REEL DÖVİZ KURU ve TİCARETE KONU OLMAYAN MALLAR: GÖLGE DEĞİŞKEN YAKLAŞIMI

Transkript

1 Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2, 2008, s REEL DÖVİZ KURU ve TİCARETE KONU OLMAYAN MALLAR: GÖLGE DEĞİŞKEN YAKLAŞIMI Kadir Yasin ERYİĞİT * Öze Bu çalışmada 1986: :03 dönemi çeyrek yıllık verileri kullanılarak gayrisafi yuriçi hasıla deflaörü emelli TL/ABD Doları ikili reel döviz kuru ile icaree konu olmayan malların göreli fiyaları arasındaki uzun dönemli orak hareke incelenmişir. Bu amaçla, her iki ülke için ükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına oranı icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri için birer gölge değişken olarak kullanılarak bu orak hareke, uzun dönem dengesi içerisinde yapısal kırılmaların varlığına olanak anıyan Johansen ve diğerleri (2000) yaklaşımı çerçevesinde ahmin edilmişir ve reel döviz kuru davranışındaki sapmaların ölçülebilmesi için sağlıklı bir zemin sağlanmışır. Anahar Kelimeler: Saınalma Gücü Pariesi, icaree konu olmayan mallar, eşümleşme, yapısal kırılmalar. Absrac In his paper, he long-run co movemen beween gross domesic produc deflaor based TL/US Dollar bilaeral real exchange rae and relaive prices of nonradables was invesigaed by using quarerly daa for he period 1986: :03. For his purpose, by using he raio of consumer prices o whole sale prices as proxies for he price levels of he non-radables for boh counries, his long-run relaionship was esimaed wihin Johansen e al. (2000) coinegraion framework which allows for he exisence of srucural breaks and a naural basis was provided in measuring long-run real exchange rae misalignmen. Key Words: Purchasing Power Pariy, non-radables, coinegraion, srucural breaks. * Arş. Gör. Dr., Uludağ Üniversiesi, İİBF, Ekonomeri Bölümü.

2 26 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 1. GİRİŞ Reel döviz kuru, nominal döviz kurunun, yurdışı fiya düzeyi ile çarpılarak yuriçi fiya düzeyine bölünmesi şeklinde anımlanmakadır ve reel döviz kurunun durağanlığı, uzun dönemde oralamaya dönen bir davranış sergilemesi anlamına gelmekedir. Bu bağlamda, reel döviz kurunun durağan dışılığı çoğu kez Saınalma Gücü Pariesi (PPP) nin uzun dönemde geçerli olmaması şeklinde yorumlanmakadır. Bununla birlike lieraürde, ükeici fiyaları ve opan eşya fiyaları gibi genel fiya düzeylerine dayalı araşırmalarda PPP nin uzun dönem geçerliliği yönünde bazı kanılar oraya konulmuş olmasına rağmen reel döviz kurunun birim kök durağan dışılığı ya da en azından süreğen bir yapı arz emesi uluslararası finansa genel iibariyle alı çizilen bir gerçekir. 1,2 Bu nokada reel döviz kurunun oralamaya dönen bir süreç izlememesi ya da süreğenlik özelliği gösermesinin nedenlerinin belirlenmesi oldukça önemli bir konu hale gelmekedir. Lieraürde, reel döviz kurunun oralamaya dönen bir davranış sergilememesinin önemli nedenlerinden birinin, genel fiya endeksleri oluşumunda geniş ölçüde icaree konu olmayan malların yer alması olduğu düşüncesi üzerinde oldukça yoğun bir arışma söz konusudur. Bu anlamda icaree konu olmayan malların yaraığı sorun, çeşili şekillerde oraya çıkabilir. Birincisi, icaree konu olan malların icaree konu olmayan bileşenlerinin, aralarında icarein söz konusu olduğu ülkelere göre farklılık 1 2 Froo ve Rogoff (1995) in ikinci aşama olarak değerlendirdiği PPP sınamaları reel döviz kurunun birim kök durağan dışılık sıfır önsavını reel döviz kurunun durağan olduğu alernaif önsavı karşısında sınayan çalışmalardır. Bu araşırmalar reel döviz kurunun rassal yürüyüş davranışı, başka bir ifade ile reel döviz kurunun oralamaya dönen bir davranış, göserip gösermediğini belirlemeye çalışmakadır. Bu yaklaşıma göre reel döviz kurunun durağanlığı, uzun dönemde PPP nin geçerliliğini ima emekedir. PPP nin geçerliliğini reel döviz kurunun birim kök durağan dışılığını sınayarak belirlemeye çalışan önemli çalışmalar arasında Darby (1983), Adler ve Lehman (1983), Hakkio (1984), Frankel (1986), Edison (1987), Huizinga (1987) ve Meese ve Rogoff (1988) göserilebilir. Özellikle Breon Wood sonrası dönemde ikinci aşama sınamalardan elde edilen genel sonuç PPP lehinde çok fazla kanıın olmaması yönündedir. Türkiye için lieraür incelendiğinde de PPP nin geçerliliği yönünde ne kanıların söz konusu olmadığı göze çarpmakadır. Türkiye için reel döviz kurunun birim kök durağan dışılığı üzerine odaklanan çalışmalara örnek olarak Bahmani-Oskooee (1998), Musafaoğlu (1999), Erla (2003), Civcir (2003) ve Taşan (2005) göserilebilir. Ancak bu çalışmalar PPP nin geçerliliği konusunda ne bulgular oraya koyamamakadır. Örneğin Bahmani-Oskoee (1998), Erla (2003) ve Taşan reel döviz kurunun durağanlığı yönünde bir akım bulgular oraya koyarken, Musafaoğlu (1999) ve Civcir (2003) reel döviz kurunun durağanlığı yönünde herhangi bir kanı oraya koyamamışlardır. Ancak, bu çalışmalar genel iibariyle reel döviz kurunun en azından süreğen bir yapı arz eiğini gösermekedir.

