Dış Ticaret Açığı Bütçe Açığına Neden Olur mu? Türkiye Örneği

Türkiye özelinde dış ticaret açıklarının bütçe açıklarının nedenlerinden olup olmadığını araştırmak. Çalışmada Türkiye İstatistik Kurumu (TÜİK)ve Bütçe ve Mali Kontrol Genel Müdürlüğü (BÜMKO) verilerine göre1975 yılı ile 2016 yılları arasında gerçekleşen bütçe (BT) ve dış ticaret açığı (DT) serileri kullanılmıştır. Dış ticaret serileri Amerikan Doları (USD), Bütçe Açıkları Türk Lirası (TL) ve Yeni Türk Lirası (YTL) birimlerinden oluşmaktadır. Öncelikle USD kuru kullanılarak seriler TL ve YTL birimlerine dönüştürülmüştür. Ardından 1975 yılı İstanbul Ticaret Odası (İTO) toptan eşya fiyat endeksi (TEFE) ile seriler 1975 sabit fiyatlara indirgenmiştir. Son olarak, 2006 yılında YTL birimine geçilmesi nedeni ile2006 yılına kadar olan seri elemanlarından altı sıfır atılarak birimler eşitlenmiştir. İstatistik testleri için EViews 9 kullanılmıştır. Zaman serileri ile işlem yapabilmek için serilerin durağan olmaları şartı bulunmaktadır. Durağanlık testi Augmented Dickey_Fuller (ADF) yöntemi ile yapılmıştır. Hem BT hem de DT serileri için 1. farklarda durağanlık tespit edildiğinden eşbütünleşik (koentegre) regresyon modeli kurularak, hata düzeltme mekanizması uygulanmıştır. Modelin anlamlılığı F testi ile sınanmıştır. BT serisi için ADF p=0.2119, DT serisi için ADF p=0.5953 olarak tespit edilmiştir. Seriler durağan değildir. BT serisi 1. farklar ADF p=0.0000, DT serisi 1. farklar ADF p=0,0000 olarak tespit edilmiştir. Hem BT hem de DT serileri 1. farkları alınmış halde durağandırlar. BT ve DT 1. seviyeden I(1) eşbütünleşiktir. Serilerin düzey değerleri ile regresyon denklemi kurarak hata düzeltme katsayıları (HD) elde edilmiştir. HD katsayılarının düzey değerlerde durağan olması gerekir. HD serisi için ADF p=0.0096 olarak tespit edilmiştir. Yani HD serisi düzey değerlerde durağandır. BT 1. farklarserisi ΔBT bağımlı değişken, DT 1. farklar serisi ΔDT ve 1 gecikmeli HD serisi HDt-1 bağımsız değişken olmak üzere regresyon denklemi ΔBT=6.409187-0.159448.HDt-1-0.387382.ΔDT şeklinde elde edilmiştir. Düzeltilmiş R2=0.303140 (%30) olarak elde edilmiştir. Denklemin F testi anlamlılık sınaması için p=0.000395<α=0.05 olduğundan denklem anlamlıdır. Çalışma sonucunda Bütçe açıklarının yaklaşık olarak %30 oranını dış ticaret açıkları ile ilişkilendirilebileceği görülmüştür. Yani “dış ticaret açıkları ile bütçe açıkları ilişkilidir” sonucuna ulaşılmıştır. Denkleme göre 1 birimlik DT artışı 0,387 birimlik BT azalışına neden olmaktadır. Sonuç olarak “dış ticaret açıkları arttıkça bütçeye olumlu etkisi olmaktadır” şeklinde bir sonuçla karşılaşılmaktadır.Diğer bir açıdan “İthalat ükseldikçe bütçe açığı azalmaktadır” şeklinde bir sonuca ulaşılabilir.  

This study investigates whether trade deficits are a cause of budget deficits in Turkey. The study uses budget (BT) and trade deficit (DT) series from 1975 to 2016, based on data from the Turkish Statistical Institute (TÜİK) and the General Directorate of Budget and Financial Control (BÜMKO). Trade deficit series are in US Dollars (USD), while budget deficits are in Turkish Lira (TL) and New Turkish Lira (YTL). First, the USD exchange rate was used to convert the series to TL and YTL. Then, the 1975 Istanbul Chamber of Commerce (İTO) wholesale price index (TEFE) was used to reduce the series to 1975 constant prices. Finally, due to the adoption of the YTL unit in 2006, six zeros were removed from the series elements up to 2006 to equalize the units. EViews 9 was used for statistical testing. Time series must be stationary to be able to work with them. Stationarity testing was performed using the Augmented Dickey-Fuller (ADF) method. Since stationarity was detected in the first differences for both the BT and DT series, a cointegrated regression model was constructed and an error correction mechanism was applied. The significance of the model was tested using the F-test. The ADF was found to be p=0.2119 for the BT series and p=0.5953 for the DT series. The series are not stationary. The ADF for the first differences was found to be p=0.0000 for the BT series and p=0.0000 for the DT series. Both the BT and DT series are stationary after taking their first differences. BT and DT are cointegrated at the first level I(1). Error correction coefficients (ECCs) were obtained by constructing a regression equation with the level values ​​of the series. The ECCs should be stationary at the level values. The ADF for the HD series was determined as p=0.0096. This means the HD series is stationary at the level values. The regression equation, where BT (1st difference series) ΔBT is the dependent variable, DT (1st difference series) ΔDT is the independent variable, and the HD series HDt-1 (lagged 1) is the independent variable, is obtained as ΔBT = 6.409187 - 0.159448.HDt-1 - 0.387382.ΔDT. The adjusted R² was obtained as 0.303140 (approximately 30%). Since p=0.000395 < α=0.05 for the F-test significance test, the equation is significant. The study shows that approximately 30% of budget deficits can be associated with foreign trade deficits. In other words, it is concluded that "foreign trade deficits and budget deficits are related". According to the equation, a 1-unit increase in foreign trade deficits causes a 0.387-unit decrease in budget deficits. In conclusion, the study concludes that "increasing foreign trade deficits has a positive effect on the budget." Alternatively, it could also conclude that "as imports increase, the budget deficit decreases."