Girişimcilik ve Kalkınma Dergisi Journal of Enrepreneurship and Developmen Kış 207, Cil:2 Sayı:2, s. 23-37 Winer 207, Volume:2 Number:2, p. 23-37 Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Türkiye Örneği Esin Cumhur YALÇIN * Muhammed TIRAŞOĞLU ** Emre ÇEVİK *** ÖZET Bu çalışmada, bölgesel bazlı konu fiya endeksleri ile ekonomik güven endeksi arasındaki ilişki araşırılmışır. Değişkenler arasında uzun ve kısa dönem ilişki olup olmadığı, ARDL yönemine dayalı sınır esi ile analiz edilmişir. Aynı zamanda bölgelerdeki konu fiya endeksleri ile ekonomik güven arasındaki nedensellik ilişkisi, Granger ve Toda ve Yamamoo nedensellik esleri ile araşırılmışır. Veri sei aylık frekansa olup 200:M0-207:M07 arasını kapsamakadır. Elde edilen sonuçlara göre, Akdeniz ve Doğu Karadeniz bölgelerindeki konu fiyaları ile ekonomik güven endeksinde karşılıklı olarak nedensellik espi edilmişir. ARDL sonuçlarına göre, uzun dönem ilişkisinde de söz konusu bölgelerin ön plana çıkığı sonucuna ulaşılmışır. Anahar Kelimeler: Konu Fiya Endeksi, Ekonomik Güven Endeksi, Nedensellik Analizi, ARDL. Yrd. Doç.Dr. Kırklareli Üniv. İ.İ.B.F. Ekonomeri Bölümü, esincumhuryalcin@gmail.com Arş. Gör. Dr., Kırklareli Üniv. İ.İ.B.F. Ekonomeri Bölümü muhammedırasoglu@klu.edu.r Arş. Gör., Kırklareli Üniv. İ.İ.B.F. Ekonomeri Bölümü, emre.cevik@klu.edu.r. Giriş Economeric Analysis of he Relaionship beween Regional Based Housing Price Index and Economic Confidence Index: Turkey Example ABSTRACT In his sudy, he relaionship beween housing price indices based on regions and economic confidence index has been researched. The exisence of long and shor erm relaionship beween he variables has been analyzed by he bound es approach based on he ARDL mehod. A he same ime, housing price indices and economic confidence in he regions have been sudied by Granger and Toda and Yamamoo Causaliy Tess. The daase is monhly frequency and covers 200:M0-207:M07 period. According o he resuls, bi-direcional causaliy was idenified beween housing prices and he economic confidence index in he Medierranean and Easern Black Sea regions. According o he resuls of he ARDL, he menioned regions have also become prominen in he long-erm relaionship. Keywords: Housing Price Index, Economic Confidence Index, Causaliy Analysis, ARDL. 2008 yılında yaşanan ekonomik kriz, ABD de konu kredilerinin geri dönüşümünde sıkınılar yaşanmasından dolayı, bankaların konu kredilerinin geri dönüşümündeki aksaklıklar sonucunda başa Lehman Brohers olmak üzere pek çok bankanın iflasına neden olmuşur. ABD de başlayan bu kriz kısa zamanda Avrupa ya sıçramış ve dünyadaki üm ekonomileri ekilemişir. Yaşanan bu krizin emel nedeni morgage kaynaklı olmasından dolayı üm finans sekörüne yayılmış ve ekileri Türkiye ye yansımışır. Ayrıca dünya ekonomilerinin durgunlaşması, Türk mallarına olan alebin düşmesine yol açmış ve ekonomi reel olarak da olumsuz ekilenmişir. Ekonomiye olan güveni ölçmek amacıyla TÜİK arafından yayınlanan Ekonomik Güven Endeksi (EGE), reel kesim (imala-sanayi), hizme, perakende, icare, inşaa sekörleri al endekslerinden oluşup üreiciler ve ükeicilerin bekleni ve eğilimlerini emelinde Türkiye ekonomisine olan güveni emsil emekedir. Endeksin arması ekonomiye olan güvenin armasına, azalması ise ekonomiye olan güvenin azalmasını gösermekedir. 23
ESİN CUMHUR YALÇIN - MUHAMMED TIRAŞOĞLU - EMRE ÇEVİK 2000 li yılların başından iibaren Türkiye ekonomisinin büyüme performasında inşaa sekörünün büyük payı olduğu bilinmekedir. Bu çalışmada 2 bölge bazlı konu fiya endeksleri (KFE) ile EGE arasındaki uzun ve kısa dönemli ilişkiler araşırılmışır. Çalışma beş bölümden oluşup birinci bölümde konuya ilişkin lieraür özelenmişir. İkinci bölümde konu fiya endeksleri, üçüncü bölümde EGE anıılmışır. Dördüncü bölümde veri sei ve meodoloji anıılıp son bölümde analiz sonuçları yer almakadır. 2. Lieraür Konu saışları ve buna bağlı olarak konu fiyaları ekonomiye olan güvene bağlı olarak şekillenmekedir. Bu yüzden lieraürde, ekonomi güven endeksi ile bu endeksi ekileyen pek çok değişken arasındaki ilişki incelenmişir. Aynı şekilde konu fiyalarını ekileyen fakörler için de çalışmalar bulunmakadır. Arısoy (202), ükeici ve reel kesim güven endeksleri ile isihdam, hisse senedi piyasası, ükeim harcamaları ve üreim değişimlerinin zaman içinde birbirleriyle olan ekileşimleri ve şokların ekilerini iki farklı VAR modeli ile inceleyerek Türkiye de ükeici ve reel kesim güven endeksinin reel ekonomi üzerinde ekili olup olmadığını araşırmışır. Çalışmasında ekonominin genel seyri hakkında bilgi veren güven endekslerin ükeicilerin ükeim, üreicilerin ise üreim ve yaırım beklenilerini ve davranışlarını yönlendirdiğini oraya koymuşur (Arısoy, 202). Diğer bir çalışmada yapısal olmayan modeller kullanılarak