Türkiye de Döviz Kuru ve Enflasyon Arasındaki Nedensellik İlişkisinin Analizi

Transkript

1 Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:22. Sayı:2. Aralık 208 ss Analysis of Relaionship Causaliy Beween Exchange Rae and Inflaion in Turkey Dilek ŞAHİN ÖZ Bu çalışmanın esas amacı, Türkiye de reel efekif döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkiyi analiz emekir. Çalışmada 2003:0-208:06 dönemi aylık verileri kullanılmışır. Değişkenlerin durağanlığı yapısal kırılmasız birim kök esi (ADF, PP) ve bir yapısal kırılmaya izin veren (Zivo-Andrews) birim kök esi ile analiz edilmişir. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı Gregory-Hansen eşbüünleşme esi ile araşırılmışır. Gregory- Hansen eşbüünleşme esi sonuçlarına göre, değişkenler arasında uzun dönemli ilişki bulunmakadır. Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisine; Breiung ve Candelon Frekans Alanı nedensellik esi ve Balcılar vd. (200) Boosrap Kayan pencereler nedensellik esi ile bakılmışır. Breiung ve Candelon Frekans Alanı nedensellik esinde, döviz kurundan enflasyona doğru uzun dönemde nedenselliğin olduğu görülmüşür. Balcılar vd., (200) Kayan Pencereler nedensellik esinde ise, farklı aylar iibariyle değişkenler arasında nedensellik gözlemlenmişir. Anahar Kelimeler: Döviz Kuru, Enflasyon, Nedensellik Tesi, Türkiye ABSTRACT The main aim of his sudy is o analyzed he relaionship beween he real effecive exchange rae and inflaion in Turkey. A monhly daa of 2003: 0-208: 06 period was used in he sudy. The sabiliy of variables is analyzed by srucural unbreakable uni roo es (ADF, PP) and a srucural break (Zivo-Andrews) uni roo es. Wheher or no here is a long-erm relaionship beween he variables is invesigaed by he Gregory-Hansen coinegraion es. According o he resuls of he Gregory-Hansen coinegraion es which here is a long-erm relaionship beween he variables. I was analyzed causaliy relaionship beween variables wih Breiung and Candelon Frequency Domain Causaliy Tes and Balcılar e al. (200) Boosrap Rolling Windows Causaliy Tes. I was seen ha here is a long erm causaliy from exchange rae o inflaion in he Breiung and Candelon Frequency Domain Causaliy Tes. I was observed beween variables for differen monhs in Balcılar e al., (200) Rolling Window Causaliy Tes. Keywords: Exchange Rae, Inflaion, Causaliy Tes, Turkey Tür: Araşırma makalesi Gönderim arihi: Kabul arihi: Dr.Öğr.Üyesi, Sivas Cumhuriye Üniversiesi, Turizm Fakülesi.,Turizm İşlemeciliği Bölümü, dilek58sahin@homail.com (ORCID: )

2 .Giriş Yüksek ve sürekli enflasyon gerek ekonomik gerekse sosyal açıdan çok sayıda olumsuz sonuç oraya çıkarmakadır. Enflasyon olgusu pek çok gelişmeke olan ülkede olduğu gibi Türkiye de de her dönem önemli ekonomik sorunların başında gelmişir. Türkiye de 970 li yıllardan iibaren yüksek ve kronik enflasyon yaşanmışır. 980 li yılların başında ise yüksek enflasyonu önlemek ve yaşanan döviz krizini aşabilmek için 24 Ocak 980 kararlarıyla Türkiye de dışa açılma süreci başlamışır. Ayrıca enflasyonun dış rekabe gücü üzerindeki olumsuz ekisini azalarak oplumun beklenilerine uyum sağlamak için nominal döviz kurunda günlük ayarlamalar yapılmışır. 98 yılında günlük kur ilanı yoluyla yönlendirilmiş esnek kur sisemi benimsenmişir. 994 krizinden sonra 5 Nisan 994 e açıklanan ekonomik isikrar programıyla birlike kurlar Merkez Bankası arafından her ay belirlenecek olan bir band içerisinde serbes olarak dalgalanmaya bırakılmışır. Kasım 2000 ve Şuba 200 krizinden sonra Güçlü Ekonomiye Geçiş programı ile enflasyon ek hanelere indirilmiş faka esas hedeflenen seviyeye gelinememişir. 200 den sonra döviz kuru rejim değişikliğine geçilerek dalgalı kur sisemi benimsenmiş ve 2002 yılında örük enflasyon hedeflemesi ve 2006 yılında açık enflasyon hedeflemesine geçilmişir yılında başlanan Enflasyon Hedeflemesi programı ile ilk yılda beklenilen hedefe ulaşılamamışır yılında yaşanan Küresel Finansal Kriz le enflasyon arışı devam emişir. Söz konusu arihlerden günümüze kadar döviz kuru-enflasyon arasındaki geçişkenlik kasayıları farklılaşmış olup ekilerinin ükeici refahında büyük ölçüde hissedilmesi, diğer yandan dışa açık bir ekonomide ihal mal bağımlılığı neicesinde maliyeleri fazlaca ekileyen döviz kuru harekelerinin izlenmesini sağlamışır. (Selim ve Güven, 204:s.28; Ergin, 205:s.4). Dışa açık bir ekonomide, yuriçi fiyaların icaree konu olan mal ve hizmelerin aracılığı ile uluslararası fiyalardan ve döviz kuru değişmelerinden ekilendiği görülmekedir. Döviz kurunda yaşanan arış, ihal malların ulusal para cinsinden fiyaını yükselmeke başa ihala fiyalarını olmak üzere ihal girdi kullanılarak üreilen üm malların yur içi fiyalarını ekilemekedir. Kurdaki arışın özellikle de kronik enflasyonun hâkim olduğu ekonomilerde enflasyon beklenisini arırarak ve ulusal paraya olan güveni azalarak döviz alebini arırdığı görülmekedir. Enflasyonun kronikleşiği durumlar da ise asarrufların önemli bir bölümü döviz cinsinden uulmaka ve döviz cinsinden uulan finansal varlıkların alebinde arış yaşanmakadır. Bu durum kurun fiyalara olan ekisini ve ekonominin döviz kurunda oraya çıkacak değişikliklere karşı duyarlılığını arırmakadır (Gül ve Ekinci, 2006: s.93). Döviz kurunda oraya çıkan dalgalanmalar farklı şekillerde yur içi fiyalar üzerinde ekili olmakadır. Bu ekiye lieraürde Geçişkenlik Ekisi denilmekedir. Bu durum, ülkenin üreiminde ihal malına olan bağımlılığı ve ihal malının yur içi fiya esnekliği son derecede önemlidir. Türkiye de üreimin ihalaa bağımlı olması döviz kurundaki yukarı yönlü harekelerden enflasyonun olumsuz ekileneceği ifade emekedir. Yükselen kur üreimde kullanılan ihal girdilerin maliyeini yükselerek gerek ihraç malı fiyaında gerekse yuriçi fiyalarda yukarı yönlü baskı oluşurmakadır. İhraç malı fiyalarındaki arış bir yandan yurdışı pazarlardaki rekabe gücünü azalarak isihdamın daralmasına ve ekonomin durgunlaşmasına neden olurken; diğer yandan döviz 392

