Türkiye de Tüketici Fiyatları ile Ham Petrol Fiyatları Arasındaki İlişkinin Asimetrik Analizi 1

Transkript

1 Türkiye de Tükeici Fiyaları ile Ham Perol Fiyaları Arasındaki İlişkinin Asimerik Analizi 1 Arş. Gör. Sefa ERKUŞ 2 Yrd. Doç. Dr. Hüseyin KARAMELİKLİ 3 Öze Geçiğimiz 15 yıl içerisinde alep ve arz yönlü ekilerden dolayı perol fiyalarında büyük oynaklıklar görülmüşür. Enerji dışa bağımlılığı yüksek olan Türkiye ekonomisi de bu oynaklıklardan ekilenmekedir. Türkiye de perol fiyalarındaki değişimin, ükeici fiyaları üzerindeki doğrusal ve doğrusal olmayan ekisi dönemi aylık verileri kullanılarak incelenmişir. Analiz sonucunda uzun dönemde simerik bir ilişkiden bahsedilemezken perol fiyaları ile ükeici fiyaları arasında asimerik ilişki sapanmışır. Perol fiyalarında arış ükeici fiyalarını poziif yönde ekilemekedir. Faka perol fiyalarındaki azalışların, ükeici fiyalarının azalması üzerindeki ekisi isaisiksel olarak anlamlı bulunmamışır. Anahar Kelimeler: Tükeici Fiyaları, Enflasyon, Perol Fiyaları, Zaman serisi, ARDL, Asimeri, NARDL The Asmmerical Analysis of The Relaionship Beween Crude Oil Prices and Consumer Prices in Turkey Absrac In he las 15 years, here has been large volailiies in he oil prices owing o he effecs of supply and demand sides. Due o high energy impor dependency, Turkey's economy is also affeced by his volailiy. The linear and nonlinear effecs of he changes in oil prices on consumer prices are analysed as using monhly daa covering period for Turkey. According o he resuls of analysis, here is no found a symmerical relaionship in he long run, an asymmeric relaionship is deermined beween oil prices and consumer prices. An increase in oil prices has posiive effec on consumer prices. Bu he effecs of a decrease in oil prices is no saisically significan on decrease of consumer price. Keywords: Consumer Prices, Inflaion, Time Series Analysis, ARDL, Asymmery, NARDL 1 Bu çalışma Euroasian Conference on Business and Economics IV (ECBE2016) da 20 Mayıs 2016 arihinde sunulmuş ve öze kiabında basılmışır. 2 Karabük Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü, Karabük, TÜRKİYE sefaerkus@karabuk.edu.r 3 Karabük Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü, Karabük, TÜRKİYE huseyinkaramelikli@karabuk.edu.r 1

2 Oca.03 Ağu.03 Mar.04 Eki.04 May.05 Ara.05 Tem.06 Şub.07 Eyl.07 Nis.08 Kas.08 Haz.09 Oca.10 Ağu.10 Mar.11 Eki.11 May.12 Ara.12 Tem.13 Şub.14 Eyl.14 Nis.15 Kas Giriş Geçiğimiz yüzyılın başından bu yana dünya ekonomisi üzerinde en ekili doğal kaynakların başında ham perol gelmekedir. Alyapıdan enerjiye, gübreden plasik ürünlerin üreimine kadar birçok alanda kullanım imkânı olan perol ve ürevleri, onu vazgeçilmez sraejik hammaddelerden biri haline geirmişir. Dünya ekonomilerinin kalkınma çabaları ile aran küresel refah düzeyi, dünya genelinde enerjiye olan alebi dolayısı ile ham perolün önemini daha da arırmışır. Önemli bir doğal kaynak olan ham perolün fiyaı ise, hem perol ihraç eden hem perol ihal eden ülkeler için dikkali incelenmesi gereken bir konudur. Geçiğimiz 15 yıl içerisinde dünyada alep ve arz yönlü ekilerden dolayı perol fiyalarında büyük oynaklıklar görülmüşür. Arış yönünde değişimlerin birincil kaynağı olarak gelişen ülke ekonomilerinin aran enerji ihiyacı göserilmekedir. Arz yönünde ise, dönem boyunca meydana gelen birçok gelişme ekili rol oynamışır. Irak ın aran perol üreimi, ABD de kapalı olan perol kuyularının yeniden faaliyee sokulması ve kayaç gazıperolü ile ilgili eknik gelişmeler, OPEC ülkelerinin üreim koası üzerinde anlaşamamaları ve son olarak İran üzerindeki ambargonun kaldırılması ile Körfez de sokladığı perollerin piyasa girmesi, arz yönlü gelişmeler arasında en ekili fakörler olmuşlardır Grafik 1 Baı Teksas Ham Perol Fiyaları ($) Kaynak: EIA dan alınan veriler ile oluşurulmuşur Grafik 1 de Ocak 2003 ve Şuba 2016 arihleri arasında Baı Teksas ham perol fiyalarında meydana gelen değişimler görülmekedir sonrasında dünyada aran perol alebi ve Irak savaşı kaynaklı arz yönlü risklerin, fiyaların kademeli olarak armasına sebep olduğu düşünülmekedir Dünya Finans Krizi öncesi 140 dolara yaklaşan perol fiyaları ise, kriz ile beraber hızlıca düşmüş ve 2009 yılı başlarında 40 dolar seviyesine kadar gerilemişir. Bu dönemde Amerikan Merkez bankası (FED) ve Avrupa Merkez Bankası nın (ECB) açıkladığı parasal genişleme pakeleri sonrası özellikle gelişen ülke ekonomilerine ve emia piyasalarına yüksek mikarda para girişi olurken, parasal genişleme hem alebin canlanmasına hem de spekülaif fiyaların oluşması nedeniyle perol fiyalarının hızla yükselmesine sebep olmuşur yılına kadar 100 dolar civarında seyreden perol fiyaları, 2

