DÜŞÜK ENFLASYON DÖNEMİNDE AZERBAYCAN DA FİYATLAR GENEL DÜZEYİ VE PARA ARZI İLİŞKİSİ

Transkript

1 Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (23) 202, DÜŞÜK ENFLASYON DÖNEMİNDE AZERBAYCAN DA FİYATLAR GENEL DÜZEYİ VE PARA ARZI İLİŞKİSİ RELATIONSHIP beween PRICE LEVEL and MONEY SUPPLY in AZERBAIJAN for he LOW INFLATION PERIOD Yrd. Doç. Dr. Seymur AĞAYEV ÖZET Bu çalışmada, Ocak 995 Kasım 200 dönemine ai aylık veri sei kullanılarak Azerbaycan ekonomisinde yüksek enflasyon sonrası dönem için fiyalar genel düzeyi ve para arzı arasındaki ilişki incelenmişir. Nedensellik analizi sonuçlarına göre Azerbaycan fiyalar genel düzeyi ve para arzı arasında çif yönlü Granger nedensellik ilişkisi vardır. Uzun döneme ilişkin olarak ise para arzı değişmelerinden enflasyona doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi bulunmuşur. Uzun döneme ilişkin bulgular enflasyonun parasal bir olay olduğu şeklindeki parasalcı görüşü deseklemekedir. Bunun yanı sıra, fiya düzeyi değişmelerinden para arzı değişmelerine doğru nedensellik ilişkisinin varlığı genellikle gelişmeke olan ülkeler için savunulan yapısalcı görüşü kısmi olarak doğrulamakadır. Nedensellik ilişkisinin çif yönlü oluşu Azerbaycan da para poliikasının enflasyonla uyumlaşırıcı bir şekilde yürüüldüğünü ve yaşanan enflasyonun maliye enflasyonu olduğunu veya yapısal özellikler aşıdığını oraya koymakadır. Anahar Kelimeler: Fiyalar genel düzeyi, Para arzı, Nedensellik ABSTRACT Using monhly daa for he period 995 January 200 November his paper addresses deecion of he relaionship beween price level and money supply in Azerbaijan for he pos high inflaion period. Findings of Granger causaliy ess indicae ha here is shor-run bidirecional causal relaionship beween price level and money supply indicaor. Error correcion model denoes ha here is a long-run causal relaionship from money supply o prices. These findings confirm he monearis opinion ha inflaion is a moneary even. Furhermore, causal relaionship from inflaion o money sock growh suppors srucuralis opinion, ha moneary expansion is a consequence of srucural inflaion, which is claimed o be valid mosly for developing counries. Addiionally, bidirecional causal relaionship beween inflaion and money supply growh indicaes ha moneary auhoriy implemens moneary policy in an accommodaing paern wih inflaion and inflaion in Azerbaijan has cos push or srucural characerisics. Keywords: Price level, Money supply, Causaliy Recep Tayyip Erdoğan Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü

2 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi. GİRİŞ Yüksek enflasyonun yüksek parasal büyümenin bir sonucu olduğu konusunda ikisaçılar arasında görüş birliği vardır. Faka düşük düzeydeki enflasyonun nedenleri ve düşük enflasyon ile para arzı arışı arasındaki nedensellik ilişkisinin yönü konusunda, özellikle az gelişmiş ve gelişmeke olan ülkelere ilişkin uyuşmazlık mevcuur. Nedensellik ilişkisinin yönü konusunda parasalcı ve yapısalcı olmak üzere iki farklı görüş vardır. Mikar eorisi, para arzı ile fiyalar genel düzeyi arasında poziif bir korelasyon olduğunu gösermekle birlike nedensellik ilişkisini ifade ememekedir. Piyasaların fiya ve ücre uyumlarının hızlı olduğunu varsayan parasalcılar, mikar eorisi ve doğal işsizlik oranından harekele enflasyonu parasal genişlemenin bir sonucu olarak görürler ve parasal genişlemenin alep baskısına, fiya ve ücre arışına neden olduğunu öngörürler. Parasalcıların, uzun dönemde parasal genişlemenin reel ekonomiye herhangi bir eki emediği, sadece fiyalar genel düzeyinde arışa neden olduğu şeklindeki görüşleri uyarlayıcı beklenilerle genişleilmiş Phillips eğrisi ile de ifade edilmekedir. Bilindiği gibi, orijinal Phillips eğrisi işsizlik oranı ile ücre arışları arasında isikrarlı bir ilişki olduğunu önermekedir; emek alebinin arması ücrelerin armasına, emek alebinin azalması ücrelerin azalmasına neden olmakadır. Parasalcılar ise bu ilişkinin isikrarsız olduğunu, Phillips eğrisinin yukarıya doğru kayabileceğini öngörmekeler. Çünkü geçmiş dönem bilgileriyle oluşurulan beklenilere sahip bireyler, enflasyon oranının önceki dönem enflasyon oranından daha yüksek olmasıyla para yanılgısına düşmekeler. Bu durumda, işsizlik oranı doğal işsizlik oranının alına düşmekedir. Faka bireyler reel ücrelerinin düşüğünü fark edince işsizlik oranı önceki düzeyine geri dönmeke faka enflasyon oranı yüksek düzeyde kalmakadır. Böylece, kısa dönemde para yanılgısının oraya çıkması ile parasal genişlemenin reel ekonomi üzerinde ekili olabileceğini ifade eden parasalcılar, uzun dönemde parasal genişlemenin sadece enflasyona neden olacağını öngörmekeler (Paya, 200, s ). Lucas (980, s.005) mikar eorisinin iki emel imasını, para mikarındaki değişimin enflasyonda ve nominal faizde eşi oranda bir değişime neden olduğu şeklinde ifade emekedir. Rasyonel bekleniler görüşü bireylerin sisemaik bir şekilde yanılmayacaklarını, geleceğe ilişkin mevcu üm bilgiyi kullanacaklarını ve piyasaların uyum kabiliyeinin yüksek olduğunu ifade eder. Bu nedenle, beklenen parasal genişlemenin kısa dönemde bile üreime ve isihdama bir eki emeyeceğini, sadece enflasyona neden olacağını ileri sürer. Enflasyon ile para arzı arışı arasındaki ilişkinin yönü konusunda yapısalcı görüş ise özellikle arım seköründe ve uluslar arası işlemlerde 36