3 gelirlerinin azalmasına neden olarak kurun daha da yükselmesini eikleyebilir. Kur arışının hem üreim maliyeleri üzerinden hem de nihai ükeim malı ihalaı üzerinden yuriçi fiyalara yansıması geçişkenliğin başka bir yönünü oluşurmakadır (Şenürk ve Dücan, 207: s.2). Bu çalışmada, Türkiye ekonomisinde döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişki, 2003:0 ve 208:06 dönemine ai aylık veriler kullanılarak ele alınmışır. Değişkenlerin durağanlığı yapısal kırılmasız birim kök esi (ADF, PP) ve bir yapısal kırılmaya izin veren (Zivo-Andrews) birim kök esi ile analiz edilmişir. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı Gregory-Hansen yapısal kırılmalı eşbüünleşme esi ile araşırılmışır. Değişkenler arasındaki nedenselliğin yönü, Breiung ve Candelon Frekans Alanı nedensellik esi ve Balcılar vd. (200) Kayan Pencereler Nedensellik Tesi ile ele alınmışır. Çalışma şu şekilde organize edilmişir. Giriş bölümünü akip eden bölümünde konu ile ilgili lieraür aramasına yer verilmişir. Takip eden bölümde veri seine yer verilmişir. Ardından, ampirik analiz gerçekleşirilmiş, sonuç bölümünde ise çalışmanın genel bir değerlendirmesi yapılmışır. 2.Lieraür Taraması Döviz kuru ve enflasyon arasında kuvveli bir ilişkinin bulunduğunu söylemek mümkündür. Çünkü döviz kurunda yaşanan değişmeler yuriçi fiyaları önemli ölçüde ekiler. Bilindiği üzere, kurda yaşanan arış fiyalar genel seviyesini arırırken; kurdaki düşüş fiyalar genel düzeyinin düşmesini de beraberinde geirir. Gelişmeke olan ekonomilerde üreimin büyük ölçüde ihalaa bağlı olması bu durumu bu ülkeler için daha fazla önemli hale geirmekedir. Kurda yaşanan bir değişme ihal edilen ükeim mallarının fiyalarını ekilediği gibi üreim maliyelerini de ekilemekedir. Lieraürde konu ile ilgili çok sayıda ulusal ve uluslararası çalışmalar bulunmakadır. Bu kapsamda yapılan çalışmalardan bazılarını şu şekilde sıralamak mümkündür: McCarhy (2000), döviz kurundaki ve ihala fiyalarında oraya çıkan değişikliklerin TÜFE ve ÜFE üzerindeki ekisinin ele alındığı çalışmada VAR analizi yönemi kullanılmışır. ABD, Japonya, Almanya, Fransa, İngilere, Belçika, Hollanda, İsveç ve İsviçre nin bulunduğu ülkeler için yılları arasında analiz edilmişir. Analiz bulgularında döviz kurunun genel enflasyon endeksleri üzerinde ılımlı, ihala fiyaları üzerinde ise, ser bir geçişkenlik ekisine sahip olduğu görülmüşür. Bayrakuan ve Arslan (2003), dönemleri arasında Türkiye de döviz kurunun ihala hacmi ve enflasyona ekisini incelemişir. Analiz sonuçlarında, değişkenlerin uzun dönemli ilişkiye sahip oldukları görülmüşür. Ayrıca, döviz kurundaki arışın ihala hacmini olumsuz yönde ekilediği görülmüşür. Yani döviz kuru ile ihala hacmi arasında anlamlı ve negaif bir ilişki söz konusudur. Telaar ve Telaar (2003), 995: :2 dönemleri arasında, döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkisini Granger nedensellik analizi ile es emişir. Çalışmada döviz kuru değişkeninden enflasyona doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüşür. 393