Türkiye de konu alebi üzerinde makro değişkenlerin dinamik ekisi araşırılmış ve bireylerin konu alebini ekileyen en önemli değişkenin kişi başına düşen milli gelir olduğu sonucuna varılmakadır. Ayrıca konu alebi üzerinde işsizlik oranının negaif yönde, enflasyon oranının poziif yönde ve faiz oranının da önemli bir ekisi bulunmamakla beraber faiz oranı konu alebini negaif yönde ekilediği sonucu elde edilmişir (Bekmez ve Özpola, 203). Finansal krizlerin konu piyasasına ekilerini ve Türkiye deki aşınmaz piyasalar için yapılan analizde spekülasyon ve finansal kriz arasındaki ilişki ve Türkiye de konu piyasasının riskleri ve sorunları incelenmişir (Coşkun, 203). Konu fiyalarını ekileyen en önemli sekörlerden biri olan inşaa sekörü güven endeksi ve KFE arasındaki ilişki 200:0-207:03 dönemi aylık verileri ile Granger Nedensellik Analizi uygulanarak incelenmiş ve konu fiyaları inşaa güven endeksinin nedeni olmadığı ve inşaa güven endeksi konu fiyalarının nedeni olduğu sonucuna varılmışır (Çein ve Doğaner, 207). Lebe ve Akbaş (204), çalışmalarında, Türkiye konu alebini kişi başı yuriçi hasıla, medeni durum ve sanayileşme değişkenlerini kullanarak 970-20 dönemi yıllık verileri ile araşırılmışır. Eşbüünleşme ve VECM yönemleri ile kişi başına gelir, medeni durum ve sanayileşmenin kısa dönemde konu alebinde poziif yönde ekisi olduğunu; konu fiyaları, faiz ve arımdaki isihdamın ise negaif yönde ekisi olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Ayrıca uzun dönemde kişi başına gelirin, konu alebini en fazla ekileyen değişken olduğunu analiz sonucunda belirmişlerdir. Öe yandan, Demir ve Yıldırım (207), konu fiyalarının OECD ülkeleri özelinde yakınsayıp yakınsamadıklarını incelemiş ve bu ülkeler arasında konu fiyalarının hızlı bir şekilde yakınsadığı sonucuna ulaşmışır. Buna göre, uzun dönemde konu fiyaları veya konua bağlı geiri oranlarının ülkeler arasında birbirine yaklaşan bir eğilime sahip olduğunu söylemek mümkündür. Diğer bir ifadeyle, dışa açık bir oramda, konu seköründe gerek yüksek geiri gerekse düşük geiri durumları kalıcı değil, ülkeler arası eşi geiri oranına doğru bir eğilim söz konusudur. Söz konusu yakınsama hızının konu fiyalarını belirleyen iç alep ve piyasa koşullarının konrol edildiği durumda ne yönde seyreiğini inceleyen çalışmada ülkelere ai gelir düzeyi, işsizlik oranı, konu üreimi, yapı inşa izinleri ve hisse fiyaları konrol edildiğinde yakınsama hızının daha da arığı sonucuna ulaşılmışır. 3. Konu Fiya Endeksleri KFE Türkiye deki konu piyasasında yaşanan fiya değişimlerini incelemek amacıyla TCMB arafından oluşurulan endeksir. Bu endeksin hesaplanmasında üm konuların fiyaları gayrimenkul değerleme şirkeleri arafından oluşurulan değerleme raporları baz alınarak kullanılmakadır. KFEnin hesaplanmasında Tabakalanmış Oranca Fiya Yönemi kullanılmakadır. Bu yönemin esas amacı homojen yapıda olmayan konu piyasasına yönelik sabi bir fiya değişim ölçüü oluşurmakır. Türkiye geneli KFE hesaplanırken homojen yapıda olmayan konular homojenleşirilerek abakalara ayrılır. Her 24
Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Türkiye Örneği al abakanın medyan birim fiyaı, oplam konu saış sayıları ile ağırlıklandırılarak Türkiye KFE elde edilir. Söz konusu abakalar veri sayısının yeerli olduğu ilçelere göre anımlanır. KFE Ocak 200 yılından iibaren aylık verilerle TCBM elekronik veri dağıım siseminde 200=00 bazlı olarak yayınlanmakadır. Türkiye geneline ai KFE nin yanı sıra 26 al bölgeye ai endeksler de mevcuur. 4. Ekonomik Güven Endeksi Tükeici güven endeksi ve mevsimsel ekilerden arındırılmış reel kesim (imala-sanayi), hizme, perakende, icare, inşaa sekörleri güven endekslerinin ağırlıklı al endekslerinin birleşiminden oluşan Ekonomik Güven Endeksi (EGE), ükeici ve üreicilerin genel ekonomik duruma ilişkin değerlendirmelerini, beklenilerini ve eğilimlerini özeleyen bileşik bir endeksir 2. EGE, Avrupa Birliği Uyumlulaşırılmış İşyeri ve Tükeici Ankeleri Orak Programı kullanıcı kılavuzunda açıklanan hesaplama yönemine uygun şekilde hesaplanmakadır. EGE; ükeici (4), mevsim ekilerinden arındırılmış reel kesim (imala sanayi) (8), hizme (3), perakende icare (3) ve inşaa (2) sekörlerine ai oplam 20 al endeksin normalleşirilmiş denge değerlerinin ağırlıklı oralamasıdır. Ekonomik güven endeksinde kapsanan al endeksler: Al endekslere dağıılarak kullanılan beş sekörün ağırlıkları Tablo de yer almakadır: Tablo. EGE için Sekör Ağırlıkları Sekörler % Tükeici 20 Reel Kesim (İmala Sanayi) 40 Hizme 30 Perakende-Ticare 5 İnşaa 5 Belirilen ağırlıklar, seköre ai güven endeksinin al endekslerinin normalleşirilmiş denge değerlerine eşi dağıılarak uygulanmaka, ağırlıklar beş sekörün güven endeksine direk yansıılmamakadır. Tükeici güven endeksinin al endeksleri: hanenin maddi durum