TÜRKİYE DE PARA TALEBİNİN İSTİKRARI VE SINIR TESTİ YAKLAŞIMIYLA ÖNGÖRÜLMESİ:

Transkript

1 16 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss TÜRKİYE DE PARA TALEBİNİN İSTİKRARI VE SINIR TESTİ YAKLAŞIMIYLA ÖNGÖRÜLMESİ: ÖZ Halil ALTAŞ * Bu çalışa Türkiye de 1985Q4-6Q4 üç aylık dönei verileri kullanılarak geniş anılı para alebi (M) ile onun belirleyicileri (reel gelir, faiz oranı ve döviz kuru) arasındaki uzun döne ilişkiyi ve para alebinin isikrarını analiz eeyi aaçlaakadır. Sınır esi yaklaşıına CUSUM ve CUSUMQ esleri uygulanarak elde edilen sonuçlar, para alebi ile onun belirleyicilerinin eşbüünleşik olduklarını göseriş ve para alebi fonksiyonunun da isikrarlı olduğunu oraya koyuşur. Anahar Kelieler: M Para Talebi, İsikrar, ARDL, Türkiye THE STABILITY OF MONEY DEMAND IN TURKEY AND PREDICTING WITH BOUND TESTING APPROACH: ABSTRACT This paper ais o analyse he issues of sabiliy and predicabiliy of he long er relaionship of broad oney deand (M) and is deerinans (real incoe, ineres rae and exchange rae) in Turkey using quarerly daa over he period 1985Q4-6Q4. The bounds es approach cobined wih CUSUM and CUSUMSQ ess resuls show ha i is coinegraed wih oney deand and is deerinans and also hey reveal he sabiliy of oney deand funcion. Keywords: M Money Deand, Sabiliy, ARDL, Turkey. * Yrd. Doç. Dr., K. Maraş Süçü İa Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölüü Makalenin geliş arihi: Eylül 7, kabul arihi: Nisan 8 GİRİŞ Para alebi reel gelir, faiz oranları ve para alebini ekileyen diğer değişkenler arasındaki ilişki olarak anılanakadır. Para alebi fonksiyonu farklı ekonoik görüşleri esil eden okulların akroekonoik odellerinde ve para poliikası uygulaalarında öneli yer uakadır. Para alebi odelleri, Yeni Klasik yaklaşı, Yeni Keynesci analizler ve reel konjonkür odelleri gibi birçok ekonoik odellerin en öneli konusunu oluşurakadır. Para alebi odelleri Sargen ve Wallace (1975), Mankiw (1991) ve King vd. (1991) in çalışalarında ve geçişeki apirik uygulaalarda da (Goldfeld (1973), Judd and Scadding (198), Laider (1985), Hendry ve Ericsson (1991), Hoffan e al. (1995) ve Nell (1999)) yoğun bir şekilde araşıra konusu oluşur. Özellikle Hoffan vd. (1995), Hendry ve Ericsson (1991) gibi ekonoisler para alebinin isikrarlı olduğu sonucuna ulaşırken, para alebinin isikrarsız olabileceğini vurgulayan araşıralara da (örneğin Goldfeld (1973)) raslanakadır. Monearis odellerin en öneli özelliklerinden birisi uzun dönede isikrarlı bir reel balans alebinin kabul edilesidir. Monearis ikisaçılar dışında Sargen ve Wallace gibi Yeni Klasik yaklaşılarda, Mankiw in öncülüğündeki Yeni Keynesyen analizlerde, reel konjonkür analizlerde ve kurların belirlenesini konu alan paracı yaklaşıların odellerinde reel para balansları kullanılışır (Chen ve Wu, 5:). Para alebi fonksiyonunda gelir ve fiyalardaki dalgalanalar ile parasal büyüklüklerdeki dalgalanalar arasında öngörülebilir bir ilişki evcu olduğunda, parasal fakörler para poliikalarının belirlenesinde öneli bir araç konuundadır. İsikrarlı olayan bir para alebi fonksiyonunda ise kesin olarak MB nın parasal büyüklük hedefine yönelik poliika uygulaaları zorlaşaka ve para piyasasındaki dengesizliğin önlenesinde sorunlarla karşılaşabilekedir (Chen ve Wu, 5:). Diğer arafan isikrarlı para alebi koşullarında alebe yönelik para arzını sınırlaayı aaçlayan bir para poliikası alep yöneiini kolaylaşıracak ve fiya isikrarının sağlanasına kakıda bulunacakır. Para arzındaki arış oranı, üreide arzulanan arış oranıyla uyulu olduğu sürece fiya arışlarının kabul edilebilir düzeyde olası sağlanacakır. Aynı zaanda isikrarlı bir para alebi, para çarpanının isikrarlı olasına ve para arzının opla parasal gelir üzerindeki ekisinin kolayca öngörülebilir olasını sağlayacakır (Pradhan ve Subraanian, 3: 336). Para alebinin isikrarlı olaası veya sürekli dalgalana göseresi, para poliikasının akarı ekanizasını oldukça karaşık hale geirecek ve MB nın parasal konrolü kaybeesiyle enflasyona neden olabilecekir. Enflasyonun yüksek olasıyla yabancı para ikaesinin arığı ülkelerde para alebindeki isikrarsızlık, enflasyon öngörüsünü ve konrolünü de güçleşirecekir

2 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss (Pelipas, 6: ; Ordonez, 3: 139; Ooes ve Ohnsorge, 5:46). Gelişeke olan ülkelerde para alebine yönelik apirik uygulaaların arasının arkasında, özellikle MB larının ve araşıracıların esnek döviz kuru rejiine geçiş eğililerinin, seraye piyasalarındaki globalleşenin, yuriçi finansal piyasaların liberalleşesinin ve finansal yeniliklerin para alebi üzerindeki ekilerinin araşırılası yaakadır (Srira, : 337). Bu çalışa, Türkiye de dönei arasında M para alebini ahin eeyi ve para alebinin isikrarlı olup oladığını ilgili eslerle (CUSUM ve CUUMQ) araşırayı aaçlaakadır. Araşıranın birinci bölüünde para alebi konusundaki farklı eorik yaklaşılar oraya konurken, ikinci bölüde para alebi konusunda yapılan apirik ülke uygulaaları ve elde edilen sonuçlar değerlendirilekedir. Üçüncü bölüde ise yeni eşbüünleşe yönei olarak kullanılan sınır esi (ARDL) yaklaşııyla Türkiye de M para alebinin ekonoerik ahini yapılarak isikrarlı olup oladığı araşırılakadır. Sonuç kısında ise çalışayla ilgili genel değerlendirelere yer verilekedir. I. PARA TALEBİNDE GELİŞMELER VE TEORİK YAKLAŞIM- LAR Uzun döne para alebi fonksiyonu genel olarak uzun dönede para balansları ile para alebinin belirleyicileri arasındaki dengeyi sağlayan ilişki olarak anılanakadır. Para, ürei ve fiyalar arasındaki ilişkinin isikrarı ve anlalılığı para poliikası uygulaalarında erkezi öne arz eekedir. Bu değişkenler arasındaki ilişkiler he parasal hedeflee sraejisinin he de bir göserge büyüklüğün uygulanabilesi bakıından poliikaların başarısında belirleyici olabilekedir. Örneğin parasal oorie, fiyalarda veya para arzının arış oranını ekileyerek gelirde değişiklikler arzu eiğinde bu değişkenler arasında öngörülebilir bir ilişkinin var olası gerekekedir. Bu nedenle parasal oorienin parasal hedeflee veya göserge olarak parasal büyüklüğü kullanasına bakılaksızın para alebinin reel gelir ve fiyalarla ilgili olarak isikrarlı olası arzu edilekedir. 197 li yıllardaki perol şoku ve Breon Woods siseinin çökesinden önce genel olarak M1 para alebinin eorik belirleyicileri olan gelir, faiz oranı ve fiya değişkenleriyle isikrarlı bir ilişki içinde olduğu ve bundan dolayı para poliikası uygulaalarında M1 parasal büyüklük arışı hedefi benisenekeydi (Georgopoulos, 6:515). Ancak geleneksel para alebi odellerine dayalı olan ve 1973 sonrası için verilerin gelişirildiği odellerde para alebinde yeni düzenleelerin yapılaya başlandığı görülüşür. Örneğin Goldfeld (1976) Cooley ve Leroy (1981) para alebi öngörülerinde aşırı haalar yapıldığı, öngörülenin üzerinde para alebinin olduğu, araşıracıların yanlış EKK gibi ahin yönei kullandığı ve odelde kullanılan değişkenlerin endojen olarak kabul edildiği şeklinde eleşirilerde bulunuşlardır (Raachandran, 4: 984). Gelişeke olan ülkelerde para alebinde değişeye neden olan fakörler finansal yenilikler, piyasa odaklı finansal sekör reforları ve sabi döviz kurundan dalgalı/yöneili döviz kuruna geçiş uygulaaları göserilişir. Ancak Breon Woods siseinin çökesinden sonra birçok gelişeke olan ülke, finansal piyasalarını serbesleşireyi sürdürüş ve 198 lerin oralarına kadar farklı sabi döviz kuru uygulaalarını da deva eirişlerdir. Gelişeke olan ülkelerin son yıllarda gerçekleşirdiği finansal sekör reforları, finansal hizelerdeki yenilikler ve dış icaree finansal serbesleşe uygulaaları, aracı kuruluşların sayısını arırarak finansal piyasaların birbiriyle büünleşesini sağlaışır. Gelişiş ülkeler için para alebinde değişeye neden olduğu ileri sürülen fakörlerin bazı gelişeke olan ülkeler için geçerli olaayabileceği düşünüleye başlanışır. Tü bu gelişeler 198 sonrası alepe eydana gelen dalgalanaların da ekisiyle para alebi fonksiyonlarında isikrarsızlık eğililerini arırışır. Sonuça geleneksel para alebi fonksiyonunun yeniden düzenlenesi ve para alebine übadele aacıyla kullanılan yeni finansal araçların eklenesi kaçınılaz oluşur. Böylece apirik uygulaalarda para alebi fonksiyonuna para yerine ikae edilebilen varlıkların fiyaları da eklenerek para alebindeki isikrarsızlık araşırılaya başlanışır (Cziraky ve Gillan, 6: 16). Bu aaçla geleneksel para alebi odellerinin ihal eiği döviz kuru, rekabe, serve ve beklenen enflasyon oranı gibi değişkenler para alebi odellerinde yer alaya başlaışır Goldfeld (1973) gelişeke olan ülkelerde 198 sonrasında faiz oranlarının serbesleşirilesi, özel banka, sigora şirkeleri ve seraye piyasasında aracı kuruluşların sayılarının arası, yabancı yaırıcılara döviz piyasalarının açılası gibi poliika değişikliğini yansıacak şekilde para alebini para, gelir ve faiz oranının gecikeli değerleriyle oluşurulan bir odel şeklinde ifade eişir. Daha sonra Goldfeld ipi para alebi ve ondan üreiliş farklı para alebi odelleri yaygın bir şekilde kullanılışır. Bunlardan biri de Wu vd. (5) arafından Tayvan için gelişirilen Goldfeld ipi para alebidir. Para oorieleri arafından apirik para alebi ahinleri, reel ve parasal balansları ekileyecek poliikaların düzenlenesinde öneli bir araç olarak kullanılışır. Friedan (1956) reel para balanslarıyla reel gelir ve faiz gibi reel balansları elde uanın fırsa aliyeini esil eden değişkenleri kullanarak isikrarlı uzun döne denge ilişkisinin varlığını oraya koyan para alebi fonksiyonunu kabul eişir (Koğar: 1995:1). Ayrıca Friedan (1956), sadece sınırlı sayıdaki değişkenlere bağlı olan para alebi fonksiyonunun isikrarlı olduğu sonucuna ulaşışır. Melzer, Laidler ve Lucas gibi ikisaçılar da para alebi konusundaki araşıralarını bu yönde gelişirişlerdir. Biri kök esleri ve eşbüünleşe gibi ekonoerik yönelerin gelişirilesiyle para alebinin isikrarlılığı konusunda güçlü bulgulara ulaşışlardır. Apirik araşıraların birçoğunda eşbüünleşe eknikleri uygulandığında değişkenlerin uzun döne-