3 Seymur AĞAYEV kurumsal kaılıkların olduğu azgelişmiş ve gelişmeke olan ekonomilerde ekonomik büyümeden kaynaklanan baskıların enflasyona neden olduğunu savunmakadır. Bu ülkelerde, parasal ve mali fonksiyonları gerçekleşiren kurumlar, issizlikle veya ükeim ve yaırım mikarında düşüşle karşılaşmakansa enflasyonis baskıları kabullenerek para arzını arırmayı ercih ederler. Az gelişmiş mali piyasalar ve bağımsızlığı zayıf merkez bankaları para arzı arışı olasılığını arırabilir. Dolayısıyla, bu görüşe göre parasal genişleme yapısal enflasyonun bir sonucudur ve bu nedenle para arzı arışına yapısal enflasyon neden olmakadır (Pinga ve Nelson, 200, s.27). Gelişmeke olan ülkelerde arım seköründe arz esnekliklerinin düşük olması ve arzın hızlı alep arışlarını karşılayamaması, ihraca isikrarsızlıklarından kaynaklanan döviz darboğazları ve vergi gelirlerinin arırılamaması gibi nedenlerden dolayı devlein gelir yaraamaması enflasyon baskısı oluşabilmekedir (Bilquees, 988, s.4). Yapısalcı görüşe göre, bu dengesizliklerden veya kısılamalardan dolayı ekonominin durgunluğa girmemesi için, para ooriesi para arzını arırarak enflasyon baskısına uyumlaşırmakadır. Bu nedenle yapısalcılar, yapısal kaılıklardan dolayı gelişmeke olan ülkelerde ekonomik büyüme ve gelişme için enflasyonun gerekli doğal sonuç olduğuna inanmakalar (Momen, 992, s.47). Uyum hipoezi (accommodaion hypohesis) olarak da adlandırılan bu görüşe göre para arzının fiya arışları karşısında arırılmaması durgunluğa neden olacağından, uyumlaşırma para mikarının fiya değişmelerine epkisi şeklinde gerçekleşir (Yang, 2006, s.740). Daha yüksek bir isihdam düzeyi hedefleyen yöneimler için enflasyonun doğal bir sonuç olduğu görüşü maliye enflasyonu ile de açıklanabilir. Negaif arz şokları, işçilerin daha yüksek ücreler almak için basırmaları, ulusal paranın değer kaybemesiyle ihal fiyalarında arış fiyalar genel düzeyinin yükselmesine, üreim ve isihdam düşüşüne neden olur. Yüksek isihdam hedefleyen poliika yapıcıların üreimi arırmak ve işsizliği azalmak için desekleyici poliikalara yönelmeleri maliye enflasyonuna neden olur. Benzer şekilde am isihdam düzeyinde daha yüksek bir isihdam hedefine yönelen poliika yapıcıların para arzını sürekli arırmaları alep enflasyonuna da neden olur (Mishkin, 20, s ). Keynesyen görüşün iirazı ise ekonominin eksik isihdamda iken parasal genişlemenin oplam alep arışına neden olurken fiya arışına neden olmayacağı şeklindedir. Bu çalışmada, Azerbaycan ekonomisinin yüksek enflasyon dönemi sonrası için enflasyon ve para arzı arışı arasındaki ilişkilerin incelenmesi amaçlanmışır. Azerbaycan ekonomisinin en belirgin özelliği, zengin perol ve doğal gaz kaynaklarına sahip olmasıdır. Sovye siyasi siseminin çöküşü ile birlike merkezi planlı ekonomik sisemin sürali bir şekilde işlemez hale gelmesi ve serbes piyasa ekonomisinin işleyişini sağlayan kurumsal sisemin ve yasal düzenlemelerin yokluğu geçiş ekonomilerinde, özellikle Azerbaycan 37

4 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi ve diğer eski Sovyeler Birliği ülkelerinde ağır ekonomik sonuçlar doğurmuşur. Ermenisan la yaşanan savaş ve siyasi isikrarsızlık Azerbaycan da ekonomik koşulların çok daha ağırlaşmasına neden olmuşur. 992 yılında fiyaların liberalleşirilmesi ile birlike ükeici fiyaları endeksinde yıllık yüzde değişim dör haneli rakamlar şeklinde gerçekleşmişir. 995 yılı başlarında IMF desekli bir isikrar programıyla daralıcı para ve maliye poliikaları uygulanmışır. Savaşın sona ermesi, uygulanan makroekonomik isikrar programı, piyasa ekonomisine yönelik yeniden yapılanma ve özelleşirme reformlarının gerçekleşirilmesi, uluslar arası perol ve doğal gaz anlaşmaları ile birlike yabancı yaırımların arması Azerbaycan ekonomisi üzerinde ekisini göserirken, 995 yılının ilk aylarından sonra ükeici fiyaları endeksi de nispeen daha yaay bir seyir izlemişir. Geçiş dönemi durgunluğu sonrasında enflasyon oranı ek haneli rakamlara indirilmiş, 998 ve 999 yıllarında fiyalar genel düzeyinde düşüş yaşanmışır yılından iibaren para arzı ve kamu harcamalarındaki (özellikle büyük alyapı yaırımları) arışın yanı sıra ülke içi enerji fiyalarının arırılması ve dünya gıda fiyalarındaki arış fiyalar genel düzeyinde arışa neden olmuşur. Dünya finansal krizi ile birlike özellikle perol fiyalarının ve perol alebinin sürali bir şekilde düşmesi Azerbaycan a döviz girişinin keskin bir şekilde düşmesine neden olmuşur. Perol gelirlerinin azalması ile birlike kamu harcamalarının azalılması ve krizle birlike yaşanan alep daralması, daha önceki dönemlerde yaşanan fiya arışlarının durmasına neden olmuşur. 2. UYGULAMALI ÇALIŞMALARDA FİYATLAR VE PARA ARZI İLİŞKİSİ Uygulamalı çalışmalarda da fiyalar genel düzeyi ve para arzı arasındaki ilişkisinin yönü konusunda farklılıklar vardır. Örneğin, Türkiye ekonomisi için büçe açığı, parasal büyüme, fiyalar genel düzeyi, döviz kuru ve üreim arasındaki nedensellik ilişkilerin incelendiği Ülengin (995) çalışmasında para arzından fiyalara doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi bulunmuşur. Türkiye için iki aşamalı EKK yönemini kullanan Akkaya ve Alınaş (998) da M2 para arzındaki % lik bir arışın TEFE yi yaklaşık olarak % arırdığı sonucunu elde emişler. Çaalbaş (2007) ise, Türkiye için para arzı ve enflasyon arasındaki ilişkiyi, yapısalcı yaklaşıma dayandırılan paramerik olmayan regresyon ekniğiyle ahmin emiş ve nedensellik ilişkisinin yönünün genellikle fiyalardan para arzına doğru olduğunu bulunmuşur. Benzer şekilde Korap (2009) da, para poliikasının enflasyonis yapıya göre uyumlaşırıcı bir yapıda 38

