C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 17, Sayı 2,

Transkript

1 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, PETROL FİYATLARI ve DÖVİZ KURU ARASINDAKİ İLİŞKİNİN AMPİRİK ANALİZİ: ASİMETRİK NEDENSELLİK ANALİZİ Uğur Adıgüzel 1 Tayfur Baya 2 Selim Kayhan 3 Öze Son dönemde perol fiyalarında yaşanan yoğun dalgalanmaların yanısıra Türk lirasının yabancı para birimleri karşısında değer kaybemesi perol fiyaları ile döviz kurları arasındaki ilişkinin ekrar gündeme gelmesine neden olmuşur. Bu çalışmada perol fiyaları ile döviz kuru arasındaki ilişkinin Türkiye ekonomisi için asimerik nedensellik esi ile incelenmesi amaçlanmakadır. Son dönemde Haemi-J ve Roca (2014) arafından gelişirilen asimerik nedensellik esi ile yılları arasında kalan ve dalgalı döviz kuru rejiminin uygulandığı dönem incelenerek değişkenler arasındaki muhemel asimeri es edilmekedir. Tes sonuçları perol fiyalarından döviz kuruna doğru bir nedenselliğin olduğunu dahası ilişkinin asimerik bir davranış sergilediğini gösermekedir. Anahar Kelimeler: Asimerik nedensellik, perol fiyaları, döviz kuru. Jel Kodları: C32, F31, F41. Absrac he volailiy in he oil price in he las decades and he depreciaion of TL agains oher currencies raised a very popular quesion once again; he relaion beween oil prices and he exchange rae. This sudy aims o invesigae he relaion beween exchange rae and oil prices in Turkey. Haemi-J and Roca (2014) asymmeric causaliy es is employed. The period for he analysis covers he daa from 2001 o According o he es resuls, here is a significan causaliy from oil prices o exchange rae in he seleced period. Moreover ha causaliy relaion from oil prices o exchange rae is an asymmeric relaion. Key Words: Asymmeric Causaliy, Oil Prices, Exchange Rae. Jel Codes: C32, F31, F41. 1 Doç. Dr., Cumhuriye Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, Sivas, uadiguzel@cumhuriye.edu.r 2 Doç. Dr., İnönü Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, Malaya, selimkayhan@homail.com 3 Doç. Dr., Necmein Erbakan Üniversiesi, Sosyal ve Beşeri Bilimler Fakülesi, Konya, ayfur_baya@homail.com

2 242 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, 2016 GİRİŞ Son yıllarda yüksek ekonomik büyüme performansı yakalayan gelişmeke olan ülke ekonomileri küresel büyümenin de en önemli akörlerinden bir anesi haline gelmişir. Küresel ekonominin büyümeye gelişmiş ülkelerin kakıları özellikle son yıllarda sınırlı kalırken Çin, Hindisan, Meksika ve Güney Kore gibi gelişmeke olan ülke sınıfına dahil olan ülkeler rekor büyüme rakamlarına ulaşmışlardır. Ekonomik büyümenin beraberinde geirdiği bir başka konu ise enerji alebidir. Mucuk ve Sugözü ne (2011) göre enerji alebi ile ekonomik büyüme arasında gerek sekörel bazda gerekse ekonominin geneli bağlamında poziif bir ilişki mevcuur. Zira Türkiye Perol Kurumu nun 2011 yılında yayınlamış olduğu bir rapora göre 2010 yılında enerji ihiyacı ve perol alebi sırasıyla % 5.6 ve % 3.1 arış gösermişir. Bu alep arışının emelinde de gelişmeke olan ülkeler bulunmakadır yılı verilerine bakıldığında Türkiye de enerji ihalaının oplam ihalaa oranının yaklaşık olarak % 25 olduğu görülmekedir (IMF, 2014: 1). Türkiye doğalgaz ve perol ihiyacını ihala yoluyla karşılamakadır. Bu durum ise perol ve doğalgaz fiyalarında yaşanacak bir değişimin Türkiye ekonomisi üzerinde ekili olacağını gösermekedir. Zira fiyalardaki bir arış oplam ihalaı arırarak ödemeler bilançosu dengesinin bozulmasına neden olabilecekir. Enerji fiyalarındaki bir arış cari işlemler kanalı ile yabancı para alebine yönelik arışa ulusal paranın değerinin yabancı para cinsinden azalmasına, kurun armasına neden olabilecekir. Tersi durumda yabancı para alebine yönelik alepeki azalış ulusal paranın değerinin yükselmesine ve döviz kurunun düşmesine neden olabilecekir. Çalışmanın amacı Türkiye ekonomisinde değişen perol fiyalarının ABD doları/türk lirası kuru üzerindeki muhemel ekilerini ölçmekir. Bu amaçla Türkiye nin dalgalı döviz kuru rejimine geçiği 2001 yılının Şuba ayından 2015 yılının Aralık ayına kadar olan döneme ai nispi perol fiyaları ile ABD doları reel döviz kuru serileri asimerik nedensellik meodu ile incelenmekedir. Elde edilen sonuçlar döviz kurları üzerinde ekili olan fakörlerin anlaşılmasında ve her bir değişkenin negaif ve poziif değişimlerinin diğer değişkeni nasıl ekilediğinin anlaşılmasında yardımcı olmakadır. Çalışmanın ikinci bölümünde konu ile ilgili lieraür özelenmekedir. Sonraki bölümde ise analizde kullanılacak meo özelenmekedir. Dördüncü ve beşinci bölümlerde sırası ile veri ve uygulama sonuçları sunulurken son bölümde ise bulgular yorumlanarak poliika önerilerine yer verilmekedir.