3 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 27 gösermesidir. Ayrıca sadece icaree konu olan ve içeriğinde icaree konu olmayan bileşen bulunmayan mal bulmak oldukça zordur, çünkü icaree konu olan mallar büyük ölçüde perakende hizmeleri gibi icaree konu olmayan hizmelerle birlike ele alınmakadır. İkincisi, fiya endekslerinde icaree konu olan ve olmayan mallar üzerine konan ağırlıkların dönemler iibariyle kararlı olmaması ve bu ağırlıkları döviz kuruyla birlike hareke ediyor olmasıdır. Üçüncüsü, icaree konu olan ve olmayan mal endüsrileri arasında verimlilik farklılıklarının söz konusu olmasıdır (Hsieh, 1992). Ticaree konu olmayan mal endüsrilerindeki verimliliğin olasılıksal ve/veya belirlenimsel yönelim davranışlarının icaree konu olan mal endüsrilerininkinden farklı olması, uzun dönemde göreli fiyalarda ve dolayısıyla genel fiya endeksi emelli reel döviz kurunda değişmelere yol açabilir. Bu yorum, Balassa (1964) ve Samuelson (1964) çalışmalarına dayandırılmakadır. Dördüncü yoruma göre ise, icaree konu olan ve olmayan mallar arasındaki göreli fiyalar rassal yürüyüş davranışı göserebilir, çünkü ükeiciler icaree konu olan malların ükeimini düzgünleşirirler (bkz. Rogoff, 1992 ve Razin, 1993). Son olarak, nominal döviz kurlarındaki harekeler, PPP nin uzun dönemde icaree konu olan mallar için geçerli olması halinde icaree konu olan ve olmayan malların göreli fiyalarında değişmelere neden olabilir (Kakkar ve Ogaki, 1999). Balassa ve Samuelson un öncü çalışmalarından bugüne birçok araşırma reel döviz kurunun oralamaya dönen bir davranış sergilememesinin nedenlerini açıklamada icaree konu olmayan mallar üzerine yoğunlaşmakadır. Ancak icaree konu olan ve olmayan malların fiya düzeyleri ile ilgili verilerin çok kısılı olması nedeniyle bu konuda sağlıklı ampirik sonuçlar elde emek oldukça zordur. Reel döviz kurları ile icaree konu olan ve olmayan mallar üzerine yoğunlaşan birkaç yaklaşım bulunmakadır. Bunlardan ilki, reel döviz kuru ile icaree konu olan ve olmayan mal endüsrilerindeki verimlilikleri, Balassa-Samuelson benzeri bakış açısıyla ilişkilendirmeye çalışmakadır. Bu yaklaşıma örnek olarak Hsieh (1982) ve Yoshikava (1990) nın çalışmaları göserilebilir. Her iki çalışmada da, araşırmacılar verimliliklerin ve reel döviz kurlarının birlike hareke eme eğiliminde olduklarını bulmuşlardır. Ancak, döviz kurlarındaki bazı geniş dalgalanmaların verimliliklerdeki değişmeler arafından yakalanamadığını sapamışlardır. Bu nedenle, icaree konu olan ve olmayan malların göreli fiyalarının birlike hareke eiği zaman dönemlerini bilmek bu yaklaşım açısından önemlidir. Balassa-Samuelson modeli ile ilişkilendirilen diğer bir yaklaşım De Gregorio ve diğerleri (1994 a,b) nin geirdiği yaklaşımdır. Bu yaklaşımda, icaree konu olan ve olmayan malların arz ve alep yanlı belirleyicileri araşırılmakadır. Bu yaklaşımın uygulanabilmesi, reel döviz kuru ile icaree konu olan ve olmayan malların göreli fiyaları arasında gözlenen orak

4 28 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 hareke için zaman periyodunun, ülkelerin ve göreli fiya ölçümlerinin belirlenmesini gerekirmekedir. Üçüncü yaklaşım ise icare konu olmayan mallar için PPP üzerine yoğunlaşmakadır. Örneğin Engel (1993), PPP nin kısa dönem ekilerini fiya oynaklıklarını sınayarak araşırmışır. Bunun yanında, Rogers ve Jenkins (1995) icaree konu olan ve olmayan mallar için PPP yi ayrı ayrı ele almış ve PPP nin icaree konu olan mallar için geçerli olması halinde bile, iki mal grubunun genel fiya endekslerinin oluşum sürecindeki ağırlıklarının kararlı olmaması durumunda, icaree konu olan ve olmayan malların göreli fiyalarının reel döviz kurları ile birlike hareke emeyebileceğini ifade emişir (Kakar ve Ogaki, 1999). Yukarıda sözü edilen yaklaşımların bir amamlayıcısı olarak oraya çıkan bir diğer yaklaşım ise, genel olarak icaree konu olan ve olmayan malların fiya düzeyleri için birer gölge değişken bulma çabalarına dayanmakadır. Çünkü icaree konu olan ve olmayan malların fiya düzeylerini emsil edecek değişkenlerin bulunması oldukça zordur. Bu çabalardan en dikka çekeni, Duon ve Srauss un (1997) çalışmasıdır. Bu çalışmada Duon ve Srauss, sanayi mallarını ve hizmeleri sırasıyla icaree konu olan ve olmayan mallar için birer gölge değişken olarak kabul emiş ve Johansen ve Juselius un (1990) çok değişkenli eşümleşme yönemini kullanarak on iki ülke için icaree konu olmayan malların reel döviz kuru davranışının önemli bir belirleyicisi olduğunu bulmuşur. Tükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına oranını gölge değişken olarak kullanan Kakkar ve Ogaki (1999), ABD, İngilere ve İalya için yapıkları çalışmada, Park ın (1992) kanonik eşümleşim (CCR) yönemiyle dalgalı kur öncesi dönem için reel döviz kuru ile icaree konu olmayan malların göreli fiyaları arasında orak bir hareke bulmuşur. Ancak, Kakkar ve Ogaki üç ülke için dalgalı kur öncesi ve sonrası dönemi birlike ele aldığında, aynı bulguları desekler sonuca ulaşamamışır. Sonrasında Kakkar (2001), Kakkar ve Ogaki de (1999) olduğu gibi ükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına oranını gölge değişken olarak kabul emiş ve yine CCR yordamı ile Meksika-ABD ikili reel döviz kuru davranışını incelemişir. Sonuç olarak Kakkar icaree konu olmayan malların göreli fiyalarındaki kalıcı değişmelerin reel döviz kurunda kalıcı değişiklikler meydana geirdiğini bulmuşur. Bu çalışmada Kakkar ve Ogaki (1999) ve Kakkar (2001) çalışmaları emel alınarak TL/ABD Doları ikili reel döviz kurundaki değişimlerin modellenebilmesi için icaree konu olmayan malların fiya düzeylerini emsilen ükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına oranı bir gölge değişken olarak kabul edilmekedir. Ancak, CCR yordamı yerine daha güncel olan Johansen ve diğerleri (2000) eşümleşme yönemi kullanılmakadır. Bu

5 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 29 şekilde eşümleşim ilişkisinin varlığı zaman serilerinde oraya çıkan yapısal kırılmalar dikkae alınarak araşırılmakadır. Çalışmanın lieraüre orijinal kakısı, gerek reel döviz kurunda ve gerekse genel fiya düzeylerinde yapısal kırılmalar şeklinde oraya çıkabilecek ekonomik krizlerin (ele alınan dönem iibariyle özellikle 1994 ve 2001 ekonomik krizleri) ekilerini dikkae alarak, icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri ile reel döviz kuru arasındaki ilişkiyi ele almasıdır. Çalışmanın bir diğer önemli kakısı da, yukarıda bahsedildiği gibi, Türkiye ile ilgili lieraürde icaree konu olmayan malları emsilen gölge değişken olarak ilk defa ükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına oranının kullanılmış olmasıdır. Bu yenilik, gölge değişken elde eme sorununun çözümü açısından bir öneri nieliğinde olacak ve yeni çalışmalar için farklı bir değerlendirme oraya koyma olanağı sağlayacakır. Çalışmanın bundan sonraki bölümlerinin çaısı şu şekilde oluşurulmuşur: İkinci kesimde, çözümlemede kullanılan kuramsal model sunulmakadır. Üçüncü kesimde, ahmin ve sınamalarda kullanılan yönemler açıklanmakadır. Dördüncü kesimde, 1986:1-2006:3 dönemi çeyrek yıllık verileri kullanılarak TL/ABD Doları ikili reel döviz kuru için bir çözümleme oraya konulmakadır. Son kesim ise sonuç ve değerlendirmeye ayrılmışır. 2. MODEL Bu çalışmada emel alınan model, Kakkar ve Ogaki (1999) çalışmasına dayanmakadır. Türkiye ( TR ) ve ABD ( US ) gibi iki ülkede icaree konu olan ( T ) ve icaree konu olmayan ( N ) mallar olmak üzere iki ür malın bulunduğu varsayımı alında, her iki ülke için icaree konu olan ve olmayan malların geomerik oralamalarından oluşurulan genel fiya düzeyleri, N T ( ) ( )( ) p = ψ + δ p + 1 δ p, j = TR,US (1) j, j, j j, j j, olarak ifade edilebilir. Burada, p j,, logarimik formda genel fiya endeksini, δ j, genel fiya endeksindeki icaree konu olmayan malların oranını ve aynı zamanda durağan olduğu varsayılan ψ j,, genel fiya düzeyinden sapmalara yol açan ölçme haaları gibi fakörleri dikkae alan bir değişkeni emsil emekedir. Nominal döviz kurunun logarimasını, e gösermek üzere reel döviz kuru, GDP GDP TR, US, re = e p + p (2)

