The Validity Problem of Purchasing Power Parity in International Trade: A Time Series Analysis for Turkey

Transkript

1 MPRA Munich Personal RePEc Archive The Validiy Problem of Purchasing Power Pariy in Inernaional Trade: A Time Series Analysis for Turkey Ceva Bilgin Bursa Teknik Üniversiesi 4 April 2018 Online a hps://mpra.ub.uni-muenchen.de/87630/ MPRA Paper No , posed 5 July :15 UTC

2 1 Uluslararası Ticaree Saın Alma Gücü Pariesinin Geçerliliği Sorunu: Türkiye için Zaman Serisi Analizi Dr. Öğreim Üyesi Ceva Bilgin, Bursa Teknik Üniversiesi, Bursa Öze: Saın alma gücü pariesi hipoezi, emel anlamda uluslararası icaree ek fiya varsayımına dayanmakadır. Bir malın fiyaı orak bir paraya çevrildiğinde büün dünyada eşiir. Bir başka ifadeyle, bir birim ulusal para dünyanın her bölgesinde aynı saın alma gücüne sahipir. Saın alma gücü hipoezinin (SGP) bir diğer yorumu sürekli fiya eşiliği anlamındaki ek fiya varsayımına dayanmaz; bunun yerine ülkelerin enflasyon farkları kadar döviz kurlarında oynama olacağı fikrini esas alır. Bu çalışmada her iki SGP yaklaşımı, 1986Q1-2017Q4 dönemi çeyrek yıllık verileriyle Türkiye için zaman serisi uygulamaları yapılarak ele alınmışır krizinin ekisi dikkae almak amacıyla, 2001 öncesi ve sonrası al dönemlerine ayrılarak her bir al dönem için birim kök ve eş büünleşme esleri uygulanmışır. Adı geçen al dönemlerde mulak anlamda SGP için kanı bulunamazken, nispi SGP nin varlığına ilişkin bulgulara ulaşılmışır. Anahar Kelimeler: Uluslararası Ticare, Saın Alma Gücü Pariesi, Döviz Kuru, Enflasyon, Birim Kök, Eşbüünleşme The Validiy Problem of Purchasing Power Pariy in Inernaional Trade: A Time Series Analysis for Turkey Absrac: Hypohesis of purchasing power pariy basically depends on he presumpion of unique price in inernaional rade. The price of a good is he same all over he world when i is convered o a common currency. In oher words, one uni of naional currency has he same purchasing power everywhere in he world. The oher form of purchasing power pariy (PPP) does no depend on he assumpion of unique price, insead i is based on he argumen ha exchange raes changes by he amoun of differences in inflaions of he involved counries. In his aricle, he validiies of hese wo forms of PPP for Turkey have been evaluaed by imposing ime series applicaions on he quarerly daa for he period of 1986Q1-2017Q4. For he sake of 2001 economic crisis, he sample period has been divided ino wo subperiods; 1986Q1-

3 2 2001Q3 and 2001Q4-2017Q4. The uni roo and coinegraion ess have been applied o boh of he subperiods. The saisical evidence supporing he absolue form of PPP could no have been gained. On he oher hand, for boh of he subperiods, he validiy of relaive version of PPP has been approved by he applicaion resuls. Keywords: Inernaional Trade, Purchasing Power Pariy, Exchange Rae, Inflaion, Uni Roo, Coinegraion 1.Giriş Saın Alma Gücü Pariesi hipoezi, döviz kurları ile enflasyon arasındaki ilişkiden yola çıkarak ilk olarak Cassel(1918) arafından oraya aılmışır. Cassel eoriyi, I. Dünya Savaşı sonrasında, yeniden alın sandardına dönülürken uygulanacak yeni resmi kurların emelini oluşurmak üzere gelişirmişi. Daha sonraki sabi kur dönemlerinde de merkez bankaları arafından kur dengesi bozulunca, yeni denge kurlarının belirlenmesinde bir rehber olarak yaygın biçimde kullanılmışır. Saın alma gücü pariesi hipoezine göre, bir malın (veya bir sepe malın) fiyaı, orak bir paraya çevrildiğinde, büün dünyada eşiir. Yine saın alma gücü pariesinin zayıf versiyonu da sürekli olarak fiya eşiliğini şar koşmamaka ve ülkelerin enflasyon farkları kadar döviz kurlarında oynama olacağını belirmekedir. Buna göre aynı para ile ifade edildiğinde, aşıma giderleri, arifeler vb. gibi engellerin bulunmaması durumunda, icaree konu olan bir malın fiyaı dünyanın her yerinde aynı olmalıdır. Mesela buğdayı ele alırsak, mevcu kur üzerinden TL ye dönüşürülmüş ABD deki buğday fiyalarının Türkiye deki buğday fiyaına eşilenmesi gerekir. Buğdayla ilgili bu ek fiya kanununu formülleşirirsek; B E. TR B US E: Döviz kuru (dolar başına TL) B US : Buğdayın ABD deki dolar fiyaı B TR : Buğdayın Türkiye deki TL fiyaı. Eğer ek fiya kanunu sağlanmazsa arbirajcı oraya çıkan kar fırsaından yararlanmak üzere faaliyee geçeceğinden fiya dengesi yeniden sağlanmış olacakır. Sözgelimi, buğdayın onu ABD de 100 dolar, doların cari TL kuru 4 TL ve buğdayın onu Türkiye de 500 TL olduğunu varsayarsak, buğdayın onunun Amerika da Türkiye den 100 TL daha ucuz