5 Seymur AĞAYEV gerçekleşirildiği seklinde yapısalcı görüşü desekler mahiyee bir sonuca ulaşılmışır. Lieraürde Azerbaycan ekonomisinin de dahil edildiği geçiş ekonomilerinde enflasyon oranı belirleyicilerine ilişkin birçok panel veri çalışması vardır. Bunlardan Coorey ve diğerleri (996) arafından 2 geçiş ekonomisi için oluşurulan panel çalışması sonuçlarına göre para arzı ve ücre arışları enflasyonun en önemli belirleyicisidir. Benzer şekilde, 26 geçiş ekonomisi için iki aşamalı EKK yönemini kullanan Hernandez-Caa (999) da geçiş ekonomilerinde enflasyonun emel belirleyicisinin parasal genişleme olduğunu bulmuşur. 20 geçiş ekonomisi için panel veri yöneminin kullanıldığı Inoue (2005) sonuçları da para arzı arışının enflasyona neden olduğunu göserir. Üç geçiş ekonomisi; Çek Cumhuriyei, Macarisan ve Polonya ya ai zaman serisi verilerini kullanan Brada ve Kuan (999), para arzının fiyalar üzerindeki ekisinin zayıf olduğunu bulmuşlar. Siliversovs ve Bilan (2005) çalışması ise Ukrayna enflasyonu için oluşurulan vekör ooregresif modele, eki epki ve varyans ayrışırma ekniklerine dayanmakadır. Çalışma sonuçları devalüasyon beklenisinin enflasyonun en önemli belirleyicisi olduğunu göserir ve Brada ve Kuan (999) da da olduğu gibi para arzının enflasyon üzerindeki ekisi zayıf bulunmuşur. Ukrayna için enflasyon belirleyicilerinin koenegrasyon analizi çerçevesinde inceleyen Lissovolik (2003), ise para arzı ve ükeici fiyalarının üm dönem ve ilk al dönem için koenegre olduğu bulunmuşur. Gürcisan ekonomisinde isikrarsızlık sonrası dönem için enflasyon belirleyicilerini koenegrasyon ve haa düzelme modeli çerçevesinde Barbakadze (2008) incelemişir. Bu çalışma sonuçlarına göre, döviz kuru değişmelerinin enflasyona ekisi para arzı, nominal ücreler ve gıda fiyalarına oranla daha güçlüdür. Aynı ülke için para arzı enflasyon ilişkisinin incelendiği Maliszewski (2003) sonuçları da para arzının enflasyonu kısa ve uzun dönemde güçlü şekilde ekilediğini göserir. Ermenisan ın incelendiği Grigorian ve diğerleri (2004) isaisiksel sonuçları ise, para arzı değişmelerinin enflasyonu ekilemediği şeklindedir. Azerbaycan ile benzer sosyoekonomik özelliklere sahip bir başka ülke olan Rusya ekonomisi için para arzının dışsallığının araşırıldığı Vymyanina (2006) nedensellik analizi sonuçları, ilişkinin fiyalardan para arzına doğru olduğunu göserir. Rusya da enflasyon ve para arzı ilişkisinin incelendiği diğer bir çalışma Dabrowski ve diğerleri (2002) sonuçları ise fiyalar genel düzeyi arışlarında, enflasyon aaleinden başka para arzı ve döviz kuru arışlarının da ekili olduğu şeklindedir. Tablo de fiyalar genel düzeyi ile para arzı arasında nedensellik ilişkisinin incelendiği bazı uygulamalı çalışma sonuçları ifade edilmişir. 39

6 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi Çalışma sonuçlarına göre şu değerlendirmede bulunmak mümkündür. Gelişmiş piyasa ekonomilerinde fiyalar genel düzeyi para arzı arasındaki nedensellik ilişkisi çoğunlukla para arzından fiyalar genel düzeyine doğru olup, parasalcı görüşü desekler mahiyeedir. Gelişmeke olan ülkelerin incelendiği uygulamalı çalışmaların sonuçları ise orak bir sonuca işare ememekedir. Yapısalcı görüşe, özellikle gelişmeke olan ülkeler için nedensellik ilişkisinin fiyalar genel düzeyi arışından para arzı arışına doğru olduğu savunulmakadır. Bu ülkelerle ilgili uygulamalı çalışmalar ise bunu kesin bir şekilde doğrulamamakadır. Bunlardan Mishra ve diğerleri (200), Hindisan için kısa dönemde para arzı ile fiyalar genel düzeyi arasında çif yönlü nedensellik, uzun dönemde fiyalardan para arzına doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi olduğunu göserir. Mısır için Deme ve Fayissa (995), Malezya için Tang (200) çalışmalarında ise nedensellik ilişkisi çif yönlüdür. Benzer bir şekilde Abbas ve Hussain (2006), Pakisan için para arzından fiyalara doğru daha güçlü olmakla birlike çif yönlü nedensellik ilişkisi bulmuşlar. Yine, Malezya için para arzı ve fiyalar ilişkisinin incelendiği Tan ve Cheng (995) çalışmasında ükeici fiyalarıyla enflasyondan geniş para arzı arışına doğru nedensellik bulunmakla birlike diğer para arzı ve fiya düzeyi gösergeleri için sonuçlar genellikle parasalcı görüşü deseklemekedir. Husain ve Mahmood (998) Pakisan için, Belas ve Jones (993) Cezayir için, Deme ve Fayissa (995) Fas ve Tunus için parasalcı görüşü desekleyici bulgular elde emişler. Masih ve Masih (997) sonuçları ise Pakisan için yapısalcı görüşü deseklemekedir. Bir diğer azgelişmiş ülke olan Nijerya için yürüülen Chimobi ve Uche (200) sonuçları da fiya değişmelerine emelde para arzının neden olduğunu göserir. 40