3 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss den farklı olarak kısa dönede ayrı hareke eseler de uzun döne dengesine doğru hareke edecek şekilde birbirlerine bağlandıkları sonucuna varılışır. Neoklasik para alebi fonksiyonlarında faiz oranı, paranın fiyaı olarak kabul edileke ve faiz oranıyla parasal dolanı hızının birlike hareke edeceği öngörülekedirler. Fisher in ikar eorisinde kurusal nedenlerle paranın dolanı hızı sabi kabul edileke ve odelde egzojen olduğu varsayıı yapılakadır. Neoklasiklerin bu görüşü Friedan ın para alebine uygunluk göserse de, Friedan dolanı hızını odeldeki değişkenlerle ilişkilendirerek açıklaaya çalışakadır (Cziraky ve Gillan, 6: 15). Friedan-Schwarz (198) para alebi odelini; l( ) α α α α g u (1) = o 1 r ( y ) 3 şeklinde ifade eişir. Burada reel para balansları, r faiz oranı, y reel gelir, g y noinal gelir arışı, u haa eriidir. Para (M) ekonoideki bireylerin nakileri ile ü icari bankalarda bulunan evdualarından oluşakadır. Gelir, ne ulusal geliri esil eekedir. Modeldeki para ve gelir serileri ne ulusal gelir ve kişi başı gelir değerlerinin bulunası aacıyla zıni fiya deflaörüne bölünekedir. 4-6 ay vadeli icari senelerin faiz oranı kısa vadeli, 1 yıl vadeli şirke ahvillerinin faiz oranı ise uzun vadeli faiz oranı olarak kabul edileke ve odelde iki alernaif faiz değişkeni kullanılakadır. g nin yani noinal gelirin odele alınasının nedeni, bu değişkenin addi varlıkların geirisini esil eede fiyalardaki değişi oranından daha iyi bir göserge olarak kabul edilesinden kaynaklanakadır. Friedan- Shcwarz yukarıdaki odeldeki değişkenlerin yanında savaş yılları için paranın değer kaybını esil eden gösergeler yanında kukla değişkenler kullanışır (Hondroyiannis vd., 1: ). Lucas a () para alebi fonksiyonun oluşuu enflasyonun neden olduğu refah kaybının analiz edilesinde öneli yer uuşur. Ancak Lucas (1988) son yıllarda kullanılan para poliikası odellerine para alebi fonksiyonlarının dahil edilediğini, ürei ve enflasyonun belirlenesinde parasal gösergelere fazla öne verilediğini, bunun yerine kısa vadeli faiz oranlarının poliika aracı olarak kullanılasının benisendiğini ifade eekedir. Bu görüşe karşı Leeper ve Roush (3) ve Nelson (3) MB uygulaalarında para alebi gibi parasal büyüklüklerin de öneli rol oynayabileceğini ileri sürüş ve eleşirişir (Haug, 6:14). Günüüzde apirik uygulaaların çoğunda para alebi çeşili eşbüünleşe yöneleri ile ahin edilekedir. Para alebinin uzun döneli ilişkisinin varlığını araşıran odellerde farklı değişkenler kullanılakadır. Örneğin aşağıdaki odelde; y y p = c o ' ' γ y c1 ap c o ε () parasal büyüklüğü, p fiya endeksini, y geliri, γ gelir elasikiyeini göserekedir Modelde koyu harflerle yazılayan değişkenler logariik fora dönüşürülekedir. Birçok para alebi fonksiyonunda liki varlıkları elde uanın fırsa aliyelerini açıklayan varlık fiyaı değişkenleri odele alınaka ve bu aliyelerin açıklanasında kısa döne faiz oranları, uzun döne faiz oranları veya parasal büyüklükleri içeren varlıkların geirileri ile fırsa aliyeleri arasındaki risk prileri gibi farklı değişkenler kullanılakadır. Bu aaçla yukarıdaki odelde süun vekörü ap, bu değişkenleri esil eek ' aacıyla ekleniş ve bu değişkenlerin kasayıları da saır vekörü c 1 şeklinde göserilişir. Aynı zaanda apirik uygulaalarda finansal yenilikler, serve, döviz kurları ve ücreler gibi değişkenleri de odele alan araşıralara raslanakadır. Bu değişkenler yukarıdaki odelde o değişkeni ve kasayısı da c ' olarak ifade edilekedir. Modelde gelir elasikiyeinin büyüklüğü klasik ikar eorisine göre 1 veya 1 e yakındır ve bu sonuç ekonoide üreilen al ve hize haci ile parasal büyüenin aynı hızda büyüyeceğine işare eekedir. Ancak bu görüşe çeşili nedenlerle karşı çıkılakadır. Paranın naki olarak uulası halinde sabi alernaif aliyelerle karşılaşılacağı, gelirdeki değişenin para alebini ekileyebileceği ve böylece para alebinin gelir ve işlelerdeki arışla karşılaşırıldığında aynı oranda arış oraya çıkayacağı ileri sürülekedir. Bu yöndeki arışalarda sok yaklaşıını beniseyenler gelir elasikiyeinin 1/3 ile /3 arasında değişebileceğini ileri sürüşlerdir. Ancak Friedan ın da kabul eiği genel denge yaklaşıını beniseyenler, para alebiyle ilişkili olarak değişik kaegorideki serve ve varlık fiyalarına dikka çekekedirler. Bu yaklaşıda finansal ve parasal büyüklüklere yönelik para alebinin gelirden daha hızlı arış göserebileceğini ve gelir elasikiyeinin 1 den büyük olabileceğini kabul eekedirler. Diğer arafan gelir gibi servein de para alebi üzerinde ekili olabileceği ileri sürülekedir (Knell ve Six, 5: ). II. PARA TALEBİNE YÖNELİK AMPİRİK UYGULAMALAR Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (199) eşbüünleşe ekniklerinin kullanılası ile para alebi ile belirleyicileri arasındaki uzun döneli ilişki yeniden inceleneye başlanışır. Örneğin öneli OPEC ülkeleri için Darra (1986), Tayvan için Hsing (1989) Aerika için Hafer ve Jansen (1991), Hoffan ve Rasche (1991), Avusralya için Karfakis ve Parikh, İngilere için Bahani-Oskooee (1991), Ada (1991), Johansen (199), İalya için Muscaelli ve Papi (199), Yugoslavya için Frankel ve Taylor (1993), Çin için Hafer ve Kuan (1994), İran için Bahani-Oskooee (1996), Alanya için Hoari ve Hoari (1999), Gana için Andoh ve Chappell (), Kore için