4 3 olduğunu söyleyebiliriz. Böyle bir durum arbiraj imkânı sağlamakadır. Türkiye deki bir arbirajcı 100 bin TL harcayarak ABD den 250 on buğday saın alır, bunu Türkiye ye geirir ve Türkiye de bu buğdayı saarsa 25 bin TL kar elde edecekir. Böylece, bu fiya farkının neden olduğu ABD de buğdaya yönelik alep arışı burada fiyaları yükselirken, buna mukabil Türkiye deki buğday arz arışı ise Türkiye de fiyaları düşürücü eki yapacakır. Oray çıkan bu zı ekiler, buğday fiyalarını eşileyerek kar olanaklarını ve arbirajı oradan kaldıracakır. Saın alma gücü pariesi biri mulak diğeri nispi yaklaşım olmak üzere iki şekilde ele alınmakadır. (Hakkio, 1992) 1.1.Mulak Saın Alma Gücü Pariesi Mulak anlamda saın alma gücü pariesi, döviz kurlarına göre ulusal paralara dönüşürülmüş fiya düzeylerinin ülkeler arasında aynı olması gerekiğini ifade eder. Yani bir birim ulusal para dünyanın her yöresinde aynı saın alma gücüne sahip olmalıdır. A ülkesinde 1 birim ulusal para ile saın alınabilecek malların B ülkesinde ve B nin ulusal parası ile saın alınması için gereken mikar dikkae alınır. Mesela ABD de 1 doların saın aldığı mallar için Türkiye de 4 TL gerekiyorsa, bu bize doların TL kurunu ifade edecekir. Ancak bu amaçla oluşurulacak mal sepelerinin iki ülkede birbirinin benzeri olması gerekir. Diğer bir deyişle, iki ülkede dış icarein bileşimlerinin aynı olması gibi bir koşula gerek vardır. Bu eori aslında ek fiya kanununun, bireysel fiyalar yerine üm malları kapsayan ulusal fiya düzeylerine uygulanmış bir şeklidir. Fiya indeksi bir ekonomide belli bir andaki fiyaların genel oralamasını ölçer. Bu fiya indeksini oluşurmak için öncelikle indekse hangi fiyaların gireceği, yani hangi bireysel mal ve hizmelerin fiyalarının gözleneceği kararlaşırılır. Sonra da bunlara oplam harcamalar içinde her birinin önemini yansıan ağırlıklar verilir. Uygulamalarda genellikle ükeici fiyaları endeksi, üreici fiyaları endeksi ve gayri safi milli hasıla deflaörü gibi çeşili endeksler kullanılmakadır. Dolayısıyla iki ülke arasındaki fiya endekslerinin sağlıklı bir biçimde karşılaşırılabilmesi için bu endekslerin aynı mal ve hizmeleri içermesi ve her birinin benzer şekilde ağırlıklandırılmış olması gerekmekedir. Tek fiya kanunu ek bir mal için geçerli olsa da, çok sayıdaki mal ve ağırlıklara dayalı fiya endeksleri ek fiya kanununa uymayabilir. İsaisiklerde genellikle her ülkenin enflasyon oranını doğru biçimde hesaplamak için en uygun olan ağırlıklar kullanılır. Bu da ülkeler arasında farklılıklar doğurur. Yine mallarda önemli kalie farklılıklarının bulunmasının