7 Seymur AĞAYEV 26 ülke için para arzı ve fiyalar genel düzeyi arasında nedensellik ilişkisinin incelendiği Pinga ve Nelson (200) sonuçlarından da ülkelerin gelişmişlik düzeylerine göre nedensellik ilişkisinin yönü konusunda bir yargıya varılamamakadır. Bu çalışmada, sadece Şili, Sri Lanka ve Arjanin için enflasyondan para arzı arışına doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi bulunmuşur. Kuvey, Paraguay, ABD, El Salvador, İalya, İran, Japonya ve Tayland için para arzı arışından enflasyona doğru; Brezilya, Hindisan, Kore ve Pakisan için çif yönlü; Gana için ise gecikme uzunluğuna göre farklı yönde nedensellik ilişkisi bulunmuşur. Williams ve diğerleri (976), İngilere için parasalcı görüşün geçerli olduğunu bulmuşlar. Farklı para arzı ve fiya düzeyi gösergelerini kullanan Jones ve Uri (987), ABD için dar anlamda para arzı arışından ükeici fiyalarıyla enflasyona doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi bulurken, diğer fiya ve para arzı gösergeleri arasında herhangi bir ilişki espi ememişler. Faka Jones (989), ABD de parasal büyüme ve enflasyon arasında çif yönlü nedensellik bulmuşur. ABD ye ai farklı para arzı ve fiya düzeyi gösergeleri kullanarak sadece para arzından fiyalara doğru nedensellik ilişkisini es eden Cheng (996) ise, sadece en geniş parasal göserge (M3) için para arzı arışından enflasyona doğru nedensellik ilişkisi bulmuşur. Bu çalışmada, yukarıda ifade edilen uygulamalı çalışmalarda ve eorik olarak da farklı görüşlerin olduğu bir konu; fiyalar genel düzeyi ve para arzı arasındaki ilişki bir geçiş ekonomisi olan Azerbaycan ın düşük enflasyon dönemi için incelenmişir. Analiz sonuçlarının, özellikle, gelişmeke olan 4

8 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi ekonomiler için eoride geçerli olduğu savunulan yapısalcı görüşü desekler mahiyee olması beklenir. 3. EKONOMETRİK YÖNTEM VE VERİ SETİ Fiyalar genel düzeyi ve para arzı arasında uzun ve kısa dönem ilişkilerinin incelenmesine geçmeden önce serilerin durağanlık özellikleri genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) ve Pillips-Perron (PP) birim kök esleri ile araşırılmışır. Çalışmada, serilerin mevsimsellik özellikleri aşıması nedeniyle arındırılmış değerleri kullanılmışır. Zaman serilerinin durağanlıklarını incelemek için Dickey ve Fuller (979, 98) arafından üç alernaif ADF regresyon önerilmekedir. Bu ADF regresyonları aşağıdaki gibidir: Y Y Y k + β i Y i + ε i= = γ Y () k 0 + γy + β i Y i + ε i= = α (2) k 0 + γy + αrend + β i Y i + ε i= = α (3) Yukarıdaki denklemlerdeki Y durağanlık sınamasına konu olan ikisadi değişken, birinci dereceden fark operaörü, ε ise beyaz gürülülü veya bağımsız rassal dağılım göseren haa erimleridir. β 42 k i= i Y i ookorelasyon probleminin giderilmesi amacıyla ilave edilmiş bağımlı değişken gecikmelerini ve k ise beyaz gürülülü haa erimlerinin elde edilmesi için gerekli olan en uygun gecikme uzunluğunu ifade emekedir. ADF esinde en uygun gecikme değeri Schwarz bilgi ölçüüne (SC) göre sapanmışır. Her üç denklem için γ kasayısı negaif ve isaisiksel olarak sıfırdan farklı olması Y serisinin durağan olduğu veya birim kök içermediği anlamına gelir. Bu çalışmada serilerin durağanlık incelenmesinde kullanılan ikinci yönem PP birim kök esidir. ADF esinde haa erimlerinin bağımsız ve sabi varyanslı rassal değerler olduğu düşünülmekedir. Phillips ve Peron (988) arafından önerilen ese bu varsayımlar nispeen hafifleilmişir. Haa erimlerinin daha az kısılı olduğu, başka bir ifade ile aralarında zayıf bağımlılık olduğu düşünülmekedir. PP yönemleri aşağıdakilerdir:

9 Seymur AĞAYEV Y Y k + β i Y i + µ i= = γ Y (4) k 0 + γy + β i Y i + µ i= = α (5) Y k T = α 0 + γy + α rend + β i Y i + µ (6) 2 i= Her üç denklemdeki µ beklenen değeri sıfır olan ve aralarında zayıf bağımlılık olan haa erimleridir. Durağan olmayan serilerin durağanlıklaşırılması için genellikle serilerin devresel farkları alınmakadır. Faka fark alma işlemi ile birlike serinin aşıdığı uzun döneme ilişkin bilginin kaybolması nedeniyle koenegrasyon sınamalarına serilerin seviyedeki değerleri ile bakılmakadır. Koenegrasyon ilişkisi, serileri ekileyen kalıcı dışsal şoklara rağmen aralarında uzun dönem denge ilişkisinin olduğunu ifade eder. Durağan olmayan iki serinin aşıdığı sokasik rendlerin birlike hareke emesi durumunda bu seriler uzun dönem denge ilişkisine sahip olabilmekeler. Bu ilişkinin varlığı durumunda seriler birbirinden bağımsız olarak hareke ememekeler. Buradan da anlaşıldığı gibi değişkenler arasında koenegrasyon ilişkisinin incelenebilmesi için, değişkenlere ai serilerin orak sokasik bir rende sahip olmaları, başka bir ifade ile birim kök içermeleri veya durağan olmamaları gerekmekedir. Dolayısıyla, regresyonun yanılıcı olmaması ve koenegrasyon ilişkisinin var olması için bu serilerin aynı seviyede ve birinci veya daha yüksek seviyelerinde durağan olmaları gerekir. Eğer seriler farklı seviyelerde durağan oldukları bulunmuşsa, bu serilerin koenegre olmadıkları sonucuna varılır. İki aşamalı Engle-Granger ve Johansen-Jeselius en çok olabilirlik yönemleri koenegrasyon ilişkisinin espiinde yaygın olarak kullanılmakadır. Bu çalışmada bu yönemlerinin her ikisi kullanılmışır. İki aşamalı Engle-Granger koenegrasyon esinde (Engle ve Granger, 987) aynı seviyede ve birinci veya daha yüksek farklarında durağan olan iki değişken arasındaki uzun dönem ilişki şu şekilde sınanmakadır. Aralarında koenegrasyon ilişkisinin olup olmadığının incelenmesi isenen değişkenler birbiri üzerine koşularak haa erimleri elde edilir. Haa erimleri serilerinin durağan olup olmadığı incelenir. Bu çalışmada, haa erimleri serilerinin durağanlığına ADF esleri kullanılarak bakılmışır. Johansen-Jeselius en çok olabilirlik yöneminde (Johansen, 988; Johansen ve Jeselius, 990) ise koenegrasyon analizi için en büyük özdeğer ve iz isaisikleri önerilmekedir. Bu yaklaşımda, koenegrasyon vekörlerinin varlığının sınanması bir vekör ooregresif modele (VAR) dayanmakadır. 43

10 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi İkisaa nedensellik, gecikmeli olarak ikisadi değişkenler arasındaki sebep sonuç ilişkisinin ifade edilmesi için kullanılmakadır. Bu çalışmada fiyalar ve para arzı arasında nedensellik ilişkisinin incelenmesinde Granger nedensellik esinin Hsiao (982) yaklaşımı ve sandar Granger nedensellik esi kullanılmışır. Hsiao yaklaşımının işleyiş şekli şöyledir. Aralarında nedensellik ilişkisinin araşırıldığı değişkenlerin X ve Y olduklarını varsayalım. Aynı zamanda X ve Y nin birinci farklarında durağan olduklarını düşünelim. Değişkenler arasında koenegrasyon ilişkisinin bulunmaması durumunda sandar nedensellik sınaması, koenegrasyon ilişkisinin varlığı durumunda ise haa düzelme parameresi ilave edilir. Hsiao yaklaşımı önce aşağıdaki iki regresyonun ahmin edilmesini gerekirmekedir; m X = α + β X µ (7) i= i i + X m i= i n = α + β X + γ Y + ν (8) i j= j j Burada, fark operaörü, α sabi erim β ve γ dışsal değişkenlere ai paramereler µ ve ν ise beyaz gürülülü haa erimleridir. (7) nolu regresyon ek değişkenli ooregresif süreci ifade eder. Bu regresyona ai son ahmin haa (FPE) ölçüü ile m arasında değişen i gecikme uzunlukları ile hesaplanabilir. En küçük FPE ölçüüne göre belirlenen en uygun gecikme uzunluğu belirlenir ve aşağıdaki FPE(m,0) değeri hesaplanır; T + m + SSE FPE ( m,0) = (9) T m T Burada, T gözlem sayısını SSE ise haa erimleri kareleri oplamını ifade emekedir. İkinci aşamada yani (8) nolu regresyonda en uygun gecikme uzunluğu kadar X konrol değişkeni olarak yer alır. Y için ile n arasında değişen gecikmelerden en küçük FPE ölçüünü sağlayan gecikme uzunluğu için aşağıdaki FPE(m,n) değeri hesaplanır; T + m + n + SSE FPE ( m, n) = (0) T m n T Granger nedensellik ilişkisi Hsiao yaklaşımında karar, FPE(m,0) ve FPE(m,n) değerleri karşılaşırılarak verilir. Eğer FPE(m,0)>FPE(m,n) ise Y Granger nedendir X sonucuna, eğer FPE(m,0)<FPE(m,n) ise Y Granger neden değildir X sonucuna ulaşılır. 44

11 Seymur AĞAYEV Nedenselliğin diğer yönünün ( X den Y ye doğru) belirlenmesi için (7) ve (8) nolu regresyonlarda X lerle Y ler değişirilir. Y regresyonları için de yukarıda ifade edildiği gibi FPE değerleri hesaplanır ve bu değerlere göre X den Y ye doğru Granger nedensellik olup olmadığına karar verilir. Sandar Granger nedensellik esi ise aşağıdaki iki regresyonun ahmin edilmesini gerekirir; X = m i= i n α Y + β X + µ () i j= j j Y = p i= i q γ Y + δ X + ν (2) i j= j j () nolu denklemde Y değişkeninin sebep, X değişkeninin sonuç değişken olduğu sınanmakadır. (2) nolu regresyonda ise X değişkeninin sebep, Y değişkeninin sonuç değişken olduğu sınanmakadır. Bunun için her iki regresyon için ayrı ayrılıka kısılı F isaisikleri hesaplanarak birinci regresyonda α i lerin ve ikinci regresyonda δ i lerin grup olarak sıfırdan farklı olup olmadıklarına bakılmakadır. Y ve X değişkenlerinin koenegre olması durumunda ise ve 2 nolu regresyonları, haa düzelme paramereleri ilave edilerek ahmin edilir. Çalışmada, Azerbaycan ekonomisinde fiyalar genel düzeyi ve para arzı arasındaki ilişkinin incelenmesinde Ocak 995-Kasım 200 dönemine ai aylık veri sei kullanılmışır. Azerbaycan Devle İsaisik Kurumu ükeici fiyaları endeksini bir önceki ayın yüzdesi şeklinde yayınlamakadır. Fiyalar genel düzeyi değişkeni, Ocak 996 değeri eşiir 00 alınarak oluşurulmuşur. Parasal göserge üç değişkenle emsil edilmişir. Bunlar, Azerbaycan merkez bankası kaynaklarından elde edilen dolaşımdaki naki para (M0), dar anımlı para arzı (M) ve geniş anımlı para arzı (M2) değişkenleridir. 4. BULGULAR Para arzı gösergeleri ile fiyalar genel düzeyi arasında nedensellik ilişkisinin analizine geçmeden önce serilerin durağanlık özellikleri ADF ve PP birim kök esleri ile incelenmişir. Birim kök eslerine ilişkin sonuçlar Tablo 2 de ifade edilmişir. Tablodan da görüldüğü gibi her iki birim kök esinde de logarimik değerlerle fiyalar genel düzeyi ve para arzı serileri (LP, LM0, LM ve LM2) seviyelerinde durağan bulunmamışlar. Fark serileri (DLP, DLM0, DLM ve DLM2) ise, üm seçeneklerde durağan 45