3 2014 Ağusos ayından iibaren ise, hızla düşmeye başlamışır. Bu düşüşlerin başlamasında ABD nin perol üreiminin, ükeimini aşması ve FED in parasal genişleme programını biireceğini açıklaması fiya düşüşlerini eikleyici unsurlar olarak öne çıkmakadır. Dönem boyunca özellikle Suudi Arabisan ın arzı azalmayacağına dair açıklamalar ve İran üzerindeki ambargoların kaldırılması 2016 yılı Şuba ayına gelindiğinde fiyaların 30 dolar seviyesine düşmesine sebep olmuşur. Hem ara malı hem de ürevleri ile nihai mal olarak piyasası bulunan ham perol, üreim maliyeleri üzerinde önemli ekilere sahipir. Dünyada perol yaaklarına sahip ülkelerin kısılı sayıda olması ama perol alebinin geniş olması; perol fiyalarındaki değişimlerin, perol ihraç eden ve perol ihala eden ülkelerin makroekonomisi üzerinde ekilere sebep olmakadır. Fiya arışları perol geliri olan ülkelerde ekonomik büyümeyi eşvik ederken, ükeimi de arırmakadır. Aran ükeim yuriçinde alep enflasyonuna sebep olurken, üreim maliyelerinin arması sonucu oluşan maliye enflasyonu da fiya isikrarına zarar verebilmekedir (Wang vd., 2013). Enerji açığı olan ülkelerde ise, perol fiyalarındaki değişmeden özellikle üreim maliyeleri üzerine yaraığı ekilerden dolayı korkulmakadır. Ayrıca fiya arışları cari açık, döviz kuru ve faizler gibi diğer makroekonomik gösergeleri de ekilemekedir. Şekil 1 de perol fiyalarından enflasyona olan geçişkenliğin aşamaları, birincil ve ikincil enflasyonis ekiler verilmişir. Perol fiyaları doğrudan ükeici fiyaları üzerinde eki yaraırken dolaylı olarak üreici fiya arışlarını eikleyerek hem ükeici fiyalarını hem de ücre ve karları ekileyebilmekedir. Şekil 1 Perol fiyalarından enflasyona geçişkenlik mekanizması Perol fiyaları Diğer kanallar Birincil ekiler Doğrudan ekiler Tükeici fiyaları Üreici fiyaları Dolaylı ekiler Ticare Finasal piyasalar Güven Ekonomik akivieler İkincil ekiler Enflasyon beklenileri Ücreler/Karlar Kaynak: ECB' dan (2010) uyarlanmışır. Türkiye Perolleri (2015) raporuna göre Türkiye, günlük 49 bin varil perol üreimi ile günlük 718 bin varil ükeiminin sadece yüzde 7 sini karşılayabilmekedir yılında 603 bin varil günlük perol ve perol ürevi ihala edilirken, 2014 yılına gelindiğinde günlük 359 bin ham ve 310 bin varil işlenmiş olarak oplam 669 bin varil perol ürünü ihal edilmişir. Yıllık 35 milyon on ile Türkiye dünyada perol ihal eden ülkeler arasında 13. sıradadır. Gelişen 3