5 4 yanında ülkeler arasında fiya eşiliğini engelleyecek pek çok yapay engeller vardır. Bunun gibi her ülkede önemli bir mal ve hizme grubu fiya endekslerinin kapsamına girmekle birlike uluslararası icaree konu olmamakadır. Bunların fiyaları da farklılıklar gösermekedir. Büün bu sayılanlar ülkeler arasında fiya endekslerinin karşılaşırılabilme özelliğini sınırlandırmakadır. (Dornbusch, 1985) Bir mal ne kadar homojen ise ek fiya kanunu o mal için o kadar geçerlidir. Alın, döviz, buğday, ham perol gibi. Ticare dışı malların fiyaları değişikçe fiya endeksleri değişir, faka döviz kurlarında bir değişme olmayabilir. Çünkü bunların fiyalarındaki değişme dış icare akımını ve döviz arz ve alebini ekilemez. Uygulamada saın alma gücü pariesi daha çok nispi anlamda ele alınmakadır. Ancak uluslararası kişi başına gelir karşılaşırmalarında mulak saın alma gücü yaklaşımından hareke eiği görülmekedir Nispi Saın Alma Gücü Pariesi Buna göre döviz kurlarındaki bir hareke, iki ülkenin nispi fiyalarındaki değişmeyi yansımakadır. İç fiyalardaki arış ne derece yüksek olursa, yani paranın ülke içindeki saın alma gücü ne derece düşüyorsa, o ülke parasının dış değeri de o ölçüde düşürülmelidir. Nispi saın alma gücü pariesine göre ulusal para ile herhangi bir yabancı para arasındaki döviz kuru, bu iki ülkenin mulak fiya düzeyleri ile değil fiya arışları yani enflasyon oranları farkını yansıacak biçimde değişir. Yani, döviz kurundaki değişmenin yüzdesi, yuriçi enflasyon oranından yabancı enflasyon oranının çıkarılmasına eşiir. Formül ile göserecek olursak; S 1 S0 S0 p p f S 0 : Baz alınan yıldaki döviz kuru, S 1: Sonraki dönemde geçerli döviz kuru, S S 1 0 S0 : Kurdaki yüzde değişme, p: Yuriçinde iki dönem arasındaki enflasyon oranı, p f : Yabancı ülkenin iki dönem arasındaki enflasyon oranı. Formülü bir örnekle açıklayalım. Bir önceki yıla göre Türkiye de enflasyon oranı % 10, ABD de %2 olsun. Bu durumda iki ülkedeki malların TL veya dolar cinsinden fiyalarının

6 5 eşilenebilmesi için TL nin dolar karşısında % 8 oranında değer kaybemesi, bir başka ifadeyle doların TL kurunun bu oranda yükselmesi gerekmekedir. Saın alma gücü pariesi hipoezinin göserdiği kur, denge döviz kuru olarak anımlanabilmekedir. Döviz kurları, mal fiyalarını orak bir para birimine dönüşürerek, uluslararası piyasalarda icarei yapılan mal ve hizmelerin arzı ile bunlara yönelik alebin dengeye gelmesini sağlar. Bir A ülkesinde yuriçi fiyalarda oraya çıkan arışa rağmen döviz kurunda bir değişme olmazsa, bu ülkenin mal ve hizmeleri arık daha pahalı olacakır. Bu durum o ülke için uluslararası piyasada yuriçi fiya arışından önceki arz-alep dengesinin bozulması demekir. Dengenin yeni başan sağlanabilmesi için yuriçi fiyalardaki arış kadar ülke parasında bir değer kaybı olması gerekir. Böylece SGP hipoezinin denge kuru oluşur. Faka SGP hipoezinin önerdiği bu kur denge döviz kuru mudur?. Öncelikle, SGP hipoezi, iki zaman arasında karşılaşırma yapmakadır. Bu durumda SGP hipoezi reel kurdaki sapmaları göserebilmekedir. Bunun denge kur olduğunu garani ememekedir (Williamson 1994a). İkinci olarak, bu kur makro ekonomik dengeyi sağlayabilmeke midir? Ticare dengesi ve isihdamda hedeflenen düzeye gelinmesinde kullanılabilir mi? Bu sorulara verilen cevap olumsuzdur, çünkü Sein (1994) nın değindiği gibi SGP hipoezi ekonomideki emel değişkenleri göz önüne almamakadır. Bunun dışında, SGP hipoezinin emelinde fiya değişimlerinin, nominal döviz kurundaki değişimlerle yok edilmesi yani reel döviz kurunun sabi olması yaar. Reel döviz kuru, bir ülkenin fiya seviyesinin başka bir ülkenin fiya seviyesi cinsinden ifadesidir ve ülkenin uluslararası piyasalarda rekabe gücünü göserir. Reel döviz kurunun sabi kalmasını varsaymak, rekabe gücünü sabi varsaymakır. Bu ne derece gerçekçi bir varsayımdır? Perol şokları, asarruf ve yaırım eğilimlerindeki değişimler gözlendiğinde rekabe gücü ne ölçüde sabi kalabilir? Balassa (1964) nın beliriği gibi verimlilike gözlemlenen değişiklikler, uluslararası icaree konu olan ve olmayan mal ve hizmelerin göreli fiyalarında değişime neden olup, reel döviz kurunun sabi kalmasını engellemekedir. Bu durumda reel döviz kurunu sabi olarak düşünmek doğru olmayacakır. 2. Lieraür Taraması Saın alma gücü pariesi konusunda yapılan uygulamalı çalışmalara bakıldığında, kısa dönemde saın alma gücüne büyük bir desek oraya çıkmazken, uzun dönemde saın alma