4 Rowland (2004), dönemleri arasında Kolombiya ekonomisinde döviz kurunun ÜFE ve TÜFE üzerindeki ekisini araşırmışır. VAR analizinin kullanıldığı çalışmada, ihala fiyalarının döviz kuru değişimlerine hızlı bir şekilde ve %80 oranında cevap verdiği, ÜFE ve TÜFE de ise geçişkenliğin daha yavaş gerçekleşiği görülmüşür. Gül ve Ekinci (2006), 984: ve 2003: 2 dönemine ai aylık verilerle Türkiye de döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Analiz bulguları, değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğunu gösermişir. Granger nedensellik esinde ise, döviz kurundan enflasyona doğru ek yönlü bir nedenselliğin olduğu görülmüşür. Sever ve Mızrak (2007), 987:0 ve 2006:06 dönemi arasında Türkiye de döviz kuru, enflasyon ve faiz oranı arasındaki ilişki analiz edilmişir. VAR analizinin kullanıldığı çalışmada, döviz kuru değişmelerinin enflasyon ve faiz oranı üzerinde ekisinin yüksek olduğu görülmüşür. Ayrıca faiz oranları üzerinde kamusal borçlanmaya bağlı olarak aran risk priminin ekisi de görülmekedir. Erdoğan ve Yıldırım (2008), 995:-2006:2 dönemleri arasında döviz kuru kanalının işleyişini VAR modeli ile incelemişir. Analizde reel döviz kuru, TEFE enflasyon oranı, bankalar arası gecelik faiz oranları, dış icare dengesi ve gayrisafi milli hasıla değişkenleri kullanılmışır. Analiz bulgularında, reel döviz kurundaki değişikliğin %3 oranında en fazla bankalar arası gecelik faiz oranlarından ekilenirken, TEFE enflasyon oranı %7 oranında reel döviz kurunu ekilediği görülmüşür. Kara ve Öğünç (202), dönemleri için Türkiye de döviz kuru ve ihala fiyalarının çekirdek ükeici fiyaları üzerindeki ekisini ele almışır. Analiz bulguları, ükeici fiya dinamikleri üzerinde ihala fiya geçişkenliğinin döviz kuru geçişkenliği kadar önemli olduğunu gösermişir. Ayrıca, hem VAR sonuçları hem de zaman içinde değişen paramere modeli ile elde edilen sonuçlar, döviz kuru ile ükeici fiyaları arasındaki ilişkinin azalmaya devam eiğini gösermişir. Güven ve Uysal (203), dönemleri arasında Türkiye de döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz sonucunda değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin olmadığı görülmüşür. Nedensellik esinde ise, reel efekif döviz kuru ile enflasyon arasında iki yönlü nedensellik ilişkisine raslanılmışır. Güneş (203), 2008:0-202:arihleri arasında Türkiye de TÜFE enflasyon oranı ile Amerikan doları ve Euro döviz kurları arasındaki ilişkinin ele alındığı çalışmada TÜFE enflasyon oranı ile kurlar arasında uzun dönemde ilişki espi edilmişir. Söz konusu ilişkinin yönü kurlardan fiya düzeyine doğru işlemekedir. Sonuç olarak, döviz kurları yükseldikçe enflasyon oranı da yükselmekedir. Madesha vd., (203), Zimbabwe için dönemleri arasında döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz bulgularında değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğu görülmüşür. Selim ve Güven (204), dönemleri arasında Türkiye de enflasyon, döviz kuru ve işsizlik arasındaki ilişki ele alınmışır. Yapılan analizlerde TÜFE, reel efekif döviz kuru ve işsizlik arasında uzun dönemli bir ilişki görülmemişir. Nedensellik 394

5 esinde, reel efekif döviz kurundan işsizlik ve TÜFE ye doğru bir nedenselliğin olduğu görülmüşür. Ergin (205), 2005:0-204:2 dönemlerine ai aylık veriler kullanılarak Vekör Ooregresyon analizi ile döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz bulguları, döviz kuru harekelerinin ükeici fiyaları üzerindeki geçişkenliğinin başlarda güçlü olduğunu sonrasında ise zayıfladığını gösermişir. Korkmaz ve Bayır (205), 2003:0-204: dönemleri arasında Türkiye de nominal efekif döviz kuru, üreici fiya endeksi ve ükeici fiya endeksi değişkenleri arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Analiz bulgularında, döviz kurundan üreici fiya endeksine ve ükeici fiya endeksinden döviz kuruna ek yönlü nedenselliğin olduğu görülmüşür. Yılmaz (206), 994:-204:2 dönemlerini kapsayan aylık veriler kullanılarak Türkiye de döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkiyi ele almışır. Analiz bulguları, nominal döviz kurundaki arışlardan enflasyonun ekilendiği görülmüşür. Türkiye de enflasyonla mücadele emede döviz arırıcı poliikaların uygulanması gerekiği vurgulanmışır. Feai vd., (206), dönemleri arasında Baı Balkan ülkelerinde döviz kurunun enflasyon üzerindeki ekisini ele almışır. Analiz bulgularında döviz kurunun enflasyon üzerinde baskılara neden olduğu görülmüşür. Onyekachi ve Onyebuchi (206), dönemleri arasında Nijerya için döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Analiz bulgularında değişkenlerin uzun dönemde eşbüünleşik oldukları görülmüşür. Ayrıca enflasyon ve döviz kuru arasında negaif bir korelasyon ilişkisinin olduğu görülmüşür. Şenürk ve Dücan (207), 2003 Ocak-206 Aralık dönemi aylık verileri kullanılarak Türkiye de enflasyon, döviz kuru ve ihala arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Çalışmada, VAR modeli kurularak eki-epki, varyans ayrışırması ve sandar Granger nedensellik esi yapılmışır. Analiz bulguları, dolar kurunun ihala üzerinde; dolar kuru ve ihalaın enflasyon üzerinde anlamlı ekisi olduğunu oraya koymuşur. Okur (207), 2008:0-206:04 dönemleri arasında Türkiye de döviz kuru ve faiz oranı kanalının ekin bir şekilde işleyip işlemediği zaman serisi analizi ile ele alınmışır. Çalışmada; reel faiz oranı, reel döviz kuru endeksi, ükeici fiyaları endeksi değişkenleri kullanılmışır. Granger nedensellik analizi sonucunda, döviz kuru ile faiz oranı ve enflasyon arasında nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüşür. Öner (208), Ocak 2007-Aralık 207 arihleri arasında Türkiye de nominal döviz kuru ile TÜFE ve ÜFE enflasyon oranları arasındaki ilişki ele alınmışır. ADF birim kök esi ve Granger nedensellik esinin uygulandığı çalışmada bulgularına göre, ÜFE enflasyon oranından TÜFE enflasyon oranına doğru ek bir nedensellik ilişkisine raslanılırken, nominal döviz kurunun ve ÜFE enflasyon oranın bağımlı değişken olduğu durumlarda diğer bağımsız değişkenler arafından ekilenmediği görülmüşür. 395