3 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, I. Lieraür Perol fiyaları ile döviz kuru arasındaki ilişkiyi inceleyen ilk çalışmalar Krugman (1980) ve Golub a (1983) aiir. Yazarlara göre enerji ihal eden bir ülke perol fiyalarındaki bir arış sonucunda ulusal parasının değerinde bir düşüş yaşayabilir. Perol ihraç eden ülkeler için ise ersi durumun geçerli olduğunu beliren yazarları akip eden çalışmalardan Amano ve Van Norden (1998) perol fiyalarındaki dalgalanmaların reel döviz kuru dalgalanmalarını açıklamada ekili olduğunu vurgulamakadırlar. Camarero va Tamari (2002) İspanya için yapıkları çalışmada İspanyol peseasındaki dalgalanmaları perol fiyaları ile açıklamakadır. Huang ve Guo (2007) Çin için bu ilişkinin zayıf olduğunu belirmekedirler. Çıkan bu sonucun Çin!in perol icareinde kullanmış olduğu barer siseminden kaynaklandığını söylemek mümkündür. G7 ülkelerini inceleyen Chen ve Chen (2007) ise reel perol fiyalarının reel döviz kuru değişmelerinde ekili bir fakör olduğunu belirmişlerdir. Perol fiyalarından döviz kuruna doğru bir nedenselliğin varlığına dair kanılar sunan son dönem çalışmaları arasında Cifarelli ve Paladino (2010), Lizardo ve Mollick (2010), Hasanov (2010), Nikbah (2010), Mendez- Carbajo (2011) ve Baya vd. (2015) bulunmakadır. Öe yandan döviz kurunda yaşanan değişmelerin perol fiyaları üzerinde ekili olabileceğini iddia eden bir grup çalışma da mevcuur. Bunlardan ilki Bloomberg ve Harris e (1995) aiir. Onlara göre perol homojen olarak ve uluslararası çapa icarei yapılan bir üründür ve ABD doları üzerinden icarei gerçekleşirilmekedir. Bu gerçeken harekele ABD dolarının yabancı bir para birimi karşısında değer kaybemesi o ülkede görece perol fiyaının düşmesine ve alebinin armasına neden olacakır. Bu ise ülkenin saın alma gücünün armasına ve perol alebinin armasına neden olurken sonucunda perol fiyalarında genel bir arışın olması beklenecekir. Bu açıklamayı desekleyen sonuçlardan ilki Sadorsky (2000) arafından yayınlanmakadır. Indjehagopıan vd. (2000) Fransa ve Almanya için elde eikleri sonuçların bunu deseklediğini rapor emekedir. Zhang e al. (2008) böylesi bir ilişkinin kısa dönem için geçerli olup uzun dönemde kaybolduğunu belirmekedir. Akram (2009), Özsöz ve Akinkunmi (2011), Hassan ve Zahid (2011) ve Şahbaz vd. (2014) döviz kurundan perol fiyalarına doğru bir nedenselliğin varlığını desekleyen sonuçlara ulaşmakadırlar. Lieraürde konu ile ilgili çalışmaların bir kısmı ise değişkenler arasında çif yönlü ilişkinin bulunduğunu, yani her ikisinin de birbirini ekilediğini iddia emekedir. Usama ve Normee (2009), Chen vd. (2010), Groen ve Preseni (2010), Huang ve Tseng (2010), Yanagisawa (2010) ve Adıgüzel vd. (2013) çalışmalarında çif yönlü nedenselliğin varlığını desekleyen sonuçlar elde emekedirler. Dördüncü grup çalışmalar ise değişkenler arasında herhangi bir ilişkinin bulunmadığını iddia emekedir. Bu çalışmalarda hem perol fiyaının hem de döviz kurunun birbirlerini açıklayıcı güce sahip olamayacaklarını iddia edilmekedir.