7 6 gücü pariesinin geçerlik derecesinin oldukça yüksek çıkığı görülmekedir. Çünkü herhangi bir ekonomik veya siyasal bir gelişme karşısında döviz kurları anında değişme göserirken, mal fiyalarının buna gerekli uyumu gösermesi zaman almakadır. Bu uyum farklılığı sonucunda da kısa dönemde saın alma gücü pariesi ve ek fiya kanunu geçerliliğini yiirmekedir. Ancak zaman içerisinde fiyalarda beklenen değişiklikler oraya çıkmaka ve uzun dönemde saın alma gücü pariesine uyum sağlanmakadır. Malların bir ülkeden diğerine gönderilmesinin riskleri ve maliyeleri, hükümelerin uluslararası icari ve mali akımlar üzerine koydukları çeşili engeller gibi nedenler yüzünden mulak anlamda saın alma gücü pariesi gerçekler arafından deseklenmemekedir. Bu durum da uluslararası fiya düzeylerinin farklılığına yol açmakadır. Saın alma gücü pariesi hipoezinin farklı zamanlar ve farklı ülkeler için geçerliliğinin sınanması için eşbüünleşme analizleri yapılmışır. Bunlardan Corbae ve Ouliaris (1988), Enders (1988), Taylor (1988), Kim (1990), Pael (1990), ve Ardeni ve Lubiani (1991) uzun dönemde saın alma gücü pariesini desekleyecek bulgulara ulaşamamışır. Mussa (1979), Roll (1979), Liu (1992), Adler ve Lehman (1983), Kugler ve Lenz (1993) ile Macdonald (1993) çalışmalarında ise saın alma gücü pariesini desekleyecek kanılar bulunmuşur. Türkiye için yapılan çalışmalardan Alba ve Park (2005) arası aylık verilerle yapılan çalışmada saınalma gücü pariesinin geçerliliği hakkında farklı döviz kuru rejimlerinde farklı sonuçlara ulaşılmışır. Aslan ve Kanbur (2007) aylık verilerle dönemini iki al dönem bölerek incelediği çalışmada saın alma gücü pariesinin geçerli olmadığını espi emişlerdir. Yıldırım ve Yıldırım (2012) ise gene aylık verilerle dönemi için TÜFE ve ÜFE bazında saın alma gücü pariesinin geçerliliğini es emişir. İki farklı endeks iki farklı sonuç oraya çıkarmışır. Şener, Yılancı ve Canpola (2015) da için aylık verilerle yapıkları analizde saın alma gücü pariesinin geçerli olduğu sonucuna ulaşmışır. 3. Veri, Yönem ve Uygulama Teori aslında ek fiya uygulamasının mal piyasaları bağlamındaki bir değerlendirmesidir denilebilir. Aynı para cinsinden icaree konu olan mal her yerde aynı fiyaa olmakadır. Mulak anlamda SGP dönüşürülmüş fiya düzeylerinin eşiliğini ifade emekedir. Döviz kuru, ülkelerdeki fiya düzeylerine bağlı nominal bir değerdir. Saın alma gücü pariesine göre nominal döviz kurlarındaki değişmeler ülkeler arasındaki enflasyon farklılıklarını yansımakadır. Mulak anlamda mal fiyalarının saın alma gücü pariesi iki