4 ekonomisi, Türkiye nin perol alebinin önümüzdeki yıllarda armaya devam edeceğini gösermekedir. Enerji dışa bağımlılığı sebebi ile perol fiyalarındaki değişimler Türkiye ekonomisi üzerinde önemli ekiler yaramakadır. Perol fiyalarındaki arışlar Türkiye nin ihala faurasının kabarmasına dolayısı ile yumuşak karnı olan cari açık sorununun derinleşmesine yol açmakadır. Ayrıca fiya arışları ülke içerisinde üreim maliyelerinin de yükselmesine neden olmakadır. Perol fiya değişimlerinden kaynaklı ekiler, fiya arışı olduğunda maliyeleri arırarak oplam çıkıyı azalırken, fiya düşüşlerinde aynı ekilerin görülmediği iddia edilmekedir (Papaperou, 2009:2). Bu yüzden fiya şoklarının ekisinin doğrusal olmayan yönünün de göz önünde bulundurulması gereklidir. Farklı ekilerin açıklanması sayesinde daha ekili enflasyon ile mücadele yönemlerinin uygulanması için değişik poliikalar gelişirilebilecekir. Bu çalışmada ham perol fiyalarında değişimin Türkiye nin enflasyon rakamları üzerine olan ekisi hem doğrusal hem de doğrusal olmayan yönü ile ele alınmakadır. 2. Lieraür Taraması Burbidge ve Harrison (1984) beş gelişmiş ekonomiye sahip OECD ülkesinde, perol fiyalarında değişimin ekonomi üzerine olan ekilerini inceledikleri çalışmalarında, yıllarını kapsayan dönemde özellikle yılları arasındaki yüksek enflasyon ve düşük reel büyümenin, perol fiyalarında arışan kaynaklandığı sonucuna ulaşmışlardır. Kibriçioğlu ve Kibriçioğlu (1999) yapıkları çalışmada Türkiye de Ocak 1986 Mar 1998 döneminde ham perol fiyalarındaki arışların enflasyon üzerine olan ekisini araşırmışlardır. Sonuç olarak incelenen dönemde perol fiyalarındaki arışın ülkedeki fiyaları üzerine olan doğrudan ekisinin, kısılı olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Bhaacharya ve Bhaacharya (2001) yılları arasındaki verileri kullanarak yapıkları çalışmada perol fiyalarındaki yükselişlerden, diğer emialara ve Hindisan ın üreim çıkılarına doğru geçişkenlik olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Perol fiyalarında yüzde 20 lik arış şokunun, diğer emiaların fiyalarını yüzde 1,3 kadar arırırken, çıkı büyümesini yüzde 2,1 azalığını öne sürmüşlerdir. Bu dönemde enflasyonda meydana gelen değişimin alep kaynaklı olması durumunda parasal sıkılaşırma işe yarayabilirken, perol fiyalarında oluşan ani değişimler gibi maliyeleri ve arzı ekileyen durumlarda ise, ekonomiyi durgunluğa sokma ihimali aşımakadır. Leblanc ve Chinn (2004) çalışmalarında gelişmiş ekonomilerden beş anesi için ham perol fiyalarında meydana gelen değişimin enflasyonis ekisini incelemişlerdir. Perol fiyalarında meydana gelen yüzde 10 arış İngilere, ABD, Japonya, Fransa ve Almanya nın enflasyonunun yüzde 0,1 ile yüzde 0,8 oranında armasına yol açmakadır. Roeger (2005) Avrupa bölgesinde perol fiya şoklarının, enflasyon ve çıkı düzeyleri üzerine olan ekisini incelemiş ve perol fiyalarında değişimin bölge ekonomisinde zarar verebilecek enflasyon riskine sahip olmadığı sonucuna ulaşmışır. Ayrıca kısa dönemde enflasyon ile GSYİH arasında ers ilişki olduğuna dair bulgulara raslamışır. 4

5 Cunado ve Perez de Gracia (2005) alı Asya ülkesine ai yılları arasındaki çeyrek dönemlik verileri ve ham perol fiyalarındaki değişmeyi kullanarak perol fiyalarının, enflasyon ve ekonomik akivieler üzerine olan ekisini incelemişlerdir. Sonuç olarak yerel para cinsi üzerinden hesaplanan perol fiyalarının, fiya endeksleri üzerinde kısa dönemde sınırlı olsa da anlamlı ekisi olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Ayrıca perol fiyalarındaki değişimin, Malezya ve Güney Kore için doğrusal olmayan ekileri olduğunu iddia emişlerdir. Chen (2009) 19 sanayileşmiş ülkenin yılı çeyrek dönemlik verilerini kullanarak ham perol fiyalarının enflasyon ile olan ilişkisini açıklamaya çalışmışır li yıllardan 2000 li yıllara doğru perol fiyalarından enflasyona olan geçişkenliğin azaldığı sonucuna ulaşmışır. Ekinin azalma sebebi olarak ise, akif para poliikası ve dış icare hacminde gelişmenin rol aldığını iddia emişir. Shioji ve Uchino (2010) Japonya da yılları arasında perol fiyalarının şirke malları fiya endeksi üzerindeki ekisinin dönem içerisinde azaldığı sonucuna ulaşmışlardır. Bu dönemde perol fiyalarının şirkelerin üreim maliyeleri üzerindeki ekisi azalma eğilimine girmişir. Ayrıca döneminde dünyada aran perol fiyalarından, endekse doğru geçişkenliğinin armasına rağmen arışın sınırlı olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Caik ve Karacuka (2012) Türkiye de perol fiyaları ile enflasyon arasındaki ilişkiyi farklı enflasyon rejimleri alında açıklamaya çalışmışlar ve düşük enflasyon oramında rafine edilmiş perol fiyalarında arışlardan enflasyona olan geçişkenliğin, sınırlı olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Yaylali ve Lebe (2012) Türkiye de yılları arasında ham perol fiyalarındaki değişimlerin Türkiye nin makroekonomik değişkenleri üzerindeki ekisini araşırmış ve Merkez Bankasının para poliikası ile ham perol fiyalarındaki değişimin Türkiye deki enflasyonun emel belirleyicileri arasında olduğunu iddia emişlerdir. Abounoori vd. (2014) yılları arasında perol ihraç eden İran da perol fiyalarında arışan enflasyona olan geçişkenliği araşırmışlardır. Çalışma sonucuna göre perol fiyalarında arışın hem perol gelirleri sayesinde alep kaynaklı enflasyon yaraığı hem de maliyeleri arırarak maliye enflasyonuna yol açığını ve makroekonomik gösergelere eki eiğini iddia emişlerdir. Yanıkkaya vd. (2015) genişleilmiş Phillips Eğrisi yardımı ile Türkiye de ham perol fiyalarından enflasyona olan geçişkenliği dönemi için araşırmışlardır. Kasayı ahminlerine göre 2002 dönemi öncesinde anlamlı bir geçişkenlik bulamazlarken, 2002 dönemi sonrasında anlamlı bir geçişkenlik olduğunu ve geçişkenliğin de zaman içerisinde arığı sonucuna ulaşmışlardır. 5

