Evidence for Turkey s Economy Permanent Income Hypothesis: Time Series Analysis ( )

Transkript

1 MPRA Munich Personal RePEc Archive Evidence for Turkey s Economy Permanen Income Hypohesis: Time Series Analysis ( ) Bilal KARGI Aksaray Universiy February 2014 Online a hp://mpra.ub.uni-muenchen.de/55696/ MPRA Paper No , posed 21. May :22 UTC

2 TÜRKİYE EKONOMİSİNDE SÜREKLİ GELİR HİPOTEZİNE İLİŞKİN KANITLAR: ZAMAN SERİLERİ ANALİZİ ( ) Bilal KARGI Aksaray Üniversiesi, Şereflikoçhisar Uygulamalı Teknoloji ve İşlemecilik Yüksekokulu Bankacılık ve Finans Bölümü Öze: Bu çalışma, ekonomik büyümenin arz ve alep cephelerinin yansımaları olan gelir ve ükeim harcamaları analiz edilmekedir. Tükeim harcamalarının, ükeicilerin gelir düzeylerinden nasıl ekilendiğini açıklamaya çalışan alı emel hipoez vardır ve bunlardan en yaygını Friedman ın Sürekli Gelir Hipoezi dir. Bu çalışmada, Türkiye ekonomisi verileri üzerinden bu hipoez için kanılar aranmakadır. 2004: :03 dönemine ai çeyreklik verilerle yapılan zaman serileri analizi sonucunda, ükeicilerin, ükeim harcamalarının cari gelirlerinden ekilendiği gibi, gelecek dönem beklenilerinden de ekilenmekedir. Niekim bekleniler, ükeim harcamalarının Granger nedeni olarak hesaplanmışır. Bu bulgu, Friedman ın Sürekli Gelir Hipoezi ne Türkiye ekonomisi için kanı olarak göserilebilir. Anahar Kelimeler: Sürekli Gelir Hipoezi, Ekonomik Büyüme, Tükeim Harcamaları, Zaman Serileri Analizi, Türkiye Ekonomisi EVIDENCE FOR TURKEY'S ECONOMY PERMANENT INCOME HYPOTHESIS: TIME SERIES ANALYSIS ( ) Absrac: In his sudy, income and consumpion expendiures, which are he reflecions of he economic growh s supply and demand facades, are analyzed. There are six basic hypohesis, which ry o explain how consumer spending affeced from consumers' income levels and of hese he mos common is Friedman's "Permanen Income Hypohesis". In his sudy, evidence for his hypohesis is being sough from Turkey's economy daa. As a resul of he ime-series analysis of quarerly daa for he period 2004: :03, consumers, consumpion expendiures are no only affeced by curren income bu also influenced by he expecaions of he nex period. Indeed, expecaions are calculaed as he Granger cause of consumer spending. This finding is cied as evidence for Friedman's Permanen Income Hypohesis for Turkey's economy. Keywords: Permanen Income Hypohesis, Growh, Turkey Economy, Consumpion Expendiures, Time Series Analysis

3 1. GİRİŞ İkisadi büyüme hesaplanırken, her ne kadar üreilen mal ve hizme mikarlarındaki arışlar ele alınsa da, bu mal ve hizmelerin aynı zamanda da ükeiliyor olması gerekmekedir. Piyasa mekanizmasında arz ve alebin birbirine eşi olması ve bu eşiliğin fiya aracılığı ile sağlanıyor olması gerekir. Ancak bazı durumlarda alep fazlalığı nedeniyle enflasyon, bazı durumlarda ise alep yeersizliği nedeniyle deflasyon oraya çıkabilmekedir. Bu nedenle, ükeicilerin, mal ve hizmelere olan aleplerini belirleyen unsurlar, ikisaçıların her zaman araşırma konusu olmuşur. Tükeicilerin, elde eikleri gelirin ne kadarını ükeim harcamasına ayıracakları ise, oplam alebin emel belirleyicilerinden birisidir. Ders kiaplarında dahi ükeicinin geliri, fiyaan sonra, alebi belirleyen ikinci emel unsur olarak göserilmekedir. Tükeicinin gelirinin ne kadarının ükeim harcamasına ayıracağı ise yaygın olarak marjinal ükeim eğilimi ile ifade edilir. Ancak bu Keynesyen erimden günümüze gelininceye değin farklı hipoezler gelişirilerek, ükeicilerin bu konudaki davranışları eorik ve amprik olarak araşırılmışır. Özellikle davranışsal ikisa da emelini, ükeicilerin saf rasyonel varlıklar olmadıklarını, psikolojilerinin de davranışları üzerinde ekili olduğu varsayımından almakadır. Teorik lieraürde ükeicilerin gelirleri ile ükeim harcamaları arasındaki ilişkileri inceleyen alı emel hipoez üzerinde durulmakadır. 2. GELİR VE TÜKETİM HİPOTEZLERİ Ekonomik büyüme, üreilen mal ve hizme mikarının oplam parasal değerindeki arışın sürekliliğine bağlıdır. Üreiciler, alep edilmeyecek bir malı üremeyeceklerdir. Bunun yanında da üreimlerini arırabilmeleri için alebi canlı umaları gerekir. Bu nedenle büyüme, doğrudan, ükeicilerin ükeimlerini canlı umalarına da bağlıdır. Tükeiciler, elde eikleri geliri iki emel parçaya ayırırlar; ükeim harcamaları ve asarruf. Tasarruf fon piyasaları üzerinden, firmaları fonlamak üzere yeniden üreime kaılır. Tükeim harcamaları ise, efekif alep olarak piyasaya döner ve makroekonomik döngü amamlanmış olur. İkisa eorisi, ükeicilerin gelirlerinin ne kadarını asarruf edip, ne kadarını ükeim harcamalarına ayırdığını açıklamak üzere alı emel hipoez oraya konulmuş ve bu hipoezlere ilişkin ekonomilerde kanılar arayan çok sayıda amprik çalışma yapılmışır. Bu hipoezler kısaca şöyle özelenebilir. Keynes in (1936) Mulak Gelir Hipoezi ne (MGH) göre, ükeim, gelirin bir fonksiyonudur ve gelir değişmelerinin ükeim üzerindeki ekisi, marjinal ükeim eğilimi arafından (mpc= C/ Y) belirlenir. Marjinal ükeim eğilimi (mpc), gelirdeki 1 birimlik değişimin ( Y) ükeim harcamasını ( C) ne kadar değişirdiğini göseren 0 ile 1 arasındaki bir değere sahipir. Ancak kişisel gelir belli bir arış düzeyine ulaşıkan sonra, ükeime ayrılan pay düşmeye, asarrufun payı armaya başlayacakır. Bu durumda belli bir gelir düzeyinde ükeimin payı, oralama ükeim eğilimi (apc=c/y) arafından