6 3.Veri Sei Bu çalışmada 2003:0-208:06 dönemine ai aylık veriler kullanılmışır. Analiz kapsamında; reel efekif döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişki ele alınmışır. Reel efekif döviz kuru (2003=00) değişkenine ve enflasyon verisine (ükeici fiyaları ile hesaplanan enflasyon oranı, 200=00) TCMB Elekronik Veri dağıım Siesinden (EVDS) ulaşılmışır. Analiz döneminin başlangıcı olarak 2003 yılının seçilme nedeni, uzun yıllar sabi kur rejimi uygulanan Türkiye de, Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası (TCMB), 200 yılında yaşanan ekonomik kriz sonucunda sabi kur rejimi poliikasını sonlandırarak döviz kurlarını dalgalanmaya bırakmışır. Ardından TCMB, kronik hale gelen enflasyon oranlarını düşürmek amacıyla 2002 yılında örük enflasyon hedeflemesi uygulamaya başlamasıdır. Çalışmada kullanılan seriler aylık olduğu için Harekeli Oralamalar Yönemi ile mevsimsellik ekisinden arındırılmışır. Değişkenler logarimik formda analize dâhil edilmişir. Çalışmada kullanılan değişken ve açıklamalarına Tablo de yer verilmişir. Tablo. Çalışmada Kullanılan Değişkenler ve Kaynakları Değişken Kısalma Enflasyon TUFE (200=00) Kur Reel Efekif Döviz Kuru (2003=00) 4.Meodoloji ve Analiz Bulguları 4..ADF ve PP Birim Kök Tesi Dickey ve Fuller (979) arafından gelişirilen Augmened Dickey Fuller (ADF) esi zaman serilerinin birim kök içerip içermediğini ölçmeye yarayan, DF birim kök esinin gelişirilmiş halidir. Bu yönemde H 0 hipoezine göre seriler birim kök içerirken (durağan değilken); alernaif hipoeze göre seriler birim kök içermemekedir (durağandır). Bu yönemde denklem () sabili, denklem (2) sabili-rendli modelleri gösermekedir. Y = + Y + Y + 0 i i j= k () Y = + + Y + Y + 0 i i j= k (2) Yukarıda yer alan denklem () ve (2) de; Y analiz edilen değişkenin birinci farkını; 0 sabi erimi;, rendi; Y gecikmeli fark erimini; k, opimal gecikme uzunluğunu; haa erimini gösermekedir. Bu yönemde kasayısının sıfıra eşi olup olmadığı es edilmekedir. Bulunan es isaisiği MacKinnon ablo kriik değeriyle 396

7 karşılaşırılarak, serinin durağan olup olmadığı espi edilmekedir. Phillips ve Perron (988) arafından gelişirilen PP esi ise ADF esinden, haa erimlerinin isaisiksel olarak bağımsız olmadığı, aralarında zayıf bağımlılık olduğu ve homojen dağılım yerine heerojen dağılıma sahip olmaları gibi özelliklerle farklılaşmakadır. PP yöneminde yer alan denklemler aşağıda göserilmekedir: Y = + Y + (3) 0 Y ( / 2) = 0 + Y + 2 T + (4) Yukarıda yer alan (3) ve (4) nolu denklemler sırasıyla sabili ve sabili-rendli modelleri gösermekedir. Bu modelde; Y es edilen değişkeni, 0 sabi erimi, rendi, T gözlem sayısını ve haa erimini gösermekedir. Bu yönemde es edilecek değer kasayısıdır. ADF yönemindeki gibi bulunan değer MacKinnon kriik ablo değeriyle karşılaşırılarak, serinin durağan olup olmadığı belirlenmekedir. Tablo 2 de değişkenlere ai ADF ve PP birim kök es sonuçları göserilmişir. Tablo 2 de yer alan ADF ve PP es isaisiği sonuçları, düzeyde ele alındığında değişkenlerin ablo değerleri %, %5 ve %0 anlamlılık düzeylerinde Mac Kinnon kriik değerlerinden mulak değer olarak küçük olduğu için serilerin durağan olmadığı sonucuna ulaşılır. Yani seriler hem %, %5 hem de %0 anlam düzeylerinde durağan halde değildir. Birinci farkları alınan serilerin es sonuçları değerlendirildiğinde, ADF ve PP es isaisiği ablo değerleri % anlamlılık düzeyinde Mac Kinnon kriik değerlerinden mulak olarak büyük olduğu için H 0: seriler birim kök içermekedir hipoezi reddedilir, H : seriler birim kök içermemekedir hipoezi kabul edilir. Yani serilerin durağan olduğu kabul edilir. Tablo 2. Augmened Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips-Perron (PP) Birim Kök Tes Sonuçları Sabili-Trendli Model Değişkenler ADF Tesi Kriik Değerler % %5 %0 Kur Kur * Enflasyon Enflasyon * Değişkenler PP TESTİ Kriik Değerler % %5 %0 Kur Kur * Enflasyon Enflasyon * No: *, **, *** %, %5, %0 anlamlılık seviyesini görülmekedir. Δ sembolü, değişkenlerin birinci farkının alındığını belirir. 397

8 4.2.Zivo-Andrews Birim Kök Tesi Zivo ve Andrews esinde, ardışık ADF esi ile örnek içindeki olası olan her kırılma nokası için regresyon denklemi ahmin edilmeke ve ahmin edilen paramereler için - isaisiği hesaplanmakadır. Bilinmeyen bir zaman nokasında oonom ve rend fonksiyonu eğiminde ek zaman kırılmalı ( T ) rend durağan hipoezine karşın, birim kök emel hipoezi es edilmekedir. Zivo ve Andrews, yapısal kırılmanın esi için üç farklı model gelişirmişlerdir. Zivo-Andrews (992) yapısal kırılmalı birim kök esinde Model A düzeyde ek kırılmaya, Model B eğimde ek kırılmaya, Model C ise hem eğimde hem de düzeyde ek kırılmaya izin veren üç model asarlanmışır (Zivo- Andrews, 992: s.254): Model A: B y = + DU + d( DTB) + + y + y + 0 i i i= (5) Model B: y = + DT * + + y + y + 0 i i i= (6) Model C: y = + DU + d( DTB) + DT + + y + y + 0 i i i= (7) şeklindedir. Burada, birinci farkı, beyaz gürülü haa eriminin varyansı, 2 : iid(0, ) ve = T zaman endeksini gösermekedir. y i 2 ifadesi haa erimindeki ookorelasyonu oradan kaldırmak amacıyla modele eklenmişir. Sabi erime ai kukla değişken olandu düzeyde değişmeleri, eğime ai değişimleri de DT ve TB kırılma zamanını gösermekedir. TB TB DT = 0 diğer Kırılma arihinin yaşandığı her bir gözlemde boş hipoezin esi için isaisiği minimumudur. Her üç modelinde boş hipoezi birim kökün ve yapısal kırılmanın olduğu üzerine kuruludur. Alernaif hipoezler durağanlığı ifade emekedir. Uygulamada yaygın olarak kullanılan ADF ve PP esleri serilerde kırılma ihimalini dikkae almayan eslerdir. Bu nedenle çalışmada geleneksel birim kök eslerine ek olarak Zivo- 398