4 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss Bahani- Oskooee ve Sungwon (), 5 Güney Doğu Asya ülkesi için Onafowora, ve Owoye (5), Yunanisan için Bahani-Oskooee ve Econoidou (5) ve Ausin vd. (7), Nijerya için Akinlo (6) para alebi odellerine ilişkin çalışalara örnekir. Bu çalışalarda genel olarak M parasal büyüklüğü, faiz oranı ve döviz kuru ve gelirle eşbüünleşe ilişkisinin bulunduğu kabul edilişir. Aşağıda para alebiyle ilgili yapılış çalışaların bazılarına yer verilerek izlenen yöne ve bulgular değerlendirilekedir. Koğar a (1995: -3) göre enflasyonun yüksek olduğu ülkelerde al ve yabancı varlıklar yerli para ile değişirildiğinden dolayı yuriçi enflasyonun bir gösergesi olarak para alebi fonksiyonunda döviz kurlarına yer verilelidir. Ayrıca beklenen devalüasyon oranı yabancı paraya karşılık yerli para uanın fırsa aliyei olarak ölçülebilekedir. Frenkel (1977,198), allar ve yerli paranın değişirilesi duruunda elde para uanın fırsa aliyeinin beklenen enflasyon olabileceğini ifade eişir. Aynı şekilde yerli ve yabancı para değişii gerçekleşiriliyorsa, elde para bulunduranın fırsa aliyei de döviz kurundaki değişi oranı olacakır. Pradhan ve Subraanian (3: )) Hindisan için aylık reel M1ve M3, sanayi ürei endeksi, kısa ve uzun döne faiz oranı ve ükeici fiya endeksi ve reel döviz kuru kullanarak 197:4 :3 dönei için Johansen eşbüünleşe yöneiyle para alebini ahin eişlerdir. Uzun dönede dar anılı parasal büyüklüğün gelir elasikiyeinin ikar eorisine uygun olarak 1 e yakın olduğu, uzun döne reel para alebinin paranın kendi geiri oranı, fiyalar ve döviz kurları arafından poziif yönde, buna karşılık yurdışı faiz oranından negaif yönde ekilendiği sonucuna ulaşışır. Genellikle yurdışı faiz oranındaki göreceli bir arışın yerli para uulasını azalarak yabancı varlıklara doğru ikaeyi hızlandırasından dolayı yerli para uanlar üzerinde negaif ekiye yol açası beklenir. Bundan dolayı ABD hazine bono faiz oranları gibi yurdışı faiz oranlarındaki arış, ekonoinin dışa açıklık oranının küçük olasına bağlı olarak para alebi üzerinde çok küçük eki göserebilekedir. Koğar (1995: 1-13) Türkiye için ve İsrail için üç aylık verileri kullandığı çalışasında iki ülke için para alebi fonksiyonunu = f(y, P, R) şeklinde anılaışır. Burada reel para alebini, y reel geliri, P enflasyon oranını, R dolar cinsinden döviz kuru değişi oranını göserekedir. Enflasyon oranı dışındaki ü değişkenler logariik fora dönüşürülüşür. Johansen eşbüünleşe yöneinin uygulandığı çalışada İsrail ve Türkiye için uzun döne isikrarlı para alebi fonksiyonunun varlığı sonucuna ulaşılışır. Dar ve geniş anılı para alebi fonksiyonunda döviz kuru ve enflasyon dahil edildiğinde ü değişkenlerin anlalı ve beklenen işarelere sahip oldukları ayrıca para alebinin kura yönelik duyarlılığının para ikaesini arırabileceği sonucuna ulaşılışır. Sock ve Wason (1993) döneinde çeşili alernaif yöneler kullanarak ABD para alebi fonksiyonunu inceleişlerdir. Elde para uanın fırsa aliyeinin bir gösergesi olarak çeşili uzun ve kısa döne faiz oranları ile reel GSYİH değişkenleri kullanarak yarı logariik M1 para alebi fonksiyonu oluşuruşlardır. Yazarlar uzun döne verilerinin uzun döne para alebi fonksiyonunu ahin eede gerekli olduğu sonucuna ulaşışlardır (Haug, 6: 15). Ordonez (3: 14) İspanya nın 1978:1-1998:4 üç aylık döneler için para alebinin geniş anılı parasal gösergesi ) olarak M3, ükeici fiya endeksi ( p ), reel GSYİH ( y ), 1 yıllık ahvil geirisi ( lr ) ve paranın kendi geiri ölçüsü olarak para piyasası faiz oranını ( sr ) kullanışır. Faiz oranı hariç serilerin logariası alınarak eşbüünleşe yönei ile ahin edilişir. Model sonucunda kısa dönede raslanayan isikrarlı bir para alebine, uzun dönede raslanışır. Wu vd. (5: 331) 1978:1 ve 1999:4 üç aylık döne için reel parasal değişken (), reel işle hacinin gösergesi olarak reel gelir (y) ve para uanın fırsa aliyei olarak faiz oranının (i) yer aldığı Goldfeld ipi para alebi odelini logariik fora dönüşürerek a a a y a i = ε (3) şeklinde ahin eişir. Model sonucunda uzun döne para alebi gelir elasikiyeinin 1.5 den.7 e, faiz esnekliklerinin -.4 den -1.7 ye düşüğü gözlenirken, gelir esnekliğinin genel olarak 1 den büyük olduğunu, dolayısıyla reel para balanslarının paracı yaklaşıa uygun olarak Tayvan da lüks al gibi değerlendirildiğini ifade eişir. Para alebinin isikrarlığı konusundaki apirik araşıralarda kara sonuçlara ulaşılışır. Para alebinin isikrarına yönelik ilk uygulaalardaki esler kasayıların yapısal değişe göserip göserediğine yöneliki. Para alebinin uzun döne davranışlarının incelenesinde basi denklee dayalı odeller, yerini lineer eşbüünleşe analizlerine bırakışır. Lieraürdeki genel bulgular ne M ve ne de M1 in reel gelir ve uzun döne faiz oranlarıyla eşbüünleşe ilişkisi içinde olduğu şeklindedir (Hafer ve Jansen, 1991; Haug ve Lucas, 1996; Breuer ve Lipper, 1996). Kısa döne faiz oranlarıyla yapılan uygulaalarda uzun döne para alebinin M1 den ziyade M ile ilişki içinde olduğunu desekleyici sonuçlar alınışır. Ancak Hoffan ve Rasche (1991) M1 in reel kişisel gelir ve kısa vadeli faiz oranlarıyla eşbüünleşe göserdiği sonucuna ulaşışır. Para alebi fonksiyonunda reel para balanslarının gelirle poziif, para uanın fırsa aliyei arığından dolayı enflasyon değişkeniyle de negaif ilişki (

5 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss içinde olduğu kabul edilekedir. Bu ekiler sırasıyla übadele aaçlı para ile porföy veya varlık alıına yönelik para alebine işare eekedir (Ausin vd., 7:193). Bahani-Oskooee ve Karacal (6:641) Türkiye için 1987:1-4:6 aylık M1 ve M parasal büyüklüklerini kullanarak 8 farklı para alebi fonksiyonu ahin eişlerdir. Her odelde reel GSYİH, noinal döviz kuru, enflasyon değişkeni yanında aylık, üç aylık alı aylık ve 1 aylık ağırlıklı evdua faiz oranının birini kullanışlardır. M1 para alebi odellerinde reel gelir poziif, enflasyon, döviz kuru ve faiz değişkenleri beklenen negaif işaree sahip olduğu görülüşür. Ancak odelde enflasyon, reel gelir ve kur değişkeni anlalı olsa da faiz değişkeni bir odel dışında anlalı bulunaışır. M para alebi odelinde ise faiz ve döviz kuru değişkenlerinin poziif işaree sahip olduğu, reel gelir ve faiz değişkenlerinin anlasız olduğu ahin sonucunda gözlenişir. M para alebinden faklı olarak M1 para odelinde yerli paranın değer kaybeesi halinde refah ekisini doğrulaayacak şekilde para ikaesi ilişkisinin varlığı oraya konuşur. Bahani-Oskooee (1: ), 1964:1 1996:4 dönei için Japonya daki para alebi fonksiyonunu reel gelir (Y), faiz oranı (r) ve reel M büyüklüklerini kullanarak ARDL eşbüünleşe ekniği ile ahin eiş ve para alebinin isikrarlılığını es eişir. Tahin sonucunda M, Y ve r arasında uzun dönede eşbüünleşe ilişkisinin olduğu belirleniş ve Y ve r nin beklenen işarelere sahip olduğu, kısa dönede gecikeli haa düzele kasayısının (ECM) sıfırdan küçük ve anlalı olduğu sonucuna ulaşışlardır. Kısa döne dinaikleriyle ilişkili olarak haa düzele eriinin elde edilesinde kullanılan uzun döne kasayılarının isikrarı için CUSUM ve CUSUMQ esleri yapılışır. Tes sonuçları M para alebi fonksiyonunun kriik sınırlar içinde olduğunu ve böylece Japonya da para alebinin isikrarlı olduğu sonucu oraya konuşur. Ausin vd. (7: ) Çin de dönei arasında iki odelli bir para alebi ile (Model 1: y=f 1 (y inf ) ve Model : y=f 1 (gdp, in )) hane halkı ve firaların kararlarında enflasyon için bir eşik değer nokası olarak göserilebilecek doğrusal olayan para alebi odelini Johansen VEC yönei ile ahin eişlerdir. Modelde y reel para balanslarını, gdp reel GSYİH yı, fırsa aliyei değişkeni gösergesi olarak noinal faiz oranı ve enflasyon arasında seçi yapılacağı ifade edilerek odel ahininde enflasyon oranı kullanılışır. Çin de yaklaşık yüzde 5 enflasyon düzeyinde reel para alebini ekileyen kriik bir enflasyon eşiği değerinin varlığı oraya konuşur. Chen ve Wu (5: 31-34) 196:1 ve 1999:1 üç aylık döne için ABD ve İngilere nin para alebi odelinin öngörülesinde M1, M, (İngilere için M1 ve M oladığından para benzeri değişkeni) reel GSYİH (y), ükeici fiya en- deksi, üç aylık hazine faiz oranı (TBR) ve uzun döne ahvil faiz oranı değişkenleri kullanışlardır. Faiz oranı hariç ü değişkenler logariik fora dönüşürülüşür. Farklı para odelleri ahini sonucunda iki ülke için en uygun odelin (M, y, LBR) olduğu sonucuna varılışır. Pelipas (5: -13) 1999:1-3:4 üç aylık döne için Belarus un para alebi odelini reel para balansı (M1/P), reel sanayi üreii (reel gelir gösergesi olarak), ABD döviz kuru ve borçlana faiz oranı değişkenleri kullanarak eşbüünleşe yöneiyle ahin eişir. Faiz oranı dışında ü değişkenlerin logariaları alınışır. Model sonucunda uzun dönede noinal para alebinin ükeici fiyaları, (reel gelir gösergesi olarak) reel sanayi üreii, noinal döviz kuru ve faiz oranı arafından belirlendiği sonucuna varılışır. Noinal para ve fiyaların endojen olasına bağlı olarak reel para alebi odeline fiyalar alınaış ve reel para alebinin belirleyicileri reel sanayi üreii, faiz ve noinal döviz kuru bulunuşur. Fischer (7:16) dönei arasında İsviçre deki farklı Kanonların para alebi fonksiyonunu ahin eede kişibaşı reel para alebi (MC1 ve MC), faiz oranı (r) ve nüfus yoğunluğu ATM akineleri ve finansal alyapıyı esil eden finansal gelişişlik gösergesi (Z) kullanışır. Model ahininde para alebinin gelir esnekliğinin.4 ile.6 arasında olduğu sonucuna ulaşılış ve Kanonlar arasındaki para alebinin zaan süresi içerisinde isikrarlı olduğu bulgusuna ulaşılışır. Bu sonuç kanonlar arasındaki farklı finansal yeniliklerin gelir elasikiyei üzerinde anlalı ekiye sahip oladığı şeklinde yorulanışır. Ball (1: 31-33), savaş sonrası ( ) dönede ABD için uzun döne M1 para alebini inceleişir. Çalışada para alebi odelini; p = θ y y θ rr ε (4) şeklinde oluşuruşur. Burada, p, y sırasıyla logariik forda para soku (M1), fiyalar genel düzeyi (NNP deflaörü), reel üreii (NNP) göserirken, r noinal faiz oranı (icari kağıların faiz oranı) düzeyini göserekedir. Önceki çalışalardaki verilerinin 198 sonrasını eel alasından dolayı para alebi paraerelerinin inandırıcı olayabileceğini, bu aaçla çalışasında paraerelerin güvenilirliğini arırak aacıyla veri seini 1996 ya kadar genişleişir. Tahin sonucunda para alebinin gelir elasikiyeini yaklaşık.5, faiz elasikiyeini yaklaşık -.5 olarak öngörüşür. Bu paraerelerin savaş öncesi dönedeki paraerelerden ulak değer olarak daha düşük ve anlalı olduğu sonucuna ulaşışır. Srira (: ) 197:8 1995:1 dönei için Malezya para alebi fonksiyonunda aylık reel M balansları (M/P), ekonoik faaliyeleri esil edecek şekilde aylık GDP nin bulunaası nedeniyle sanayi ürei endeksi