4 belirlenecekir (Ünsal, 2000: ). Buna göre, bugünkü ükeim (cari ükeim) bugünkü gelir (cari gelir) arafından belirlenmekedir ve oralama ükeim eğilimi zamanla azalacakır. Oralama ükeim eğiliminin bu azalma eğilimi psikolojik yasa olarak (Simon ve Aigner, 1970) adlandırılmakadır. Keynes e eleşiri oralama ükeim eğiliminin zaman içerisinde düşeceği nokasından gelmekedir. Niekim ükeimin, gelir arış oranından daha az aracak olması, uzun dönemde alep yeersizliğine neden olacak ve ekonomi durgunluğa neden olacakır. Aynı zamanda, uzun dönemde oralama ükeim eğiliminin düşmediği, aksine sabi kaldığı yönünde de amprik kanılar (Kuznes, 1946) oraya konulmuşur. Kısa dönemde apc nin azalması ve faka uzun dönemde sabi kalması olgusu ükeim bulmacası olarak anımlanmakadır. İkinci emel hipoez, Duesenberry (1949) arafından oraya konulan Nispi Gelir Hipoezi (NGH) olmuşur. Buna göre bireyler, içinde bulundukları sosyal gruba uygun olarak ükeim harcaması yapmakadırlar ve içinde bulunduğu sosyal grubun oralama ükeim düzeyini referans alarak, kısmen gelirinden bağımsız harcamalar yapacak ve grup içindeki konumunu, grup oralamasına uydurmaya çalışacakır. O halde düşük gelir grupları için oralama ükeim eğilimi yüksek olacakken; yüksek gelir gruplarında oralama ükeim eğilimi daha düşük olacakır. Sonuç olarak, oralama ükeim eğilimi gelir dağılımına bağlı olduğundan, gelirin zaman içerisindeki isikrarlı arışı oralama ükeim eğilimini sabi kılacakır. Bu yönüyle NGH, Kuznes in, uzun dönemde oralama ükeim eğiliminin sabi olacağı yönündeki amprik kanıları ile örüşmekedir. Diğer arafan NGH, MGH nin öngördüğü cari ükeimin cari gelir arafından belirlendiği yönündeki önermeyi, cari ükeimin cari gelirle birlike, geçmiş dönemin maksimum gelir düzeyine de bağlı olduğu biçimine dönüşürmesidir. Bunun emel nedeni ekonomideki dalgalanmalardır. Uzun dönemde oralama ükeim eğilimi sabi kalacağından, ekonomik dalgalanma dönemlerinde gelirde meydana gelecek düşüşlere rağmen, ükeim, dalgalanma öncesi gelir düzeyine ekrar ulaşılacağı düşünüldüğünden, önceki dönem gelir düzeyinden de ekilenecekir. Böylelikle ükeiciler, dalgalanma boyunca, alışkanlık edindikleri ükeim düzeyini korumaya çalışmış olacaklardır. Gelir azalınca ükeimde meydana gelecek azalma, gelir arınca ükeimde meydana gelen arışan küçük olması (Ünsal, 2000:300) durumu ise rake ekisi olarak adlandırılır. Bu iki hipoeze yönelik emel eleşiri, mikro emelden yoksun olması ve ükeicilerin fayda maksimizasyonuna dayalı davrandıkları varsayımına dayanmıyor olmasıdır. Bu iki hususu gidermek üzere Friedman (1957) arafından Sürekli Gelir Hipoezi (SGH) ve Modigliani (1986) arafından Ömür Boyu Gelir Hipoezi (ÖGH) gelişirilmişir. Her iki hipoez de, bugünkü ükeimin gelecekeki gelirin de ekisi alında belirlendiği varsayımına dayanır ve mikro emellerini Fisher in (1930) Zamanlararası Tükeim Tercihi (ZTT) analizinden ve almakadır (Meghir, 2002:10). ZTT, yalnızca cari geliri değil, gelecekeki geliri

5 ve serve ekilerini de göz önünde bulundurur. Modigliani nin ÖGH ne göre, ükeiciler bugünkü ükeimlerini, ömür boyunca elde emeyi bekledikleri gelirlerine bağlıdır. Tükeiciler genç yaşlarında asarruflarını yüksek uup, harcamalarını kısarken, aynı durum yaşlılık durumlarında da geçerlidir. Gençlikeki (25-35) ve yaşlılıkaki (65-75) yüksek asarruflar, ora yaşlardaki (35-65) ükeim düzeyinin üzerine eklenilecek ve böylelikle ora yaşların cari ükeimi, cari gelirle birlike, bu asarruflar arafından da belirlenecekir. Böylelikle ükeici, gençlikeki poziif ve yaşlılıkaki negaif asarruflarını, ora yaşlarında kullanacak ve ölümüyle birlike, herhangi bir mirasa bırakmaksızın, ömür boyunca elde eiği üm gelirini ükemiş olacakır. (Ünsal, 2000: ; Mankiw, 2010: ). Friedman ın SGH nde ise, cari gelirin iki bileşeni vardır ve cari gelir bu iki parçadan oluşur. Cari gelirin, devamlılığı olan ve cari gelire oralama değerini kazandıran bölümüne sürekli gelir ve bu oralama gelirin sürekliliğinde meydana gelen sapmalardan oluşan cari gelire ilave parçalar ise geçici gelir olarak anımlanmakadır. Kısacası sürekli gelir, bir kişinin bugünkü serve düzeyi ile şimdi ve geleceke elde edeceği gelir veriyken, ömrünün kalan kısmında sürdürebileceği düzenli harcama oranıdır (Dornbusch vd., 2007:377). Ancak yine de sürekli gelirin, gerçeken de sürekliliği konusunda ereddüler bulunmakadır. Dolayısıyla sürekli gelir üzerindeki belirsizliğe dikka çeken yeni versiyonlar üreilmişir. Bunların başında, Hall ın (1978) Rassal Yürüyüş Hipoezi gelir. Buna göre insanlar gelecek hakkında opimal ahminlerde bulunmak üzere mevcu üm bilgiyi [kullanırlar ve] şaye ükeiciler akılcı beklenilere sahip iseler zaman içersisinde ükeimde meydana gelen değişmeler öngörülemez nielike ise, bu değişkenin rassal yürüyüş izlediği söylenir (Mankiw, 2010:517). Hall (1978) şu soruyu sormakadır: Yaşam boyu sürekli gelir hipoezi [lieraürde her iki hipoezin adını birleşirerek bu şekilde kullanan çok yazar vardır] için bağımsız değişkenlerin hiçbirisi dışsal olmadığı bir ükeim gerilemesinden am olarak neler öğrenilebilir? Yazar bu soruya, eğer ükeimdeki eğilimlerden her sapma beklenen ve kalıcı ise, gelecek ükeiminin en iyi ahmini sadece eğilime göre ayarlanmış bugünkü ükeimdir. Gelecekeki gelir değişim ahminleri anlamsızdır çünkü, onların hazırlanmasında kullanılan bilgi hali hazırda zaen bugünkü ükeime dahildir. Diğer bir versiyon ise, Laibson un (1997) Anlık Hazzın Cazibesi Hipoezi dir. Laibson a göre ükeicilerin davranışları, aşısı derecede akılcı değil, psikolojilerinin de ekisi alındadır. Davranışsal ikisadın da çerçevesini oluşuran bu versiyon, ükeicilerin uzun dönemde, kısa döneme göre çok daha sabırlı oldukları öne sürülmekedir. Dolayısıyla da, anlık haz ükeicilere daha cazip gelmekedir. Laibson a (1997) göre, insanlar kendilerini konrol edebilmeyi arzularlar. Bunu yapabilmek için ise, konrol edilmek isenilen unsura ilişkin bir bağlılık (Yazarın kendi örneğiyle, bir makalenin son eslim günü gibi), konrolü kolaylaşıracakır. Bu nedenle ükeiciler, özellikle emeklilik dönemlerini finanse edebilmek için bir asarruf planına