9 Andrews (992) in ek yapısal kırılmaya izin veren birim kök esi yapılmışır. Lieraürde Zivo-Andrews birim kök esi uygulanırken model B kullanılmamaka; model A ve C ercih edilmekedir. Tablo 3 eki Zivo-Andrews esi sonuçları incelendiğinde, anımlı modelde yer alan üm değişkenlerin Model A ve C de seviye düzeyinde durağan olmadıkları görülmekedir. Bu durum Zivo-Andrews Teslerinde değişkenler için hesaplanan es isaisik değerlerinin, kriik ablo değerlerinden mulak olarak %, %5, %0 önem düzeyinde küçük olmasından anlaşılmakadır. Bu nedenle, modelde kullanılan üm değişkenler için Zivo-Andrews birim kök eslerinin her birinde fark alma yoluna gidilerek, %, % 5 ve %0 önem düzeyinde üm değişkenlerin es isaisiklerinin kriik ablo değerlerinden mulak değer olarak büyük olduğu görülmüş ve serilerin [I()] düzeyinde durağan oldukları sonucuna ulaşılmışır. Bu sonuçlar, bir yandan anımlanan modelde kullanılan büün değişkenlerin inceleme döneminde yapısal kırılmalara maruz kaldığını gösermeke, diğer yandan da büün değişkenlerin yapısal kırılmalarla birlike seviye değerinde değil birinci farklarında [I()] durağan olduklarını oraya koymakadır. Tablo 3. Zivo-Andrews Birim Kök Tesi Sonuçları Değişken Model Kırılma Dönemi Tes İsaisiği Kur A 2006: C 200: Enflasyon A 206: C 206: Kur A 2004: C 2005: Enflasyon A 2006: C 2006: No: Kriik değerlerin ümü Ziwo ve Andrews (992) den alınmışır: Model A: %-5.34; %5,- 4.80; %0,-4.58; Model C: %,-5.57, %5,-5.08; %0, Gregory-Hansen Eşbüünleşme Tesi Tüm değişkenlerin birinci farklarında durağan olması, değişkenlerin birbirleriyle eşbüünleşik olup olmadığının incelenmesini mümkün kılmakadır. Değişkenler arasındaki eşbüünleşik ilişki ek yapısal kırılmalı Gregory-Hansen eşbüünleşme esi ile incelenmişir. Gregory-Hansen eşbüünleşme esi, eşbüünleşik vekördeki kasayıların sabi olduğunu varsayan geleneksel eşbüünleşme yönemlerinin yerine vekördeki kasayıların kırılma arihlerinde değişime uğrayacağı fikrinden gelişirilmişir. Gregory-Hansen eşbüünleşme esi, ek yapısal kırılmalı bir esir. Gregory-Hansen eşbüünleşme esinde değişkenler arasında eşbüünleşmenin varlığı üç farklı modelle incelenmekedir. Bunlar; sabie kırılma modeli, sabi ve rendde kırılma modeli ve rejim değişikliği modelleridir. Model sabie kırılma (C), Model 2 rendli sabie kırılma (C/T) ve Model 3 ise rejim değişikliği (C/S) şeklinde açıklanmakadır. Model : Sabie Kırılma (C ) y = + + y + =,..., n T 2 r 2 (8) 399

10 Model 2: Sabie ve Trendde Kırılma (C/T) y = y + =,..., n T 2 r 2 Model 3:Rejim Değişimi (C/S) (9) y = + + y + y + =,..., n T T 2 r r (0) Model de kırılmadan önceki sabi erim ; kırılmanın sabi erimdeki yapmış olduğu değişiklik ise 2 ile göserilmekedir. Model 2 sabi erimde ve rendde kırılmaları dikkae almakadır. Model 3 e yer alan kırılma öncesi eğim kasayısını; 2 se kırılmadan sonraki eğim kasayısının değişikliğini açıklamakadır (Gregory ve Hansen, 996: s.02-03). Eşbüünleşmenin olmadığı şeklinde kurulan sıfır hipoezi, elde edilen es isaisiklerinin Gregory-Hansen de hesaplanan kriik değerlerden mulak değer olarak büyük olması durumunda reddedilmekedir. Tablo 4 de Gregory-Hansen eşbüünleşme esinin sonuçlarını oraya koymakadır. Tablo 4 e içsel olarak belirlenen ve bir yapısal kırılmaya izin veren bu ese ai üç model için sonuçlara yer verilmekedir. Elde edilen sonuçlara göre, sabie kırılma modelinde, rendli sabie kırılma modelinde ve rejim değişikliği modelinde eşbüünleşme ilişkisinin olmadığını ifade eden emel hipoez reddedilmişir. Başka bir anlaımla, Gregory-Hansen eşbüünleşme es sonuçlarına göre Model C (düzeyde kırılma), Model C/T( sabi ve rendde kırılma), C/S (rejimde kırılma) için yapısal kırılma dönemi sırasıyla 2006:04, 2006:04 ve 200:06 olarak belirlenmişir. Analiz sonuçlarına göre, döviz kuru ve enflasyon arasında uzun dönemli bir eşbüünleşme ilişkisinin varlığından söz edilebilir. Tablo 4. Gregory-Hansen Eşbüünleşme Tesi Model lnkur-lnenflasyon Kırılma Dönemi ADF İsaisiği Sabie Kırılma (C) 2006: Sabie ve Trendde Kırılma 2006: (C/T) Rejim Değişimi (C/S) 200: No: Sabie Kırılma için ADF es isaisiği; %, %5 ve %0 için; -5.3, -4.6, -4.34; Sabi ve rendde kırılma için ADF es isaisiği; %, %5 ve %0 için; -5.45, -4.99, -4.72; Rejimde değişim için ADF es isaisiği %, %5 ve %0 için; -5.47, -4.95, Nedensellik Tesi Bu bölümde döviz kuru ve enflasyon arasındaki nedensellik ilişkisi; Breiung ve Candelon Frekans Alanı Nedensellik Tesi ve Balcılar vd., (200) Kayan Pencereler Nedensellik Tesi ile araşırılmışır Breiung ve Candelon Frekans Alanı Nedensellik Tesi Bu es değişkenler arasındaki ilişkinin geçici mi yoksa kalıcı bir ilişki olduğunu ve hangi dönemlerde nedenselliğin anlamlı olduğunu göserebilmesi açısından önemlidir. 400