6 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss (LIP9), para uanın fırsa aliyei olarak üç aylık kau kağıları iskono oranı (TB3MR), paranın kendi geirisi için üç aylık vadeli evdua faizi (TD3R), beklenen enflasyon oranını esil eesi bakıından gerçekleşen enflasyon (INF_A) oranı kullanılışır ve para alebi odeli; LRMA = α1 αlip9 α3td3r α4tb3mr α5inf_a ε (5) şeklinde oluşuruluşur. Johansen eşbüünleşe yönei sonucunda uzun döne para alebi odeli ise; LRMA = 1.358xLIP xTD3R 5.398TB3MR 4.745INF_ A (6) olarak ahin edilişir. Modelde uzun döne gelir elasikiyeinin ikar eorisine uygun olarak 1 e yakın olduğu, M para alebiyle paranın kendi geirisi (TD3R) arasında poziif ilişki bulunduğu, paranın alernaif diğer geirileri (TM3MR) ve beklenen enflasyon ile para alebi arasında negaif ilişki sonucuna ulaşılışır. Hondroyiannis vd. (1: 1), dönei için yıllık verilerle ABD için Friedan-Schwarz para alebi odelini ahin eişlerdir. Model ahininde para alebinin faize karşı duyarlılığının 1 den düşük ve negaif olduğunu, faiz oranları azaldıkça elasikiyein arığını, 195 li yıllarda elasikiyein azalsa da daha sonra ulak değer olarak arış göserdiği sonucuna varışlardır. Bu arışı, finansal hizelerdeki aran rekabee ve M para anıına faiz ödeelerinin dahil edilesine bağlaışlardır. Benzer sonuçlar ve olak üzere iki farklı döne için ABD para alebi odelini ahin eden Haug ve Ta (7:363) arafından da elde edilişir. Parasal abanı içinde olan M para alebi diğer odellerden daha iyi perforans göserişir. Bu odelde sınır (scale) değişkeni olarak reel GSYİH, ve para uanın fırsa aliyei olarak kısa vadeli faiz oranı kullanılışır. Modelde gelir elasikiyei.86 ve faiz oranı elasikiyei -.44 olarak bulunuşur. Cziraky ve Gillan (6) 1994:4- :8 dönei için Hırvaisan ın para alebini aylık reel M1, geliri esil edecek şekilde sanayi üreii, enflasyon oranı, noinal euro döviz kuru, para piyasası faiz oranı, paranın dolanı hızı değişkenlerini kullanarak farklı eşbüünleşe odelleriyle ahin eişlerdir. Enflasyonsuz para alebi odelinde faiz ve gelir kasayıları beklenen işarelere sahipken para alebinin gelir esnekliği 1 den büyük (.5), faiz değişkeninin kasayısı negaif ve 1 den küçük (-.1) bulunuşur. Para alebi odelinde enflasyon yerine noinal döviz kuru alındığında para alebinde döviz kuru değişkeninin kasayısı -.3 ve faiz kasayısı ise -. bulunuşur. Jonsson (1:43) Güney Afrika nın 197:1 ve 1998: üç aylık dönei için enflasyon, geniş anılı parasal büyüklük (M3), reel gelir ve faiz değişkenleri arasında uzun dönede bir isikrarlı para alebi ilişkisinin varlığını eşbüünleşe yönei ile göserişir. Kısa dönede geniş anılı parasal büyüklüğe yönelik bir şokun enflasyonis eki gösereden önce gelir üzerinde geçici bir ekiye yol açacağını, noinal döviz kuruna yönelik bir şokun ise, gelir üzerinde bir ekiye neden olasa da yuriçi enflasyon üzerinde ekili olacağını göserişir. Her iki ip şok da, faiz oranlarının kısa süre içinde uyarlanası şeklindeki para poliikalarıyla ilgili poliika epkisini başlaışır. Ooes ve Ohnsorge (5:47-47) Rusya da 1996:4-4:1 aylık dönei için para alebi odelini, dolaşıdaki para, dar ve geniş anılı parasal d büyüklükler ( M ), reel gelir gösergesi olarak sanayi üreii (y), 1 aylık ruble için evdua faiz oranı (i) ve noinal döviz kuru (e) değişkenlerinden oluşuruş ve p=β β 1 yβ iβ 3 (7) şeklinde anılanışır. Enflasyon ile rublenin değer kaybını esil eden noinal döviz kuru arasında yüksek korelasyondan dolayı odellere sadece döviz kuru değişkeni alınışır. Geniş anılı parasal büyüklük içeren para alebi fonksiyonunda noinal döviz kuru odele alınadığında odelin isikrarlı olduğu ve odeldeki değişkenlerin beklenen işarelere sahip olduğu görülüşür. Tü odellerde gelir elasikiyeini göseren sanayi üreiine ilişkin kasayı 1 den büyük ve anlalı bulunuş ve bu sonucun ikar eorisine uygun olduğu ifade edilişir. Modelde para uanın fırsa aliyeini göseren evdua faiz oranı kasayısı -.6 ve -.1 arasında değer alış ve kasayı bir odel dışında ü odellerde anlalı bulunuşur. Mevdua faizi yüzde olarak odele alındığından bu değerler yarı esneklik olarak hesaplanış ve evdua faizindeki yüzde 1 puanlık arışın para alebinde yüzde.6 ile yüzde 1 azalaya neden olduğu şeklinde yorulanışır. Kura ilişkin yarı elasikiye kasayısı yaklaşık -.4 olarak ahin ediliş ve yerli paranın değer kaybındaki yüzde 1 lik arışın para alebinde yüzde.4 azalışa yol açığı sonucuna varılışır. Choi ve Oh (3: 686) ABD nin 1959:1-1996: dönei üç aylık verilerle para soku (M1), fiyalar genel düzeyi, reel gelir, farklı faiz oranları (üç aylık hazine bonosu, 6 aylık ve 1 yıllık faiz oranı ve paranın kendi geirisi) ile para alebi odelini eşbüünleşe yönei ile ahin eişlerdir. Model sonucunda para alebinin gelir esnekliği 1 e yakın değer aldığı bulunuşur. Ancak kullanılan odel ve seçilen faiz oranına bağlı olarak finansal yeniliklerin odele alınasıyla esneklik değerinin poziif ve 1 den küçük (.6 ve.4 arasında), faiz esnekliğinin ise negaif ve 1 den küçük olduğu (-.5 ve -.5) sonucuna ulaşılışır. Ayrıca odelde faiz oranı gibi ürei ve parasal belirsizliğin para