6 bağlanırlar. Bu da, bugünkü ükeim düzeyleri üzerinde oldukça ekin bir unsurdur. Ancak yine de bu planlarında beklenmedik şoklar yaşarlar. Bu nedenle ükeim, doğrusal rendi olan bir fonksiyon değil, rassal bir yürüyüşür. Bu alı emel gelir-ükeim hipoezi üzerine çok sayıda amprik çalışma yapılmışır. Kimi çalışmalar hipoezleri deseklerken kimi çalışmalar geçerliliğine ilişkin kanılar olmadığı sonucuna ulaşmışır. Bu hipoezler kusursuz hipoezler olmadığı için, farklı değişkenler, farklı zaman dilimleri ve farklı ülke/ülke gruplarının farklı sonuçlar oraya çıkması doğal karşılanmalıdır. 3. SÜREKLİ GELİR HİPOTEZİ İÇİN LİTERATÜR Bu emel hipoezler üzerine oldukça geniş bir lieraür söz konusudur. Hipoez üzerine yapılan bazı çalışmalar ve bulguları şöyledir. Singh ve Dros (1971) seçilmiş 11 ülke ekonomisi üzerinden yapıkları çalışmada: 1) ekonomik büyüme oranı ne kadar yüksekse, asarruf eğilimi de o kadar yüksek olmaka ve sonuça MPC de düşük olmakadır; 2) Ücreli gelirin ücre dışı gelire oranı ne kadar yüksekse MPC o kadar yüksek olmakadır ve 3) Enflasyon oranı ne kadar yüksekse MPC de yüksek olmakadır. Çalışmada, göreli olarak yüksek gelire sahip ülkeler Japonya, Fransa, İsveç, Finlandiya-, %3 ün alında büyüme oranına sahip ülkelerle Honduras, Filipinler, Hindisan, Birleşik Krallık- kıyaslandığında daha küçük MPC ye sahip olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Sonuç olarak sürekli gelir hipoezinin farklı ekonomik yapıdaki ülkelerde ükeici davranışlarına ilişkin geçerli açıklamalar sunduğu söylenebilir (1971:332). Bhalla (1980) Hindisan üzerine yapığı çalışmasında, kırsal kesim çifçilerinin asarruf-gelir ilişkisini analiz emişir. Gelişmeke olan ülkelerde hanehalkı asarruflarının belirleyicilerine ilişkin deneysel verilerin, özellikle bu ülkelerde %60-80 ini oluşuran kırsal alanlar için yeersiz olduğunu beliren Bhalla, çalışmasında, sürekli (ve geçici) gelir asarrufları belirlemede cari gelirden daha başarılı olduğu; sürekli gelirin farklı anımlamalarının sonuçlar üzerinde değişiklikler yaramadığı; geçici gelirde MPC sürekli gelirdeki MPC den daha yüksek ancak 1 den küçük olduğu ve asarruf oranları (marjinal ve oralama) sürekli gelir düzeyinden bağımsız olmadığı sonuçlarına ulaşmışır. Benzer biçimde Carroll (2009), Friedman ın eorik emellerini desekleyecek biçimde, sürekli gelir ve geçici gelir şokları arasındaki dikoomiyle anımlanabileceğini ileri sürmekedir. Darby (1974) ise, sürekli geliri doğru olarak ahmin edebilmek için sadece ükeim bileşimindeki verileri üzerine odaklanmaka ve ikinci en iyi çözüm denklemi olarak anımladığı, geçici geliri de içerecek ükeim harcamalarının üçüncü versiyonunu kullanmakadır. Savaş gibi önemli ve ekin bir gelir şokunun ABD ekonomisindeki ekisini analiz eden Kim (1996), ükeimin, sürekli gelir hipoezine göre, %4 oranında sapma yaraığı sonucuna ulaşmışır. Wirjano (1991), Rassal Yürüyüş Hipoezine ilişkin çalışmasında oralama ükeim eğilimi ve dayanıklı ürün sokları ile ükeimi arasındaki bağlanılar üzerinden Kanada için yapığı çalışmasında, bir Granger nedenselliği