4 244 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, 2016 Habib ve Kalamova (2007), Wu vd. (2011) ve Mohammadi ve Parvar (2010) bulunmakadır. II. Meodoloji Çalışmada değişkenlerde yaşanan poziif ve negaif şokların ekilerinin birbirinden farklı olabileceği fikri üzerine Haemi-J ve Roca (2014) arafından gelişirilen asimerik nedensellik analiz yönemi kullanılmakadır. Granger ve Yoon (2002) arafından ileri sürülen poziif ve negaif şokların değişkenler arasındaki ilişkiden farklı olabileceği düşüncesi üzerine gelişirilen meoa üç önemli unsur bulunmakadır: Oluşurulan VAR modelinde gecikme uzunluğunun belirlenmesi, modele eklenecek ek gecikme sayısının belirlenmesi ve Wald es isaisiği için kriik değerlerin belirlenmesidir. Analizden elde edilen sonuçlar serilerin dinamiğini anlamaya yardımcı olmakadır. Böylece muhemel geleceğe yönelik ahminleri gelişirmeye imkân verecek saklı yapıyı bulmak amaçlanmakadır (Yılancı, Bozoklu,2014: 214). Asimerik nedensellik esinin emelinde farklı şok iplerinin varlığında nedensellik ilişkilerinin değişkenlik göserip gösermediğinin espi edilmesidir. Bu süreç şu şekilde gelişmekedir. P 1 ve P 2 eş büünleşik iki değişken olmak üzere (Haemi J, Roca, 2014; 7) P P P ,0 1i i1 ve (1) P P P ,0 2i i1 (2) =1,2,,T, iken P 1,0 ve P 2 2,0 sabi erimler,, iid(0, ) 1i 2i şeklindedir. Her bir değişkendeki poziif ve negaif değişmeler sırasıyla max(, 0), 1i 1i max(,0), min(,0) ve min(,0) olacakır. Sonuçlar 2i 2i 1i 1i 2i 2i ise şu şekilde ahmin edilmekedir 1i 1i ve 1i 2i 2i. Böylece, 2i

5 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, ,0 1i 1 i i1 i1 P P P (3) ,0 2i 2i i1 i1 P P P (4) Her bir değişkendeki poziif ve negaif şokların oplamı ise sırası ile P1, P i1 P P P P, 2 ve 2 P2 2 i1 i1 i1 şeklindedir (Haemi J ve Roca, 2014: 8). ( 1, 2 ) vekörü poziif şoklar arasındaki nedensellik ilişkisini es emeke kullanılmakadır. k gecikmeli bir VAR (L) modelinde vekör aşağıdaki göserildiği gibi anımlanmakadır. P v A P A P A P u L k (5) Yukarıdaki denklemde, v 2 x 1 boyulu sabi değişkenlerin vekörüdür. boyulu poziif şoklar meydana geldiğinde oraya çıkan haa erimleri vekörüdür. A r 2x2 paramere marisir ve r=1,2,, k şeklindedir (Haemi J, 2002: 451). Opimal gecikme uzunluğu Haemi-J (2003, 2008) arafından gelişirilen es isaisikleri arafından anımlanmakadır. ˆ 1 2 HJC In( ) k2 T ( m InT 2 min( InT )) (6) f ˆ f her bir k uzunluğundaki gecikme uzunluğunda haa erimleri kovaryans marisini gösermekedir. m VAR modelindeki eşilik sayısını gösermekedir ve T örneklem sayısıdır (Haemi-J ve Roca, 2014: 9). Boş hipoez A r marisinin k. süun ve j. saırının sıfıra eşi olması şeklinde anımlanmakadır. Deaylı wald isaisiği için Lükepohl (2005) incelenebilir. Eğer es isaisikleri kriik değerlerden büyük ise, nedenselliğin olmadığını söyleyen boş hipoez reddedilmekedir. u 2x1