8 7 ülkenin milli fiyaları aynı para cinsinden ifade edildiğinde, aralarında uzun dönemli bir denge ilişkisi varsayılmakadır. Reel döviz kuru fiyaların homojenliği kısıı alında (Corbae ve Quliaris, 1988) şu şekilde anımlanabilir r * e p p (1) buradan harekele esadüfü yürüyüş hipoezinin esi için; r r u (2) 1 Burada r reel döviz kurunu, e nominal dövzi kurunu p yuriçi fiyalar genel düzeyini p * ise yurdışı fiyalar genel düzeyini gösermekedir. Tüm değişkenler doğal logariması alınmış değişkenlerdir. Reel döviz kurunun yur içi ve yur dışı fiya düzeyleri ile ilgili olduğu görülmekedir. Bu değişkenin zaman serisi özellikleri araşırılacakır. Reel döviz kurunun durağanlığı SGP ile ilgili bir kanı sağlayacakır. Seri durağan değilse, reel kurda sapmalar süreklileşmeke ve nominal kur fiya farklılıklarını oradan kaldıracak şekilde oluşmayacakır. Böylece durağan olmama durumu SGP nin geçerli olmadığı anlamına gelmekedir. (Doğanlar ve Özmen 2000) Değişkenler; p yuriçi fiya düzeyi (TUFE 2010=100), p * yurdışı fiya düzeyi (ABD TUFE 2010=100), e dolar bazında nominal döviz kuru olarak alınmakadır. Örneklem dönemi 1986Q1 ve 2017Q4 olacak şekilde çeyrek yıllık verileri kapsamakadır. Buradaki analizler yapılırken 2001 krizinin yaraığı ekinin dikkae alınması amacıyla 2001Q3 öncesi ve sonrası için farklı modeller gelişirilecekir. Bir başka ifadeyle, örneklem dönemi 1986Q1-2001Q3 ve 2001Q4-2017Q4 şeklinde iki al örneklem dönemine ayrılmışır. Büün veriler IMF Uluslararası Finansal İsaisikler veriabanından alınmışır. (1) denklemini logarima cinsinden yazarsak; r * p ln e p (3) Burada anımlanan reel döviz kurunun durağanlığı, yukarıda bahsedildiği gibi SGP hipoezinin geçerliliği ile ilgili bir kanı sunacakır. Böylelikle reel döviz kuru hesaplanarak

9 8 Eviews programında Genişleilmiş Dickey-Fuller esi (ADF) yardımıyla, birim kök sınaması yapılmışır. Sınamada gecikme değeri Schwarz (SCH) bilgi krieri esas alınarak belirlenmişir. Tablo 1 de birim kök es sonuçları göserilmekedir. Tablo 1: Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) Birim Kök Tes Sonuçları Değişken Düzey a Birinci Fark b Reel Kur (1986Q1-2001Q3) (1) (1)** Reel Kur (2001Q4-2017Q4) (1) (1)** İsaisik değerlerin yanında görülen paranez içindeki sayılar SCH bilgi krierine göre belirlenen gecikme sayılarıdır. a es sabi ve rend içermekedir, b es sabi ve rend içermemekedir, * yüzde beş düzeyinde anlamlı, **yüzde bir düzeyinde anlamlı Bu sonuçlara göre reel kur için düzey birim kökün varlığını anımlayan sıfır hipoezi her iki al dönemde de reddedilememekedir. Reel döviz kurları düzeyde durağan olarak bulunamamışır. Bu nedenle, SGP eorisinin fiyaların homojenliği alındaki kısılı anımı her iki al dönem için reddedilmekedir. Reel kur serilerinin birinci farkı alındığında durağan çıkmakadır. Dolayısıyla bu seriler I(1) özelliğine sahip olarak kendisini gösermekedirler. Nominal döviz kurlarının göreli fiyalarca anımlandığını ifade eden bir diğer SGP anımı yapılarak, uzun dönemli dengenin araşırılması amacı ile eşbüünleşme esi yapılabilir. e p u (4) p * Eşilike nominal döviz kuru ve göreli fiyalar logarimik olarak alınmışır. Eğer nominal döviz kuru ve göreli fiyalar durağan değil ve aynı dereceden enegre ise, bu seriler için Johansen (1991) eşbüünleşme esi yapılabilir. Eğer bu seriler arasında eşbüünleşme ilişkisi çıkarsa, SGP hipoezinin varlığı için kanı elde edilmiş olacakır. (Corbae ve Qulirais, 1988) Tablo 2 birinci al dönem olarak anımladğımız 1986Q1-2001Q3 yılları için nominal kur ile göreli fiya değişkenlerine yönelik genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) birim kök es sonuçlarını vermekedir. Buradaki sonuçlara göre nominal kur ve göreli fiya düzeyde durağan bulunamamışır. Bu seriler ancak fark durağan, I (1) özelliğine sahip seriler olarak görülmekedir.