11 Frekans esini yapabilmek için Geweke (982) ve Hosoya (99) z nin belirli bir VAR varsayımı alında z = [ x, y ] zaman serisine ai iki boyulu bir vekör anımlamışlardır; ( Lz ) = () k ( L) = I L... plp ve gecikme uzunluğu L z z frekanslardaki Granger nedensellik şöyle göserilir: M y x 2 i 2 f ( ) 2( e ) x i 2 i 2 ( e ) ( e ) = log = + 2 =. Ardından farklı ( i ) 0 2 e = olması y nin frekansında x in bir Granger nedenseli olmadığını göserir. z nin bileşenlerinin birinci dereceden durağan ve büünleşik olması durumunda, ooregresif ( L) birim köke sahip olur. Geriye kalan kökler, birim dairesinin dışında kalırlar. Denklem 3 deki z eşiliğin her iki arafından çıkarılırsa; z = ( I) z + z z + = ˆ ( L) z + (3) 2 p p (2) ˆ ( L ) = I + L L p eşiliği elde edilir. (Breiung ve Candelon, Ve 2 p s.2006). Breiung and Candelon (2006) yi (beyaz gürülü) E( ) = 0 ve (, ) E = varsayımları alında kabul ederler, burada poziif anımlı bir değerdir. Cholesky ayrışırmasıyla G düşük riangular maris GG = ve beklenen değeri E( ) I = olmakla beraber = G eşiliği sözkonusudur. Eğer sisem durağansa, ( L) ( ) = L ve ( L) ( ) = L G varsayımları alında MA şu şekilde göserilir; z ( L) 2( L) ( L) 2( L) = ( L) = = 2( L) 22( L) 2 2( L) 22( L) 2 (4) Buradan hareekle x ai specral yoğunluk denklemi şöyle ifade edilir; i 2 i 2 fx ( ) { ( e = ) + 2( e ) } 2 (5) 40

12 M y x Breiung and Candelon (2006) modeline gore, ( ) 0 = olması yani y den x e i 2 doğru frekansında bir nedenselliğin olmaması sonucunda 2( e ) = 0 olur. Boş hipoez, VAR kasayılarında ki lineer bir kısılamaya eşiir. ( L) =( L) G 22 g 2( L) 2( L) = eşiliğinden ( L) 22 elde edilirken; g, G in düşük diagonal elemanlarını ve ( L) ise ( L) nin deerminan değerini göserir. frekans zamanında y nin x in bir açıklayıcısı olup olmadığı şu şekilde es edilir. p p i 2 2, k 2, k k= k= (6) ( e ) = cos( k) sin( k) i = 0 Burada 2,k ; k marisinin (,2) elemenini gösermekedir. Bu yüzden i 2 e p = olur ve; 2, k k= ( ) 0 cos( k) = 0 ve 2, k sin( k) = 0 (7) j =, j j = 2, j Breiung ve Condelon (2006) ve için denklem 4 ve 5 de lineer x kısılar uygulamışır. için VAR denklemi şu şekilde yazılabilir: x = x px p + y p y p + (8) M y x Sıfır hipoezi ( ) 0 = = [,,..., p] ile oluşurukan lineer kısıa eşiir. p k= H : R( = ) 0 0 ve cos( ) cos(2 )... cos(p ) R( ) = sin( ) sin(2 )... sin(p ) (9) (0, ) için nedensellik ölçümü lineer kısılamalar alında sandar F-esi ile yapılabilir. Tes prosedürü (2, T-2p) serbeslik derecesine sahip F dağılımıdır. Ele alınan dönemde ve vekör ooregresyon modelinde kullanılan gecikme uzunluğuna bağlı olarak F ablo değeri yaklaşık olarak 2.332'dir. Eğer F ablo değeri, hesaplanan F isaisiğinden büyükse değişkenler arasında nedenselliğin olmadığı sonucu oraya çıkmakadır. Tablo 5 de görüldüğü üzere; döviz kurundan enflasyona doğru uzun dönemde nedensellik ilişkisinin oraya çıkığı görülmekedir. Buna karşılık kısa ve ora dönemde döviz kurundan enflasyona doğru herhangi bir nedensellik ilişkisine 402