7 olmadığı sonucuna varmışır. Tükeimin büyüme hızının, çeyreklik veriler üzerinden 2 gecikmeli bir eki içerdiği ve zamansal bir oralamaya bağlı kaldığını gözlemlemişir. Buna ek olarak kâr oranları ile ükeimin büyüme hızı arasında bir Granger nedenselliği olmadığı sonucuyla birlike dayanıklı ükeim malları soğu ve ükeimi de modele dâhil edildiğinde fayda fonksiyonundaki ayrılmazlığın da ekili olmadığı sonucuna ulaşmışır. Gomes in (2011), sürekli gelir hipoezinin sabi birim kök içerdiğini ima eiğini belirmekle birlike, düzensiz ükeim ve heerojen davranışlarla da uyumlu olduğunu belirir. Bu nedenle de ükeimin bir rassal yürüyüşen ayrıldığını öner sürmekedir. Zeldes (1989) ve Deaon a (1992) dayanarak, ükeici kredilerinin ükeim alışkanlıklarını yumuşamadığına değinmekedir. Benzer biçimde Gourinchas ve Parker in (2001) çalışmalarına göre, geleceke beklenen kârlarla ilgili riskler nedeniyle sürekli gelir hipoezinin ahminlerinin dışına çıkılabilmekedir. Diğer arafan, ükeim harcamaları, sürekli gelir hipoezde ahmin edilenden daha düşük bir hale gelebilir ve riskler nedeniyle ihiya amaçlı birikimlerin genişlemesi mümkün olabilir. Bu düşüş, zenginlik arıkça azalır çünkü, ükeicinin, gelecekeki belirsizlikleri azalacakır (Carroll, 2001). Shirvani ve Wilbrae (2009), SGH nin ükeim ve gelirin kalıcı bileşenlerinin isaisiksel olarak ilişkili olduğunu söylerken, geçici bileşenlerinin ilişkili olmadığını veya düşük ilişkili olduğunu varsaydığına değinmekedir. SGH aleyhindeki kanılara değinen yazarlar, gelir ve ükeimin geçici bileşenleri arasındaki belirgin ilişkilerin sonuçlarının buna neden olduğunu belirmekedir. Fisher, Huh ve Tallman (2003) ise, GSYİH arışlarının kalıcı bileşenlerinin, gelirde süreklilik için önemli bir desek olduğunu ve böylelikle ükeimin, gelirin sabi bir oranı haline gelebilir. Bundan dolayıdır ki, ükeim ve gelir arasındaki ilişkiler, yaırım da dikkae alınarak üçlü bir denklem sisemi üzerinden açıklanmalıdır. Oluşurdukları modelde, üreim şoklarının, ükeim denkleminin kısalılmış formundan kalını harekelerinden gözlemlenebileceği sonucuna ulaşmışlardır. Gelir ve özellikle gelir dağılımın, kısmen Duesenberry nin sosyal grup içindeki ükeim davranışları üzerindeki ekilerini analiz eden bir diğer çalışma Alpizar, Carlson ve Senman (2005) arafından yapılmışır. Yazarlara göre insanların mululuk hakkındaki görüşleri, gelirden bağımsız olarak da, subjekif yargılarına dayanabilmekedir. Haa, zengin bir oplumda daha fakir bir oplumdaki bireye kıyasla daha mulu bireyler söz konusu olabilecekir. Gelir farklılıklarını ulusal değil, bölgesel boyularıyla ele alan Gausden ve Whifield (2000), SGH eslerinde ulusal gelir yerine bölgesel veriler kullanılmasını önermekedir. Özellikle bölgesel işsizliğin SGH varsayımları üzerindeki ekilerine dikka çekilerek, hipoezin reddedileceği sonucuna ulaşılmışır. Brenner (2010) ise, ulusal refahın ölçüünün genel ankelerle belirlenmesindeki olumsuzluğa dikka çekmekedir. Ayrıca Kanada ve ABD verileri üzerinden yapıkları değerlendirme sonucunda kadın ve erkek davranışlarında da farklılıklar olduğunu gözlemlemişlerdir. Morley (2007), Hall ın (1978) sorusuna benzer bir soru sormakadır: Neden oplam

8 ükeim aşırı pürüzsüzdür? Toplam ükeim ve sürekli gelir arasındaki ilişkiyi açıklamaya çalışan Morley, ilişki seindeki değişkenlerin birbirleri ile içsel ilişkiler içinde olduğunu ve geçici şokların (Örneğin inşaa gibi) GSYİH üzerindeki ekisinin geçicidir. Böylelikle, raslanısallık kısmen giderilerek, pürüzsüzlük açıklanabilir. DeJuan, Seaer ve Wirjano (2004), ek değişkenli gelir üreen işlemler ve ükeim revizyonu ile gelir değişkenleri arasındaki ilişkiyi anımlayan denklemi bir arada kullanmakadır. Tahmin edilen gelir işlemleri paramerelerini gelir değişkenleriyle ilişkili sürekli gelirdeki revizyonun büyüklüğünü ölçmeke kullanmışlardır. ABD veri ile yapıkları çalışmada, sürekli gelir hipoezinin öngördüğü sonuçlara ulaşmışlar ve gelir değişkenine ükeimin epki göserdiği bir modelleme yapmışlardır. Aynı yazarlar (2006) Almanya üzerine yapıkları bir başka çalışmada, Almanya daki ükeim durgunluklarının, ülkenin büyüme hızının diğer birçok AB ülkesinin arkasından gelmesinin neden olduğunu belirmekedirler. Dolayısıyla, gelirdeki büyüme ile ükeim harcamaları arasında doğrusal bir ilişki kurmakadırlar ki bu cari gelir ile cari ükeim arasında doğrusal bir ilişki kurmakadır. Bölgesel farkları dikkae alarak yapıkları çalışmada, Baı Almanya eyaleleri için sürekli gelir hipoezinin reddedilmesi yönünde bulgular elde emişlerdir. DeJuan ve Seaer (2006) de benzer sonuçlar elde emişir. Son bir çalışmadan daha söz emek gerekirse, Pasor, Pons ve Serrano (2010), bölgelerarası gelir farklılıklarının, gelirharcama ilişkisi üzerindeki ekilerini belirerek, bu farklılıkların giderilmesine yönelik poliikalar önermekedir. 4. VERİ SETİ VE YÖNTEM Bu çalışmada ükeicilerin cari gelirleri, kişi başına GSYİH olarak varsayılıp; ekonominin geleceğine ilişkin bekleniler, cari gelirlerinin geleceği hakkındaki veri/bilgi olarak alınmakadır. Harcamalar yönemi ile GSYİH içerisindeki ükeim harcamaları kaleminin cari gelir olarak alındığı çalışmada, ükeicilerin, şimdiki zaman ükeim kararları üzerindeki ekili bir diğer değişkenin de enflasyon olduğu varsayılmakadır. Buna göre modelde kullanılacak değişkenler olarak GSYİH (gsyih), ükeici fiyaları (2003=100) enflasyonu (enf), kişi başına GSYİH (kgelir), GSYİH içindeki yerleşik hanehalkının ükeim harcamaları (ükeim) ve Merkez Bankası nın yapığı genel ekonomik durum bekleni (bekleni) ankeleri alınmakadır. Veri seleri, Türkiye Cumhuriye Merkez bankası (TCMB), Elekronik Veri Dağıım Sisemi nden (EVDS) çeyreklik veriler olarak alınmakadır. 2004: :03 dönemine ai veri seleri cari değerler üzerinden alınmış ve ABD doları cinsine çevrilerek reel hale geirilmişir. Nüfus verisi TÜİK en alınmışır yılı Ekim ayı sayımı ( ) ile 2012 yılı sonu iibariyle adrese dayalı nüfus kayı sisemi sonucunda ( ) oraya çıkan nüfus farkı ( ) alınmışır. Toplam nüfus arış oranı % dir. İki zaman arasındaki oplam çeyreklik (47) sayısına bölünerek, yaklaşık oralama çeyreklik nüfus arışı (166456) hesaplanarak, çeyreklik nüfuslar elde edilmişir. Bu