6 30 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 GDP şeklindedir. Burada p, en genel fiya düzeyi olarak gayrı safi yur içi hasıla deflaörünü gösermekedir. Ülkeler arasında icaree konu olan mallar genellikle özdeş olmadığından kısa dönemde PPP icarei yapılan mallar için bile geçerli olmayabilir. PPP uzun dönemde icaree konu olan malların fiyaları için geçerli olduğunda T T TR, US, e = p p + ε (3) ε σ varsayımı yapılmakadır. Ticaree konu olan ve olmayan malların göreli fiyalarını, 2 olacakır. Burada, i.i.d. ( 0, ) N T ( ) q = p p, j = TR,US (4) j, j, j, gösermek üzere eşilik (1) - (4) birleşirilerek, reel döviz kuru yeniden, re θ δtr( qtr,) δus ( qus,) v e şeklinde yazılabilir. Burada { } E { } oralamalı rassal değişken ve θ E e { ψ TR, ψ US, } = + + (5) ν = ψ ψ ψ ψ + ε, sıfır TR, US, TR, US, = dir ve iki ülke e arasındaki dönemindeki ölçme haaları farkının beklenen değeri E ile gösermekedir. Eşilik (5), reel döviz kurunun uzun dönemde göreli fiyalar ile birlike hareke edeceğini ima emekedir. Böyle bir denklemi ahmin edebilmek için her iki ülkenin icaree konu olan ve olmayan mallarının göreli fiyalarına gereksinim vardır. Bu ür fiya endekslerini hazır olarak bulmak mümkün değildir. Tek çözüm, bu değişkenleri iyi bir şekilde emsil edecek gölge değişkenler üremekir. Tükeici fiya endeksleri, hane halkları arafından oralama olarak ükeilen bir mal sepeine dayanmakadır. Öe yandan opan eşya fiya endeksleri, genel olarak büyük çapa icarei yapılan arımsal ve sanayi mallarının bir sepeini emel almakadır. Sepe içeriklerindeki bu emel farklılık nedeniyle, ükeici fiya endeksleri opan eşya fiya endekslerinden daha fazla icaree konu olmayan mal içerecekir. Bu gerçeken harekele, icaree konu olan ve olmayan malların göreli fiyaları için gölge değişkenler üreilebilir. Tükeici ve opan eşya fiyaları sırasıyla, ( ) ( )( ) ( ) ( )( ) CPI CPI N T j, ψ j, ηj j, ηj j, p = + p + 1 p, j = TR,US (6a) WPI WPI N T j, ψ j, ϕj j, ϕj j, p = + p + 1 p, j = TR,US (6b)

7 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 31 şeklinde ifade edilebilir. Burada CPI ψ j, ve WPI ψ j, icaree konu olan ve olmayan malların geomerik oralamaları ile belirlenemeyen sapmalara neden olan fakörleri, emsil emekedir. Tükeici fiya endeksleri, opan eşya fiya endekslerine kıyasla daha fazla icaree konu olmayan mal bileşimi içerdiğinden 0< ϕ j < η j < 1 varsayımı yapılabilir. Eşilik (6b), (6a) dan çıkarılırsa, ( ) ( ψ ψ ) ( η ϕ ) p p = + q, j = TR,US (7) j, j, j, j, j j j elde edilir. 3 Eşilik (7) q j için çözülür ve bulunan eşilik (5) e yerine konursa δ ( ) US ( ) δtr re = ς + ptr, ptr, ηtr ϕtr ηus ϕus pus, pus, + ω (8) { } e denklemi bulunur. Burada ς θ E ( ψ TR, ψ TR, ) ( ψ US, ψ US, ) = + sabi erim ve ω = v+ ψ CPI ψ WPI ψ CPI ψ WPI E e ψ CPI ψ WPI ψ CPI ψ WPI sıfır {(,, ) (,, )} {(,, ) (,, )} TR TR US US TR TR US US oralamalı bir rassal değişkendir. Eşilik (8) reel döviz kurunu her iki ülkedeki ükeici fiya endeksi ile opan eşya fiya endeksinin göreli değerlerinin doğrusal bir fonksiyonu olarak ifade emekedir. Bu denklemdeki göreli fiyalar, icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri için birer gölge değişken olarak kullanılabilir. Eşilik (8) de verilen model, uygun yönemlerle ahmin edilerek kasayı ahminlerinin işarelerinin beklenilere uygunluğu araşırılabilir ve ahmin edilen kasayıların anlamlılığı sınanabilir. 3. EKONOMETRİK YÖNTEM Bu kesimde, eşilik (8) de sunulan modelin uzun dönem denge kasayıları Johansen ve diğerleri (2000) yapısal kırılmalı eşümleşim sınaması kullanılarak ahmin edilmekedir. Kuşkusuz, eşilik (8) de ifade edilen uzun dönemli ilişki çok değişkenli eşümleşim yönemi ile ahmin edilmeden önce, modelde yer alan değişkenlerin zaman serisi özelliklerinin incelenmesi gerekmekedir. Bu çalışmada özellikle ele alınan dönem iibariyle ekonomik krizlerin serilerde olası yapısal kırılma olarak oraya 3 Dikka edilirse eşilik 6(a) ve 6(b) logarimik formda verilmekedir. Dolayısıyla yapılan işlem ükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına bölünmesi ve sonucun logarimik formda ifade edilmesidir.

8 32 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 çıkması durumunu da dikkae almak açısından, Lee ve Srazicich (2003) arafından gelişirilen çoklu yapısal kırılmalı birim kök sınamasının kullanılması uygun bulunmakadır. Ayrıca model ahmininde çeyrek yıllık verilerin kullanılması zaman serilerinin çeyrek yıllık sıklıklarda birim kök içerip içermediğinin araşırılmasını kaçınılmaz kılmakadır. Bu bağlamda uygun görülen sınama Hylleberg, Engle, Granger ve Yoo (HEGY, 1990) mevsimsel birim kök sınamasıdır Johansen, Mosconi ve Nielsen Eşümleşme (2000) Yaklaşımı Aralarında uzun dönem denge ilişkisi aranan zaman serilerinin incelendikleri dönemlerde bir ya da iki yapısal kırılma içerdiği durumlar için Johansen ve diğerleri (2000) alernaif bir eşümleşme sınama yordamı gelişirmişir. Bu yaklaşım Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) arafından gelişirilen yöney haa düzelme modeli (VECM) abanlı eşümleşim analizinin alernaif bir uygulamasıdır. olmak üzere r sayıda eşümleşim yöneyi içeren bir yöney olarak anımlanırsa, Johansen ve diğerleri (2000) arafından önerilen model VECM biçiminde Eşilik (8) için Y = re ( ptr, ptr, ) ( pus, pus, ) 1 q β Y k k d 1 Y = α µ E i Y i j,idj, i mwm, ε γ E + + Γ + Ψ + Φ + i= 1 i= 1 j= 2 m= 1 (9) şeklinde ifade edilebilir. Burada =..., 1, 0,1,... olmak üzere, birinci fark işlemcisi, k, gecikme sayısı, E = E1 E2... E q, Tj 1 + k T ( ) j j = 1,..., q için E j, = 1 diğerleri sıfır olarak kabul edilen q ade kukla değişken yöneyidir. Burada dikka edilirse E j, ekin al örneğinin ilk k gözlemi sıfıra eşilenmekedir. D j, i, j -nci dönemdeki i -nci gözlem için eğer = Tj 1 + i ( j = 1,..., q) ise D j, i = 1 diğerleri sıfır olan eki (impulse) kukla değişkenleridir. Müdahale (inervenion) kukla değişkeni W m, ( m= 1,..., d) Hendry ve Mizon un (1993) önerisi doğrulusunda, kalınıların normal dağılmasını sağlamak için modele p r boyulu uzun dönem denge ilişkisini göseren kaılmakadır. β, ( ) 4 HEGY (1990) ve Lee ve Srazicich (2003) sınamaları için öze arışma Ekler bölümünde verilmekedir.