12 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi bulunmuşlar. Bu nedenle, her iki birim kök esine ilişkin sonuçlar dikkae alınarak değişkenlerin seviyelerinde durağan olmadıklarına ve birinci farklarında durağan olduklarına karar verilmişir. LP, LM0, LM ve LM2 değişkenlerinin araşırma dönemindeki seyirleri Grafik de verilmişir. Grafiken de anlaşıldığı gibi fiya ve para arzı serileri için birer sabi uzun dönem oralama erafında dalgalandıklarını, başka bir ifade ile durağan olduklarını söylemek mümkün değildir. Faka araşırma dönemi boyunca fiya düzeyi değişkeni ile para arzı gösergelerinin orak bir eğilime sahip oldukları da belirgin bir şekilde görülmekedir. Bu, fiya ve para arzı serilerinin koenegre olabileceklerine ilişkin önbilgi sunmakadır. 46

13 Seymur AĞAYEV Engle-Granger koenegrasyon esine ilişkin sonuçlar Tablo 3 e sunulmuşur. ε serileri, fiya düzeyi ve para arzı değişkenlerinin EKK yönemine göre birbiri üzerine koşularak ahmin edilen regresyonlarından elde edilen haa erimleridir. Tablodan da görüldüğü gibi ADF birim kök es sonuçlarına göre ε serileri durağanlar. Haa erimlerinin durağanlık özelliklerine sahip olmaları, fiya düzeyi ve para arzı serilerinin koenegre olduklarını göserir. Faka Tablo 4 ve Tablo 5 e ifade edilen Johansen koenegrasyon analizi iz ve en büyük özdeğer isaisikleri fiya düzeyi ve para arzı değişkenlerinin uzun dönem ilişkiye sahip olmadıklarını göserir. Johansen koenegrasyon esinde uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesi amacıyla VAR modeli ahmin edilmiş ve SC bilgi krierine göre opimal gecikme 2 olarak alınmışır. Farklı gecikme uzunlukları için de koenegrasyon sonuçları değişmemekedir. Johansen koenegrasyon sonuçları, Azerbaycan da fiya düzeyi ve para arzı gösergeleri arasında doğrudan bir ilişkinin olmamasından kaynaklanabilir. Bu nedenle, Engle-Granger koenegrasyon sonuçları ve Grafik den de görüldüğü gibi, araşırma dönemi boyunca fiya düzeyi ile para arzı gösergelerinin mükemmel uyumu dikkae alınarak değişkenlerin uzun dönem ilişkiye sahip olduklarına karar verilmiş ve nedensellik analizlerine haa düzelme modeli çerçevesinde bakılmışır. 47

14 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi Granger nedensellik esi Hsiao yaklaşımı sonuçları Tablo 6 da verilmişir. Regresyonlar için hesaplanan FDE değerleri karşılaşırılarak nedensellik ilişkisinin varlığı ve yönü belirlenmekedir. DLP ile DLM0 ilişkisinin incelendiği regresyonlardan DLP bağımlı değişkeni için ahmin edilen regresyon FPE leri sırasıyla ve dir. DLM0 bağımlı değişkeni için ahmin edilen regresyon FPE leri de sırasıyla ve dır. Bu sonuçlara göre, DLP ve DLM0 değişkenleri arasında çif yönlü Granger nedensellik ilişkisi vardır. DLP ile DLM ilişkisinin incelendiği regresyonlardan DLP bağımlı değişkeni için ahmin edilen regresyon FPE leri sırasıyla ve dir. DLM bağımlı değişkeni için ahmin edilen regresyon FPE leri de sırasıyla ve dir. DLP ile DLM2 ilişkisinin incelendiği regresyonlardan DLP bağımlı değişkeni için ahmin edilen regresyon FPE leri sırasıyla ve dir. DLM2 bağımlı değişkeni için ahmin edilen regresyon FPE leri de sırasıyla ve dir. DLP ve DLM0 ilişkisi için elde edilen sonuça olduğu gibi bulgular DLM ve DLM2 ile DLP arasında da çif yönlü Granger nedensellik ilişkisinin olduğunu göserir. Tablo 6 daki haa düzelme paramereleri uzun dönem ilişkiye ilişkin bulguları yansıır. DLP nin bağımlı değişken, kendi gecikmeleri ve DLM0 gecikmelerinin yer aldığı regresyona ai haa düzelme parameresi ancak %0 biraz daha üzerinde isaisiksel olarak anlamlı bulunmuşur. Faka DLM ve DLM2 gecikmelerinin dikkae alındığı DLP bağımlı değişken regresyonlarına ai haa düzelme paramereleri %5 düzeyinde isaisiksel 48