9 çeyreklik nüfus kullanılarak kişi başına GSYİH değişkeni hesaplanmışır. Analiz üç aşamalıdır. Birinci aşamada, değişkenler arasındaki korelasyon ilişkileri oraya konulmakadır. İkinci olarak, değişkenler için Dickey ve Fuller (1979) arafından gelişirilen birim kök esi ile değişkenlerin durağan olup olmadığı es edilmekedir. Durağan olmadığı belirlenen değişkenler için fark alma işlemi ile seriler durağan hale geirilmekedir. Durağan hale geirilen seriler ile üçüncü aşamada değişkenler için Granger (1969) arafından gelişirilen nedensellik esi yapılmaka ve değişkenler arasındaki nedensellik ve nedenselliğin yönü belirlenmeye çalışılmakadır. Denklemler Gujarai (2001) den alınmış ve hesaplamalar eviews 5.0 pake programında yapılmışır. 5. BULGULAR Değişkenlerin ABD doları cinsinden reel hale geirildiken sonra oluşan seriler için hesaplanan korelasyon değerleri Tablo- 1 de verilmişir. İlk belirilmesi gereken husus, enf değişkeninin diğer üm değişkenlerle negaif yönlü bir korelasyon ilişki içinde olduğudur. Ancak bu ekilerin hepsi de oldukça zayıf bir korelasyondur. Diğer arafan gsyih, ükeim ve kgelir değişkenleri de bekleni değişkeni ile negaif yönlü ve faka yine oldukça zayıf bir korelasyon kasayısına sahipir. Tükeim harcamalarının GSYİH içinde oldukça büyük bir paya sahip olması nedeniyle, gsyih ve ükeim değişkenleri arasında oldukça güçlü ve haa neredeyse am bir korelasyon söz konusudur. Tablo 1: Korelasyonlar Orv( X, Y ) E[( X x )( Y y )] Kor( X, Y ) (1) 2 2 x y E[( X ) ] E[( Y ) ] x Değişkenler gsyih ükeim bekleni enf kgelir gsyih ükeim bekleni enf kgelir 1 Veri Sei Kaynağı: TCMB, EVDS. TÜİK. y Kişisel gelir yani kgelir değişkeni de GSYİH üzerinden hesaplandığından gsyih ile neredeyse am bir korelasyon ilişkisi söz konusudur. En önemli korelasyon kasayısı ükeim ile kgelir arasında espi edilmişir. Bu kasayı, enflasyonun ekisiz olduğu bir durumda, ükeim üzerindeki en güçlü ekinin ükeicilerin gelirleri arafından ayin edildiği biçiminde değerlendirilebilir. Değişkenler için yapılan ADF Birim-Kök esi sonuçları ise Tablo-2 de göserilmekedir.

10 Y Tablo 2: Dickey-Fuller (ADF) Birim-Kök Tesi Sonuçları m 1 2 3Y 1 i i 1 Y u (2) i Değişkenler ADF Δ Adj. R 2 dw Enegre gsyih I(1) ükeim I(1) bekleni I(1) enf I(1) kgelir I(1) Açıklamalar: R 2 ve dw (Durbin-Wason) anııcı isaisikleri, serilerin enegre düzeylerine aiir. Enegre düzeyi I(1) olan bir seri, serinin 1. farkının alınması ile durağan hale gelmeke; I(0) olan bir seri ise, düzeyi iibariyle durağandır. dw> R 2 olduğundan, sahe regresyon söz konusu değildir. Veri Sei Kaynağı: TCMB, EVDS. TÜİK. Tablo-2 deki sonuçlar iibariyle, üm değişkenler birim-kök içermekedir ve durağan değildir. Tablo-2 deki ADF süunu, serilerin düzeyleri iibariyle yapılmış esen elde edilen isaisik değerlerini gösermekedir. Bu değerler, MacKinnon kriik değerleri ile karşılaşırılınca (ADF<Kriik değer) serinin durağan olmadığı sonucuna ulaşılır. Değişkenleri birim-köken kurarmak ve durağan hale geirmek için serilerin birinci farkları alınmış ve es yeniden yapılmışır ve elde edilen değerler (Δ) süununda verilmekedir. Böylelikle hesaplanan isaisik değerleri kriik değerden büyük çıkmış ve serilerin durağan hale geldiği görülmekedir. Düzelilmiş R 2 ve dw (Durbin-Wason) isaisikleri serilerin durağan hale geirildiken sonraki hallerine aiir. ADF esi ile değişkenlerin birinci farklarının alınması sonucu durağan hale gelmesi; Phillips-Perron (1988) birim kök esi (PP) ile de eyid edilmek isenmişir ve 3 numaralı denkleme ai sonuçlar Tablo-3 e göserilmişir. Tablo 3: Phillips-Perron (PP) Birim-Kök Tesi Sonuçları Y 0 1Y 1 2 rend u (3) Değişkenler PP İs. Δ Adj. R 2 dw Enegre gsyih -1, , , , I(1) ükeim -1, , , , I(1) bekleni -2, , , , I(1)

11 enf -3, , , , I(1) kgelir -1, , , , I(1) Açıklamalar: PP Tesi ile düzey değerleri iibariyle durağan olmayan seriler için birinci fark alma sonucu oluşan serilerin es isaisiği Δ süununda göserilmekedir. dw> R 2 olduğundan, sahe regresyon söz konusu değildir. Veri Sei Kaynağı: TCMB, EVDS. TÜİK. Tablo-3 eki PP esi sonuçları, ADF Tesi ile uyuşmuş ve üm seriler birim kök içeriyor olmakla birlike birinci farklarının alınmasıyla I(1), durağan hale gelmekedir. Granger Nedenselliği öncesinde, serilerin uzun dönemdeki büünleşiklik ilişkisinin sınanması için Engle-Granger (1987) iki aşamalı eş-büünleşme analizine başvurulmuşur. Bu aşamalardan ilkinde, üm değişkenlerin I(1) olması varsayımı yerine geirildiğinden, ükeim değişkeninin hangi değişkenler ile eşbüünleşme içinde olduğuna ilişkin Engle- Granger Eş-büünleşme Tesi ne başvurulmuş ve 4 numaralı denklemin sonuçları Tablo-4 e göserilmişir. Aynı esin ikinci aşaması olarak, eş-büünleşik olduğu varsayılan değişkenlerle kurulan regresyonların kalınılarının düzey değerleri iibariyle durağan olması gerekliliğine ilişkin ADF Tes sonuçları da, yine Tablo-4 e göserilmişir. Tablo 4:Engle-Granger Eşbüünleşme ve Haa Terimleri için Birim-Kök Tesi Y 0 1Z u Denklemler Kasayı Sd. Haa -İsa. Olasılık Adj. R 2 (4) dukeim=f(dgsyih) 0, , , ,0000 0, dukeim=f(dbekleni) , ,8 3, ,0034 0, dukeim=f(denf) , ,2-1, ,2995 0, dukeim=f(dkgelir) 32758, ,246 11, ,0000 0, dbekleni=f(dgsyih) 1,12 5,52 2, ,0503 0, dbekleni=f(denf) -0, , , ,2314 0, dbekleni=f(dkgelir) 0, , , ,0544 0, dbekleni=f(dukeim) 3,22 1,02 3, ,0034 0, dkgelir=f(dgsyih) 1,37 3,94 347,8197 0,0000 0, dkgelir=f(denf) -29, , , ,1362 0, dkgelir=f(dukeim) 1,86 6,83 27, ,0000 0, dkgelir=f(dbekleni) -12, , , ,0293 0, Kalını Birim-Kök Tes Sonuçları ADF Olasılık Adj. R 2 dw Enegre ukeim=f(gsyih) -6, ,0000 0, , I(0)