9 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 33 p boyulu uzun dönem dengesine doğru ayarlanma hızını göseren kasayı dizeyidir. γ = γ1 γ2... γ q, q r boyulu uzun dönem yönelim kasayılarının dizeyidir. i= 1,..., k 1 olmak üzere Γ, p p boyulu, j = 2,... q, i = 1,..., k ve m= 1,..., d olmak üzere eşümleşim dizeyi, α ise ( r) i µ = µ 1 µ 2... µ q, p q boyulu, Ψ j,i, q 1 boyulu ve Φ m, q 1 boyulu kısa dönem kasayı dizey ve yöneyleridir. Her bir al örnek dönemi için, β Y + γ E düzey ve yönelim kırılması erafında durağanlığı gösermekedir. Eşilik (9), β Y eşümleşim ilişkisinin yönelim ve düzeyinin dönemden döneme farklılık göserdiği doğrusal yönelim modeli, Hl ( r ), olarak adlandırılır. Burada dikka edilirse αβ =Π p p ve αγ = α γ1,..., γ q = Π1,..., Π q olmak üzere eğer ( 1 2 ) rank ΠΠ,, Π,.., Πq r ise her bir al örneke belirlenimsel bileşen hem durağan dışılık hem de eşümleşim ilişkisi için doğrusaldır. Doğrusal yönelim modelindeki r ade eşümleşirici yöneyin varlığı için sınanan önsav Hl( r ): rank( Π, Π1, Π2,.., Πq) r şeklindedir. Kanonik ilgileşim (CanCor), i = 1,...,k Y 1 CanCor Y, E, Y 1, Y 2,..., Y, D 2 k 1 j, i,w m,, j =,...,q E p q ( ) m = 1,...,d (10) kullanılarak 1 ˆ λ ˆ 1... λp 0 kareli örnek kanonik ilgileşim değerlerinin ahmin edilmesiyle Hl ( p ) alernaifine karşı r eşümleşim ilişkisi Hl ( r ) önsavı için olabilirlik oranı sınaması (iz sınaması), p { l( ) l( )} = ln ( 1 ˆ i) LR H r H p T λ (11) i= r+ 1 şeklinde olmakadır (Johansen ve diğerleri, 2000). Eşümleşim ilişkisinin sadece düzeyinin dönemden döneme farklılık göserdiği durumda, eşilik (9) da verilen model şu şekle dönüşmekedir: 1 q β Y k k d 1 Y = α i Y i j, idj, i mwm, ε µ E + Γ + Ψ + Φ +. i= 1 i= 1 j= 2 m= 1 (12)

10 34 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 Burada β Y + µ E düzey kırılmaları erafında durağanlığı göserir ve düzey her bir dönem için farklılık göserecekir. Eşilik (12) H ( r ) modeli olarak adlandırılmakadır. 1 ˆ λ ˆ 1... λp 0 kareli örnek kanonik ilgileşimleri, i= 1,..., k Y 1 CanCor Y, Y 1, Y 2,..., Y ( 1), Dj, i, Wm,, j 2,..., q k E = m= 1,..., d ahmininden elde edilecekir. Bu durumda Hc ( ) eşümleşirici ilişki Hc ( ) (11) deki gibi olacakır. Gerek Hl ( r ) ve gerekse Hc ( ) c (13) p alernaifine karşı r r önsavı için olabilirlik oranı sınaması yine eşilik r modeli için kriik değerler Johansen ve diğerlerinde (2000) de önerildiği şekilde Gamma dağılımından üreilmekedir VECM Kısılama Sınamaları Yöney haa düzelme modeli üzerindeki kısılamalar, olabilirlik oranı sınaması ile sınanabilir. Harris ve Sollis (2003) bu sınamaları sandar bir çerçevede ele almışır. Çalışmada olabilirlik oranı sınamaları Johansen ve diğerleri (2000) arafından önerilen modellere genişleilmekedir., üç ade birinci dereceden ümleşik içsel değişkenlerin bir yöneyi için sisemde bir ade r = 1 ve iki ade düzey ve yönelim kırılmasının mevcu Burada Y = re ( ptr, ptr, ) ( pus, pus, ) eşümleşim ilişkisi ( ) olduğu varsayılırsa içsel değişkenler yöneyi ve uzun dönem ve kısa dönem kasayı yöneyleri sırasıyla, Y 1 re ( ptr, ptr, ) ( pus, pus, ) E1 E2 E = 3 E, (14) β βre β β γ 1 γ2 γ3 γ = ( ptr ptr ) ( pus pus ) ve (15)

11 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 35 αre α = α ( ptr ptr ) α ( pus pus ) (16) şekline dönüşecekir. VECM üzerindeki ilk kısılama sınaması, bireysel dışlanma sınamasıdır. Bu sınama her bir içsel değişkenin eşümleşim uzayında yer almadığı sıfır önsavını ayrı ayrı sınamakadır. Örneğin re için bireysel dışlanma sınaması için sıfır önsavı, H : β 0 0 β β γ γ γ γ = ( ptr ptr ) ( pus pus ) (17) 2 şeklindedir ve olabilirlik oranı sınama isaisiği bir χ dağılımına sahipir 2 ( LR ~ χ ). İkinci sınama yapısal kırılmaların uzun dönem denge ilişkisinde herhangi bir değişime yol açıp açmadığını sınamakadır. Örneğin ilk yapısal kırılma için sıfır önsav, H0: β 0 β β 1 1 γ3 γ = ( ptr ptr ) ( pus pus ) (18) 2 şeklindedir ve LR ~ χ. Zayıf dışsallık için sıfır önsavı ise örneğin re için, H : 0 α re = 0 (19) 2 şeklindedir ve LR ~ χ. Burada, eğer α re = 0 sıfır önsavı reddedilmesi, buna karşın α = 0 ve α = 0 önsavları reddedilememesi reel ( ptr ptr ) ( pus pus ) döviz kurunun içsel, yuriçi ve yurdışı icaree konu olmayan malların fiya düzeylerinin zayıf dışsal olduğunu ima emekedir (bkz. Dawson ve Sanjuan, 2005). 4. VERİ SETİ ve AMPİRİK BULGULAR Çalışmada, Inernaional Financial Saisics (IFS) en alınan ve 1986:1-2006:3 dönemini kapsayan çeyrek yıllık veriler kullanılmakadır. Gayrı safi yuriçi hasıla deflaörü emel alınarak hesaplanan TL/ ABD Doları ikili reel döviz kurunun logariması, re ile göserilmekedir. Türkiye için icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri yerine gölge değişken olarak,