6 3. Veri, Ekonomerik Model ve Yönem 3.1. Veri Ampirik modelde kullanılan makroekonomik veriler yılları arası dönem için IMF veri bankasından aylık olarak elde edilmişir. Ham perol fiyaları ise, ABD Enerji Bilgi Dairesi nden (EIA) alınmışır. Veriler ve açıklamaları Tablo 1 de göserilmişir. Tablo 1. Modelde kullanılan veriler ve açıklamaları Kısalma Açıklama Kaynak CPI Tükeici Fiya Endeksi IMF (2016) IND Endüsriyel Üreim Endeksi IMF (2016) ER Döviz Kuru, Bir ABD Dolarının Türk Lirası IMF (2016) Cinsinden Karşılığı OIL Ham perol Dolar cinsinden fiyaları (Bren ham perol fiyaları) EIA (2016) 3.2. Ekonomerik Model ve Yönem Ham perol fiyalarının uzun dönemli simerik enflasyonis ekileri için ARDL ve doğrusal olmayan ekilerini sınamak için ise NARDL modelinin kullanılmasına karar verilmişir. ARDL ve NARDL modelinin en büyük avanajlarından biri düzeyde ve birinci farkları alındığında durağan hale gelen değişkenlerin aynı model içerisinde kullanılmasına imkân anımasıdır. ARDL ve NARDL model çerçevesinde oluşurulan kısa ve uzun dönem ilişkileri göseren denklemler aşağıda verilmişir. Modelde bağımlı değişkenimiz olan enflasyonis ekileri emsil eden ükeici fiya endeksinin (LCPI), milli geliri ve alep arışını emsilen sanayi üreim endeksi (LIND), maliye arışını emsilen döviz kuru (LER) ve perol fiyalarından (LOIL) ekilendiği düşünülmekedir. Bu amaçla uzun dönem ilişkiyi göseren model, 1 numaralı denklemde göserildiği gibi oluşurulmuşur. LCPI = α 0 α 1 LIND α 2 LER α 3 LOIL ε (1) Modelimiz uzun dönemdeki ilişkiyi emsil ederken, haa düzelme modeli ise, kısa dönem ilişkiyi gösermekedir. Haa düzelme modelinde haa düzelme kasayısı uzun dönemde oraya çıkan herhangi bir şokun, uzun dönem dengesine geri dönebilmesini açıklaması bakımından önem kazanmakadır. Haa düzelme modeli 2 numaralı denklemdeki gibi yazılabilmekedir: p q ΔLCPI = β 0 j=1 β 1j ΔLCPI j β 2j ΔLIND j β 3j ΔLER j n β 4j ΔLOIL j θε 1 e (2) m 6