15 Seymur AĞAYEV olarak anlamlı bulunmuşlardır. Bu bulgu, M ve M2 para arzı gösergesinden fiya düzeyi değişmelerine doğru uzun dönem nedensellik ilişkisinin varlığını ifade eder. Hsiao yaklaşımı çerçevesinde hesaplanan FPE değerlerinin karşılaşırma sonuçlarına göre kısa dönemde Azerbaycan ekonomisinde fiyalar genel düzeyi ve para arzı arasında çif yönlü Granger nedensellik ilişkisi vardır. Uzun dönemde ise para arzı arışından fiya değişmelerine doğru ek yönlü ilişki vardır. Tablo 7 de haa düzelme modeline dayanan sandar Granger nedensellik sınamasına ilişkin sonuçlar verilmişir. DLM0 para arzı gösergesi gecikmelerinin yer aldığı DLP regresyonunda haa düzelme parameresi %0 düzeyinde, DLM ve DLM2 para arzı gösergesi gecikmelerinin yer aldığı DLP regresyonunda ise haa düzelme parameresi %5 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlı bulunmuşur. Kısa döneme ilişkin sonuçlar ise Hsiao yaklaşımıyla paralellik göserir. Buna göre ükeici fiyalarıyla enflasyon ile her üç parasal göserge arışı arasında çif yönlü Granger nedensellik ilişkisi vardır. 49

16 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi Grafik 2 de enflasyon ve para arzı arışı değişkenlerinin birinde meydana gelen herhangi bir şoka diğer değişkenin verdiği epkiler göserilmekedir. VAR ahmini SC bilgi krierine göre opimal gecikme için yapılmışır. Farklı gecikme uzunluklarına göre eki epki sonuçlar da Grafik 2 ile benzerlik gösermekedir. Buna göre, nedensellik sonuçlarını desekler şekilde DLP ile DLM değişkenlerinden her biri diğerinde meydana gelen şoka poziif epki vermekedir. 50

17 Seymur AĞAYEV 5. SONUÇ VE DEĞERLENDİRME Bu çalışmada, Azerbaycan ekonomisinin yüksek enflasyon sonrası dönemi için TÜFE ile dolaşımdaki para, dar anımlı para arzı ve geniş anımlı para arzı verileri kullanılarak fiyalar genel düzeyi ile para arzı arasındaki ilişki koenegrasyon yordamı, Granger nedensellik Hsiao yaklaşımı ve sandar Granger nedensellik esleri ile incelenmişir. Aylık veri seinin kullanıldığı çalışma Ocak 995-Kasım 200 dönemini kapsamakadır. Fiyalar genel düzeyi ve para arzı ilişkisinin yönüne görüş ayrılığı vardır. Parasalcılar, mikar eorisi ve doğal işsizlik oranından harekele enflasyonu parasal bir sorun olarak görmeke, parasal genişlemenin alep baskısına, fiya ve ücre arışına neden olduğunu öngörmekeler. Yapısalcılar ise, özellikle gelişmeke olan ülkelerde para arzı arışının yapısal enflasyonun bir sonucu olduğunu ileri sürmekeler. Çalışmada, öncelikle fiya ve para arzı serilerinin durağanlık özellikleri, ardından Engle-Granger ve Johansen koenegrasyon esleri kullanılarak aralarında koenegrasyon ilişkisinin olup olmadığı incelenmişir. Johansen koenegrasyon bulguları fiyalar genel düzeyi ve para arzı gösergeleri arasında uzun dönem ilişkiyi deseklememekle birlike, Engle-Granger esi sonuçları ve değişkenlerin zaman yolu grafikleri dikkae alınarak koenegre oldukları sonucuna varılmışır. Haa düzelme modeli dahilinde ele alınan Granger nedensellik Hsiao yaklaşımı ve sandar Granger nedensellik analizi sonuçları enflasyon ve para arzı arışı arasında çif yönlü nedensellik ilişkisinin olduğu şeklindedir. Haa düzelme paramerelerine göre ise para arzı arışından enflasyona doğru uzun dönem nedensellik ilişkisi vardır. Bulgular doğrulusunda, Azerbaycan ekonomisinde enflasyon ve para arzı ilişkisi için aşağıdaki değerlendirmelerde bulunmak mümkündür. Koenegrasyon ilişkisi ve haa düzelme modelinin uzun döneme ilişkin sunduğu bulgu uzun dönemde enflasyonun parasal bir olay olduğu şeklindeki parasalcı görüşü deseklemekedir. Para arzı arışından enflasyona doğru nedensellik ilişkisi, merkez bankasının enflasyonu konrol alında uabilme kabiliyeini yansımakadır. Bunun yanı sıra, fiya düzeyi değişmelerinden para arzı değişmelerine doğru nedensellik ilişkisinin varlığı, merkez bankasının para poliikasını enflasyonla uyumlaşırıcı bir şekilde yürüüğünü gösermeke ve Azerbaycan için yapısalcı görüşü kısmi olarak doğrulamakadır. Nedensellik ilişkisinin çif yönlü oluşu, Azerbaycan da yaşanan enflasyonun maliye enflasyonu olduğunu veya yapısal özellikler aşıdığını da oraya koymakadır. 5

18 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi KAYNAKLAR ABBAS, K. ve HUSAIN, F. (2006) Money, Income and Prices in Pakisan: A Bivaria and Trivarae Causiliy, Souh Asia Economic Journal, 7, AKKAYA, Ş. ve ALTİNTAS, H. (998) Para Arzının Enflasyon Ekisi: Türkiye Uygulaması , Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi, 8(), BARBAKADZE, I. (2008) Explaining Inflaion in Georgia: Do Exchange Rae and Nominal Wage Maer?, The Naional Bank Georgia Working Paper, WP4. BELTAS, A. ve JONES, T. (993) Money, Inflaion and Causaliy in a Financially Repressed Economy: Algeria, , Applied Economics, 25(4), BRADA, J.C. ve KUTAN, A.M. (999) The End of Moderae Inflaion in Tree Transiion Economies?, The William Davidson Insiue Working Paper, 230. BILQUEES, F. (998) Inflaion In Pakisan: Empirical Evidence On The Monearis And Srucuralis Hypoheses, The Pakisan Developmen Review, 27(2), CHENG, B.S. (996) On The Relaionship beween Money and Inflaion in The Unied Saes: Addiional Evidence, Applied Economics Leers, 3(8), CHIMOBI, O.P. VE UCHE, U.C., (200) Money, Price And Oupu: A Causaliy Tes For Nigeria, American Journal Of Scienific Research, 8, COOREY, S., MECAGNİ, M. ve OFFERDAL, E. (996) Disinflaion in Transiion Economies: The Role of Relaive Price Adjusmen, IMF Working Paper, WP/96/38. ÇATALBAŞ, G.K. (2007) Türkiye de Para Arzı İle Enflasyon Arasındaki İlişkinin Paramerik Olmayan Regresyon Analizi İle İncelemesi, Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 9/3, DICKEY, D.A. ve FULLER, W.A. (979) Disribuion of he Esimaor for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74, DİCKEY, D.A. ve FULLER, W.A. (98) Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49,