12 36 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 ükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına oranının logarimasını CPI CPI ( ptr, ptr, ) ve ABD için icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri yerine gölge değişken olarak, ükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına CPI CPI oranının logarimasını ( pus, pus, ) emsil emekedir. Eşilik (8) yeniden şu şekilde anımlanabilir: ( + ) ( ) CPI CPI CPI CPI re = ς + β p p + β p p + ω ( )( ) p p p p ( )( ) TR TR TR, TR, US US US, US, (20) Burada, ahmin edilecek olan uzun dönem kasayılarının işareleri ile ilgili ikisadi bekleniler her bir kasayı üzerinde göserilmekedir Verilerin Görsel Olarak İncelenmesi ve Durağanlık Özellikleri Serilere ai zaman serisi grafiğini göseren Şekil 1 incelendiğinde, Türkiye ve ABD için icaree konu olmayan malların fiyalarının zaman içerisinde poziif yönelime sahip olduğu görülmekedir. Ancak, bu poziif yönelimin belirlenimsel mi yoksa olasılıksal mı olduğu konusunda biçimsel sınamaları uygulamadan karar vermek mümkün değildir. Şekil 1. Reel döviz kuru ve icaree konu olmayan malların fiya düzeylerinin zaman grafiği Reel döviz kuru serisi, zaman içerisinde diğer iki seriye kıyasla daha düzensiz bir seyir izlemesine karşın 1994 ve ekonomik krizlerinin ekisi açıkça görülmekedir. Bu krizlerin, seride birer yapısal kırılma olarak yer alıp almadığı, ancak yapısal kırılmaları dikkae alan birim kök sınamaları uygulandıkan sonra belirlenebilir. Birim kök sınamaları ile

13 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 37 serilerin durağanlıkları sınanmadan önce, kullanılan serilerin çeyrek yıllık olması nedeniyle olasılıksal mevsimsellik özelliklerinin araşırılması gerekir. Çalışmada, serilerin olasılıksal mevsimsellik özelliklerinin incelenmesi için HEGY (1990) sınaması kullanılmışır. Seriler ai HEGY mevsimsel birim kök sınama sonuçları Tablo 1 de verilmekedir. Tablo 1 incelendiğinde, serilerin genel olarak olasılıksal mevsimsellik içermediği görülmekedir. Dolayısıyla, herhangi bir mevsimsel düzelmeye gimeye gerek yokur. 5 Bununla birlike üm serilerin sıfırıncı frekansları için birim kök boş önsavının reddedilememesi oldukça dikka çekicidir. Seriler Tablo 1. HEGY Mevsimsel Birim Kök Sınama İsaisikleri Model π 2 = 0 π 2 = 0 π 3 = 0 π 4 = 0 π3 π4 k π 2 < 0 π 2 < 0 π 3 < 0 π4 < 0 veya π4 > 0 π ve veya Pür a b a a µ a b a a re 0 / π µ, a a a a µ, Ds a b a a µ,, Ds a a a ( ptr, ptr, ) Pür b 7.18 a µ b b µ, a a a a µ, Ds b 6.45 a µ,, Ds a a a a ( pus, pus, ) Pür a a a a µ a a a a µ, a a a a µ, Ds a a a a µ,, Ds a a a a No: a, b, c sırasıyla %1, %,5 ve % 10 düzeyinde isaisiksel anlamlılıkları gösermekedir. Kullanılan kriik değerler HEGY (1990) ablosundan alınmışır. 5 Mevsimsel kukla değişkenler kullanılarak yapılan belirlenimsel mevsimsellik araşırmasında serilerde belirlenimsel mevsimsellik bulunamamışır. Dolayısıyla belirlenimsel mevsimsellik için de bir düzelmeye gimeye gerek yokur.

14 38 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 Serilerin ek değişkenli zaman serisi özelliklerinin incelenme süreci Lee ve Srazicich (2003) arafından önerilen birden çok yapısal kırılmalı minimum lagrange çarpanları (LM) birim kök sınamasının uygulanmasıyla devem emiş ve birim kök sınama sonuçları Tablo 2 de sunulmuşur. Tablo 2. Lee ve Srazicich (2003) Birim Kök Sınama İsaisikleri Seriler Model Gecikme Kırılma Tarihi re Düzey ve Eğim Kırılması 0 ( ptr, ptr, ) ( pus, pus, ) Düzey ve Eğim Kırılması 11 Düzey ve Eğim Kırılması : : : : : :4 0.8 No: Kriik değerler Lee ve Srazicich (2003) en alınmışır. λ -isaisiği %5 Kriik Değer Tablo 2 incelendiğinde, serilerin düzeylerinde durağan dışı olduğu görülmekedir. Bu durum, özellikle reel döviz kuru açısından PPP nin uzun dönemde geçersizliğine işare emesi nedeniyle dikka çekicidir. Bununla birlike, Lee ve Srazicich (2003) iki yapısal kırılmalı birim kök sınaması, reel döviz kuru ve Türkiye için icaree konu olmayan malların fiya düzeylerinde yapısal kırılmalar olduğuna işare emekedir. Her iki seri için de yapısal kırılmaların 1994 ve ekonomik krizlerine işare emesi çarpıcı bir sonuçur. ABD için icaree konu olmayan malların fiya düzeylerinde ise, yapısal kırılmalar 1991:1 ve 2003:4 dönemlerinde oraya çıkmakadır. Serilerin her biri için düzeylerde birinci derece durağan dışılığın söz konusu olması, çözümlemenin bundan sonraki kısmı için Johansen ve diğerleri (2000) eşümleşim sınaması sürecinde ümleşme derecesi açısından karşılaşılması olası bir denge sorunun olmaması anlamına gelmekedir. Reel döviz kuru ile icaree konu olmayan malların göreli fiyaları arasındaki uzun dönemli ilişki incelenirken, kırılma dönemleri 1994:1 ve 2000:3 alınarak eşümleşim çözümlemesi yapılmakadır. Buna göre, dikey kesikli çizgiler kırılma dönemlerini gösermek üzere, serilere ai zaman grafiği Şekil 2 de verilmekedir.

15 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 39 Şekil 2. Yapısal kırılmalarla birlike serilerin zaman grafiği Eşilik (20) için, Hc ( r ) ve Hl ( ) r modellerinin sırasıyla ahmininden elde edilen Johansen ve diğerleri (2000) eşümleşim iz sınaması sonuçları, Tablo 3 e sunulmuşur. Uygun gecikme uzunluğunun seçimi için Akaike model seçim ölçüü kullanılmış ve k = 1 olarak belirlenmişir. Ayrıca yapılan belirginleşirme sınamaları sonucunda VECM nin iyi H r belirginleşirilmiş olduğu sapanmış, bu yüzden de ( ) c H r ve ( ) modellerinde kalınıları normalleşirmek amacıyla müdahale kukla değişkenlerinin kullanılmasına gerek duyulmamışır. 6 l Tablo 3. Johansen ve diğerleri (2000) İz Sınaması Sonuçları H0 ( H 1) Model Hc ( r ) Model H l ( r) 0( r 1) 1( r 2) 2( r 3) r = (51.815) (75.018) * r = (32.436) (48.515) r = 4.17 (16.301) (25.022) * Kriik değerler paranez içerisindedir ve Johansen ve diğerleri (2000) de önerildiği gibi Gamma dağılımı kullanılarak üreilmekedir. 6 Çok değişkenli normallik sınama sonuçları çarpıklık için (p-değeri=0.233), basıklık için (p-değeri=0.547) ve sisem için (p-değeri=0.379) olarak sıralanmakadır. Bu sonuçlara göre VECM kalınıları normal dağılmakadır. Ayrıca, VECM kalınıları için Breusch-Godfrey LM serisel ilgileşim sınama isaisiği bir gecikme için (pdeğeri=0.443) ve kendiyle bağlaşımlı koşullu çok değişirlilik (ARCH) sınama isaisiği yine bir gecikme için (p-değeri=0.766) olarak bulunmakadır. Dolayısıyla VECM iyi belirginleşirilmiş bir modeldir.