7 Haa düzelme modelinde bulunan uzun dönem haa erimi, 1 numaralı denklemden elde edildiken sonra 2 numaralı denkleme yerleşirilerek geleneksel ARDL olarak bilinen model 3 numaralı denklem ile elde edilmekedir. ΔLCPI = ψ η 0 LCPI 1 η 1 LIND 1 η 2 LER 1 η 3 LOIL 1 j=1 β 1j ΔLCPI j q m n β 2j ΔLIND j β 3j ΔLER j β 4j ΔLOIL j e (3) Bu süreç içerisinde ARDL(p, q, m, n) modeli oluşurulmuşur. Bu modelde bulunan paramereler ψ = β 0 θα 0, η 0 = θ, η 1 = θα 1, η 2 = θα 2, η 3 = θα 3 eşiliklerinden oluşmakadır. Ancak uzun dönem kasayıları ARDL modelden elde edilip hesaplanırsa θ = η 0, α 1 = η 1, α θ 2 = η 2, α θ 3 = η 3 şeklinde yeniden elde edilmekedir. Daha sonra doğrusal θ olmayan ARDL modeli için ise, modelde bulunan değişkenlerin arış ve azalış yönlü olmak üzere iki farklı seriye ayrılması gerekmekedir. Bu değişkenlerin ayrışırılması işlemi ise, aşağıdaki denklemlere göre yapılmakadır: p LIND = ΔLIND i = max(δlind i, 0) ; LIND = ΔLIND i = min(δlind i, 0) LER = ΔLER i = max(δler i, 0) ; LER = ΔLER i = min(δler i, 0) LOIL = ΔLOIL i = max(δloil i, 0) ; LOIL = ΔLOIL i = min(δloil i, 0) (4) Uzun dönem modelde, doğrusal olmayan değişkenler kullanılarak 5 numaralı denklem elde edilmekedir. LCPI = α 0 α 1 LIND α 1 LIND α 2 LER α 2 LER α 3 LOIL α 3 LOIL ε (5) Ayrıca doğrusal olmayan değişkenler, geleneksel ARDL modeline yerleşirilerek de aşağıdaki 6 numaralı denklemde NARDL modeli elde edilmekedir: m ΔLCPI = ψ η 0 LCPI 1 η 1 LIND 1 η 1 LIND 1 η 2 LER 1 η 2 LER 1 η 3 LOIL 1 η 3 LOIL 1 p β 1j ΔLCPI j j=1 (β 3j ΔLER j q (β 2j ΔLIND j ) β 3j ΔLER j n ) β 2j ΔLIND j (β 4j ΔLOIL j β 4j ΔLOIL j ) e (6) Burada da modelde bulunan paramereler aşağıdaki gibi hesaplanmışır. ψ = β 0 θα 0, η 0 = θ, η 1 = θα 1, η 1 = θα 1, η 2 = θα 2, η 2 = θα 2, η 3 = θα 3, η 3 = θα 3 uzun dönem paramereler aşağıdaki denklemde verilmişir. θ = η 0, α 1 = η 1, α θ 1 = η 1, α θ 2 = η 2, α θ 2 = η 2, α θ 3 = η 3, α θ 3 = η 3 θ 7

8 Sadece kısa dönemde asimerik ilişki bulunursa model 7 numaralı denklemdeki gibi yazılabilir: p ΔLCPI = ψ η 0 LCPI 1 η 1 LIND 1 η 2 LER 1 η 3 LOIL 1 β 1j ΔLCPI j q (β 2j ΔLIND j n ) β 2j ΔLIND j m (β 3j ΔLER j (β 4j ΔLOIL j β 4j ΔLOIL j ) e j=1 β 3j ΔLER j ) (7) Ayrıca sadece uzun dönemde asimerik bir ilişki varsa sonuçlar, 8 numaralı denklem kullanılarak elde edilmekedir. ΔLCPI = ψ η 0 LCPI 1 η 1 LIND 1 η 1 LIND 1 η 2 LER 1 η 2 LER 1 η 3 LOIL 1 η 3 LOIL 1 p β 1j ΔLCPI j β 2j ΔLIND j β 3j ΔLER j β 4j ΔLOIL j e j=1 q m n (8) Modeldeki kısa dönem dinamikleri ise, aşağıdaki verilmişir: h LCPI i LIND m h = i=0 ; m h = LCPI i i=0 lim m h = α 1, lim m h = α 1 h h h LCPI i LER h LIND m h = i=0 ; m h = LCPI i i=0 lim m h = α 1, lim m h = α 1 h h h LCPI i LOIL h LER m h = i=0 ; m h = LCPI i i=0 lim m h = α 1, lim m h = α 1 h h h LOIL (9) 3.3. Ampirik Bulgular ve Sonuçlar Asimerik ARDL modelinde de geleneksel ARDL modeli gibi üm değişkenlerin sıfır ve birinci dereceden durağan olmaları gerekmekedir. Bu nedenle kullanılan değişkenler için DickeyFuller (ADF) ve PhillipsPerron (PP) birim kök esleri kullanılarak durağanlık sınamaları yapılmışır. Tablo 2 de birim kök sınamalarının sonuçları verilmişir. Tabloda (LCPI) ve (LER) değişkenlerinin düzeyde veya birinci farkları alındığında durağan olduklarını görülmekedir. Ancak sanayi üreim endeksine (LIND) bakıldığında ADF esinde hem sabi hem de sabi ve rendli modelde değişkenin birinci farkının durağan olmadığı iddia edilmekedir. Ancak sabili modelde %10 anlamlılık düzeyinde durağan olduğu ayrıca PP esinde değişkenin, birinci dereceden büünleşik olduğunu dikkae aldığımızda modelimizde kullanılan üm değişkenlerin ARDL için gereken birim kök şarını sağladıkları oraya çıkmakadır. Birim kök sınamalarından sonra simeri varsayımı alında eşbüünleşme ilişkisi, geleneksel ARDL modeli ile sınanmışır. Eşbüünleşme es sonuçlarının verildiği Tablo 3 incelendiğinde geleneksel ADRL model ahmin sonuçlarına göre değişen varyans, normallik ve ardışık bağımlılık gibi sorunlar bulunmamasına rağmen hesaplanan sınır esi değerlerinin, 8