beklenisi, genel ekonomik durum beklenisi, işsiz sayısı beklenisi, asarruf eme ihimali. Reel kesim (imala sanayi) güven endeksinin al endeksleri: oplam sipariş mikarı, mamul mal sok mikarı, üreim hacmi, oplam isihdam, oplam sipariş mikarı, ihraca sipariş mikarı, sabi sermaye yaırım harcaması, genel gidişa. Hizme sekörü güven endeksinin al endeksleri: iş durumu, hizmelere olan alep, hizmelere olan alep beklenisi. Perakende icare sekörü güven endeksinin al endeksleri: iş hacmi-saışlar, mevcu mal sok seviyesi, iş hacmi-saışlar beklenisi. İnşaa sekörü güven endeksinin al endeksleri: alınan kayılı siparişlerin mevcu düzeyi, oplam çalışan sayısı beklenisi. EGE, al endekslerden oluşurulan denge marisi emel alınarak hesaplanmakadır. Denge marisindeki her bir al endeksin her dönem değeri, sabi dönem oralama ve sandar sapması kullanılarak normalleşirilmekedir. Normalleşirilmiş denge değerlerinin ağırlıklı oralaması alınarak bir bileşik seri elde edilmekedir. Bileşik seri, oralaması 0 ve sandar sapması olacak şekilde normalleşirilmekedir. Son aşamada ise normalleşirilmiş bileşik serinin oralaması 00 e ve sandar sapması 0 a geirilerek EGE elde edilmiş olmakadır. EGEnin 00 den büyük olması oralama üzeri güveni, küçük olması ise oralama alı güveni gösermekedir 3. hp://www.cmb.gov.r 2 hp://www.uik.gov.r/ alınmışır. 3 hp://www.uik.gov.r 25
ESİN CUMHUR YALÇIN - MUHAMMED TIRAŞOĞLU - EMRE ÇEVİK 5. Veri Sei ve Yönem Bu çalışmada kullanılan veriler ve anımları Tablo 2 de verilmişir. Bu çalışmada kullanılan değişkenler, Türkiye KFE ile bölgesel olarak TCMB nin İsaisiki Bölge Birimleri Sınıflaması na (İBBS) göre, Düzey 2 illerini kapsayan konu fiya endeksleridir. İBBS e göre, Düzey, Düzey 2 ve Düzey 3 olarak sınıflandırılmışır. Düzey 3 8 ile karşılık gelen düzeyi ifade emekeyken Düzey 2, Düzey 3 e yer alan bölgelerden oluşan 26 bölge düzeyini ve Düzey ise 2 bölge düzeyinden oluşmakadır. Düzey in bölgeleri, Kuzeydoğu, Oradoğu, Güneydoğu, Baı ve Ora Anadolu; İsanbul; Baı ve Doğu Marmara; Ege; Akdeniz; Baı ve Doğu Karadeniz konu fiya endeksleridir. TCMB veri abanında İBBS e ayırımına göre Düzey 2 konu fiya endeksleri mevcuur. Bu çalışmanın amacından öürü, bölgesel konu fiya endeksleri verileri, Düzey 2 sınıflaması dikkae alınarak 26 boyuan 2 boyua fakör analizi yardımıyla düşürülmüşür. Bölgesel konu fiyalarına ek olarak, analizde Ekonomi Güven (EGE), bankalarca konu kredilerine uygulanan faiz oranı (KKFO), bankaların oplam kredi mikarlarının konu kredi mikarlarına oranı (TKK/TK) dır. Değişkenlere ai veriler aylık frekansa olup 200:0-207:07 dönemini kapsamakadır. Veri kaynağı, TCMB Elekronik Veri Dağıım Sisemi (EVDS) dir. Tablo 2. İBBS Bölge Sınıflaması ve İndirgenen Al Boyular Değişken Adı Düzey Düzey 2 Bölgeler TR İsanbul TR 0 İsanbul TR2 Baı Marmara TR 2 Edirne, Kırklareli, Tekirdağ TR 22 Balıkesir, Çanakkale TR 3 İzmir TR3 Ege TR 32 Aydın, Denizli, Muğla TR 33 Afyonkarahisar, Küahya, Manisa, Uşak TR4 Doğu Marmara TR 4 Bursa, Eskişehir, Bilecik TR 42 Bolu, Kocaeli, Sakarya, Yalova, Düzce TR5 Baı Anadolu TR 5 Ankara TR 52 Konya, Karaman TR 6 Analya, Burdur, Ispara TR6 Akdeniz TR 62 Adana, Mersin TR 63 Haay, Kahramanmaraş, Osmaniye TR7 Ora Anadolu TR 7 Nevşehir, Niğde, Aksaray, Kırıkkale, Kırşehir TR 72 Kayseri, Sivas, Yozga TR 8 Zonguldak, Barın, Karabük TR8 Baı Karadeniz TR 82 Çankırı, Kasamonu, Sinop TR 83 Samsun, Çorum, Amasya, Toka TR9 Doğu Karadeniz TR 90 Arvin, Giresun, Gümüşhane, Ordu, Rize, Trabzon TR0 Kuzeydoğu Anadolu TR A Erzurum, Erzincan, Baybur TR A2 Ağrı, Ardahan, Kars, Iğdır TR Oradoğu Anadolu TR B Bingöl, Elazığ, Malaya, Tunceli TR B2 Van, Bilis, Hakkari, Muş TR C Kilis, Adıyaman, Gazianep TR2 Güneydoğu Anadolu TR C2 Diyarbakır, Şanlıurfa TR C3 Baman, Mardin, Siir, Şırnak Kaynak: TCMB 26
Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Türkiye Örneği 5.. Gecikmesi Dağıılmış Ooregresif Model (ARDL) Çalışmanın ampirik kısmında konu fiya indeksi ile ükeici güven indeksi arasındaki ilişkinin araşırılması amaçlanmışır. Öncelikle değişkenlerin birim kök içerip içermediği yani durağanlık dereceleri klasik birim kök eslerinden ADF ve Phillips ve Perron birim kök esleri kullanılarak araşırılmışır. Daha sonra değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişki belirli avanajlara sahip gecikmesi dağıılmış ooregresif model (ARDL) sınır esi, nedensellik ilişkisi ise Granger nedensellik esi ve Toda ve Yamamoo nedensellik esleri ile araşırılmışır. İkisadi değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkilerin araşırılmasında, 980 li yıllardan iibaren lieraüre kazandırılan eşbüünleşme esleri kullanılmakadır. Engle ve Granger (987) esi, Johansen (988) esi ve Johansen ve Juselius (990) esi ampirik çalışmalarda yaygın olarak kullanılan eşbüünleşme esleridir. Bu eşbüünleşme eslerin