6 246 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, 2016 III. Veriler Bu çalışmada Türkiye ekonomisine ai veriler kullanılmak sureiyle perol fiyaları ve döviz kuru arasındaki muhemel asimerik ilişkilerin varlığı incelenmekedir. Böylelikle küresel finans krizi sonrası dönemde Türk lirasında yaşanan dalgalanmaların emelinde aynı dönemde fiyaında ciddi bir dalgalanma meydana gelen perolün rolü anlaşılabilecekir. Bunun için reel döviz kuru (ROP) ve reel perol fiyaları (REER) serileri kullanılmakadır. Bu bağlamda 2009 yılının Ocak ayı başlangıç olarak kabul edilmeke, zaman serisi 2015 yılının Aralık ayı ile sonlanmakadır. Döviz kuru ABD dolarının Türk lirası cinsinden karşılığı olarak anımlanmakadır. Böylece ABD dolarının değerlenmesi durumunda kurun nominal değeri armakadır. Saın alma gücü pariesi anımına göre ise reel döviz kuru nominal döviz kurunun yabancı fiyalar genel seviyesinin ulusal fiyalar genel seviyesine oranı ile ayarlanmış şekli olarak anımlanmakadır (Kipici ve Kesriyeli, 1997). Bu bağlamda reel döviz kuru, nominal döviz kuru saın alma eorisine göre ayarlanması sonucu elde edilmekedir. Reel perol fiyaları ise dör farklı perol fiyaının oralamasından elde edilen dünya perol fiyaı kullanılmaka, perol fiyaının realize edilmesi için ise önce nominal döviz kuru ile ulusal para cinsine çevrilmeke, daha sonrasında ise ulusal ükeici fiyalar genel seviyesi ile defale edilmesi sonucu elde edilmekedir. Reel döviz kuru ve perol fiyaının hesaplanmasında kullanılan üm veriler Uluslararası Para Fonu (IMF) arafından yayımlanan Uluslararası Finans İsaisikleri (IFS) veri abanından elde edilmekedir. Grafik 1. Değişkenlerin Aylar İibariyle Değişimi ROP REER

7 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, Kaynak: Yazarların hesaplaması 1 numaralı grafiken de görüleceği üzere her iki değişkende de kırılmalar bulunmakadır. Reel döviz kurunda dönem başında görülen düşüş rendi sonrasında yerini arış rendine bırakırken perol fiyaı daha kırılgan bir karakere sahip bir seri izlemekedir. Tablo 1. Değişkenlere Ai Tanımlayıcı İsaisikler Değişkenle r Oralama Maksimu m Minimum Sandar Sapma Çarpıklık Basıklık Jarque- Bera REER (0.027) ROP (0.000) Kaynak: Yazarların hesaplaması Tanımlayıcı isaisiklere göre oynaklığın gösergesi olan sandar sapma değeri her iki değişkende de birbirine yakın olmakla birlike reel döviz kuru değişkeninde daha yüksekir. Ayrıca çarpıklık kasayısı 4 göz önüne alındığında reel döviz kuru değişkeni sola çarpık, reel perol fiyaları değişkeni sağa çarpıkır. Basıklık kasayısına 5 göre reel döviz kuru değişkeni basık, reel perol fiyaları değişkeni dik bulunmuşur. Jarque- Bera esinde ise olasılık değerleri dikkae alındığında her iki değişken içinde normal dağılımın olmadığı alernaif hipoezi kabul edilmekedir. IV. Uygulama Sonuçları Uygulama aşamasında öncelikle modelde değişen varyans sorununa yakalanmamak amacıyla değişkenlerin doğal logariması alınmış, moving average yönemine göre mevsimselliken arındırılmakadır. Değişkenler arasındaki dinamik ilişkileri görmek amacıyla VAR (vekör ooregresyon) modeli kurulmakadır. Öncelikle VAR modelinde değişkenlerin durağan oldukları seviyeleri bulmak gerekmekedir. Bu amaçla ekonomeri lieraüründe Dickey-Fuller (1981, ADF) 0 için sola çarpık 4 Oralamaya göre üçüncü derece momen çarpıklık için S 3 0 için simerik 0 için sağa çarpık 3 için basık 5 Oralamaya göre dördüncü momen basıklık için K 4 3 için normal 3 için dik