7 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss alebi üzerinde ekili olduğu; ürei belirsizliğinin negaif, parasal belirsizliğin ise poziif olduğu sonucuna varışlardır. Belirsizliğin dinaik porföy ercihini doğrudan ekilediği bilinesine rağen elde edilen sonucun lieraürde yer aladığı ifade edilişir. Uygulaa sonucunda Friedan ve Schwarz dönei, Lucas dönei için para alebinin gelir elasikiyeinin yaklaşık 1 olduğunu öngörseler de, para alebine ilişkin savaş sonrası verilerin 198 sonrasına kadar genişleildiğinde ahin edilen para alebinin gelir elasikiyeinin 1 den daha düşük eğili göserdiğine dikka çekişir. Bu farklılığın para alebinde oldukça öneli sayılan finansal yenilikler gibi odele alınayan değişkenlerden kaynaklanabileceği sonucuna ulaşışır. Funke (1:71) 198:1 ve 1998:4 dönei için M1 dar ve M3 geniş anılı parasal değişkeni, 9 günlük faiz oranı ve reel GSYİH değişkenleri kullanarak 11 Euro bölgesindeki ülkelerin para alebini ahin eiş ve odelin isikrarını araşırışır. Modelde para alebinin gelir ve faiz oranı esnekliklerinin anlalı ve beklenen işarelere sahip olduğu görülüşür. Ayrıca geniş anılı para alebinin isikrarlı olasına karşılık, dar anılı para alebinin isikrarsız olduğu sonucuna ulaşışır. Dukowsky ve Aeşoğlu (1:9) 198 sonrasına kadar ABD için para alebi odelini ahin eede M1, kişi başı gelir, ükei ve vergi sonrası uzun döne faiz oranlarını kullanışır. Kısa dönede faiz esnekliği -.6 ile -.93 arasında, ükei ile para arasındaki uzun dönedeki ikae esnekliğinin ise -.6 ile -.41 arasında değişebileceği bulgusuna ulaşışır. Özdeir ve Turner (7:4) Khan and Knigh ın parasal dengesizlik odeli çerçevesinde dönei yıllık verilerini kullanarak Türkiye için ahin eiği farklı odellerden biri de para alebi odelidir. Para alebi odelinde geniş anılı parasal büyüklük, reel GSYİH ve beklenen enflasyon değişkenleri ; e d, p = 1 α11 y α1 π u1, α (8) şeklinde anılaış ve EKK yönei kullanarak e d p = y 13.69π (9) odelini elde eişlerdir. Modelde kasayıların anlalı ve beklenen işarelere sahip olduğu sonucuna varılışır. III. EKONOMETRİK YÖNTEM A. MODEL VE VERİ SETİ Türkiye için para alebi odeli, önceki çalışalara (Akinlo, 6:446; Bahani-Oskooee, 1: 456; Bahani-Oskooe ve Ng, : 149; Ooes ve Ohnsorge, 5: 47) uygun olarak aşağıdaki gibi anılanışır. M β GDP LnEX ε (1) = β1 β β 3 Para alebi odelinde para uanın fırsa aliyeini esil eden bir değişken olarak enflasyon değişkeni de odele alınabilirdi. Ancak korelasyon arisinde enflasyon ve faiz arasındaki yüksek korelasyonun (.653) varlığından dolayı odele faiz değişkeninin alınası ercih edilişir. Sonuça, geleneksel olarak kabul edilen para alebi odeline [ M = F( Y, r) ] noinal döviz kuru (dolar) eklenişir. Böylece odelde noinal döviz kuru değişkeniyle, yerli paranın değer kaybeesi karşısında para ikaesiyle ilişkilendirilen para alebinin varlığı araşırılakadır. Modeliizde diğer parasal büyüklüklere (M1, M, MY ve M3 gibi) göre M parasal büyüklüğü finansal yenilikleri, eknolojik değişeleri, piyasalardaki değişeleri diğer parasal büyüklüklere göre daha iyi yansıasından dolayı ercih edilişir. Modelde M parasal büyüklüğü TÜFE endeksine bölünüş ve bulunan değerler logariik fora dönüşürülüşür. GDP, Gayrisafi Yuriçi Hasılayı göserekedir ve bu değişkenin TÜFE endeksine bölünesiyle elde edilen reel değerlerin logariası odele alınışır. GDP kasayısının ( β 1 ) para alebinin gelir esnekliğini göseresinden dolayı poziif değer alası gerekekedir. bir ay vadeli ağırlıklandırılış evdua faiz oranını esil eeke ve odele düzey değerleri alınakadır. Modellerde faiz değişkeni, finansal varlıkların geirileri bakıından para alebinin fırsa aliyei veya paranın kendi geirisini göserekedir. β kasayısı para alebinin faiz esnekliğini gösereke ve negaif değer alası beklenekedir. EX, YTL cinsinden noinal dolar kurunu esil eeke ve değişken odele logariik fora dönüşürülerek alınışır. EX, döviz kurunun gelecekeki değer kaybına bağlı olarak para alebiyle ilişkilendirilekedir. EX in kasayısı negaif veya poziif değer alabilekedir. Arango ve Nadiri (1981), Bahani-Oskooee ve Pourheydarian (199), and Bahani-Oskooee and Rhee (1994) ülke vaandaşlarının yerli para cinsinden sahip oldukları varlık porföylerini değerlendirdiklerinde, kurdaki değer kaybının yabancı varlıkların değerini arırasıyla serve ekisi yapabileceğini, böylece yabancı varlıkların bir kısını yerli varlıklara kaydıracağından dolayı naki/varlık porföyü veya servein bileşiinde değişiklik oraya çıkabileceğini ileri sürekedirler. Bu süreçe yerli paranın da dahil olduğu yerli varlıklar şeklinde uulan servein payı aracakır. Oskooe ve Karacal (6: )

8 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss bu arışın servee bir arış olarak algılanası duruunda, ülke vaandaşları arafından yerli paraya olan alep arabilecek ve bu duru EX in ahin edilen değerinin poziif olasını sağlayabilecekir. Ancak piyasa ekonoilerinde ülke vaandaşlarının yerli paranın değer kaybedeceği beklenisine kapılaları duruunda, döviz kurundaki değer kaybını izleyerek daha fazla yabancı varlık bulundura ve daha riskli olan yuriçi parayı azalarak porföylerini yeniden düzenleeleri beklenir. Bu duruda ülke vaandaşlarını yerli para uuunu azalıp yabancı para ua eğiliini arırasıyla ahin edilen EX kasayısı negaif olabilekedir. Modelde ε haa eriini göserekedir. Modeldeki ü değişkenlerin evsisel dalgalana göserip göserediği araşırılış ve evsisel dalgalana göserediği sonucuna ulaşılışır. Model 1 de Türkiye için para alebi, 1985:4 ve 6:4 döneine ilişkin üç aylık veriler kullanılarak ahin edilecekir. Noinal değişkenleri reel değerlere dönüşürede kullanılan TÜFE endeksi 3=1 eel yıl endeksidir. TÜFE Endeksi IMF in Inernainonal Financial Saisics (IFS) siesinden alınışır. M parasal büyüklüğü, faiz oranı () ve noinal döviz kuru (EX), TCMB nın elekronik veri dağıı siseinden (EVDS) sağlanışır. B. BİRİM KÖK ANALİZİ Uygulaada serilerin durağanlık özelliklerinin es edilesinde en çok kullanılan yöneler Dickey ve Fuller (1979), Genişleiliş Dickey ve Fuller (ADF) (1981), Phillips ve Perron (PP) (1988) esleridir. Bu çalışada serilerin durağan olup oladıklarının belirlenesinde ADF biri kök esinden yararlanılış ve değişkenlerin gecike uzunluklarının belirlenesinde Akaike bilgi krieri (AIC) kullanılışır. Tablo 1: ADF Biri Kök Tes Sonuçları Değişkenler ADF- isaisiği (Düzey) ADF- isaisiği (Birinci Fark) Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli M 1.1() () ***() -9.45*** () GDP (1) -.11(1) ***(1) -7.11*** (1) ***() -1.46() - - EX (1).5998 (1) ***() ***() % % % Anlalılık Düzeyi Paranez içindeki değerler AIC kullanılarak seçilen gecike uzunluklarıdır. Maksiu gecike uzunluğu 11 olarak alınışır. ***, *** ve * işareleri sırasıyla % 1, %5 ve %1 düzeyinde anlalılığı ifade eekedir. C. EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ Eşbüünleşe ekniğinin uygulanası için her değişkenin eşbüünleşe derecesinin belirlenesi gerekekedir. Biri kök eslerinin sonuçlarına göre, değişkenlerin büünleşe derecelerinin aynı oladığı sonucuyla karşılaşılabilekedir. Serilerin büünleşe derecelerinin farklı olası halinde he Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen Engle-Granger eşbüünleşe yöneinin he de Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (199) arafından gelişirilen Johansen eşbüünleşe yaklaşıının uygulanası ükün olayacakır. Bu yaklaşılarda ü serilerin düzeyde durağan olaasını ve aynı derecede farkı alındığında durağan hale gelelerini, yani serilerin büünleşe derecelerinin aynı olasını gerekirekedirler. Oysa Modeliizde kullandığıız 4 değişkenden üçünün (LnM, LnGDP ve Ln EX) birinci farkı alındığında durağan hale gelirken bir değişken () düzeyde durağan oldukları görülüşür. Bu duruda Engle-Granger ve Johansen eşbüünleşe eslerinin kullanılası uygun değildir. Eşbüünleşe dereceleri farklı olan serilere eşbüünleşe yöneinin uygulanaaa sorununu Pesaran vd. (1996), Pesaran ve Shin (1995) ve Pesaran vd. (1) arafından gelişirilen sınır esi yaklaşıı oradan kaldırakadır. Bu yeni yöne ARDL (Auoregressive Disribued Lag) yaklaşıı olarak ifade edilekedir. Bu yaklaşıın avanajı değişkenlerin büünleşe dereceleri dikkae alınaksızın değişkenler arasında eşbüünleşe ilişkisinin var olup oladığının araşırılasıdır. Yukarıdaki üç bağısız değişkene sahip Model 1 a ilişkin sınır esi için kurulan ARDL odeli aşağıdaki biçide göserilekedir. M 4 = β β EX i 1 β M 5 1i βlngdp 1 i β 6 β GDP i 1 i βex 7 1 β u 3i i (11) Burada sınır esinin uygulanabilesi için yukarıdaki odellerde olarak göserilen gecike uzunluğunun belirlenesi gerekekedir. Burada eşbüünleşe ilişkisi varlığının araşırılasında bağılı ve bağısız değişkenlerin birinci döne gecikelerine F isaisiği uygulanır. Bu es için hipoez ( H : β5 = β 6 = β 7 = ) kurulur ve hesaplanan F isaisiği Pesaran vd. (1) deki ablo al ve üs kriik değerleri ile karşılaşırılır. Eğer hesaplanan F isaisiği Pesaran al kriik değerinden küçükse, seriler arasında eşbüünleşe ilişkisinin oladığına karar verilir. Hesaplanan F isaisiği al ve üs kriik değerler arasında ise kesin bir yoru yapılaaaka ve diğer eşbüünleşe esleri yaklaşılarına başvurulası gerekekedir. Diğer yandan, hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üzerinde olduğu duruda ise seriler arasında