10 9 Tablo 2: 1986Q1-2001Q3 Dönemi için ADF Birim Kök Tes Sonuçları Değişkenler Düzey a Birinci Fark b Nominal Kur (1) (1)** Göreli Fiya (1) (1)** İsaisik değerlerin yanında görülen paranez içindeki sayılar SCH bilgi krierine göre belirlenen gecikme sayılarıdır. a esler sabi ve rend içermekedir, b esler rend içermemekedir, * yüzde beş düzeyinde anlamlı, **yüzde bir düzeyinde anlamlı Bu iki değişken de aynı dereceden enegre oldukları için, aralarındaki uzun dönem ilişkisini işare eden eşbüünleşmenin varlığı araşırılabilir. Bu amaçla Johansen iz ve maksimum özdeğer esleri yapılacakır. Bu eslerin yapılabilmesi için VAR modeli ahmin edilmiş ve uygun gecikme Schwarz krierine göre 1 olarak alınmışır. Dolayısıyla VAR(1) modeli üzerinden elde edilen iz ve maksimum özdeğer eşbüünleşme es sonuçları Tablo 3 de verilmekedir. Tablo 3: 1986Q1-2001Q3 Dönemi için Johansen eşbüünleşme es sonuçları Eşbüünleşme İz esi λ-maksimum esi vekör sayısı İsaisik Kriik Değer İsaisik Kriik Değer r = * * r * 0.05 düzeyinde sıfır hipoezinin re edildiği anlamına gelir Tablo 3 deki birinci saıra göre iz esi eşbüünleşme olmadığı hipoezinin re edildiği, ikinci saıra göre ise en fazla bir eşbüünleşme vekörünün olduğunu söyleyen hipoezin re edilmediği gözlemlenmekedir. Açıkça iz esine göre değişkenler arasında eşbüünleşme bulunmakadır. Maksimum özdeğer esi de eşbüünleşme yok hipoezini re emeke ve bir eşbüünleşme var hipoezini re ememekedir. Bu ese göre de değişkenler arasında eşbüünleşme gözlemlenmekedir. Nominal döviz kuru ile göreli fiya arasındaki uzun dönemli ilişki aşağıda göserilmekedir. LNKUR LNGRFY Bu denkleme göre nominal kur ile göreli fiya arasında anlamlı poziif bir ilişki bulunmakadır. Göreli fiya yüzde bir arınca nominal kur da yaklaşık yüzde 0.79 armakadır.

11 10 Görüldüğü üzere nominal kurun göreli fiya esnekliği bire oldukça yakındır; nominal kur SGP hipoezinin oraya koyduğu üzere göreli fiyaaki farklılıklara göre uyarlanmakadır. Tablo 4 ikinci al dönem için nominal kur ile göreli fiya değişkenleri için ADF es sonuçlarını gösermekedir. Tablo sonuçlarına göre nominal kur ve göreli fiya değişkenlerinin düzeyde durağan olmadığını ancak birinci farklarını aldığımızda durağan olduğunu görüyoruz. Tablo 4: 2001Q4-2017Q4 Dönemi için ADF Birim Kök Tes Sonuçları Değişkenler Düzey a Birinci Fark b Nominal Kur (1) (1)** Göreli Fiya (9) (8)** İsaisik değerlerin yanında görülen paranez içindeki sayılar SCH bilgi krierine göre belirlenen gecikme sayılarıdır. a esler sabi içermekedir, b esler sabi ve rend içermemekedir, * yüzde beş düzeyinde anlamlı, **yüzde bir düzeyinde anlamlı Bu sonuçlara göre her iki seri de I(1) olduğundan Johansen eşbüünleşme esi yapılabilir. Uygun VAR(1) modeline göre elde edilen Johansen iz esi ve maksimum özdeğer esi sonuçları Tablo 5 de göserilmekedir. Tablo 5: 2001Q4-2017Q4 Dönemi için Johansen eşbüünleşme es sonuçları Eşbüünleşme İz esi λ-maksimum esi vekör sayısı İsaisik Kriik Değer İsaisik Kriik Değer r = * * r * 0.05 düzeyinde sıfır hipoezinin re edildiği anlamına gelir Tablo 5 de görüldüğü üzere hem iz esi hem de maksimum özdeğer esi eşbüünleşmenin olmadığını söyleyen sıfır hipoezini re emeke, bir eşbüünleşme vekörü olduğunu söyleyen hipoezi ise re ememekedir. Bu sonuçlara göre nominal kur ile nispi fiya değişkenleri arasında uzun dönemli ilişki bulunmakadır. Bu ilişkinin biçimi de aşağıdaki gibidir; LNKUR LNGRFY