12 ukeim=f(bekleni) -4, ,0029 0, , I(0) ukeim=f(enf) -4, ,0005 0, , I(0) ukeim=f(kgelir) -6, ,0000 0, , I(0) dbekleni=f(dgsyih) -4, ,0010 0, , I(0) dbekleni=f(denf) -4, ,0005 0, , I(0) dbekleni=f(kgelir) -4, ,0010 0, , I(0) dbekleni=f(dukeim) -4, ,0001 0, , I(0) dkgelir=f(dgsyih) -4, ,0011 0, , I(0) dgelir=f(enf) -6, ,0000 0, , I(0) dkgelir=f(dukeim) -1, ,0743 0, , I(1)* dkgelir=f(dbekleni) 1, ,0508 0, , I(1)* Açıklamalar: * İsaisiksel olarak anlamsız bulunmuşur. Her bir değişkenin önündeki d, serilerin birinci farkları iibariyle durağan olması nedeniyle, durağan serilerin kullanıldığını gösermekedir. R 2 ve dw (Durbin-Wason) anııcı isaisikleri, serilerin enegre düzeylerine aiir. dw> R 2 olduğundan, sahe regresyon söz konusu değildir. Tablo-4 ün birinci kısmı, değişken ikililerinin birinci farkları iibariyle EG Tesine abi uulması ile elde edilen sonuçları; ikinci kısmı ise, EG Tesi sonuçlarında oraya çıkan haa erimlerine uygulanan ADF Tesi sonuçlarını gösermekedir. Tablo-4 e göre, üm değişkenler birinci farkları iibariyle durağan ve eş-büünleşikir. Yani uzun dönemde ilişki içindedirler. Bu iki gerekliliğin yerine gelmiş olması nedeniyle Granger Nedensellik (GN) esine başvurulabilecekir. Ancak, seriler birinci farkları iibariyle durağan olduğundan, fark alma işleminin uzun dönemde yaraacağı veri kaybını gidermek üzere, Haa Düzelme Modeli oluşurulmalıdır. Kısa dönem ve uzun dönem ilişkisini kurmak için HDM oluşurulmuşur. Elde edilen sonuçlar Tablo-5 e düzenlenmişir. Regresyonlar önce düzey değeri iibariyle oluşurulmuş ve 0,05 anlamlılık düzeyi iibariyle olasılık değeri, bu anlamlılık düzeyinden küçük olan regresyonlar anlamlıdır. u n 1 i 1 u 1 i 1 Tablo 5: Haa Düzelme Modelleri u e (5) Denklemler Kasayı Olasılık* u ADF Olasılık Enegre** ükeim=f(gsyih) 0, ,0000* -2, ,0376 I(0)** ükeim=f(bekleni) ,3 0,0326* -1, ,1432 I(1) ükeim=f(enf) ,6819

13 ükeim=f(kgelir) 51374,32 0,0000* -1, ,1000 I(1) bekleni=f(gsyih) -1,33 0,0329* -1, ,0457 I(0)** bekleni=f(enf) -0, ,7951 bekleni=f(kgelir) -0, ,0293* -2, ,0423 I(0)** bekleni=f(ukeim) -2,00 0,0326* -2, ,0430 I(0)** kgelir=f(gsyih) 78540,63 0,0000* -1, ,0918 I(1) kgelir=f(enf) -37, ,5119 kgelir=f(ukeim) 1,86 0,0000* -1, ,0743 I(1) kgelir=f(bekleni) -12, ,0293* -1, ,0500 I(0)** HDM Kasayı Kasayı*** Olasılık**** dw Adj. R 2 dukeim=f(dgsyih) 0, , ,0029 1, , dbekleni=f(dgsyih) 1,07-0, ,0274 1, , dbekleni=f(dkgelir) 0, , ,0249 1, , dbekleni=f(dukeim) 3,11-0, ,0189 1, , dkgelir=f(dbekleni) 12, , ,0859 1, , Açıklamalar: * Değişkenlerin düzey değerleri ile oluşurulan modellerin anlamlılıklarını gösermek için oluşurulmuşur ve bu süun boyunca 0,05 en büyük olan modeller anlamsız olduğundan işlemler devam eirilmemişir. ** Haa erimleri hesaplanmış ve elde edilen seri için ADF sonucu iibariyle yalnızca I(0) olan modeller anlamlıdır. *** birinci farkı alınmış değişkenler ve haa erimlerinin 1 gecikmeleri serileri ile oluşurulan modellerdeki haa eriminin kasayısı. **** 0,05 Anlamlılık düzeyi iibariyle anlamlı modeller. Veri Sei Kaynağı: TCMB, EVDS. TÜİK. Tablo-5 in ilk bölümünde, HDM için, değişkenlerin düzey değerleri ile regresyonlar oluşurulmuş ve bu modellerin anlamlılığına dayanarak, haa erimleri oluşurulmuşur. Haa erimlerine uygulanan ve düzey değerleri iibariyle durağan olması beklenilen ADF es sonuçları iibariyle yalnızca üç denklemin haa erimleri I(0) elde edildiğinden, diğer modeller göz ardı edilerek HTM oluşurulmuşur. Değişkenlerin birinci farkları durağan olduğundan birinci farkları alınmış ve haa erimlerinin de bir gecikmesi ile HDM oluşurulmuşur. Granger nedensellik esi sonuçları ise Tablo-6 e verilmişir. Yapılan 20 es sonucunda, elde edilen nedensellik ilişkisi yedi adeir ve bunun dışında, değişkenler arasında nedensellik ilişkisi espi edilememiş olduğu gibi, karşılıklı nedenselliğe de raslanılamamışır.