9 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss eşbüünleşe ilişkisinin olduğu sonucuna varılır. Seriler arasında eşbüünleşe ilişkisi espi edildiken sonra uzun ve kısa döne ilişkileri belirleek için ARDL (Auoregressive Disribuion Lag) odelleri kurulur. Modeldeki gecike sayısı belirlenirken AIC, SC, FPE ve HQ gibi bilgi krierlerinden yararlanılakadır. Burada en küçük kriik değeri sağlayan gecike uzunluğu odelin gecike uzunluğu olarak belirlenir. Ancak burada seçilen kriik değerin en küçük olduğu gecike uzunluğu ile oluşurulan odel ookorelasyon problei içeriyorsa bu duruda ikinci en küçük kriik değeri sağlayan gecike uzunluğu alınır ve eğer ookorelasyon problei deva ediyorsa bu proble oradan kalkana kadar bu işlee deva edilir. Modelde bağılı değişken M nin gecikeli değeri de yer aldığı için ookorelasyon için DW esi yerine, Breusch ve Godfrey in gelişirdiği ookorelasyon esi kullanılakadır. Aşağıdaki Tabloda, incelenen veri sei üç aylık olduğundan aksiu gecike uzunluğu 8 olarak alınış ve Akaike krierine göre uygun gecike uzunluğu 8 olarak belirleniş ve bu gecike uzunluğunda ookorelasyona raslanaışır. Tablo : Sınır Tesi İçin Gecike Sayısının Belirlenesi Gecike Sayısı () AIC Breusch-Godfrey Ookorelasyon Tesi * ** ** ***, *** ve * işareleri sırasıyla % 1, %5 ve %1 düzeyinde anlalılığı ifade eeke ve ookorelasyonun olduğunu göserekedir ( χ BC ) Tablo 3 de hesaplanan es isaisiğinin yüzde 1 düzeyinde Pesaran vd. (1) den alınan üs kriik değerleri aşığı görülekedir. Bu kriik değerler üç bağısız değişken ve yüzde 1 anlalılık düzeyi için geçerlidir. Bu sonuç, dör değişken arasında bir eşbüünleşe ilişkisinin evcu olduğunu göserekedir. Dolayısıyla değişkenler arasında bir eşbüünleşe ilişkisi evcu olduğundan uzun ve kısa döne ilişkileri belirleek için ARDL (Auoregressive Disribuion Lag) odeli kurulabilecekir. D. ARDL MODELİ Değişkenler arasındaki uzun döne ilişkisini göseren ARDL odeli aşağıdaki şekilde göserilekedir. Gecike sayılarının belirlenesi için yine Akaike bilgi krierinden yararlanılışır. M = β β1im i βigdp i β3i i 1 β4iex i u (1) Maksiu gecike uzunluğunun 8 alındığı (1) nolu denklede, M, GDP ve değişkeninin 8 gecikeli değerleri ile ahin edilesi sonucuna varılışır. Tahin edilecek odel ARDL (8,8,8,8) odeli olup, bu odele ilişkin ahin sonuçları Tablo 4 e sunuluşur. Uygun gecike sayısı belirlendiken sonra sınır esi yaklaşııyla seriler arasında eşbüünleşe ilişkisi araşırılakadır. Aşağıdaki Tablo 3 değişkenler arasındaki eşbüünleşe sonuçlarını göserekedir. Tablo 3: Sınır Tesi Sonuçları k F İsaisiği %1 Anlalılık Düzeyinde Kriik Değerler Al Sınır Üs Sınır No: k (11) nuaralı denkledeki bağısız değişken sayısıdır. Kriik değerler, Paseran vd. (1) deki Tablo CI(iii) den alınışır.

10 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss Tablo 4: ARDL (8,8,8,8) Modelinin Tahin Sonuçları ve Uzun Döne Kasayıları Değişkenler Kasayı isaisiği C (.136) M (.)*** M M M M M M M GDP GDP 1 GDP GDP 3 GDP 4 GDP 5 GDP 6 GDP 7 GDP (.)*** (.5)*** (.17) (.363) (.3) (.96)* (.15)** (.6)* (.7)*** (.39)** (.16) (.359) (.8945) (.9341) (.785).9 1.3(.31).4.974(.336) (.133) (.5)*** (.6)*** (.183).1.996(.35) (.53) Tablo 4 ün Devaı 7 8 EX EX 1 EX EX 3 EX 4 EX 5 EX 6 EX 7 EX 8 (1) (.79) (.8)* (.)*** (.)*** (.)*** (.5)** (.36) (.9) (.967) (.33) (.77)* AR (.)*** Hesaplanan Uzun Döne Kasayıları C ** GDP * ** EX *** Tanısal Tesler R =.99 R =.98 F İsa.= DW İsaisiğ χ (1) = (.13) χ () =.(.39) () = RRMKH χ (1) = 7.13(.47) WDV M BGAB χ JBN.66(. 3568) No:. Bağılı değişken dir. ARDL odelindeki gecike sayıları 8 olak üzere, AIC ya göre belirlenişir. Paranez içindeki rakalar P-olasılık değerlerini göserekedir. ***,** ve * sırasıyla %1, %5 ve %1 düzeylerinde anlalılıklarını göserir. χ BGAB, χ RRMKH, χ JBN ve χ WDV sırasıyla Breusch-Godfrey ardışık bağılılık, Rasey regresyonda odel kura haası, Jarque-Bera norallik ve Whie değişen varyans sınaası isaisikleridir. Yukarıdaki uzun döne ARDL odelinde ookorelasyon sorununa raslanış ve Cochrane-Orcu yöneine uygun olarak AR(1) prosedürü ile seriler arasında ookorelasyon sorunu oradan kaldırılışır. Modelin uzun döne ka-

11 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss sayıları beklenen işarelere sahip ve isaisiksel olarak anlalı oldukları görülekedir. Para alebinin gelir esnekliği yaklaşık.519 olarak bulunuşur ve bu değer ikar eorisine uyaakadır. Türkiye de reel gelirdeki yüzde 1 lik bir arışın reel para alebinde yaklaşık yüzde.5 arışa neden olduğunu göserekedir. Para alebi faiz esnekliği -.15 dir. Faiz esnekliği odelden dolayı yarı esneklik değerini göserdiğinden, faiz oranındaki yüzde bir puanlık arış para alebinde yüzde.1 lik azalışa yol açakadır. Akinlo ya (6:45) göre faiz esnekliğinin ulak değer olarak 1 den küçük olası, faiz oranının para poliikasını ekileyebileceği anlaına gelebilekedir. Döviz kurunun işareinin.19 olası kurdaki yüzde 1 lik arışın para alebinde yüzde.19 aracağını göserekedir. Döviz kurunun poziif işaree sahip olası, lieraürdeki serve ekisi arışasını desekler nielike bir sonucu yansıakadır. Modelde döviz kuru değişkeninin anlalı olası, Choudhry e (1998) göre para ikaesinin kanıı, Banerji ye () göre ise gelecekeki finansal krizler için faiz oranı veya kur riskinin işarei olarak yorulanakadır. Bundan dolayı Türkiye de uygulanan akro ekonoi poliikaları sadece ekonoik isikrarı gözeeeli, ayı zaanda yerli para cinsinden döviz kuru dengesini de sağlaaya odaklanalıdır. E. KISA DÖNEM İLİŞKİSİ Değişkenler arasındaki kısa döne ilişkisi ise ARDL yaklaşıına dayalı bir haa düzele odeli ile araşırılışır. Bu odel aşağıda görülekedir. M 4 = β β EX i i 1 β M 5 1i βect 1 i u β GDP i i β 3i i (13) Burada ECT 1 değişkeni Tablo 4 de verilen uzun döne ilişkisinden elde edilen haa erileri serisinin bir döne gecikeli değeridir. Bu değişkenin kasayısı kısa dönedeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönede düzelileceğini göserir. Bu kasayının işareinin negaif olası beklenir. Modelde gecike uzunlukları AIC yardııyla belirlenişir. Maksiu gecike uzunluğunun yine 8 alındığı bu analizin sonucunda, kısa döne ilişkisinin ARDL (7,6,8,7) odeli ile araşırılası gerekiği sonucuna varılışır. Bu odelin ahin sonuçları Tablo 5 de göserilekedir. Tablo 5: ARDL Yaklaşıına Dayalı Haa Düzele Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği ARDL Modeli (7,6,8,7) C (.4766) M (..1)*** 1 M (.55) M (.15)** 3 M (.3)*** 4 M (.43)** 5 M (.665) 6 M (.4333) 7 GDP.7.996(.46)** GDP (.3)*** 1 GDP (.35) GDP (.7569) 3 GDP (.1341) 4 GDP (.95)*** 5 GDP (.713) (.35) (.15)** (.357)**..378(.716) (.77) (.8813) (.4651) (.715) (.17) (.1)*** EX