9 Pesaran (2001) kriik değerlerinin alında kalması nedeniyle uzun dönemde eşbüünleşmenin olmadığı kabul edilmişir. Bu nedenle modelde uzun dönemli eşbüünleşik bir ilişkiden bahsedilememekedir. Değişken Tablo 2. Modelde kullanılan değişkenlerin birim kök sınama sonuçları Model Augmened Dickey Fuller (ADF) PhillipsPerron (PP) isaisik Olasılık. Uyarlanmış. isaisik Olasılık. LCPI Düzey Sabi *** LCPI Birinci Fark Sabi * * LCPI Düzey Sabi ve Trend * * LCPI Birinci Fark Sabi ve Trend * * LER Düzey Sabi LER Birinci Fark Sabi * * LER Düzey Sabi ve Trend LER Birinci Fark Sabi ve Trend * * LIND Düzey Sabi *** LIND Birinci Fark Sabi *** * LIND İkinci Fark Sabi * * LIND Düzey Sabi ve Trend ** * LIND Birinci Fark Sabi ve Trend * LIND İkinci Fark Sabi ve Trend * * LOIL Düzey Sabi LOIL Birinci Fark Sabi * * LOIL Düzey Sabi ve Trend LOIL Birinci Fark Sabi ve Trend * * *,**,*** sırasıyla %1, %5 ve %10 seviyesinde durağanlığı gösermekedir Makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkilerin her zaman simerik olamayabileceği ve asimerik ve doğrusal olmayan ilişkinin varlığının göz önünde bulundurulması gerekiği fikri (Keynes, 1936), (Kahneman & Tversky, 1979), (Shiller, 1993), (Shiller, 2005) ve (Shin, Yu, & Greenwoodnimmo, 2014) arafından ileri sürülmüşür. Asimerik ilişkilerin olduğu modellerin simerik modeller alında incelenmesi poliika yapıcılar için yanlış yönlendirmelere sebep olabilmekedir. Bu bağlamda değişkenler arasında asimerik ilişkilerin var olabileceği göz önünde bulundurularak modelin yeniden es edilmesi daha güvenilir sonuçlar elde edilmesi için uygun görülmekedir. Doğrusal olmayan model oluşurulmuş ve değişkenlerin kısa ve uzun dönem doğrusal olup olmadıkları Wald F esi ile sınanmışır. Sonuç olarak sadece perol fiyalarının (LOIL), uzun dönemde asimerik ekisi olduğu kabul edilmişir. Uzun dönemde perol fiyalarının asimerik ekinin varlığı durumunda modelimiz, 10 numaralı denklem kullanılarak yeniden oluşurulmuşur. ΔLCPI = ψ η 0 LCPI 1 η 1 LIND 1 η 2 LER 1 η 3 LOIL 1 p β 1j ΔLCPI j β 2j ΔLIND j β 3j ΔLER j j=1 n q m η 3 LOIL 1 (10) β 4j ΔLOIL j e 9

10 10 numaralı denklemin ahmin sonucunda gecikme sayıları ile uygun olarak NARDL (1, 4, 0, 0) elde edilmiş ve uygun gecikme sayıları ile oluşurulan model 11 numaralı denklem olarak aşağıda verilmişir. ΔLCPI = ψ η 0 LCPI 1 η 1 LIND 1 η 2 LER 1 η 3 LOIL 1 η 3 LOIL 1 β 1 ΔLCPI 4 β 2j ΔLIND j β 3 ΔLER β 4 ΔLOIL e (11) 11 numaralı denklemin, en küçük kareler yönemi ile ahmin sonuçları Tablo 3 e NARDL başlığı alında verilmişir. Tablo 3 e verilen değerler (LIND), (LER), (LOIL) ve (LOIL) için hesaplanan uzun dönem kasayıları ise, sırasıyla (0,4653), (0,1414), (0,0172) ve (0,1116) olarak elde edilmişir. Sonuçların isaisiki anlamlılıkları incelendiğinde (LIND), (LER), (LOIL) değişkenleri isaisiki olarak anlamlı iken negaif fiya şoklarını emsil eden (LOIL) değişkeni isaisiki olarak anlamlı bulunmamışır. Tablo 3. Doğrusal ve Doğrusal Olmayan Model Tahminleri Geleneksel ARDL NARDL Değişkenler Uzun Dönem Simeri Kısa Dönem Simeri Uzun Dönem Asimeri Kısa Dönem Simeri LCPI(1) * * LIND(1) * LER(1) *** *** LOIL(1) LOIL_N(1) LOIL_P(1) ** D(LCPI(1)) ** ** D(LCPI(2)) ** D(LCPI(3)) D(LCPI(4)) * D(LIND) D(LIND(1)) *** * D(LIND(2)) * * D(LIND(3)) * * D(LIND(4)) ** D(LER) ** * D(LOIL) *** *** Sabi ** ECM(1) * * Pesaran Sınır Aralığı 3.23 & & 4.01 Hesaplanan F Değişen Varyans JarqueBera *,**,*** sırasıyla %1, %5 ve %10 isaisiki anlamlılığı ifade emekedir. Talep yönlü fiya baskılarını emsilen modele eklenen (LIND) değişkeninin kasayısı yorumlandığında Türkiye de sanayi üreiminde meydana gelen yüzde 1 lik arışın, ükeici fiyaları üzerinde yüzde 0,4 arışa sebep olabileceği görülmekedir. Aynı arış yönlü eki döviz 10