16 40 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 İz sınaması sonuçlarına göre, uzun dönemde düzey kırılmalarına H r modeli için eşümleşimsizlik sıfır önsavı olanak anıyan c ( ) reddedilemezken, uzun dönemde düzey ve eğim kırılmalarını içeren H ( r ) modeli için bir ade eşümleşirici yöney ( ) 1 r = bulunmuşur. Dolayısıyla reel döviz kuru ile icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri arasında uzun dönemli bir ilişki söz konusudur. Bir ade eşümleşirici yöney veri iken, VECM üzerindeki kısılamalara dayanan LR sınama isaisikleri, Tablo 4 e sunulmuşur. Bireysel dışlanma sınama sonuçları, üç değişkenin de eşümleşim uzayında yer aldığını gösermekedir. Bu, aynı zamanda kırılan bir yönelim erafındaki durağanlığın, reel döviz kuru ile her iki ülke için icaree konu olmayan malların göreli fiya düzeylerinin doğrusal bileşimlerinden kaynaklandığını gösermekedir. Bununla birlike, Tablo 4 uzun dönem denge ilişkisi içerisinde yapısal kırılmaların ekisinin söz konusu olduğunu da ima emekedir. Çünkü gerek 1994:1 ve gerekse 2000:3 e meydana gelen kırılmalara göre ayrılan al dönemleri düzey ve yönelim davranışlarının isaisiksel olarak anlamlı bir şekilde birbirlerinden farklı oldukları görülmekedir. Zayıf dışsallık sıfır önsavları, reel döviz kuru için reddedilirken Türkiye ve ABD icaree konu olmayan mallarının fiya düzeyleri için reddedilememekedir. Bu sonuca göre, reel döviz kurunun içsel olduğu rahalıkla söylenebilir. Ayrıca anlamlı bulunan reel döviz kuruna ai ayarlanma kasayısı uzun dönem dengesizliğinin yaklaşık %37 sinin bir çeyreke giderileceğini gösermekedir. l

17 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 41 Tablo 4. VECM Kısılama Sınama İsaisikleri Sıfır Önsavları 0 LR -isaisiği Bireysel Dışlanma re β re = (0.008) ( ptr, ptr, ) β = 0 ( ptr ptr ) (0.023) pus, pus, β p p = (0.035) ( ) H ( US US ) Uzun Dönem Kırılmaları 1994:1 γ 1 = γ (0.022) 2000:3 γ 2 = γ (0.026) Zayıf Dışsallık re re 0 ( ptr, ptr, ) α = 0 ( ptr ptr ) (0.061) pus, pus, α p p = (0.075) ( ) ( US US ) α = (0.000) No: marjinal anlamlılık düzeyleri paranez içerisinde verilmekedir. Reel döviz kurunun içsel olarak bulunması ve eşümleşim uzayında yer alan diğer değişkenlerin dışsal olması normalizasyon işleminin hangi değişken üzerinde yapılacağına da açıklık geirmekedir. Buna göre, normalizasyon işlemi reel döviz kuru üzerinde yapılmalıdır. Yapılan normalizasyona göre uzun dönem kasayıları, Tablo 5 e verilmişir. Tablo 5. Johansen ve diğerleri (2000) Uzun Dönem Tahmin Sonuçları ( ptr, ptr, ) ( pus, pus, ) 1 E E 2 E Tablo 5 e sunulan uzun dönem denge ilişkisi için herhangi bir anımlanma sorunu söz konusu olmadığından ve üm seriler logarimik formda kullanıldığından ahmin edilen kasayılar uzun dönem elasikiyeleri olarak yorumlanabilir (Johansen, 2005). Buna göre, ABD için icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri sabiken, Türkiye için icaree konu olmayan malların fiya düzeylerindeki %1 arış uzun dönemde reel döviz kurunda %0.653 arışa neden olacakır. Aynı şekilde, Türkiye için icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri sabiken, ABD için icaree konu olmayan malların fiya düzeylerindeki %1 arış uzun dönemde reel döviz kurunda %1.002 azalışa neden olacakır.

18 42 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 Burada dikka edilmesi gereken husus, her iki kasayının da eşilik (20) de belirilen ikisadi beklenilere uygun olmasıdır. 7 Şekil 3, dikey kesikli çizgiler kırılma dönemlerini gösermek üzere uzun dönem denge ilişkisini sunmakadır. Şekil 3. Uzun dönem dengesi 5. SONUÇ Lieraürdeki bir çok eorik ve ampirik çalışmaya göre PPP den meydana gelen sapmaların önemli nedenlerinden biri icaree konu olmayan malların göreli fiya harekeleridir. Bu amaçla çalışmada, reel döviz kurunda oraya çıkabilecek durağan dışılık veya süreğenliğin icaree konu olmayan malların göreli fiya düzeylerinden kaynaklandığı düşüncesinden harekele, icaree konu olmayan malların göreli fiyaları ile reel döviz kuru arasındaki uzun dönemli ilişki eşümleşim yaklaşımı ile sınanmışır. Burada dikkai çeken en önemli konu, icaree konu olmayan malların fiya düzeylerini emsil edebilecek değişkenlerin olmayışıdır. Dolayısıyla icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri için uygun gölge değişkenin bulunması çalışmanın en emel hareke kaynağını oluşurmuş ve Türkiye ile ilgili lieraürde bu nokadaki açıklık giderilmeye çalışılmışır. Ayrıca, zaman serileri analizlerinde son yıllardaki gelişmeler ışığında özellikle yapısal kırılmaların uzun dönem ilişkileri üzerindeki ekileri, içsel olarak ahmin edilen yapısal kırılmalar Johansen ve diğerleri (2000) eşümleşim yaklaşımı çerçevesinde modellere dahil edilerek araşırılmışır. Çalışmada icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri için Kakkar ve Ogaki (1999) ve Kakkar ın (2001) çalışmaları emel alınarak 7 Dikka edilirse, eşilik (20) de verilen model bir kesme erimi içermekedir. Ancak kukla değişken uzağına düşmemek ve kırılma arihlerine göre ayrılan al dönemlerin amamının uzun dönem denge ilişkisi içerisinde yer almasını sağlanmak amacıyla üm kukla değişkenler modele dahil edilmiş ve kesme erimi modelden düşürülmüşür.