12 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss Tablo 5 in Devaı EX (.)*** 1 EX (.16)** EX (.551)* 3 EX (.6)*** 4 EX (.61)* 5 EX (.4335) 6 EX (.1) 7 ECT (.3)*** 1 R =.795 R =.638 Tanısal Tesler F İsa= 4.956(.) χ (1) =.647(.137) χ () = 3.64(.16) () = RRMKH WDV (1) = χ (.4543) M BGAB DW İsa=.41 χ JBN (.418) No: Bağılı değişken dir. ARDL odelindeki gecike sayıları 8 olak üzere, AIC ya göre belirlenişir. Paranez içindeki rakalar p-olasılık değerlerini göserekedir. ***,** ve * sırasıyla %1, %5 ve %1 düzeylerinde anlalılıklarını göserir. χ BGAB, χ RRMKH, χ JBN ve χ WDV sırasıyla Breusch-Godfrey ardışık bağılılık, Rasey regresyonda odel kura haası, Jarque-Bera norallik ve Whie değişen varyans sınaası isaisikleridir. ilişkili olarak küülaif haa erilerine dayanaka ve yüzde 5 anlalılığı göseren iki kriik doğru arasında çizilekedir. Haa erilerine ilişkin olarak göserilen CUSUM esi isaisiklerinden elde edilen eğri, yüzde 5 anlalılığı göseren kriik sınır arasındaysa, ahin edilen kasayıların uzun dönede isikrarlı olduğu söylenebilekedir. Aynı işle CUSUMQ, küülaif haa erilerinin karelerine dayalı olarak belirleneke ve anlalılık esi değerlendirilekedir. Aşağıda bu iki ese ilişkin grafiksel göseri, Tablo 5 deki odel sonucuna uygulanarak elde edilişir. Aşağıdaki Grafik 1 de CUSUM ve CUSUMQ isaisik değerlerinden elde edilen eğrilerin, M para alebi fonksiyonunda yüzde 5 anlalılık düzeyinde isikrarı göseren kriik sınırlar içinde yer aldığı görülekedir. Bu sonuçan harekele Türkiye de para alebinin isikrarlı olduğu sonucuna ulaşılakadır. Grafik 1: CUSUM ve CUSUMQ Tes İsaisik Sonuçları* 1-1 Kreers vd. (199) ne göre gecikeli haa düzele eriinin (ECT -1 ) beklenen negaif işaree sahip ve anlalı olası, incelenen dönede dengeden herhangi bir sapanın, gelecek dönede düzelileke olduğunu göserekedir. Modelde haa düzele eriinin kasayısının[ ECT 1 =.79] işarei negaifir ve yüzde 1 düzeyinde anlalıdır. Bu kasayı kısa dönedeki dengesizliğin yüzde 79 unun uzun dönede düzelileceğini göserekedir. Diğer arafan Laidler (1993) e göre isikrarsızlık sorununun bir kısı, uzun döne ilişkisinden ayrılayı karakerize eden kısa döne dinaiklerinin eksik odellenesinden kaynaklanabilekedir. Bu nedenle uzun döne paraerelerinin isikrarını es eede kısa döne dinaiklerinin de dikkae alınası gerekekedir. Bu nedenle kısa döne dinaiklerine ilişkin olarak haa düzele eriinin elde edilesinde kullanılan uzun döne kasayılarının isikrarının ölçülesinde Brown vd. (1975) arafından önerilen CUSUM ve CUSUMQ eslerinden yararlanılakadır. CUSUM esi, n gözle küesiyle CUSUM 5% Significance

13 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss CUSUM of Squares 5% Significance * Kesikli doğrular yüzde 5 anlalılık düzeyinde kriik sınırları, düz çizgiler ise CUSUM ve CUSUMQ es değerlerini göserekedir. İsikrarlı para alebi koşullarında para arzını sınırlaayı aaçlayan bir para poliikası alep yöneiini kolaylaşıracak ve fiya isikrarının sağlanasına kakıda bulunacakır. Para arzındaki arış oranı, üreide arzulanan arış oranıyla uyulu olduğu sürece fiya arışlarının kabul edilebilir düzeyde olasını sağlayabilecekir. Tang (4: 488) geniş anılı para alebi ile onun belirleyicileri arasında isikrarlı bir ilişkinin varlığında parasal hedeflee sraejisi için uygun bir poliika aracı olabileceğini ve para poliikasının ekin ve iyi yöneiin bir işarei olarak yorulanabileceğini ifade eişir. Böylece para alebinin isikrarıyla MB arafından konrol edilen para arzı reel değişkenler üzerinde beklenen ekiye sahip olacakır. Buradan harekele, incelenen dönede CUSUM ve CUSUMQ es sonuçlarına göre TCMB nın para poliikası yöneiinde başarılı olduğu ve para arzının reel değişkenler üzerinde beklenen ekiye sahip olduğu söylenebilir. Bu çalışada döneinde Türkiye de M para alebi odeli ARDL yaklaşııyla ahin ediliş uzun dönede odelin isikrarlı olup oladığı CUSUM ve CUSUMQ esleriyle araşırılışır. Model sonucunda M nin gelir, faiz oranı ve döviz kuruyla eşbüünleşe ilişkisi göserdiği oraya konuşur. Modelde para alebinin gelir, faiz ve kur elasikiyei sırasıyla.5, -.15 ve.19 dur ve isaisiksel olarak anlalı ve beklenen işarelere sahipir. Reel gelirdeki yüzde 1 lik bir arışın reel para alebinde yaklaşık yüzde.5 arışa, faiz esnekliği odelden dolayı yarı esneklik değerini göserdiğinden faiz oranındaki yüzde bir puanlık arış para alebinde yaklaşık yüzde.1 lik azalışa yol açakadır. Döviz kurundaki yüzde 1 lik bir arış para alebinde yüzde.19 luk arışa neden olakadır. Para alebinin faiz esnekliğinin ulak değer olarak 1 den küçük olası, faiz oranının para poliikasını ekileyebileceği anlaına gelebilekedir. Döviz kurunun poziif işaree sahip olası, lieraürdeki serve ekisi arışasını desekler nielike bir sonucu yansıakadır. Modelde döviz kuru değişkeninin anlalı olası, gelecekeki finansal krizler için faiz oranı veya kur riskinin yanında para ikaesinin de işarei olarak yorulanakadır. Bundan dolayı Türkiye de uygulanan akro ekonoi poliikaları ekonoik isikrarla birlike yerli para cinsinden döviz kuru dengesini de sağlaaya odaklanalıdır. Modelde haa düzele erii kasayısının işareinin negaif ).79 ( ve anlalı olası, kısa dönedeki dengesizliğin yüzde 79 unun uzun dönede düzelilebileceğini göserişir. Ayrıca haa düzele odeline CUSUM ve CUSUMQ esleri uygulanarak Türkiye de uzun dönede para alebinin isikrarlı olduğu sonucuna ulaşılışır. Böylece incelenen dönede TCMB nın para poliikası yöneiinde başarılı olduğu sonucuna varılabilir Ayrıca parasal hedeflee sraejisi için M nin uygun bir poliika aracı ve para arzının reel değişkenler üzerinde beklenen ekiye sahip olabileceği söylenebilir. SONUÇ Uzun döne para alebi fonksiyonu genel olarak uzun dönede para balansları ile para alebinin belirleyicileri arasındaki dengeyi sağlayan ilişki olarak anılanakadır. Para, ürei ve fiyalar arasındaki ilişkinin isikrarı ve anlalılığı para poliikası uygulaalarında erkezi öne arz eekedir. Bu değişkenler arasındaki ilişkiler he parasal hedeflee sraejisinin he de bir göserge büyüklüğün uygulanabilesi bakıından poliikaların başarısında belirleyici olabilekedir.