12 11 Nominal kur ile göreli fiya arasındaki ilişki aynı yönlüdür. Kurun göreli fiya esnekliği oldukça yüksekir. Göreli fiya yüzde bir arınca nominal nur yaklaşık olarak yüzde 1.50 armakadır. Bu birinci al dönemdeki esneklik ile karşılaşırılınca daha yüksek bir sayı olarak oraya çıkmakadır. 4. Sonuç ve Değerlendirme Mulak anlamdaki SGP, uluslararası ek fiya eorisi, malların aşıma maliyei, uluslararası mal icareinde hükümelerce konulan çeşili engeller gibi sebepler yüzünden gerçeklikle uyuşmamakadır. Uluslararası fiyalarda farklılıklar doğal olarak oraya çıkmakadır. Ayrıca, döviz kurlarının ekonomik şoklara verdiği epki mal fiyalarınınkinden daha hızlı olmakadır. Kısa dönemde SGP nin karşılanmamasına yol açan bu fakör, uzun dönemde fiyalarda gerekli epkimeler olacağından ekin olmayacakır. Uzun dönemde SGP ye uyum gerçekleşebilir. SGP den sapmaya yol açan diğer bir eken, fiya endekslerin formasyonunu oluşuran malların fiya harekelerindeki ekilerdir. Fiya endeksi sabi kalmış gibi gözükse de, içeriğindeki kili malların fiya değişmeleri döviz kurlarını ekileyebilmekedir. Uzun dönemde genel fiya değişmeleri yolu ile bu ekinin de oradan kalkması ve SGP nin karşılanması beklenmekedir. Bu çalışmada SGP hipoezinin Türkiye için geçerliliği es edilirken 2001 krizinin belirleyici ekisinden dolayı örneklem dönemi (1986Q1-2017Q4) iki al örneklem dönemine (1986Q1-2001Q3 ve 2001Q4-2017Q4) bölünerek her bir al dönem için ekonomerik zaman serisi uygulamaları gerçekleşirilmişir. Bu uygulama sonuçlarına göre, hesapladığımız reel döviz kuru her iki al örneklem döneminde de durağan olmadığından, fiyaların homojenliğini vurgulayan mulak anlamdaki SGP ni bu dönemlerin her biri için desekleyecek bulgulara ulaşılamamışır. Ancak, göreli fiyalar ve nominal kur arasındaki uzun dönemli ilişki üzerinden anımlanan nispi SGP, her iki al dönem için yapılan eşbüünleşme es sonuçlarına göre her iki dönemde de geçerli görünmekedir. Dolaysıyla, kısa dönemde saın alma gücü pariesinden sapma, uzun dönemde düzelilmiş olmakadır. Mulak anlamdaki SGP nin ek fiya aksiyomuna dayanan kısılılığına rağmen, nispi SGP nominal kurların fiya farklılıklarına epki verdiği fikrini içermesi dolaysıyla uluslararası icareeki işleyişe daha uyumlu görünmekedir. Nispi SGP ye göre ülkeler arasındaki enflasyon farklılıkları nominal kurlara yansıılmakadır. Bu nedenle, bu çalışmada elde edilen sonuçlara göre mulak SGP nin karşılanmamasına rağmen, nispi SGP nin geçerliliğine ilişkin ekonomerik bulguların elde edilmesi, Türkiye ile ABD arasında anımlanan dönemde saın alma gücü pariesi hipoezinin geçerliliğinin sağlandığını gösermekedir.