14 Y X n i 1 m i n j 1 Tablo 6: Granger Nedensellik Tesi Sonuçları X Y u (6a) i 1 i i m j 1 j j 1 X Y u (6b) i j j 2 Nedensellik Yönü f p Sonuç (α=%5) bekleni gsyih (H 0 Red) Granger Nedenselliği Vardır bekleni kgelir (H 0 Red) Granger Nedenselliği Vardır bekleni ükeim (H 0 Red) Granger Nedenselliği Vardır gsyih enf (H 0 Red) Granger Nedenselliği Vardır kgelir enf (H 0 Red) Granger Nedenselliği Vardır ükeim gsyih (H 0 Red) Granger Nedenselliği Vardır ükeim kgelir (H 0 Red) Granger Nedenselliği Vardır Açıklamalar: H 0 hipoezi; a b (a dan b ye) Granger Nedenselliği Yokur veya a, b nin Granger Nedeni Değildir şeklindedir. p>α durumunda H 0 hipoezi kabul edilecekir. Aksi durumda (p<α) H 0 hipoezi kabul edilecekir. Beş değişkene ilişkin, abloda yer alanlar dışında nedensellik ilişkisi espi edilmemişir. Tes %5 (0,05) anlamlılık düzeyi için ve 4 gecikmeyle yapılmışır. Veri Sei Kaynağı: TCMB, EVDS. TÜİK. %5 anlam düzeyinde yapılan eslerde, elde edilen p değeri 0.05 (α) ile karşılaşırılarak, değişkenler arasında Granger nedenselliği olup olmadığına karar verilmişir. Buna göre p < α için Ho hipoezi olan Granger nedenselliği yokur önermesi reddedilir ve alernaif hipoez olan Granger Nedenselliği vardır önermesi kabul edilir. Bu durumda elde edilen yedi nedensellik ilişkinde dikka çeken hususlar şunlardır: gsyih ve kgelir değişkenlerinden enf değişkenine bir nedensellik söz konusudur. ükeim değişkeni ise gsyih ve kgelir değişkenlerinin her ikisinin de Granger nedenidir. Benzer biçimde bekleni değişkeni, enf hariç diğer üç değişkenin de Granger nedeni durumundadır. Böylelikle Friedman ın sürekli gelir hipoezi için bu sonuçlar, kanı olarak göserilebilir. Buna göre ükeim, kgelir değişkeninin bir nedeni iken aynı zamanda, bekleni de ükeim değişkeninin Granger nedenidir. 6. SONUÇ ABD de ükeim harcamaları, oplam ükeimin %60 ı kadardır (Dornbusch vd., 2007:369). Aynı değer Almanya da çoğu

15 gelişmiş ekonomide olduğu gibi %66 düzeyindedir (DeJuan, Seaer ve Wirjano, 2006). Türkiye de ise bu değer yaklaşık oralama %71 düzeyindedir. Tükeimin bu düzeyde yüksek olması iki sonucu gösermekedir: Birincisi Türkiye ekonomisinde asarruf düzeyi düşükür ve ikincisi ükeim harcamaları gelişmiş ülke ekonomilerindeki orandan daha yüksekir. Çalışmada, ükeim harcamaları ile kişisel GSYİH değişkeni arasında çok güçlü bir korelasyon ( ) ilişkisi elde edilmişir. Beklenilerle ükeim harcamaları arasında ise negaif yönlü ancak küçük ( ) bir korelasyon ilişkisi espi edilmişir. Tükeim harcamaları ile enflasyon arasında ise neredeyse hiçbir eki içermeyen bir korelasyon ( ) ilişkisi söz konusudur. Buna göre, ükeim harcamaları cari gelirden ekilenmeke ve faka, geleceğe ilişkin gelir beklenisinden ekilenmemekedir. Değişkenler birim-kök içerdikleri için durağan değildirler. Ancak birinci farkı alınınca durağan hale gelmekedirler. Tablo-2 deki düzelilmiş R 2 ve dw isaisikleri karşılaşırılınca (R 2 <dw olduğundan), bu sonuçların güvenilir olduğu da söylenebilir. Yapılan zaman serileri analizleri iibariyle uzun dönem için elde edilen bulgular şu şekildedir. Öncelikle, HDM ile uzun dönemde koenegrasyon ilişkisi içinde bulundukları belirlenen (Tablo-5) 5 regresyona göre, ükeim harcamaları, GSYİH nın nedenidir ve kısa dönemde oraya çıkan veri kaybının %53 ü uzun dönemde, iki çeyreke (ilk çeyreke 0,53 ve sonraki çeyreke 0,47) kapaılmakadır. Bekleniler ise, diğer regresyon sonuçlarına göre; GSYİH dan, kişisel gelirden ve cari ükeimden ekilenmekedir. Bu üç değişkenin her biri, beklenilerin oluşmasının uzun dönemde nedenidir ve kısa dönem veri kayıpları, her biri için yaklaşık aynı oranda (%17) kapaılabilmekedir. Veri kaybının giderilmesi ise, yaklaşık 6 çeyreke (1/0,17 = 5,88) gerçekleşmekedir. O halde şu söylenilebilir ki, uzun dönemde ükeim harcamalarını GSYİH oldukça güçlü bir biçimde ekilerken, beklenileri, cari kişisel gelir, GSYİH ve cari ükeim harcamaları ekilemekedir. Kısa dönem iibariyle ise, Tablo-6 daki Granger Nedensellik Tesleri sonuçlarıa dayanılarak, ükeim harcamaları kişisel GSYİH nın bir Granger nedenidir. Aynı zamanda bekleniler, kişisel GSYİH nın Granger nedenidir. Buna göre bekleniler, kişisel GSYİH yi ekilenmeke ve faka ersi geçerli değildir. Yani, kişisel GSYİH daki olumlu gelişmeler, beklenileri olumlu yönde ekilememekedir. Ancak bekleniler, ükeim harcamalarının bir Granger nedeni durumundadır. Kısacası, ükeicilerin beklenileri gelir arışını ekilememeke ancak, ükeim harcamalarını ekilemekedir ve nihaye, ükeim, cari gelirle birlike, geleceğe ilişkin bekleniler arafından da ekilenmekedir. Sonuç olarak, Friedman ın sürekli gelir hipoezinin özünde, bugünkü cari gelir ile, ükeicinin gelecek hakkındaki beklenileri cari ükeiminin belirleyicisidir. Buna göre Türkiye ekonomisinde ükeicilerin cari ükeiminde en ekin unsur, kısa dönemde GSYİH (gsyih) ve Kişisel Gelir (kgelir) değişkenleridir ve bu bulgular Friedman ile