8 248 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, 2016 arafından gelişirilen yapısal kırılmaları dikkae almayan doğrusal birim kök esleri yapılmakadır. Tablo 2. ADF (1979, 1981) ve PP Birim Kök esi Sonuçları Değişken ler ADF PP Değişken ler ADF PP Düzey Değerleri Sabi Sabi +Trend REER ROP REER ROP (2) [0.195] (1) [0.105] (2) [0.907] (1) [0.309] (1) [0.545] (2) [0.126] (0) [0.972] (2) [0.486] Birinci Farklar REER ROP REER ROP (1) (0) (1) (0) (4) (7) (7) (7) Nolar: *. ve * değerleri sırasıyla %1. %5 ve %10 anlam seviyelerinde serilerin durağanlıklarını gösermekedir. ADF Tesi için: * değeri SIC krierine göre seçilen gecikme uzunluklarını ve gecikme uzunluklarının sıfır olması durumunda Dickey-Fuller es sonuçlarını gösermekedir. ADF esi için %1, %5, ve %10 güven aralığında Mac Kinnon (1996) kriik değerleri, sabi erimli model için , sabi erim ve rendli model için ise 'dir. PP esi için: paranez içindeki değerler Barle Kernel krieri kullanılarak Newey-Wes e göre seçilen ban genişliklerini gösermekedir. PP esi için %1, %5 ve %10 güven aralığında Mac Kinnon kriik değerleri, sabi erimli model için , sabi erim ve rendli model için ise ve 3.148'dir.

9 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, Her iki değişkeninden düzey değerinde birim kök aşıdığı, birinci farkı alındığı zaman durağan oldukları görülmekedir. VAR modeli kurulurken değişkenlerin ise birinci farkları kullanılmakadır. VAR modeli ile ookorelasyonun olmadığı opimal gecikme uzunluğu 2 bulunmuşur. Daha sonra Johansen eşbüünleşme esi yapılmış ve değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğu espi edilmişir. Tablo 3. Haemi-J ve Roca (2014) Asimerik Nedensellik Tes Sonuçları %1 %5 %10 Nedenselliğin MWALD Boosrap Boosrap Boosrap Yönü Kriik Değeri Kriik Değeri Kriik Değeri REER + > ROP (0.196) REER + >ROP (0.903) REER - >ROP (0.739) REER - > ROP (0.245) ROP + >REER (0.334) ROP + >REER (0.577) ROP - >REER (0.00)* ROP - >REER (0.238) * No: > noasyonu nedenselliğin olmadığı sıfır hipoezini gösermekedir. Paranez içindeki değerler asimooik olarak olasılık değerlerini gösermekedir. *. ve * değerleri sırasıyla %10, %5 ve %1 anlam seviyelerinde değişkenler arasında nedensellik ilişkisini gösermekedir. Boosrap sayısı dir. VAR modelinden elde edilen opimal gecikme uzunluğu kullanılarak Haemi J- Roca (2014) arafından gelişirilen asimerik nedensellik esi uygulanmakadır. Asimerik nedensellik esi sonuçları değişkenler arasında nedenselliğin reel perol fiyaından reel döviz kuruna doğru olduğunu kanılar sunmakadır. Faka mevcu lieraürden farklı olarak reel perol fiyaından reel dçviz kuruna doğru olan nedensellik ilişkisi asimerik bir yapıda olduğu görülmekedir. Yani nedensellik negaif reel perol fiyaı şoklarından negaif reel döviz kuru şokuna doğru var iken aynı durum poziif reel perol fiyaı şokunda görülmemekedir. Bu perol fiyalarındaki değişmenin sadece azalma durumunda döviz kurunu ekilediği arış durumunda ise ekilemediği sonucunu vermekedir.

10 250 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, 2016 V. Sonuç Bu çalışmada reel döviz kurları ile reel perol fiyaları arasındaki ilişki Türkiye ekonomisi için asimerik nedensellik meodu ile es edilmekedir. Analizler sonuçları, döviz kurundan perol fiyalarına doğru bir nedensellik ilişkisinden bahsedilemeyeceği, döviz kurundaki arış ya da azalışların perol fiyaları üzerinde ekili olamayacağını gösermekedir. Bu sonuç uluslararası perol alebinde Türkiye nin payının % 1 civarında olduğu düşünüldüğünde eorik olarak da anlamlı bulunmakadır. Zira kurdaki bir değişme sonucu Türkiye nin perol alebindeki değişmenin perol fiyaları üzerindeki ekisinin kısılı olacağı muhemeldir. Öe yandan perol fiyalarından döviz kuruna doğru bir nedenselliğin varlığı ne perol ihalaçısı bir ülke için beklenen bir sonuçur. Bununla birlike ilişki asimerik bir yapı sergilemeke ve nedensellik sadece negaif perol fiyaı şoklarından negaif döviz kuru şoklarına doğrudur. Bu durumda perol fiyalarının düşmesi reel kuru düşürmekedir. Sonuçlar gösermekedir ki perol fiyaları döviz kurları üzerinde Türkiye gibi gelişmeke olan bir ülkede ekilidir. Faka bu eki her zaman geçerli değil, özellikle negaif yönlü perol şoklarında mümkündür.