uygulanabilmeleri için değişkenlerin büünleşme dereceleri aynı olmalıdır, yani aynı merebeden durağan olmalıdır (Kıran ve Güriş, 20:72). Pesaran ve Pesaran (997), Pesaran ve Shin (999) ve Pesaran, Shin ve Smih (200) yapıkları çalışmalar ile lieraüre kazandırdıkları eşbüünleşme esi yeni bir bakış açısı kazandırmışlardır. Pesaran, Shin ve Smih (200) arafından gelişirilen bu es, ARDL modeline dayanmakla birlike eşbüünleşme ilişkisi araşırılan değişkenlerin aynı merebeden durağan olmalarına bakılmaksızın değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin araşırılmasına imkan sunmakadır (Cergibozan, ve diğ., 207:79). Bu özellik, ARDL eşbüünleşme esinin en önemli avanajıdır. Bir diğer avanajı ise küçük örneklemde Engle ve Granger (987) ve Johansen ve Juselius (990) eşbüünleşme eslerinden daha iyi sonuç vermesidir. z = ARDL eşbüünleşme esinde, { } için veri yarama süreci, p sıradan VAR model (VAR(p)); Φ( L)( z µ γ) = ε, =,2,... () şeklinde ifade edilmekedir. Burada L gecikme operaörünü, µ ve γ ise sabi ve rend kasayılarının bilinmeyen ( k + ) vekörlerini gösermekedir. Φ( L) gecikme polinomu, Vekör denge düzelme modelinde (ECM) Φ( L) Π L+ Γ( L)( L) gibi ifade edilirse, uzun dönem çarpanı marisi Π p ( I k + Φ i= i ve kısa p i p dönem epki marisi gecikme polinomu Γ( L) Ik+ Γ i il, Γ,,..., = i = Φ j i j i = p şeklindedir. Model de VAR (p) vekör ECM formunda aşağıdaki gibi ekrar = + yazılabilir. p z = a + a+π z + Γ z + ε =,2,... (2) 0 i i i= Eşilik 2 de L ile fark operaörü, a0 Π µ + ( Γ + Π) γ, a Π γ kısa dönem kasayı marisinin oplamı şeklindedir. Haa erimi p p m i i i= i= i Γ I Γ = Π + Φ gibi ifade edilebilir. Tese ε varyans marisi ε y erimi ε x koşullu erimi olarak aşağıdaki gibi göserilebilir. ωyy Ω= wxy w Ω yx xx Denklemde ε = w Ω ε + u (3) y yx xx x u IN(0, ωuu ), ωuu ωyy wyxω xxwxy ve u ARDL eşbüünleşme esinde koşullu ECM modeli, ε x den bağımsızdır. p y = c + c+ π z + ψ z + w x + u =,2,... (4) 0 yx. i i i= w Ω xxwxy, c0 ay0 wa x0 şeklinde oluşurulabilir. Burada, c ay wa x, 27
ESİN CUMHUR YALÇIN - MUHAMMED TIRAŞOĞLU - EMRE ÇEVİK ψ i γ yi w Γ xi, i =,..., p ve π. π w Π şeklinde anımlanmakadır. Tese (, ) yx y x z = y x ile uyumlu Π uzun dönem çarpan marisi π Π= π yy xy π π yx xx gibidir. Daha açık bir şekilde koşullu ECM modeli, p y = c + c+ π y + π x + ψ z + w x + u (5) 0 yy yx. x i i i= şeklinde göserilebilmekedir (Pesaran, Shin ve Smih 200, 29-293). Pesaran, Shin ve Smih (200) değişkenlerin I (0) ve I () olduğu varsıyımı alında iki kriik değer üremişlerdir. Birincisi F isaisiğ olup sandar olmayan bir dağılıma uygundur. F isaisiği üç durum; (i) ARDL modelin sabi erim veya rend içerip içermemesi, (ii) değişken sayısı, (iii) ARDL modelindeki değişkenlerin I (0) ve I () olup olmamasına bağlıdır. İkincisi isaisiği, gecikmeli bağımlı değişkenin kasayısının anlamlılığını es emek için kullanılır (Yavuz ve Güriş, 2006:37). Pesaran, Shin ve Smih (200) 40000 ekrara dayalı sokasik simülasyon kullanarak kriik değerleri hesaplamışlardır. Elde edilen kriik değerler küçük örneklem boyuları için uygun olmayabilir, bu durumda Narayan (2005) arafından hesaplanan kriik değerler kullanılabilir. ARDL eşbüünleşme esinde F isaisiği ilgili üs kriik sınır değerini aşarsa, değişkenlerin eşbüünleşiğine karar verilebilmekedir. Eğer F isaisiği ilgili al kriik sınır değerinin alındaysa, herhangi bir eşbüünleşme olmadığını göseren emel hipoez reddedilememekedir. F isaisiği al ve üs sınır değerleri arasında yer alması durumunda, çıkarım sonuç verici değildir ve bir sonuca ulaşabilmek için değişkenlerin enegrayon sırasını bilmek gereklidir (Lean ve Smyh 200, 3643). ARDL eşbüünleşme esinde değişkenler arasındaki kısa dönem ve uzun dönem esneklikleri hesaplanabilmekedir. 5.2. Granger Nedensellik Analizi İkisadi analizlerde iki veya daha fazla değişken arasında nedensellik ilişkisinin araşırılmasında yaygın olarak Granger (969), Granger (980) ve Granger (98) öncü çalışmaları ile lieraüre kazandırılan nedensellik esi kullanılmakadır. Granger nedensellik esi uygulanabilmesi için değişkenlerin durağan olması gerekmekedir. Engle ve Granger (987) esi, Johansen (988) esi ve Johansen ve Juselius (990) eşbüünleşme eslerinde arandığı gibi aynı merebeden durağanlık şarı gerekmemekedir. Granger nedensellik esinde, X ve nedensel model aşağıdaki gibi, Y sıfır oralamalı iki durağan zaman serisi değişkeni olmak üzere basi m m = α + j j + j j + j= j= X a X by ε (6) m m = α2 + j j + j j + j= j= Y cx dy η (7) şeklinde göserilebilmekedir. Modelde ε ve η birbiriyle ilişkili olmayan iki beyaz gürülü serileri ve m uygun gecikme uzunluğudur (Granger, 969:43). Granger nedensellik esi sonucunda dör farklı durum söz konusudur; (i) Y değişkeninden X değişkenine ek yönlü Granger nedensellik, (ii) X değişkeninden Y değişkenine ek yönlü Granger nedensellik, (iii) Değişkenler arasında çif yönlü Granger nedensellik, (iv) Değişkenler arasında nedensellik olmamasıdır. 28
Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Türkiye Örneği 5.3. Toda ve Yamamoo Nedensellik Analizi İkisadi analizlerde iki veya daha fazla değişken arasında nedensellik ilişkisinin incelenmesinde kullanılan bir diğer es, Toda ve Yamamoo (995) arafından önerilen nedensellik esidir. Toda ve Yamamoo (995) değişkenler arasındaki dinamik ilişkiyi modellemeye izin veren seviyelerde genişleilmiş VAR model önermişlerdir. Bu esin emel avanajı, işlemin birim kök esleri ve eşbüünleşme esleri ile ön es edilmesi gerekmemekedir ve değişkenlerin enegrasyon sırası farklı olmakla birlike nedensellik esi yapılabilmekedir. Aynı zamanda, değişkenler arasındaki muhemel eşbüünleşme ilişkileri Toda ve Yamamoo (995) nedensellik esi sonuçlarını ekilemez. Toda ve Yamamoo arafından önerilen X ve Y iki değişken için önerilen seviyelerdeki genişleilmiş VAR modeli aşağıdaki gibi ifade edilebilmekedir. k+ dmax k+ dmax = δ+ i i+ βj j+ ε i= j= (8) Y ay X k+ dmax k+ dmax = δ2 + 2i i+ β2 j j+ ε2 i= j= (9) X a X Y Denklemlerde k ile VAR modeldeki uygun gecikme uzunluğu ve dmax ile sisemdeki değişkenlerin maksimum enegrasyon sırası ifade edilmekedir (Yildirim, Deniz ve Hepsağ 20, 9). Toda ve Yamamoo (995) esi VAR(k) paremerelerinin kısılanması için modifiye edilmiş Wald esini kullanmakadır. Tese (k+dmax) seviyesinden VAR model çerçevesinde ahmin yapılmakadır (Ghosh ve Kanjilal 206, 5). 6. Analiz Sonuçları Analizde kullanılan değişkenler, İBBS ayırımına göre Düzey verileri için Düzey 2 verilerinin fakör analizi sonuçlarına göre oluşurulmuşur 4. Bu sonuçlara göre LEGE ile bölgesel konu fiya endeksleri arasındaki ilişkiyi analiz emek için 26 al bölgeden 2 bölge KFE verilerine ulaşılmışır. Fakör analizinden elde edilen fakör yükleri, oralaması sıfır, varyansı bir olan normal dağılıma sahipir. Bu nedenle, Düzey 2 de ek bölgeye ai olan TR ve TR9 değişkenleri için diğer değişkenlere uyum sağlaması amacıyla endeks değerleri sandardize 5 edilmişir. Tablo 3 de fakör analizi sonuçlarına göre elde edilen fakörlerin varyansları açıklama yüzdeleri verilmişir. Varyansların açıklama yüzdeleri, oniki fakör için %97 nin üzerinde olduğu sonucuna ulaşılmışır. 6. Birim Kök Tesleri Sonuçları Tablo 3. Fakör Analizi Varyans Açıklama Yüzdesi Fakörler Varyansı Açıklama Yüzdesi TR2 99.78 TR3 98.86 TR4 99.75 TR5 99.9 TR6 99.48 TR7 99.79 TR8 99.2 TR0 99.33 TR 98.27 TR2 97.74 4 İsenildiği durumunda, yazar arafından fakör analizi sonuçları emin edilecekir. 5 Sandarlaşırma işlemi, gözlemlerin oralamadan farklarının varyansına bölünmesiyle hesaplanmakadır. x x, = 200M0, 200M02,..., 207M06 σ. 29
ESİN CUMHUR YALÇIN - MUHAMMED TIRAŞOĞLU - EMRE ÇEVİK Tablo 4 de değişkenlere ai birim kök es sonuçları yer almakadır. Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips-Perron (PP) Birim Kök es sonuçlarına göre serilerin düzey değerlerinde fakör skorlarının sabili ve sabili ve rendli modellerde durağan olmadığı sonucuna ulaşılmışır. LEGE değişkeninin ise sabili modelde durağan ancak sabili ve rendli modelde rend durağan olduğu sonucuna ulaşılmışır. Fark serilerinde ise, serilerin durağan olduğu sonucuna ulaşılmışır. LEGE değişkeninin I(0) olması ve fakör skorlarının I() olmasından dolayı, değişkenlerdeki eşbüünleşme ilişkisi, ARDL yönemi ile ahmin edilmişir. Tablo 4. Birim Kök Tesleri Sonuçları Değişkenler ADF PP Sabili Sabili ve Trendli Sabili Sabili ve Trendli TR.82-2.208 2.689-2.357 TR2 4.53.249 5.966.254 TR3 3.428-0.256 7.649 0.057 TR4 0.323.942 9.740.795 TR5 2.65 -.946 3.783-2.03 TR6 5.350 -.296 4.968 -.296 TR7.02-3.382.590-3.075 TR8 2.845 0.379 3.322 0.883 TR9 4.238 2.474 4.47.058 TR0-0.844-2.04-0.876-2.24 TR 0.888-3.653** 0.669-2.764 TR2-2.568 0.747 -.778-0.057 LEGE -2.25-3.902** -2.206-3.757** LKKFO -2.496-2.754-2.264-2.50 LTKK/TK 0.77-0.602 0.833-0.542 ΔTR -4.74** -4.684** ΔTR2-6.053** -4.542** ΔTR3-4.368** -4.309** ΔTR4-7.873** -4.556** ΔTR5-8.904** -8.903** ΔTR6-6.382** -6.445** ΔTR7-8.523** -0.859** ΔTR8-4.893** -8.724** ΔTR9-5.68** -5.72** ΔTR0-8.037** -7.984** ΔTR -6.974** -7.35** ΔTR2-7.550** -7.765** ΔLKKFO -6.308** -6.37** ΔLTKK/TK -6.648** -6.743** **α=0.05 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlıdır. 6.2. ARDL Sonuçları 30
Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Türkiye Örneği Tablo 5 e çalışmada ahmin edilen 2 modele ilişkin ARDL sınır esi sonuçları yer almakadır. Bu sonuçlara göre modellerden 6 sı için eşbüünleşme olduğu, 4 ü için uzun dönemli ilişkinin belirsiz olduğu ve diğer iki model için ise eşbüünleşme olmadığı sonucuna varılmakadır. Tabloda yer alan hesaplanan F isaisikleri TR, TR2, TR3, TR4, TR6 ve TR9 bölgeleri için Pesaran ve diğ. (200) de yer alan kriik ablo değerlerini aşmakadır ve bu bölgeler için bölgesel KFE, konu kredisi faiz oranı, konu kredilerinin oplam kredilere oranı ve ekonomi güven endeksi arasında uzun dönemli ilişki olduğunu gösermekedir. Bu sebepen dolayı ARDL modeline ilişkin uzun ve kısa dönem kasayıları yalnızca bu alı model için verilmekedir. Tablo 5. Sınır Tesi Sonuçları Bağımlı Değişken TR TR2 TR3 TR4 TR5 TR6 TR7 TR8 TR9 TR0 TR TR2 Model Sabisiz ve Trendsiz Sabisiz ve Trendsiz Sabisiz ve Trendsiz Kısısız Sabili Kısısız Sabili ve Trendli Sabisiz ve Trendsiz Kısısız Sabili Kısısız Sabili ve Trendli Kısısız Sabili ve Trendli Kısısız Sabili Kısısız Sabili Kısısız Sabili ve rendli Uygun Gecikme (AIC) F İsaisiği I(0) I() Karar 5 8.39 2.45 3.63 Eşbüünleşme var. 5 7.724 2.45 3.63 Eşbüünleşme var 2 7.468 2.45 3.63 Eşbüünleşme var. 5 9.249 3.23 4.35 Eşbüünleşme var. 2 4.97 4.0 5.07 Belirsiz 5 9.88 2.45 3.63 Eşbüünleşme var. 2 3.527 3.23 4.35 Belirsiz 2 4.377 4.0 5.07 Belirsiz 2.365 4.0 5.07 Eşbüünleşme var. 0 3.467 3.23 4.35 Belirsiz.283 3.23 4.35 Eşbüünleşme yok. 4.434 4.0 5.07 Eşbüünleşme yok. Tablo 6 da eşbüünleşme ilişkisi olan değişkenlerin uzun dönem kasayıları yer almakadır. TR, TR2 ve TR6 nın bağımlı değişkenler olduğu modellerde, LnKredi değişkeninin bağımlı değişken üzerinde arırıcı ekisi varken TR3, TR4 ve TR9 un bağımlı değişkenler olduğu modellerde ise LnKredi değişkeni ile bağımlı değişkenler arasında uzun dönemde ers yönlü ilişki mevcuur. Konu fiyaları ve bireylerin gelirleri beraber düşünüldüğünde, genelde bireylerin konu edinmesinde banka kredileri öne çıkmakadır. Bu nedenle kredi faizlerindeki arışlar konu alebini düşürecek ve dolayısıyla konu fiyalarında azalışa neden olacakır. Kısacası konu fiyaları ile faiz oranları arasında ers yönlü ilişki mevcuur. Bu nedenle TR3, TR4 ve TR9 bölgesi sonuçları için ikisadi eoriye paralel sonuçlar elde edilip konu faizlerinden uzun dönemde en fazla ekilenen bölge TR3 dür. LnKredi değişkeninin uzun dönem kasayı ahminlerinin poziif çıkan bölgeler değerlendirildiğinde, genelde kıyı şehirler olması ve yaşam koşullarında yaırıma ve deniz icareine müsai bölgelerin olması, kredi faizlerinden bağımsız olarak 3
ESİN CUMHUR YALÇIN - MUHAMMED TIRAŞOĞLU - EMRE ÇEVİK konu kredi faiz oranlarından eorik olarak ekilenmediği anlaşılmakadır. Bir başka deyişle, konuların değerlenmesinden dolayı, konu kredilerindeki faiz arışı, bireylerin konu almasında sorun eşkil ememekedir. Ln(KKF/ TOPK) değişkeni ise, büün modellerde uzun dönemde konu fiyalarında negaif eki emekedir. Bir başka deyişle, bankaların konu kredilerine ayırdıkları payın arması durumunda konu fiyalarında düşüş meydana gelecekir. Ln(KKF/TOPK) deki arışın uzun dönemde konu fiyalarında en yüksek düşüşe neden olan bölge ise TR4 ür. LEGE ile bölgesel konu fiya endeksleri arasında uzun dönemde, TR3 bölgesi hariç ers yönlü ilişki olduğu sonucuna ulaşılmışır. Bir başka deyişle ekonomiye olan güven arıkça TR, TR2, TR4, TR6 ve TR9 bölgelerinde konu fiyalarında azalışa neden olmakadır. TR3 bölgesinde ise, ekonomiye olan güven arıkça konu fiyalarında uzun dönemde arış meydana gelmekedir. Ancak ahmin edilen bu kasayı, isaisiksel olarak anlamsızdır. Tablo 6. ARDL ye Dayalı Uzun Dönem Kasayı Tahmin Sonuçları Bağımlı Değişken TR TR2 TR3 TR4 TR6 TR9 Bağımsız Değişken Ln(KKFO) Ln(KKF/TOPK) LEGE Sabi Trend 0.576 (0.385)* 0.005 (0.37) -.94 (0.855) -0.598 (0.08) 0.274 (0.607) -0.9 (0.) -0.328 (0.07) -0.332 (0.079) -0.202 (0.06) -0.46 (0.03) -0.27 (0.074) -0.264 (0.046) -.3 (0.22) -0.705 (0.24) 0.242 (0.42) -.756 (0.338) -.023 (0.37) -2.346 (0.896) 5.778 (.658) 8.46 (4.223) 0.03 (0.003) No: Paranez içindeki değerler sandar haaları gösermekedir. Çalışmada ARDL modellerinden elde edilen uzun dönem kasayılar verildiken sonra Tablo 7 de haa düzelme modellerine ilişkin sonuçlar sunulmakadır. Tanısal es sonuçlarına göre üm ahmin edilen modellerde normallik, değişen varyans ve ookorelasyon sorunlarına raslanmamakadır. Ayrıca ahmin edilen modellerin ümü için elde edilen haa düzelme erimleri, negaif ve isaisiksel olarak anlamlıdır. Haa düzelme erimlerine göre modellerde kısa dönemde oraya çıkan haaların bir sonraki döneme düzelerek akarılma hızı yaklaşık %2 ile %40 arasında değişiklik gösermekedir. 32
Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Türkiye Örneği Tablo 7. Haa Düzelme Modelleri Sonuçları (TR, TR2 ve TR3) Bağımlı Değişken: ΔTR ARDL(2,,0,2) Bağımlı Değişken: ΔTR2 ARDL(2,0,7,) Bağımlı Değişken: ΔTR3 ARDL(9,2,5,2) Bağımsız Değişken Kasayı -isaisiği Bağımsız Değişken Kasayı -isaisiği Bağımsız Değişken Kasayı -isaisiği HDT - -0.033-2.238 HDT - -0.06-6.698 HDT - -0.028-8.32 ΔTR -3-0.279-2.697 ΔTR2-3 -0.52-5.383 ΔTR3-0.277 3.253 ΔLnKredi -0.077-2.20 ΔTR2-6 -0.396-4.472 ΔTR3-3 -0.365-4.50 TOPK) 0.028 2.939 ΔTR2-9 -0.433-4.058 ΔTR3-6 -0.444-5.24 TOPK) - 0.024 2.59 ΔTR2-0.33 3.522 ΔTR3-8 -0.7 -.929 TOPK) -9 0.024 2.648 ΔTR2-2 0.30 2.838 ΔLnKredi -2-0.3-3.355 TOPK) -0 0.029 3.259 TOPK) - -0.043-2.728 ΔLnKredi -3-0.084 -.928 TOPK) -2-0.039-2.373 ΔLnKredi -8-0.9-3.379 TOPK) -6-0.063-3.903 ΔLnKredi -0-0. -2.832 ΔLEGE -0.206 -.987 ΔLnKredi - -0.078 -.959 TOPK) 0.024 2.866 TOPK) -2 0.08.944 TOPK) -4-0.029-3.543 R 2 0.62 R 2 0.75 R 2 0.75 JB 5.657 (0.06) JB.272 (0.529) JB 0.009 (0.995) Breusch-Godfrey 0.03 (0.99) Breusch-Godfrey.759 (0.44) Breusch-Godfrey 7.238 (0.064) Whie 5.05 (0.587) Whie 4.834 (0.389) Whie 9.576 (0.792) 33
ESİN CUMHUR YALÇIN - MUHAMMED TIRAŞOĞLU - EMRE ÇEVİK Tablo 7 (Devamı). Haa Düzelme Modelleri Sonuçları (TR4) Bağımlı Değişken: ΔTR4 ARDL(2,2,2,0) Bağımsız Değişken Kasayı Bağımsız Değişken Kasayı -isaisiği Bağımsız Değişken Kasayı -isaisiği HDT - -0.396-8.623 ΔLnKredi -5-0.5-2.897 TOPK) -2-0.76-4.498 ΔTR4 - -0.939-5.793 ΔLnKredi -6-0.46-2.736 ΔLEGE - -0.773-6.66 ΔTR4-2 -0.606-3.878 ΔLnKredi -7-0.264-5.053 ΔLEGE -2-0.79-6.2 ΔTR4-3 -.222-7.569 ΔLnKredi -8-0.325-5.796 ΔLEGE -3-0.48-3.992 ΔTR4-4 -.449-7.482 ΔLnKredi -9-0.244-3.993 ΔLEGE -4-0.46-4.35 ΔTR4-5 -0.905-4.277 ΔLnKredi -0-0.22-4.02 ΔLEGE -6 0.276 2.895 ΔTR4-6 -.40-7.739 ΔLnKredi - -0.92-3.585 ΔLEGE -7 0.38 3.30 ΔTR4-7 -.2-7.684 ΔLnKredi -2-0.86-3.278 ΔTR4-8 -0.898-4.088 TOPK) 0.056 2.69 ΔTR4-9 -0.860-4.347 TOPK) - -0.082-3.894 ΔTR4-0 -.044-5.883 TOPK) -2-0.05-4.840 ΔTR4 - -0.785-4.70 TOPK) -5-0.02-5.229 ΔTR4-2 -0.325 -.967 TOPK) -6-0.07-5.026 ΔLnKredi -0.3-2.66 TOPK) -7-0.072-2.938 ΔLnKredi - -0.408-7.09 TOPK) -8-0.48-7.202 ΔLnKredi -2-0.5-2.644 TOPK) -9-0.65-7.53 ΔLnKredi -3-0.9-2.352 TOPK) -0-0.095-3.89 ΔLnKredi -4-0.292-5.845 TOPK) - -0.259-5.388 R 2 0.93 JB 2.952 (0.228) Breusch-Godfrey 4.094 (0.29) Whie 3.953 (0.892) 34
Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Türkiye Örneği Bağımlı Değişken: ΔTR6 ARDL(4,0,5,0) Bağımsız Değişken Tablo 7 (Devamı). Haa Düzelme Modelleri Sonuçları (TR6, TR9) Bağımlı Değişken: ΔTR9 ARDL(2,,,9) Kasayı -isaisiği Bağımsız Değişken Kasayı -isaisiği Bağımsız Değişken Kasayı -isaisiği HDT - -0.023-3.079 HDT - -0.408-7.98 ΔLnKredi -6-0.34-4.5 ΔTR6-3 -0.35-3.698 ΔTR9 - -0.399-2.896 ΔLnKredi -7-0.8-2.423 TOPK) 0.08 2.06 ΔTR9-2 -0.754-4.698 ΔLnKredi -9-0.62-2.38 TOPK) -2 0.027 2.947 ΔTR9-3 -0.732-5.563 TOPK) -4-0.032-3.533 ΔTR9-4 -0.999-6.606 ΔLEGE 0.08 2.06 ΔTR9-5 -0.67-4.399 ΔTR9-6 -0.833-6.79 ΔTR9-7 -0.63-4.53 ΔTR9-8 -0.505-3.694 R 2 0.52 R 2 0.75 JB 0.96 (0.906) JB 0.009 (0.995) Breusch- Godfrey TOPK) -4-0.39-6.886 TOPK) -6-0.085-2.886 TOPK) -7-0.58-5.765 TOPK) -8-0.23-3.926 TOPK) -9-0.79-5.469 TOPK) -0-0.38-4.49 ΔTR9-9 -0.58-4.367 ΔLEGE -0.408-3.363 ΔTR9-0 -0.42-3.449 ΔLEGE - -.245-5.898 ΔTR9 - -0.269-2.38 ΔLEGE -2 -.285-5.593 ΔLnKredi - -0.277-3.696 ΔLEGE -3-0.937-4.524 ΔLnKredi -2-0.244-3.097 ΔLEGE -4-0.48-2.82 ΔLnKredi -3-0.355-4.423 ΔLEGE -5-0.65-4.6 ΔLnKredi -4-0.297-3.54 ΔLEGE -6-0.36-2.232 ΔLnKredi -5-0.95-2.98 ΔLEGE -8 0.476 3.06.248 (0.535) Breusch-Godfrey 7.238 (0.064) Whie 5.48 (0.64) Whie 9.576 (0.792) 6.3. Nedensellik Tesleri Sonuçları Tablo 8 de bölgesel konu fiya endeksleri ile ekonomi güven arasındaki nedensellik sonuçları yer almakadır. Granger nedensellik esi sonuçlarına göre, TR, TR2, TR3, TR5, TR6, TR9 ve TR2 bölgelerindeki konu fiya endeksleri, LEGE nin Granger nedenidir. Aynı zamanda, LEGE, TR2, TR4, TR6, TR9 ve TR2 bölgelerindeki konu fiya endekslerinin Granger nedenidir. Granger nedenselliğine göre, TR2, TR6, TR9 ve TR2 için LEGE ile çif yönlü nedensellik olduğu sonucuna ulaşılmışır. Tablo 6 da aynı zamanda Toda ve Yamamoo nedensellik esi sonuçları da yer almakadır. TR, TR2, TR3, TR5, TR6, TR9, LEGE nin Toda ve Yamamoo nedeni iken LEGE, TR, TR6 ve TR9 un Toda ve Yamamoo nedenidir. Her iki nedensellik esi sonuçları, birbirine benzer olup, özellikle TR6 ve TR9 bölgelerinde çif yönlü nedensellik ön plana çıkmışır. 35
ESİN CUMHUR YALÇIN - MUHAMMED TIRAŞOĞLU - EMRE ÇEVİK Tablo 8. Nedensellik Analizi Sonuçları Nedenselliğin Yönü Granger Toda-Yamamoo Nedenselliğin Yönü Granger Toda-Yamamoo TR LEGE 39.64(8) 30.85(5) LEGE TR 2.8(8) 2.78(0) TR2 LEGE 5.44(7) 4.99(2) LEGE TR2 9.26(7) 5.4(2) TR3 LEGE 9.09(8) 7.09(9) LEGE TR3 4.7(8) 3.28(9) TR4 LEGE.3(2) 3.5(3) LEGE TR4 2.39(2) 2.07(3) TR5 LEGE 23.54() 23.78(2) LEGE TR5 4.29() 5.84(2) TR6 LEGE 4.22(8) 39.48(9) LEGE TR6 26.76(8) 8.78(9) TR7 LEGE 7.52(4) 7.42(5) LEGE TR7 6.52(4) 6.28(5) TR8 LEGE 4.24(2) 5.22(3) LEGE TR8 4.(2) 0.98(3) TR9 LEGE 9.82(3) 3.06(6) LEGE TR9 34.78(3) 8.07(6) TR0 LEGE 6.87(6) 7.39() LEGE TR0 8.40(6) 6.8() TR LEGE 7.92(4) 7.36(6) LEGE TR 4.77(4) 4.30(6) TR2 LEGE 2.08(3) 9.3(2) LEGE TR2 9.09(3) 6.84(2) No: Paranez içindeki değerler uygun gecikme uzunluğunu gösermekedir. 