16 örüşmekedir. Uzun dönemde ise, ükeimi belirleyen en ekin fakör geleceğe ilişkin bekleniler (bekleni) ve yine cari dönem GSYİH (gsyih) değişkenleridir ki, elde edilen bu bulgular da Friedman ın sürekli gelir hipoezini deseklemekedir. 7. KAYNAKÇA Alpizar, F., F. Carlsson & O. J. Senman. (2005). How Much Do We Care Abou Absolue versus Relaive Income and Consumpion. Journal of Economic Behavior and Organizaion, 56, Bhalla, S. S. (1980). Measuremen of Permanen Income and Is Applicaion o Saving Behavior. Journal of Poliical Economy, 88(4), Brenner, J. (2010). Life-Cycle Variaions in he Associaion Beween Curren and Lifeime Earnings: Evidence for German Naives and Gues Workers. Labour Economics, 17, Carroll, C. D. (2001). A Theory of he Consumpion Funcion wih and Wihou Liquidiy Consrains, Journal of Economic Perspecives, 15, Carroll, C. D. (2009). Precauionary Saving and he Marginal Propensiy o Consume ou of Permanen Income. Journal of Moneary Economics, 56, Darby, M. R. (1974). The Permanen Income Theory of Consumpion A Resaemen. The Quarerly Journal of Economics, 88(2), Deaon, A. (1992). Undersanding Consumpion, New York: Oxford Universiy Press. DeJuan, J. P. & J. J. Seaer. (2006). A Simple Tes of Friedman s Permanen Income Hypohesis. Economica New Series, 73(289), DeJuan, J. P., J. J. Seaer, & T. S. Wirjano. (2004). A Direc Tes of he permanen Income Hypohesis wih an Applicaion o he U.S. Saes. Journal of Money, Credi and Banking, 36(6), DeJuan, J. P., J. J. Seaer, & T. S. Wirjano. (2006). Tesing he Permanen-Income Hypoesis: New Evidence from Wes- German Saes (Lander). Empirical Economics, 31, Dickey, D. A. & W. A. Fuller. (1979). Disribuion of he Esimaors of Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Journal of he American Saisical Associaion, 74, Dornbusch, R., S. Fischer, & R. Sarz, (2007). Makroekonomi, 9. Baskı, (çev. ed. S. Ak), Ankara: Gazi Kiabevi. Duesenberry, J. S. (1949). Income, Saving, and he Theory of

17 Consumer Behavior, Cambridge: Harvard Universiy Press. (Aıf, Ünsal, 2000 den). Engle, R. F. & Granger, C. W. J., (1987). Co-Inegraion and Error Correcion: Represenaion, and Tesing. Economerica, 55(2), Fisher, I. (1930). The Theory of Ineres, as Deermined by Impaience o Spend Income and Opporuniy o Inves I, New York: The Macmillan Company. (Aıf, Ünsal, 2000 den). Fisher, L. A., H-S. Huh, & E. W. Tallman. (2003). Permanen Income and Transiory Variaion in Invesmen and Oupu. Journal of Macroeconomics, 25, Friedman, M. (1957). A Theory of he Consumpion Funcion, New Jersey: Princeon Universiy Press. (Aıf Mankiw, 2010 dan). Gausden, R. & I. A. Whifield. (2000). Tesing he Sochasic Implicaions of he Life Cycle- Permanen Income Hypohesis Using UK Regional Time- Series Daa. Applied Economics, 32(10), Granger, C. W. J. (1969). Invesigaing Causal Relaions by Economeric Models and Cross-Specral Mehods. Economerica, 37(3), Gomes, F. A. R. (2011). Tesing he Permanen Income Hypohesis Using Uni Roo Quanile Auoregression Tess. Applied Economics Leers, 18(18), Gourinchas, P-O. & J. A. Parker. (2001). The Empirical Imporance of Precauionary Saving. American Economic Review, 91, Gujarai, D. N. (2001). Temel Ekonomeri, (çev. Ü. Şenesen ve G. G. Şenesen), İsanbul: Lieraür Yayınları. Hall, R. E. (1978). Sochasic Implicaions of he Life Cycle-Permanen Income Hypohesis: Theory and Evidence. Journal of Poliical Economy, 86(6), Keynes, J. K. (2008). Genel Teori: İsihdam, Faiz ve Paranın Genel Teorisi, (çev. U. Akalın), İsanbul: Kalkedon Yayınları. Kim, C. (1996). Measuring Deviaions from he Permanen Income Hypohesis, Inernaional Economic Review, 37(1), Kuznes, S. (1946). Naional Income: A Summary of Finding, NBER Working Paper, No.154. Laibson, D. (1997). Golden Eggs and Hyperbolic Discouning. Quarerly Journal of Economics, 62,

18 Laumas, P. S. (1969). A Tes of he Permanen Income Hypohesis. Journal of Poliical Economy, 77(5), Mankiw, G. N. (2010). Macroeconomics, 7h Ed., New York: Worh Publishers. Meghir, C. (2002). A Rerospecive on Friedman s Theory of Permanen Income, Insiue for Fiscal Sudies, Working Papers, Universiy, College London. Modigliani, F. (1986). Life Cycle, Individual Thrif and he Wealh of Naions, The American Economic Review, 76(3), Morley, J. C. (2007). The Slow Adjusmen of Aggregae Consumpion o Permanen Income. Journal of Money, Credi and Banking, 39(2-3), Pasor, J. M., E. Pons, & L. Serrano, (2010). Regional Inequaliy in Spain: Permanen Income Versus Curren Income, The Annals of Regional Science, 44(1), Phillips, P.C. B. & P. Perron, (1988). Tesing of a Uni Roo in Time Series Regression. Biomerika, 75, Shirvani, H. & B. Wilbrae. (2009). The Permanen Income Hypohesis in Five Major Indusrial Counries: A Mulivariae Trend-Cycle Decomposiion Tes. Journal of Economics and Finance, 33(1), Simon, J. L. & D. Aigner. (1970). Cross- Secion and Time-Series Tess of he Permanen-Income Hypohesis, The American Economic Review, 60(3), Singh, B. & H. Dros. (1971). An Alernaive Economeric Approach o he Permanen Income Hypohesis: An Inernaional Comparison. The Review of Economics and Saisics, 53(4), Ünsal, E. (2000). Makro İkisa, 3. Baskı, Ankara: İmaj Yayıncılık. Wirjano, T. S. (1991). Tesing he Permanen Income Hypohesis: The Evidence from Canadian Daa, The Canadian Journal of Economics, 24(3), Zeldes, S. P. (1989). Opimal Consumpion wih Sochasic Income: Deviaions from Cerainy Equivalence. Quarerly Journal of Economics, 104,