11 kuru değişkeni (LER) kasayısı yorumlandığında da karşımıza çıkmakadır. Buna göre döviz kurlarında yüzde 1 lik arış ükeici fiyalarını yüzde 0,14 arırmakadır. Dolar/TL kurunda bir arışın enflasyonis ekisi, Türkiye gibi üreimi ara malı ihalaına bağlı bir ülke için uarlı bir sonuç olarak karşımıza çıkmakadır. Perol fiyalarının diğer iki değişkenle olan en önemli farkı ekisinin simerik olmamasıdır. Bu sonuçlara göre perol fiyalarındaki bir arış (LOIL) uzun dönemde ükeici fiya endeksinde bir arışa yol açmasına rağmen bu durum perol fiyalarındaki düşüşe (LOIL) geçerli değildir. Perol fiyalarında yüzde 1 lik arış yönlü bir şokun uzun dönemde ükeici fiyaları üzerinde yüzde 0,11 gibi poziif ekisi bulunmakadır. Grafik 1. Perol fiyalarında arış ve azalışların ükeici fiyaları üzerindeki ekisi Grafik 2. Sanayi üreiminde arış ve azalışların ükeici fiyaları üzerindeki ekisi Grafik 3. Döviz Kurunda arış ve azalışların ükeici fiyaları üzerindeki ekisi Kısa dönem dinamikleri ilgili olarak oluşurulan Grafik 1 incelendiğinde perol fiyalarında arış yönlü bir şokun ükeici fiyaları üzerindeki poziif ekisi görülmekedir. Sonuçlara göre perol fiyalarında arış bir ay gecikmeli olarak fiya endeksi üzerinde ekili olmakadır. Perol fiyalarındaki azalışların ekisi isaisiki olarak anlamlı olsa idi kısa sürede simerik bir ilişki var olsa bile uzun dönemde fiya endeksi üzerinde poziif ekisinden bahsedilebilmekedir. Grafik 2 incelendiğinde ise, sanayi üreiminde meydana gelen arışın alep yönlü enflasyonis ekisinin 5 ay içerisinde fiya endeksi üzerinde ekili olduğu görülmekedir. Grafik 3 incelendiğinde ise, döviz kurlarında bir arışın, bir ay içerisinde enflasyonis ekilerinin oraya çıkığı görülmekedir. 11

12 4. Sonuç Türkiye gelişen ekonomisi ile aran enerji ihiyacına bağlı olarak, perol ve perol ürevlerinin yoğun kullanıldığı ülkelerden biridir. Enerji dışa bağımlılığın yüksek olması nedeniyle perol fiyalarındaki arış ve azalışların Türkiye deki makroekonomik değişkenler üzerinde birçok ekileri olduğu varsayılmakadır. Bu ekilerden çalışmalara en çok konu olanlarından biri de enflasyon üzerindeki ekisidir. Perol fiyalarındaki arışın Türkiye ekonomisi üzerinde enflasyon baskısına yol açığı düşünülürken poliika yapıcıların doğru kararlar verebilmesi için fiya azalışlarının ekilerinin de araşırılması gerekmekedir. Perol fiyalarındaki arış ve azalışların Türkiye ekonomisi üzerindeki enflasyonis ekisinin incelenmesi için oluşurulan geleneksel ARDL ve NARDL model sonuçlarına göre uzun dönemde simerik ilişkiden bahsedilemezken doğrusal olmayan bir ilişkiye raslanılmışır. Asimerik ilişkilerin incelendiği NARDL model sonuçlarına göre, perol fiyalarında arış şokları enflasyonis ekilere sebep olurken aynı sonuçlar fiya azalışları için isaisiki olarak anlamlı bulunmamışır. Bu sonuçlara göre uzun dönemde Türkiye için perol fiyaları ile ükeici fiyaları arasında asimerik ilişki söz konusudur. Çalışmada kullanılan diğer değişkenlerin isaisiki olarak anlamlı ve fiyalar üzerinde poziif yönde ekileri olduğu sonucuna ulaşılmışır. Bu bağlamda Türkiye deki poliika yapıcıların ham perol fiyalarındaki değişimlerin enflasyonis ekileri söz konusu olduğunda asimerik ekileri de göz önünde bulundurmaları avsiye edilmekedir. Kaynakça Abounoori, A. A., Nazarian, R., & Amiri, A. (2014). Oil Price PassThrough ino Domesic Inflaion : The Case of Iran. Inernaional Journal of Energy Economics and Policy, 4(4), Bhaacharya, K., & Bhaacharya, I. (2001). Impac of Increase in Oil Prices on Inflaion and Oupu in India. Economic and Poliical Weekly, 36(51), Tarihinde adresinden erişildi hp:// Burbidge, J., & Harrison, A. (1984). Tesing for he Effecs of OilPrice Rises using Vecor Auoregressions. Inernaional Economic Review, 25(2), hp://doi.org/ Caik, A. N., & Karacuka, M. (2012). Oil PassThrough o Domesic Prices in Turkey: Does he Change in Inflaion Regime Maer? Economic Research Ekonomska israživanja, 25(2), Chen, S. S. (2009). Oil price passhrough ino inflaion. Energy Economics, 31(1), hp://doi.org/ /j.eneco Cunado, J., & Perez de Gracia, F. (2005). Oil prices, economic aciviy and inflaion: Evidence for some Asian counries. Quarerly Review of Economics and Finance, 45(1), hp://doi.org/ /j.qref ECB. (2010). Oil Prices Their Deerminans and Impac on Euro Area Inflaion and he Macroeconomy. Monhly Bullein, (Augus),