13 12 Kaynakça Adler, M and Lehman, B.1983 Deviaions from Purchasing Power Pariy in he Long Run. Journal of Finance, 38, (1983): Alba, J.D. and Park, D An Empirical Invesigaion of Purchasing Power Pariy (PPP) for Turkey. Journal of Policy Modelling, 27, Ardeni, P. G. and Lubian, D Is There Trend Reversion in Purchasing Power Pariy? European Economic Review, 35, Aslan, N.ve Kanbur, N Türkiye de 1980 Sonrası Saın Alma Gücü Pariesi Yaklaşımı, Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi, 23(2), Balassa Bela 1964 The Purchasing Power Pariy Docrine: A Reappraisal The Journal of Poliical Economy 72: Bayoumi T., P. Clark, S. Symansky ve M. Taylor 1994 The Robusness of Equilibirium Exchange Rae clculaions o Alernaive Assumpions and Mehodologies içinde John Williamson (ed.), Esimaing Equilibrium Exchange Raes (Washingon D.C. :Insiue for Inernaional Economics) Cassel, G The World's Moneary Problems, London: Consable Corbae Dean ve Ouliaris Sam 1988 Coinegraion and Tess of Purchasing Power Pariy The Review of Economics and Saisics, vol: 70, Doğanlar Mura 1999 Tesing long-run validiy of purchasing power pariy for Asian counries Applied Economics Leers, No:6, Doğanlar M. ve Özmen M Saınalma Gücü Pariesi ve Reel Döviz Kurları: Gelişmeke Olan Ülkeler Üzerine Bir İnceleme İMKB Dergisi. Dornbusch, Rudiger 1985 Purchasing Power Pariy NBER Working Paper, No: 1591 Dornbusch, Rudiger 1988 Purchasing Power Pariy R. Dornbusch (ed.) Exchange Raes and Inflaion, MIT Press, Londra,

14 13 Enders, Waler ARIMA and coinegraion ess of PPP under fixed and flexible exchange rae regimes Review of Economics and Saisics 70: Enders, W. and Granger, C.W.J Uni-Roo Tess and Asymmeric Adjusmen wih an Example Using he Term Srucure of Ineres Raes Journal of Business and Economic Saisics, 16(3), Frenkel J. A. ve M. Goldsein 1986 A Guide o Targe Zones IMF Saff Papers, Vol. 33 No:4, Hakkio, C. S Is Purchasing Power Pariy a Useful Guide o he Dollar?. Economic ReviewFederal Reserve Bank of Kansas Ciy, 77(3), Johansen, S. (1991): Esimaion and hyhesisi Tesing of Coinegraing vecors in Gauissian vecors auoreggessive models, Economerica, 59, Kim, Yoonbai, 1990 "Purchasing Power Pariy in he Long Run: A Coinegraion Approach," Journal of Money, Credi and Banking, Blackwell Publishing, vol. 22(4), , November. Kugler, P. and Lenz, C.1993 Mulivariae Coinegraion Analysis and he Long-Run Validiy of PPP. Review of Economics and Saisics, 75, Liu, P. C. (1992) "Purchasing Power Pariy in Lain America: A Coinegraion Analysis", Welwirschafliches Archive, 28, MacDonald, R.1993 Long-Run Purchasing Power Pariy: Is I for Real? Review of Economics and Saisics, 75, Mussa Michael L Exchange Raes in Theory and In Realiy Essays in Inernaional Finance No. 179 Pael, J Purchasing power pariy as a long-run relaions. Journal of Applied Economerics,

15 14 Roll, R Violaions of Purchasing Power Pariy and Their Implicaions for Efficien Inernaional Commodiy Markes, in M. Sarna and G. Szego (eds), Inernaional Finance and Trade 1 (Cambridge, MA: Bollinger) Seyidoğlu Halil 1997 Uluslararası Finans Güzem Yayınları, İsanbul. Seyidoğlu Halil 1991 Uluslararası İkisa Güzem Yayınları, İsanbul. Şener, S., Yılancı, V. ve Canpola, E Saın Alma Gücü Pariesi ve Varyaslarının Türkiye için Sınanması. Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, 11(25), Taylor, M. P. and McMahon, P. C Long run purchasing power pariy in he 1920s European Economic Review, 32: Williamson, John. 1994a Inroducion içinde John Williamson (ed.), Esimaing Equilibrium Exchange Raes (Washingon D.C. :Insiue for Inernaional Economics) Yıldırım, S. ve Yıldırım, Z Reel Efekif Döviz Kuru Üzerine Kırılmalı Birim Kök Tesleri ile Türkiye için Saın alma Gücü Pariesi Hipoezinin Geçerliliğinin Sınanması, Marmara Üniversiesi İ.İ.B. Dergisi, 33(2),