14 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss KAYNAKÇA AKINLO, A. E.; (6), The Sabiliy of Money Deand in Nijeria: An Auoregressive Disribued Lag Approach, Journal of Policy Modelling, 8(4), ss ANDOH, S. K. ve D. CHAPPELL; (), Sabiliy of The Money Deand Funcion: Evidence Fro Ghana, Applied Econoics Leers, 9(13), ss ARANGO, S. ve M. I. NADIRI; (1981), Deand for Money in Open Econoies Journal of Moneary Econoics, 7(1), ss AUSTIN, D., B. WARD ve P. DALZIEL; (7), The Deand for Money in China : A Non-Linear Modeling Approach, China Econoic Review, 18(), ss BAHMANI-OSKOOEE, M. ve M. POURHEYDARIAN; (199), Exchange Rae Sensiiviy of The Deand for Money and Effeciveness of Fiscal and Moneary Policies, Applied Econoics, (7), ss BAHMANI-OSKOOEE, M.; (1991), The deand for Money in An Open Econoy: The Unied Kingdo, Applied Econoics, 3(6), ss BAHMANI-OSKOOEE, M.; (1996), The Black Marke Exchange Rae and The Deand for Money in Iran Journal of Macroeconoics, 18(1), ss BAHMANI-OSKOOEE, M.; (1), How Sable is M Money Deand Funcion Sable in Japan?, Japan and World Econoy, 13(4), ss BAHMANI-OSKOOEE, M ve S. SUNGWON; (), Sabiliy of The Deand for Money in Korea, Inernaional Econoic Journal, 16(), ss BAHMANI-OSKOOEE, M. ve R.C.W. NG () Long-Run Deand for Money in Hong Kong: An Applicaion of he ARDL Model, Inernaional Journal of Business and Econoics, 1(1), ss BAHMANI-OSKOOEE, M. ve C. ECONOMIDOU; (5), How Sable is The Deand for Money in Greece?, Inernaional Econoic Journal, 19(3), ss BAHMANI-OSKOOEE, M. ve M. KARACAL; (6), The Deand for Money in Turkey and Currency Subsiuion, Applied Econoics Leers, 13(1), ss BALL, L.; (1), Anoher Look a Long-Run Money Deand, Journal of Moneary Econoics, 47(1), ss BANERJI, A.; (), Money Deand in Russian Federaion: Seleced Issues and Saisical Appendix, IMF Saff Counry Repor No. /75. BUCH, C.M.; (1998), Russian Moneary Policy-Assessing he Track Record, Econoic Syses, (), ss BREUER, J. B. ve A. F. LIPPERT; (1996), Breaks in Money Deand, Souhern Econoic Journal, 63(), ss BROWN, R. L., J. DURBIN ve J. M. EVANS; (1975), "Techniques for Tesing he Consansy of Regression Relaions over Tie", Journal of Royal Saisical Sociey, Series B, 37, ss CHEN S.L. ve J. L. WU (5) Long-Run Money Deand Revisied: Evidence Fro A Non-Linear Approach, Journal of Inernaional Money and Finance, 4(1), ss CHOI, W. G. ve S. OH; (3), A Money Deand Funcion wih Oupu Uncerainy, Moneary Uncerainy and Financial Innovaion, Journal of Money, Credi, and Banking, 35(5). ss CHOUDHRY, T.; (1998), Anoher Visi o he Cagan Model of Money Deand: The Laes Russian Experience, Journal of Inernaional Money and Finance, 17() ss COOLEY, T. ve S. LEROY; (1981), Idenificaion and Esiaion of Money Deand, Aerican Econoic Review, 71(5), ss CZIRAKY, D. ve M. GILLMAN; (6), Money Deand in an Eu Accession Counry: A VECM Sudy of Croaia, Bullein of Econoic Research, 58(), ss DARRAT, A. F.; (1986), The Deand for Money in Soe Major OPEC Mebers: Regression Esiaes and Sabiliy Resuls, Applied Econoics, 18(), ss DICKEY, D. ve W. A. FULLER; (1981), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Tie Series wih A Uni Roo, Econoerica, 49(4), ss DUTKOWSKY, D. H. ve H. S. ATEŞOĞLU; (1), Deand for Money: A Srucural Econoic Invesigaion, Souhern Econoic Journal, 68(1), ss ENGLE, R.F. ve C.W.J. GRANGER; (1987), Coinegraion and Error Correcion: Represenaion, Esiaion and Tesing. Econoerica, 55 (), ss

15 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss FISCHER A. M; (7), Measuring Incoe Elasiciy for Swiss Money Deand: Wha Do The Canons Say Abou Financial Innovaion, European Econoic Review, (in Press, doi:1.116/ j.euroecorev.6.1.). FUNKE, M.; (1), Money Deand in Euroland, Journal of Inernaional Money and Finance, (5), ss FRENKEL, J.; (1977) "The Forward Exchange Rae, Expecaion, and he Deand for Money: The Geran Hyperinflaion" Aerican Econoic Review 67(4), ss FRENKEL, J.; (198) "The forward Exchange Rae, Expecaion, and he Deand for Money- The Geran Hyperinflaion:Repl" Aerican Econoic Review 7, ss FRIEDMAN, M. ve A. J. SCHWARTZ; (198), Moneary Trends in he Unied Saes and he Unied Kingdo: Their Relaion o Incoe, Prices and Ineres Raes, , Universiy of Chicago Pres, Chicago. GEORGOPOULOS G. J.; (6), Esiaing The Deand for Money in Canada: Does Including An Own Rae of Reurn Maer?, The Quarerly Review of Econoics and Finance, 46 (4), ss GOLDFELD, S.; (1973), The Deand for Money Revisied, Brookings Papers Econoic Aciviy, 3, ss HAFER, R.W ve D.W. JANSEN; (1991), The Deand For Money in The Unied Saes: Evidence fro Coinegraion Tess, Journal of Money, Credi, and Banking, Vol. 3(), ss HENDRY, D. ve N. ERICSSON; (1991), Modeling The Deand for Narrow Money in The Unied Kingdo and The Unied Saes, European Econoic Review, 35(4), ss HOFFMAN, D.L. ve R.H. RASCHE; (1991), Long-Run Incoe And Ineres Elasiciies of Money Deand in The Unied Saes. The Review of Econoics and Saisics, 73 (4), ss HOMARI, N. ve S. HOMARI; (1999), Sabiliy of The Money Deand Funcion in Gerany, Applied Econoics Leers, 6(5), ss HONDROYIANNIS, G., P.A.V.B. SWAMY, ve G. S. TAVLAS; (1), The Tie-Varying Perforance of The Long-Run Deand For Money in The Unied Saes, Econoic Inquiry, 39(1), ss HAUG, A.A. ve R.F., LUCAS; (1996), Long-Run Money Deand in Canada: in Search of Sabiliy, The Review of Econoics And Saisics 78(), ss HAUG, A.A; (6), Canadian Money Deand Funcions: Coinegraion- Rank Sabiliy The Mancheser School 74(), ss HAUG, A. A. ve J. TAM; (7), A Closer Look a Long-Run U.S. Money Deand: Linear or Nonlinear Error-Correcion wih M, M1 or M? Econoic Inquiry, 45(), ss HSING, Y.; (1989), On he Variable Money Deand Elasiciy: The Case of Taiwan, Inernaional Econoic Journal, 3(3, ss JOHANSEN, S.; (1988), Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Econoic Dynaics and Conrol, 1(-3), ss JOHANSEN, S. ve K. JUSELIUS; (199), Maxiu Likelihood Esiaion and Inference on Coinegraion-wih Applicaions o The Deand for Money, Oxford Bullein of Econoics and Saisics, 5(), ss JONSSON, G.; (1), Inflaion, Money Deand, and Purchasing Power Pariy in Souh Africa, IMF Saff Papers, 48(), ss JUDD, J. P. ve J. L. SCADDING; (198), The Search for A Sable Money Deand Funcion: A Survey of The Pos-1973 Lieraure, Journal of Econoic Lieraure, (3), ss KING, R., C., PLOSSER, J. STOCK, ve M. WATSON; (1991), Sochasic Trends and Econoic Flucuaions. Aerican Econoic Review, 81(4), ss KOĞAR, Ç. İ.; (1995), Coinegraion Tes For Money Deand The Case for Turkey and Israel, Discussion Paper, No: 9514, The Cenral Bank of The Republic of Turkey, Research Deparen. KNELL, M. ve H. STIX (5), The Incoe Elasiciy of Money Deand: A Mea-Analysis of Epirical Resuls, Journal of Econoic Surveys, 19(3), ss KREMERS, J.J., N.R. ERICSON ve J.J. DOLADO; (199), The Power of Coinegraion Tess, Oxford Bullein of Econoics and Saisics, 54(3), ss LAIDLER, E. W. D. (1993) The Deand for Money: Theories, Evidence and Probles, 4. Ediion, Harper Collins College Publishers, New York.

16 Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşııyla Öngörülesi: Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 8, ss MANKIW, N.; (1991), The Reincarnaion of Keynesian Econoics, NBER Working Paper No ONAFOWORA, O.A. ve O. OWOYE; (5), Currency Subsiuion and The Sabiliy of he Deand For Money in Eas Asia, Global Econoic Review, 34(), ss. 33/59. OOMES, N. ve F. OHNSORGE; (5), Money Deand and Inflaion in Dollarized Econoies: The Case of Russia, Journal of Coparaive Econoics, 33(3), ss ORDONEZ, J.; (3), Sabiliy and Non-Linear Dynaics in The Broad Deand for Money in Spain, Econoics Leers, 78(1), ss ÖZDEMIR, K. A. ve P. TURNER; (7), A Moneary Disequilibriu Model For Turkey: Invesigaion of A Disinflaionary Fiscal Rule and is Iplicaions For Moneary Policy, Journal of Policy Modeling, (in Press, doi:1.116/j.jpolod.7..4, ss PESARAN, H., ve Y. SHIN; (1995), An Auoregressive Disribued Lag Modelling Approach o Coinegraion Analysis, iç. S. Sro, A. Holly ve A. Diaond (Eds.), Cenennial Volue of Ranger Frisch, Cabridge Universiy Press. PESARAN, H.; Y.SHIN ve R.J SMITH; (1996), Tesing for Exisence of A Long-Run Relaionship, DAE Working Paper, No. 96, Deparen of Applied Econoics, Universiy of Econoics. PESARAN, H.; Y.SHIN ve R..J SMITH; (1), Bound Tesing Approaches o he Analysis of Long Run Relaionships, Journal of Applied Econoerics, 16(3) ss PELIPAS, I.; (6), Money Deand and Inflaion in Belarus: Evidence fro Coinegraed VAR, Research in Inernaional Business and Finance, (), ss. 14. PRADHAN, K. B. ve A. SUBRAMANIAN; (3), On The Sabiliy of Deand for Money in A Developing Econoy Soe Epirical Issues, Journal of Developen Econoics, 7(1), ss RAMACHANDRAN, M.; (4), Do Broad Money, Oupu, and Prices Sand for A Sable Relaionship in India?, Journal of Policy Modeling, 6(8-9), ss SARGENT, T. ve N. WALLACE; (1975), Raional Expecaions, The Opial Moneary Policy Insruen and Opial Money Supply, Journal of Poliical Econoy, 83(), ss SRIRAM, S. S.; (), Deerinans and Sabiliy of Deand for M in Malasia, Journal of Asian Econoics, 13(3), ss STOCK, J. ve M. W. WATSON; (1993); A Siple Esiaor of Coinegraing Vecors in Higher Order Inegraed Syse Econoerica, 61(4), ss TANG, T. C.; (4), Deand for Broad Money and Expendiure Coponens in Japan: An Epirical Sudy, Japan and he World Econoy, 16(4), ss WU, C. S.; J. L. LIN, G. C. TIAO ve D. D. CHO; (5), Is Money Deand in Taiwan Sable?, Econoic Modelling, (), ss