13 raslanılmamışır. Enflasyondan döviz kuruna doğru ise ora dönemde bir nedenselliğin söz konusu olduğu görülmekedir. Tablo 5. Breiung ve Candelon Frekans Alanı Nedensellik Tes Sonuçları Uzun Dönem Ora Dönem Kısa Dönem Kur- 5.79* 5.70* Enflasyon Enflasyon- Kur * No: VAR modelleri için gecikme uzunlukları Akaike Bilgi krierine göre 3 olarak seçilmişir. (2, T-2p) serbeslik derecesi ile F ablo değeri %5 anlamlılık düzeyinde yaklaşık olarak şeklindedir Balcılar vd.(200) Kayan Pencereler Nedensellik Tesi Balcılar vd. (200) çalışmasında residual-based boosrap ekniğine dayalı correced likelihood raio (LR) nedensellik esi uygulamışlardır. Boosrap sürecine dayalı LR Granger nedensellik es süreci iki değişkenli VAR(p) modelini =,2,,T olmak üzere (Balcılar vd., 200: s.400). y = 0 + y p y p + (20) y y, y = maris olmak üzere VAR(p) modelini; 2 2x y 0 ( L) 2( L) y y = + + ( L) ( L) y (2) k ( L) = L olmak üzere i,j=,2 ve gecikme operaörü ifadesinde ij, p k= ij k şeklindedir. Tesin sıfır hipoezi 2, i 0 değildir veya am ersi bir ifadeyle 2, i 0 değildir şeklindedir. = olmak üzere y2 y, = olmak üzere k L x = x k y nin Granger nedeni y nin Granger nedeni Frekans alanı nedensellik esinde, değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisine sadece kısa, ora ve uzun dönemler iibariyle bakılmakadır. Ancak daha ayrınılı inceleme yapılmak isendiğinde aylık periyolar halinde nedenselliği ele alan Balcılar vd.(200) Boosrap Kayan Pencereler Nedensellik esinde faydalanılabilir. Çalışmada bu kapsamda aylık nedenselliği görebilmek için bu es kullanılmışır. Tes sonuçlarına Şekil ve Şekil 2 de yer verilmişir

14 Şekil e göre; 2005 Mar-Haziran arası ve Aralık ayında; 2006 Ocak-Nisan arası ve Ağusos-Kasım arasında; 2007 Mar-Aralık arasında; 2008 Ocak ayında; 2009 Nisan- Aralık arasında; 200 Ocak-Ekim arasında; 20 Mar-Ekim arasında; 202 Nisan- Ağusos arasında; 204 Ekim-Aralık arasında; 205 Mar-Haziran arasında; 208 Ocak ayında reel döviz kurundan enflasyona doğru nedensellik ilişkisi bulunmakadır.,2 0,8 0,6 0,4 0,2 Kur#> Enflasyon Anlam Düzeyi 0 Şekil. Balcılar vd., (200) Boosrap Kayan Pencereler Nedensellik Tes Sonuçları Şekil 2 ye göre; 2005 Kasım, 2006 Ocak-Mar arası; 2007 Şuba-Ağusos arası; 20 Mayıs-Aralık arası; 202 Ocak Temmuz arası; 205 Eylül-Kasım arası; 206 Ocak ayında enflasyondan döviz kuruna doğru nedenselliğin olduğu görülmüşür.,2 0,8 0,6 0,4 Enflasyon#> Kur Anlam Düzeyi 0,2 0 Şekil 2. Balcılar vd., (200) Boosrap Kayan Pencereler Nedensellik Tes Sonuçları 404

15 5.Sonuç ve Öneriler Döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişkide genel kabul gören yaklaşım, döviz kurundaki arışın enflasyonda yükselmeye neden olduğudur, yani döviz kurunun sebep enflasyonun sonuç olmasıdır. Döviz kurlarında yaşanan bir değişiklik fiyalara yansımakadır. Özellikle hammadde ve enerji ihalaı yüksek olan ülkelerde, döviz kurlarındaki yükseliş ihal mal fiyalarını ekileyerek, fiyalar genel seviyesinin yükselmesine neden olmakadır ve bu yükseliş döviz kurunun enflasyona geçirgenliği olarak adlandırılmakadır. 2003:0 ve 208:06 dönemine ai aylık veriler yardımıyla Türkiye de döviz kuru ve enflasyon ilişkisinin analiz edildiği bu çalışmada, değişkenlerin durağanlığı yapısal kırılmasız birim kök esi (ADF, PP) ve bir yapısal kırılmaya izin veren (Zivo- Andrews) birim kök esi ile analiz edilmişir. Birim kök eslerinde değişkenlerin düzey değerinde durağan olmadığı, birinci farklarında durağanlaşıkları görülmüşür. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı Gregory-Hansen yapısal kırılmalı eşbüünleşme esi ile araşırılmışır ve değişkenlerin eşbüünleşik oldukları başka bir ifadeyle uzun dönemde birlike hareke eikleri görülmüşür. Değişkenler arasındaki nedenselliğin yönü Breiung ve Candelon Frekans Alanı nedensellik esi ve Balcılar vd. (200) Kayan Pencereler Nedensellik Tesi ile ele alınmışır. Bu eslerin diğer eslerden üsün yönleri şöyledir: Breiung ve Candelon Frekans Alanı nedensellik esi, değişkenler arasındaki ilişkinin geçici mi yoksa kalıcı bir ilişki olduğunu ve hangi dönemlerde nedenselliğin anlamlı olduğunu göserebilmesi açısından önemlidir. Frekans alanı nedensellik esinde, değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisine sadece kısa, ora ve uzun dönemler iibariyle bakılmakadır. Ancak daha ayrınılı inceleme yapılmak isendiğinde aylık periyolar halinde nedenselliği ele alan Balcılar vd.(200) Boosrap Kayan Pencereler Nedensellik esinde faydalanılabilir. Breiung ve Candelon Frekans Alanı Nedensellik Tesinde, döviz kurundan enflasyona doğru uzun dönemde nedensellik ilişkisinin oraya çıkığı görülmüşür. Buna karşılık kısa ve ora dönemde döviz kurundan enflasyona doğru herhangi bir nedensellik ilişkisine raslanılmamışır. Enflasyondan döviz kuruna doğru ise ora dönemde bir nedenselliğin söz konusu olduğu görülmekedir. Balcılar vd. (200) Kayan Pencereler Nedensellik Tesinde ise, farklı aylarda değişkenler arasında nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüşür. Elde edilen bulgular lieraürde yer alan; Gül ve Ekinci (2006), Sever ve Mızrak (2007), Güneş (203), Yılmaz (206), Şenürk ve Dücan (207) çalışmaları ile benzer sonuçlar vermekedir. Sonuç olarak, değişkenler arasındaki bu ilişkiden öürü, döviz darboğazına düşmeden ulusal üreimde isikrarı sağlamak ve uluslararası rekabei sürdürebilmek için yuriçi enflasyonu dikkae alan reel döviz kuru poliikalarının uygulanması son derecede önemlidir. Bu nedenle isikrar programlarının ana unsurları arasında yer alan enflasyon ve döviz kuru arasındaki ekileşim mekanizmasının anlaşılarak uygulanacak makro ekonomik poliika edbirlerinde dikkae alınması ve poliika yapıcılar arafından önemsenmesi gerekmekedir. Döviz kurunun isikrar kazanması, fiyalarında isikrar kazanmasında belirleyici unsurdur. Döviz kurundan enflasyona geçirgenliğin yüksek 405