13 EIA. (2016). U.S Energy Informaion Adminisraion Fuel Prices Daabank 1 Mayıs 2016 arihinde hps:// adresinden erişildi IMF. (2016). Inernaional Financial Saisics (IFS) 1 Mayıs 2016 arihinde hp://daa.imf.org/?sk=5dabaff2c5ad4d27a c02d1&ss= adresinden erişildi. Kahneman, D., & Tversky, A. (1979). Prospec Theory: An Analysis of Decision under Risk Daniel Kahneman; Amos Tversky. Economerica, 47(2), hp://doi.org/ /j x Keynes, J. (1936). The general heory of employmen, ineres and money. London: Macmiillan. 1 Mayıs 2016 Tarihinde hp://cas.umkc.edu/economics/people/faculypages/kregel/courses/econ645/winer2011/ GeneralTheory.pdf adresinden erişildi Kibriçioğlu, A., & Kibriçioğlu, B. (1999). Ham Perol ve Akaryakı Ürünü Fiya Arışlarının Türkiye deki Enflasyonis Ekileri. Ankara: Hazine Müseşarlığı Ekonomik Araşırmalar Genel Müdürlüğü Araşırma ve İnceleme Dizisi (no:21). Leblanc, M., & Chinn, M. D. (2004). Do High Oil Prices Presage Inflaion? UC Sana Cruz Economics Working Paper, (561), Nazlioglu, S., & Soyas, U. (2012). Oil price, agriculural commodiy prices, and he dollar: A panel coinegraion and causaliy analysis. Energy Economics, 34(4), hp://doi.org/ /j.eneco Papaperou, E. (2009). Oil Price Asymmeric Shocks and Economic Aciviy: The Case of Greece. Ausrian Associaion for Energy Economics 10h IAEE European Energy Conference from 710 Sepember 2009 in Vienna, Roeger, W. (2005). Inernaional oil price changes: Impac of oil prices on growh and inflaion in he EU/OECD. Inernaional Economics and Economic Policy, 2(1), hp://doi.org/ /s z Shiller, R. J. (1993). Macro Markes: Creaing Insiuions for Managing Sociey s Larges Economic Risks. Clarendon Press. Shiller, R. J. (2005). Irraional Exuberance (2nd Ediio). Princeon Universiy Press. Shin, Y., Yu, B., & Greenwoodnimmo, M. (2014). Modelling asymmeric coinegraion and dynamic mulipliers in a nonlinear ARDL framework. Içinde R. C. Sickles & W. C. Horrace (Ed.), Fesschrif in Honor of Peer Schmid Economeric Mehods and Applicaions (ss ). hp://doi.org/ / Shioji, E., & Uchino, T. (2010). PassThrough of Oil Prices o Japanese Domesic Prices. NBER Working Paper Series Türkiye Perolleri. (2015) Yılı Ham Perol ve Doğal Gaz Sekör Raporu (Mayıs 2015). T.C. Enerji ve Tabi Kaynaklar Bakanlığı. hp://doi.org/ /cbo Wang, Y., Wu, C., & Yang, L. (2013). Oil price shocks and sock marke aciviies: Evidence 13

14 from oilimporing and oilexporing counries. Journal of Comparaive Economics, 41(4), hp://doi.org/ /j.jce Yanıkkaya, H., Kaya, H., & Akgül, D. (2015). Perol Fiyalarının Enflasyona Geçişkenliği Değişi mi? Cenral Bank Review, 15, Yaylali, M., & Lebe, F. (2012). İhal Ham Perol Fiyalarının Türkiye deki Makroekonomik Akivieler Üzerindeki Ekisi. Marmara Üniversiesi İİBF Dergisi, 32(1),