193	2.000005	0.875594	0.3922
MOTORLUKARATASTLR^2	-1.721401	1.714817	-1.003840	0.3281
R-squared	0.324438	Mean dependent var		0.570070
Adjusted R-squared	0.146658	S.D. dependent var		0.795695
S.E. of regression	0.735035	Akaike info criterion		2.427766
Sum squared resid	10.26525	Schwarz criterion		2.720296
Log likelihood	-24.34708	Hannan-Quinn criter.		2.508901
F-statistic	1.824944	Durbin-Watson stat		2.351940
Prob(F-statistic)	0.155995

Regresyon modellerinin heteroskedastic hata içerip içermediğini test edip karar verebilmek için uygulanır. Heteroskedasticity  hatalardaki varyansların sabit olmadığı noktalardaki sistematik bir modeldir. Olağan en küçük alan tahminlerinde bile incelemeler eşit güvenirliktedir.

 

                                   

ð 25*0.384438

ð 8.110944

8.110944>5.991   

Bu yüzden H₀  reddedilir.

WALD TEST Wald Test:
Equation: Untitled
Test Statistic	Value	df	Probability
F-statistic	198.1494	(2, 22)	0.0000
Chi-square	396.2987	2	0.0000
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0)		Value	Std. Err.
C(2)		4.58E-07	4.39E-08
C(3)		0.443970	0.384293
Restrictions are linear in coefficients.

Katsayıların bireysel anlamlılıklarını test etmek için Wald istatistikleri (W)

kullanılarak “Wald Testi” yapılabilir.

Kısıtlı ve kısıtsız modellerin karşılaştırılmasında kullanılır.

E(GELİR)= β₁+β_DOLARKURU+β_{MOT.KARA.TAŞ.İTH+} β_{4MOT.TAŞ.İTH}²

C(2) VE C(3) H_{0 REDDEDİLEMEZ}

SONUÇ

Bu çalişmada esas olarak şu sorulara cevap aranmıştır.Dış ticaret,döviz kuru ve yapilan ithalatın birbiri arasında ki bağlantı noktalarının birbirini ne denli ve nekadar etkilediğidir.

1990 yılından 2004 yılına kadar lan veriler ışığındaTürkiye ithalatının gelir esnekliği ve döviz kuru esnekliği, sırasıyla 4,58 ve 0,44 olarak bulunmuştur. Bu sonuç, ithalatın  döviz kuruna nispetle gelire karsıı yüksek bir duyarlılığa sahip olduğunu göstermektedir. ithalatın reel döviz kuru esnekliğinin düĢük olmasından hareketle, ekonominin iktisadi büyüme sürecine girdiği dönemlerde Türkiye ithalatında önemli bir miktarda artıs gözleneceğini, bu anlamda ithalatta gelir etkisinin döviz etkisinden çok daha büyük olduğunu söylemek mümkündür.Ayrica döviz kuru dengede iken, dış ticaret istikrarlı kalmakta aksi

takdirde istikrar bozulmaktadır.

Bu hedefler incelenirken e-views programından yararlanılmıştır,bu doğrultuda hipotezleri açıklayarak doğru bulgulara ulaşılmaya çalışılmıştır.bunu destekleyen test analizleri yapılmıştır.