11 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, Kaynakça Akram, Q. Farooq Commodiy Prices, Ineres Raes and he Dollar. Energy Economics, 31(6): Amano, Rober A., and Simon van Norden Oil Prices and he Rise and Fall of he US Real Exchange Rae. Journal of Inernaional Money and Finance, 17(2): Baya, T., Nazlıoğlu, Ş., Kayhan, S Exchange rae and oil price ineracions in Transiion Economies: Czech Republic, Hungary and Poland. Panoeconomicus, 62 (3), Bloomberg, S. Brock, and Ehan S. Harris The Commodiy-Consumer Price Connecion: Fac or Fable? Federal Reserve Board Economic Policy Review, Ocober: Camarero, Mariam, and Cecilio Tamari Oil Prices and Spanish Compeiiveness: A Coinegraed Panel Analysis. Journal of Policy Modeling, 24(6): Chen, Shiu-Sheng, and Hung-Chyn Chen Oil Prices and Real Exchange Raes. Energy Economics, 29(3): Cifarelli, Giulio, and Giovanna Paladino Oil Price Dynamics and Speculaion: A Mulivariae Financial Approach. Energy Economics, 32(2): Golub, S. S. (1983), Oil Price and Exchange Raes. The Economic Journal, 93 (371), ; Groen, J. J. J., Peseni, P. A. (2010), Commodiy Prices, Commodiy Currencies and Global Economic Developmens. NBER Working Papers, No ; Hasanov, Fakhri The Impac of Real Oil Price on Real Effecive Exchange Rae: The Case of Azerbaijan. German Insiue for Economic Research Discussion Paper Hassan, Suleiman, and Mohammad Zahid The Real Exchange Rae of an Oil Exporing Economy: Empirical Evidence from Nigeria. Forschungsschwerpunk Inernaionale Wirschaf Working Paper 72. Haemi-J ve Roca, E Brics And PIGS In The Presence Of Uncle Sam And Big Brohers: Who Drive Who? Evidence Based On Asymmeric Causaliy Tess, Griffih Business School Discussion Papers Finance, ISSSN: Huang, Ying, and Feng Guo The Role of Oil Price Shocks on China s Real Exchange Rae. China Economic Review, 18(4):

12 252 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, 2016 Indjehagopian, Jean Pierre, Frederic Lanz, and Vienne Simon Dynamics of Heaing Oil Marke Prices in Europe. Energy Economics, 22(2): Krugman, Paul R Oil and he Dollar. Naional Bureau of Economic Research Working Paper 554. Lizardo, Radhamés A., and André V. Mollick Oil Price Flucuaions and he U.S. Dollar Exchange Raes. Energy Economics, 32(2): Mendez-Carbajo, Diego Energy Dependence, Oil Prices and Exchange Raes: The Dominican Economy since Empirical Economics, 40(2): Mucuk, Mehme, and Ibrahim H. Sugozu Secoral Energy Consumpion and Economic Growh Nexus in Turkey. Energy Educaion Science and Technology Par B: Social and Educaional Sudies, 3(4): Nikbakh, Leili Oil Prices and Exchange Raes: The Case of OPEC. Business Inelligence Journal, 3(1): Ozsoz, Emre, and Musapha Akinkunmi An Evaluaion of Price Based Deerminans of Nigeria s Real Exchange Rae. Social Science Research Nework Paper Sadorsky, Perry The Empirical Relaionship beween Energy Fuures Prices and Exchange Raes. Energy Economics, 22(2): Şahbaz, A., Adıgüzel, U., Baya, T., Kayhan, S Relaionship beween oil prices and exchange raes: The case of Romania. Yilanci, V. ve Bozoklu, S. (2014), Türk Sermaye Piyasasında Fiya ve İşlem Hacmi İlişkisi: Zamanla Değişen Asimerik Nedensellik Analizi,Ege Academic Review, 14(2), ss Zhang, Yue-Jun, Yin Fan, Hsien-Tang Tsai, and Yi-Ming Wei Spillover Effec of US Dollar Exchange Rae on Oil Prices. Journal of Policy Modeling, 30(6):