19 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 43 sırasıyla Türkiye ve ABD için ükeici fiyalarının opan eşya fiyalarına oranları ayrı ayrı gölge değişken olarak alınmışır. Sonrasında gayrı safi yuriçi hasıla deflaörüne göre hesaplanmış reel döviz kuru ile Türkiye ve ABD için icaree konu olmayan malların fiya düzeylerinin durağanlık özellikleri HEGY (1990) mevsimsel birim kök ve Lee ve Srazicich (2003) iki yapısal kırılmalı minimum LM birim kök sınamaları ile incelenmişir. HEGY (1990) mevsimsel birim kök sınaması sıfırıncı frekansa birim köke işare ederken diğer frekanslar için birim kök sıfır önsavı reddedilmişir. Dolayısıyla herhangi bir mevsimsel düzelme işlemine gerek duyulmamışır. Lee ve Srazicich (2003) birim kök sınama sonuçları ise üm serilerin ikişer ade yapısal kırılma ile durağan dışı olduklarını gösermekedir. Bu durum özellikle gayrı safi yuriçi hasıla deflaörü emelli reel döviz kuru için PPP nin uzun dönemde geçerli olmadığını ima emekedir. Bu nokadan harekele reel döviz kuru ile icaree konu olmayan malların göreli fiyaları arasındaki ilişki Johansen ve diğerleri (2000) eşümleşim yaklaşımıyla ahmin edilmişir. Johansen ve diğerleri (2000) sınama sonuçlarına göre, değişkenler arasında bir ade eşümleşirici yöney bulunmuşur. Sonrasında VECM üzerinde yapılan kısılama sınama sonuçları ise değişkenlerin her birinin eşümleşim uzayında yer aldığını ve uzun dönem dengesinin kırılan bir düzey ve yönelim erafında durağan olduğunu gösermişir. Ayrıca 1994 ve ekonomik krizlerini emsil eden ve içsel olarak ahmin edilen 1994:1 ve 2000:3 yapısal kırılmaları isaisiksel olarak anlamlı ve dönem denge ilişkisi üzerinde önemli bir ekiye sahip olduğu bulunmuşur. Yapılan zayıf dışsallık sınamaları ise reel döviz kurunun içsel, diğer değişkenlerin dışsal olduğunu gösermişir. Reel döviz kuru normalize edilerek, uzun dönem elasikiyeleri bulunmuş ve Türkiye için icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri reel döviz kuru üzerinde poziif bir ekiye sahipken, ABD için icaree konu olmayan malların fiya düzeylerinin reel döviz kuru üzerindeki ekisini negaif ve Türkiye fiyalarına göre daha fazla ekiye sahip olduğu görülmüşür. Tüm bu bulgular ışığında özellikle TL/ABD Doları ikili reel döviz kurunda söz konusu olabilecek süreğenliğin, icaree konu olmayan malların fiya düzeyleri dikkae alınarak modellenmesinin uygun bir yaklaşım olduğu açıkır. Bu anlamda çalışma, TL/Euro gibi diğer ikili reel döviz kurları ve/veya oluşurulabilecek sepeler dahilinde alernaif reel döviz kuru harekelerinin ahmin edilmesi amacıyla gelişirilebilir.

20 44 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 KAYNAKÇA Adler, M, ve Lehman, B. (1983), Deviaions from Purchasing Power Pariy in he Long Run, Journal of Finance, 39, Bahmani - Oskooee, M. (1998), Do Exchange Raes Follow a Random Walk Process in Middle Easern Counries?, Economics Leers, 58, Balassa, B. (1964), The Purchasing Power Pariy Docrine: A Reappraisal, Journal of Poliical Economy, 72, Civcir, İ. (2003), Before he All Was The Turkish Lira Overvalued?, Easern European Economics, 41, Darby, M.(1983), Movemens in Purchasing Power Pariy: The Shor and Long Runs, M. Darby an J. Lohian, The Inernaional Transmission of Inflaion, (Ed.) içinde, , Universiy of Chicago Press, Chicago. Dawson, P. J. ve Sanjuan, A. I. (2005), Srucural Breaks, he Expor Enhancemen Program and he Relaionship beween Canadian and US Hard Whea Prices, Journal of Agriculural Economics, 57, De Gregorio, J., Giovannini, A. ve Krueger T. H. (1994), The Behavior of Nonradable Goods Prices in Europe: Evidence and Inerpreaion, Review of Inernaional Economics, 2, De Gregorio Giovannini, A. ve Wolf, H.C. (1994), Inernaional Evidence on Tradables and Nonradables Inflaion, European Economic Review, 38, Duon, M. ve Srauss, J. (1997), Coinegraion Tess of Purchasing Power Pariy: The Impac of Non-raded Goods, Journal of Inernaional Money and Finance, 16, Edison, H. (1987), Purchasing Power Pariy in he Long Run: A Tes of he Dollar/Pound Exchange Rae ( ), Journal of Money, Credi, and Banking, 19, Engel, C. (1993). Is Real Exchange Rae Variabiliy Caused by Relaive Price Changes? An Empirical Invesigaion, Journal of Moneary Economics, 32, Erla, H. (2003), The Naure of Persisence in Turkish Real Exchange Raes, Emerging Markes Finance and Trade, 39, Frankel, J. A. (1986), Inernaional Capial Mobiliy and Crowding Ou in he U.S. Economy: Imperfec Inegraion Financial Markes or Goods Markes?, R. Hafer How Open is he U.S. Economy, (Ed.) içinde, Lexingon Boks, Lexingon. Froo, K. ve Rogoff, K. (1995), Perspecives on PPP and Long-Run Real Exchange Raes, E. Grossman and K. Rogoff, Handbook of Inernaional Economics, (Ed.) içinde, , Norh Holland, Armserdam. Hakio, C., (1984), A Reexaminaion of Purchasing Power Pariy, Journal of Inernainal Economics, 17,

21 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 45 Harris, R. ve Sollis, R. (2003), Applied Time Series Modeling and Forecasing, John Wiley and Sons, Chicheser, W. Sussex, Hendry, D. F. ve Mizon, G. E. (1993), Evaluaing Dynamic Economeric Models by Encompassing he VAR, Phillips, P. C. P., Models, Mehods and Applicaions of Economerics, (Ed.) içinde, , Basil Blackwell, Oxford. Huizinga, J. (1987), An Empirical Invesigaion of he Long Run Behavior of Real Exchange Raes, K. Brunner and A. Melzer, Carnegie-Rocheser Series on Public Policy, (Ed.) içinde, 27, Hsieh, D.A. (1982), The Deerminaion of he Real Exchange Rae: The Produciviy Approach, Journal of Inernaional Economics, 12, Hylleberg, S., Engle, R. F., Granger, C. W. J., Yoo, B. S. (1990), Seasonal Inegraion and Coinegraion, Journal of Economerics, 49, Johansen, S. (1988), Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, 12, Johansen, S. ve Juselius, K. (1990), Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaion o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52, Johansen, S., Mosconi, R ve Nielsen, B. (2000), Coinegraion Analysis in he Presence of Srucural Breaks in he Deerminisic Trend, Economerics Journal, 3, Johansen, S., (2005) The Inerpreaion of Coinegraing Coefficiens in he Coinegraed Vecor Auoregressive Model, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 67, Kakkar, V. ve Ogaki, M. (1999), Real Exchange Raes and Nonradables: A Relaive Price Approach, Journal of Empirical Finance, 6, Kakkar, V. (2001), Long-run Real Exchange Raes: Evidence from Mexico, Economics Leers, 72, Kim, Y. (1990), Purchasing Power Pariy in he Long Run: A Coinegraion Approach, Journal of Money, Credi and Banking, 22, Lee, J. ve Srazicich, M. C. (2003), Minimum Lagrange Muliplier Uni Roo Tes wih Two Srucural Breaks, Review of Economics and Saisics, 85, Meese, R. ve Rogoff, K. (1988), Was i Real? The Exchange Rae Ineres Differenial Relaion Over he Modern Floaing Exchange Rae Period, Journal of Finance, 43, Musafaoğlu, Z. (1999), The Empirical Invesigaion of Purchasing Power Pariy: The Case of Turkish Real Exchange Raes, Sae Planning Organizaion Working Paper, Park, J. Y. (1992), Canonical Coinegraing Regressions, Economerica, 60,