7. Sonuç Bu çalışmada, TCMB nin isaisiki bölge birim sınıflamasına göre konu fiya endeksleri ile EGE arasındaki uzun ve kısa dönem ilişkiler, ARDL yönemi ile araşırılmışır. 26 bölge konu fiya endeksleri, fakör analizi yardımıyla 2 bölgeye düşürülerek bu bölgelerin konu fiya endeksleri ile EGE arasındaki ilişki, konu kredisi faiz oranları ve bankaların oplam kredilerinin konu kredilerine oranı açıklayıcı değişkenler olarak modele dahil edilmişir. Uzun ve kısa dönem ilişkilerin yanı sıra, konu fiyaları ile EGE arasında nedensellik ilişkisi Granger ve Toda ve Yamamoo nedensellik esleri ile araşırılmışır. ARDL sonuçlarına göre alı bölgede konu fiyaları ile EGE arasında uzun dönem ilişki olduğu espi edilmişir. Bu bölgeler, İsanbul, Baı Marmara, Ege, Doğu Marmara, Akdeniz ve Doğu Karadeniz bölgeleri olup uzun dönem dengesinde meydana gelecek olan bir sapmanın eski denge düzeyine akarılmasında en hızlı bölge Doğu Karadeniz bölgesi olup en yavaş eski genel dengesine ulaşan Akdeniz bölgesidir. Uzun dönem kasayıları incelendiğinde, EGE nin konu fiyaları üzerinde azalıcı eki yapığı sonucuna ulaşılmışır. Nedensellik esleri sonuçlarına göre, Akdeniz ve Doğu Karadeniz bölgelerinin konu fiyaları ile EGE arasında çif yönlü nedensellik sonucuna ulaşılmışır. Sonuç olarak ARDL ve nedensellik sonuçları beraber değerlendirildiğinde, Akdeniz ve Doğu Karadeniz bölgelerinde, ekonomik güven ile konu fiyaları arasında karşılıklı ilişki olduğu sonucuna ulaşılmışır. Baı, Ora, Kuzeydoğu, Oradoğu ve güneydoğu Anadolu bölgeleri ile Baı Karadeniz bölgelerindeki konu fiyaları ile EGE arasındaki ilişki, ele alınan değişkenler ve dönem iibariyle espi edilememişir. Kaynakça ARISOY, İ. (202). Türkiye Ekonomisinde İkisadi Güven Endeksleri ve Seçilmiş Makro Değişkenler Arasındaki İlişkilerin VAR Analizi. Maliye Dergisi, 62: 304-35. BEKMEZ, S., ve Özpola A. (203) Türkiye de Konu Talebinin Belirleyenleri: Dinamik Bir Analiz. Tisk Akademi, 8 (6): 7-87. CERGİBOZAN, R., Çevik, E., ve Demir, C. (207). Wagner Kanunu nun Türkiye Ekonomisi için Sınanması: Çeşili Zaman Serisi Bulguları. Finans Poliik & Ekonomik Yorumlar, 54 (625): 75-90. COŞKUN, Y. (203). Taşınmaz Piyasası Döngüleri ve Ülkemiz Taşınmaz Piyasaları İçin Bir Değerlendirme. İkisa ve Toplum Dergisi, 28: 7-82. 36
Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonomerik Analizi: Türkiye Örneği ÇETİN, G., ve Doğaner, A. (207). İnşaa Sekörü Güven Endeksi ve Konu Fiya Endeksi Arasındaki İlişki: Türkiye İçin Ampirik Analiz. İkisa Poliikası Araşırmaları Dergisi, 4: 55-65. DEMİR, C. ve Yıldırım, O. M. (207). Convergence in House Prices Across OECD Counries: A Panel Daa Analysis. Ekonomicka Revue Cenral European Review of Economic Issues, 20: 5-5. GHOSH, S., ve Kanjilal K. (206). Co-movemen of Inernaional Crude Oil Price and Indian Sock Marke: Evidences from Nonlinear Coinegraion Tess. Energy Economics, 53: -7. GRANGER, C. W. J. (969). Invesigaing Causal Relaions by Economeric Models and Cross-specral Mehods. Economerica, 37 (3): 424-438. GRANGER, C. W. J. (980). Tesing for Causaliy: A Personal Viewpoin. Journal of Economic Dynamics and Conrol, 2: 329-352. GRANGER, C.W.J. (98). Some Properies of Time Series Daa and Their Use in Economeric Model Specificaion. Journal of Economerics, 6 (): 2-30. KIRAN, B. ve Güriş, B. (20). Türkiye de Ticari ve Finansal Dışa Açıklığın Büyümeye Ekisi: 992-2006 Dönemi Üzerine Bir Uygulama. Anadolu Üniverseiesi Sosyal Bilimler Dergisi, (2): 69-80. LEAN, H. H., ve Smyh, R. (200). Mulivariae Granger Causaliy Beween Elecriciy Generaion, Expors, Prices and GDP in Malaysia. Energy, 35: 3640-3648. LEBE, F., ve Akbaş,Y. E. (204). Türkiye nin Konu Talebinin Analizi: 970-20. Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 28: 57-83. PESARAN, M. H., ve Pesaran, B. (997). Working wih Microfi 4.0: Ineracive Economeric Analysis. Oxford Universiy Press, Oxford. PESARAN, M. H., Shin, Y. ve Smih, R. J. (200). Bounds Tesing Approaches o he Analysis of Level Relaions. Journal of Applied Economerics, 6: 289-326. PESARAN, M.H., ve Shin, Y. (999). An Auoregressive Disribues Lag Modelling Approach o Coinegraion Analysis. Sainer Srom (Ed.). Economerics and Economic Theory in 20h Cenury The Ragnar Frisch Cenennial Symposium (37-43). Cambridge Universiy Press, Cambridge. TODA, H. Y. ve Yamamoo, T. (995). Saisical inference in vecor auoregressions wih possibly inegraed processes. Journal of economerics, 66:()- 225-250. YAVUZ, N. Ç. ve Güriş, B. (2006). An Aggregae Impor Demand Funcion for Turkey: The Bounds Tesing Approach. Meu Sudies in Developmen, 33: (2)- 3-325. YILDIRIM, N., Deniz, H. ve Hepsağ, A. (20). Do Public Educaion Expendiures Really Lead o Economic Growh? Evidence from Turkey. Inernaional Research Journal of Finance and Economics, 65: 2-24. 37