16 olması, sadece yekilileri değil aynı zamanda firmaları ve hanehalklarını da ilgilendirmekedir. Firmalar açısından bakıldığında, ihal edilen girdilerin yuriçi fiyaları değişecek bu durum firmaların üreim maliyelerini ve gelecek hakkındaki beklenilerini de ekileyecekir. Hanehalkları açısından ele alındığında ise, hanehalklarının ükeim, yaırım ve asarruf eğilimlerinde değişiklik olacakır. KAYNAKÇA Bayrakuan, Y. ve Arslan, İ. (2003). Türkiye de Döviz Kuru, İhala ve Enflasyon İlişkisi: Ekonomerik Analiz ( ). Afyon Kocaepe Üniversiesi, İİBF Dergisi, 5(2), Balcılar, M., Özdemir, Z. ve Arslanürk, Y. (200). Economic Growh and Energy Consumpion Causal Nexus Viewed Through a Boosrap Rolling Window. Energy Economics, 32, Breiung, J. ve Berrand, C. (2006). Tesing for Shor-run and Long-run Causaliy: A Frequency-Domain Approach. Journal of Economerics, 32, Dickey, D. ve Fuller, W. (98). Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Economerica, 49(4), Dickey, D. ve Fuller, W. (979). Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Journal of he American Saisical Associaion, 74(366), Ergin, A. (205). Döviz Kuru ve Enflasyon Arasındaki Geçiş Ekisi: Türkiye Örneği. Niğde Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 8(3), Erdoğan, S. ve Yıldırım, D. (2008). Türkiye de Döviz Kuru Kanalının İşleyişi: VAR Modeli İle Bir Analiz. İsanbul Üniversiesi Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi, 39: Feai, B., Koku, P., Caushi, A. ve Feai, A. (206). The Relaionship Beween Exchange Rae and Inflaion: The Case of Wesern Balkans Counries. Journal of Business, Economics and Finance,5(4), Güneş, Ş. (203). Türkiye de Kur Rejimi Uygulaması ve Enflasyon İlişkisi Üzerine Bir Analiz. Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, 9(2): Gül, E. ve Ekinci, A. (2006). Türkiye deki Enflasyon ve Döviz Kuru Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Sosyal Bilimler Dergisi,, Güven, E. ve Uysal, D. (203). Türkiye de Döviz Kurlarındaki Değişme İle Enflasyon Arasındaki İlişki ( ). Akademik Araşırmalar ve Çalışmalar Dergisi, Gregory, A.W. ve Hansen, B.E. (996). Residual-Based Tess for Coinegraion in Models wih Regime Shifs. Journal of Economerics, 70, Kara, H. ve Öğünç, F. (202). Döviz Kuru ve İhala Fiyalarının Yur İçi Fiyalara Ekisi. İkisa İşleme ve Finans, 27(37),

17 Korkmaz, S. ve Bayır, M. (205). Döviz Kuru Dalgalanmalarının Yuriçi Fiyalara Ekisi. Niğde Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi.8(4): Madesha, W., Chidoko, C. ve Zivanomoyo, J. (203). Empirical Tes of he Relaionship Beween Exchange Rae and Inflaion in Zimbabwe. Journal of Economics and Susainable Developmen, 4(), McCarh, J. (2000). Pass-Through of Exchange Rae and Impor Prices o Domesic Inflaion in Some Indusrialized Economies. New York Fed Saff Repor, No:, -52. Okur, A. (207). Türkiye Ekonomisinde Faiz Oranı ve Döviz Kurunun Enflasyon Hedefi Üzerine Ekisi. Yalova Sosyal Bilimler Dergisi, 8(3): Onyekachi, O.ve Onyebuchi, E. (206). An Economeric Analysis of The Relaionship Beween Exchange Rae Depreciaion and Inflaion in Nigeria. Inernaional Journal of Economics Commerce and Managemen, 4(9), Öner, H. (208). Döviz Kuru ve Enflasyon Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Uygulaması. Hii Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, (), Philips, P.C.B. ve Perron, P. (988). Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, 75(2), Rowland, P. (2004). Exchange Rae Pass-Through o Domesic Prices: The Case of Colombia. Revisa ESPE, 47, Selim, S. ve Güven, E. (204). Türkiye de Enflasyon, Döviz Kuru ve İşsizlik Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi. Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi,0(0), Sever, E. ve Mızrak, Z. (2007). Döviz Kuru, Enflasyon ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkiler: Türkiye Uygulaması. SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araşırmalar Dergisi, hp://dergipark.gov.r/download/aricle-file/2895. Şenürk, M. ve Dücan, E. (207). Enflasyon Dinamikleri ve Döviz Kuru Geçişkenliği: Bir Makro İkisadi Sarmal. V. Anadolu Inernaional Conference in Economics, May -3, 207, Eskişehir, Turkey.-4. Telaar, F. Ve Telaar, E. (2003). The Relaionship Beween Inflaion and Differen Sources of Inflaion Uncerainy in Turkey. Applied Economic Leers, 0(7): Toda, H. Y.ve Yamamoo T. (995). Saisical Inferences In Vecor Auoregressions wih Possibly Inegraed Processes. Journal of Economerics, 66: TCMB hp:// (Erişim Tarihi: ) Yılmaz, M. (206). Enflasyon ve Döviz Kuru Arasındaki İlişki. Adnan Menderes Üniversiesi, Sosyal Bilimler Ensiüsü Yüksek Lisans Tezi, Aydın. 407

18 Zivo, E. ve Andrews, D.W.K. (992). Furher Evidence of he Grea Crash, he Oil Price Shock and he Uni Roo Hypohesis. Journal of Business and Economic Saisics, 0,