22 46 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 Rogers, J.H. ve Jenkins, M.A. (1995), Haircus or Hyseresis? Sources of Movemens in Real Exchange Raes, Journal of Inernaional Economics, 38, Razin, A. (1993), The Dynamic-opimizing Approach o he Curren Accoun: Theory and Evidence, Naional Bureau of Economic Research Working Paper, No. 4334, Cambridge, MA. Rogoff, K. (1992), Traded Goods Consumpion Smoohing and he Random Walk Behavior of he Real Exchange Rae, Naional Bureau of Economic Research Working Paper, No. 4119, Cambridge, MA. Samuelson, P. A. (1964), Theoreical noes on rade problems, Review of Economics and Saisics, 46, Schmid, P. ve Phillips, P. C. B. (1992), LM Tess for a Uni Roo in he Presence of Deerminisic Trends, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 54, Taşan, H. (2005), Do Real Exchange Raes Conain a Uni Roo? Evidence from Turkish Daa, Applied Economics, 37, Yoshikawa, H. (1990), On he Equilibrium Yen Dollar Rae, American Economic Review, 80,

23 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 47 EKLER Ek 1. HEGY (1990) Mevsimsel Birim Kök Sınaması Bir zaman serisinin çeyrek yıllık mevsimsel bir birim kökle birlike birinci dereceden kendiyle bağlaşımlı süreci, Y = Y 4 + ε (E1.1) şeklinde ifade edilebilir. HEGY (1990) genel olarak çeyrek yıllık veriler için aşağıdaki modele dayanan bir mevsimsel birim kök sınaması önermişir. burada 4 4Y µ β αsds π1y1, 1 π2y2, 1 π3y3, 2 π4y3, 1 ε s= 2 = (E1.2) D s, s = 2,3, 4 için D s = 1diğerleri sıfır olmak üzere, mevsimsel kukla 2 3 Y = + L+ L + L Y, değişkenleri ve, yönelimi emsil emekedir. 1 ( 1 ) Y2 = ( 1 L+ L L ) Y ve Y3 ( 1 L ) Y = olarak anımlanmışır. Eğer π 1 = 0 ise seri sıfır frekansa mevsimsel olmayan bir olasılıksal mevsimsellik içermekedir. Eğer π 2 = 0 ise bu, yarıyıllık frekansa bir birim kök anlamına gelmekedir. Eğer π 3 = 0 ve π 4 = 0 ise seri i ve i köklerini dolayısıyla mevsimsel birim kökü içermekedir. HEGY (1990) ve F - isaisikleri için pür, kaymalı, kaymalı-yönelimli, kaymalı-mevsimsel kuklalı, kaymalı-yönelimli-mevsimsel kuklalı mevsimsellik modelleri için üreilen kriik değerleri sunmakadır. Ek 2. Lee ve Srazicich (2003) Çoklu Yapısal Kırılmalı Birim Kök Sınaması Lee ve Srazicich (2003), alernaif önsavında yönelim durağanlığı ima eden iki kırılmalı birim kök sınamasını önermekedir. Bu sınama, Schmid ve Phillips (1992) arafından önerilen LM birim kök sınamasına dayanmakadır. Lee ve Srazicich sınaması Perron da (1989) anımlanan Model A, B ve C yi dikkae almakadır ve veri üreme sürecini şu şekilde ifade emekedir: Y = δ Z + ε, ε = βε 1 + ξ. (E2.1) Burada, Z, dışsal değişkenlerin bir vekörü, ve ξ 2 ~i.i.d.n ( 0, σ ). Lee ve Srazicich (2003) e iki yapısal kırılma şu şekilde dikkae alınabilir; Model A T Bj + 1 için D j = 1diğerleri sıfır ( j = 1,2) olmak üzere

24 48 U.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil XXVII, Sayı 2 Z = [ 1,, D1, D 2] ile anımlanan düzeydeki iki kırılmaya olanak anımakadır. Burada T Bj, kırılmanın oraya çıkığı zaman periyodudur. Z = 1,, D, D, DT, DT ile anımlanan düzey ve Model C ise [ ] yönelimdeki iki kırılmayı içermekedir. Burada T Bj 1 + için DT j = dir diğerler durumlarda sıfırdır ( j = 1,2). Dikka edilirse veri üreme süreci kırılmaları sıfır ( β = 1) ve alernaif ( β < 1) önsavlarında uarlı bir şekilde içermekedir. Örneğin Model A için (benzer biçimde Model C için) β nın değerine bağlı olarak, H : 0 Y µ 0 d1b1 d2b2 υ1 = (E2.2) H : 1 Y µ 1 γ d1d1 d2d2 υ2 = (E2.3) sıfır ve alernaif önsavları söz konusudur. Burada υ 1 ve υ 2, durağan haa erimleridir ve j = 1,2 olmak üzere = T Bj + 1 için B j = 1 ve diğerleri sıfırdır. Aynı zamanda = ( 1, 2). Model C için D j ve DT j erimleri eşilik (E2.2) ye eklenir. Dikka edilirse eşilik (E2.2), birim kök sıfır hipoezi alında sınama isaisiğinin dağılımının kırılma sayısına ( d ) göre d d d değişkenlik gösermemesini garanileyen B j, kukla değişkenlerini içermekedir ve burada d1 = d2 = 0 varsayımı yapılmakadır. İki kırılmalı birim kök sınama isaisiği LM ilkesine göre aşağıdaki bağlaşımla elde edilebilir: Y = δ Z + ϕs% 1 + u (E2.4) Burada, = 2,...,T olmak üzere S% = Y ψ% x Z % δ, % δ lar, Y nin Z üzerine bağlaşımının kasayıları Y1 Zδ% 1 ile elde edilen ψ% x (bkz. Schmid ve Phillips, 1992) ve Y 1 ve Z 1 sırasıyla Y ve Z deki ilk gözlemlerdir. Buna göre φ = 0 şeklinde anımlanan birim kök sınaması ve LM sınama isaisiği, % ρ = T % ϕ (E2.5) % τ = φ = 0sıfır önsavını sınamak için hesaplanan -isaisiği (E2.6) şeklinde olacakır. Model A ve Model C için kriik değerler Lee ve Srazicich (2003) e verilmekedir.

25 Eryiği, Reel Döviz Kuru ve Ticaree Konu Olmayan Mallar 49 Ek 3. Tüm Düzey ve Kısa Dönem Kasayı Dizey ve Yöneyleri Johansen ve diğerleri (2000) yaklaşımı kullanılarak elde edilen uzun dönem kasayı dizeyi, birinci dereceden ümleşik değişkenler yöneyi, Y 1 re ( PTR, PTR, ) ( PUS, PUS, ) E1, E2, E = 3, E (E3.1) olmak üzere; β Π= α = [ ] γ (E3.2) ve β Π= α γ = (E3.3) şeklindedir. Kısa dönem düzey kasayı dizeyi µ ise şöyledir: µ = , isaisikleri: (E3.4) k = 1 ve q = 3 iken D2, 1 (=1994:2 için eki kuklası) ve D3, 1(=2000:4 için eki kuklası) için kısa dönem kasayı yöneyleri şu şekilde ahmin edilmişir Ψ 2,1 = , -isaisikleri: (E3.5) ve , -isaisikleri: (E3.6) Ψ 3,1 =