19 Seymur AĞAYEV DABROWSKI, M., PASZYNSKI, W. ve RAWDANOWICZ, L. (2002) Inflaion and Moneary Policy in Russia: Transiion Experience and Fuure Recommendaions, CASE Nework Sudies and Analyses, No.24. DEME, D. ve FAYISSA, B. (995) Inflaion, Money, Ineres Rae, Exchange Rae, and Casualiy: The Case of Egyp, Morocco, and Tunisia, Applied Economics, 27(2), ENGLE, R.F. ve GRANGER, C.W.J. (987) Co-inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, 55, GRIGORIAN, D., KHACHATRYAN, A. ve SARGSYAN, G. (2004) Exchange Rae, Money, And Wages: Wha Is Driving Prices In Armenia?, IMF Working Paper, WP/04/229. HASAN, M. ve TAGHAVI, M. (996) Money, Oupu, Price and Causaliy in Mainland China, Applied Economics Leers, 3(2), HERNANDEZ-CATA, E. (999) Price Liberalizaion, Money Growh, and Inflaion during he Transiion o a Marke Economy, IMF Working Paper, WP/99/76. HSIAO, C. (982) Auoregressive Modelling and Causal Ordering of Economic Variables, Journal of Economic Dynamics and Conrol, 4, HUSAIN, F. VE MAHMOOD, T. (998) Causaliy beween Money and Prices: Evidence from Pakisan, The Pakisan Developmen Review, Par II 37(4), INOUE, T. (2005) The Deerminans of Inflaion Rae in Transiion Counries - A Panel Daa Analysis, Bullein of he Japan Associaion for Comparaive Economic Sudies, 42(), LISSOVOLIK, B. (2003) Deerminans of Inflaion in a Transiion Economy: The Case of Ukraine, IMF Working Paper, WP/03/26. LUCAS, R.E. (980) Two Illusraions of he Quaniy Theory of Money, The American Economic Review, 70(5), JOHANSEN, S. (988) Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, 2, JOHANSEN, S. ve JUSELİUS, K. (990) Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaion o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52,

20 Düşük Enflasyon Döneminde Azerbaycan da Fiyalar Genel Düzeyi ve Para Arzı İlişkisi JONES, J.D. ve URI, N. (987) Money, Inflaion and Casualiy (Anoher Look a he Empirical Evidence for he USA, ), Applied Economics, 9(5), JONES, J.D. (989) A Comparison of Lag lengh Selecion Techniques in Tess of Granger Causaliy beween Money Growh and Inflaion: Evidence for The US, , Applied Economics, 2(6), KORAP, L. (2009) Parasal Büyüme ve Tükeici Enflasyonu Değişim Oranı Arasındaki Nedensellik İlişkisi Üzerine Bir Deneme: Türkiye Örneği, İ.Ü. İkisa Fakülesi Ekonomeri ve İsaisik Dergisi, 9, MALISZEWSKI, W. (2003) Modeling Inflaion in Georgia, IMF Working Paper, WP/03/22. MISHKIN, F.S. (20) Para, Bankacılık ve Finansal Piyasalar İkisadı, (8. baskıdan çeviri), Akademi Yayıncılık, Ankara. MASIH, A.M.M. ve MASIH, R. (997) Bivariae and Mulivariae Tess of Money-Price Causaliy: Robus Evidence from a Small Developing Counry, Journal of Inernaional Developmen, 9(6), MISHRA, P.K., MISHRA, U.K. ve MISHRA, U.K. (200) Money, Price and Oupu: A Causaliy Tes for India, Inernaional Research Journal of Finance and Economics, 53, MOMEN, A. (992) Money, Srucuralism, and he Inernaional Moneary Fund: An Auo-Regression Assessmen of he Conroversy, The Bangladesh Developmen Sudies 20(4), PAYA, M. (200) Makro İkisa, 2. Baskı, Filiz Kiabevi, İsanbul. PHILLIPS, P. ve PERRON, P. (988) Tesing for a uni Roos Time Series Regression, Biomerika, 75, PINGA, V.E.B. ve NELSON, G.C. (200) Money, Prices and Causaliy: Monearis versus Srucuralis Explanaions Using Pooled Counry Evidence, Applied Economics, 33(0), SILIVERSTOVS, B. ve BİLAN, O. (2005) Modelling Inflaion Dynamics in Transiion Economies: The Case of Ukraine, DIW Berlin Discussion Papers, 476. TAN, K.G. ve CHENG, C.S. (995) The Causal Nexus of Money, Oupu and Prices in Malaysia, Applied Economics, 27(2), TANG, C.F. (200) The Money-prices Nexus for Malaysia: New Empirical Evidence from he Time-varying Coinegraion and Causaliy Tess, Global Economic Review, 39(4),

21 Seymur AĞAYEV ÜLENGİN, B. (995) Büçe Açığı, Parasal Büyüme, Enflasyon, Döviz Kuru ve Üreim Arasındaki Nedensellik İlişkileri: Türkiye Üzerine Bir Uygulama, ODTÜ Gelişme Dergisi, 22(), 0-6. VYMYATNINA, Y. (2006) How Much Conrol Does Bank of Russia Have Over Money Supply?, Research in Inernaional Business and Finance, 20(2), YANG, Y.H. (990) Causaliy beween Money, Ineres Raes and Prices in Taiwan: A Mulivariae Time-series Analysis, Applied Economics, 22(2), WILLIAMS, W., GOODHART, C.A.E. ve GOWLAND, D.H. (976) Money, Income, and Causaliy: The U.K. Experience, American Economic Review,