TURKISH ECONOMIC ASSOCIATION DISCUSSION PAPER 2015/15 hp://www.ek.org.r Uluslar arasi emia fiyalarindan iç fiyalara asimerik ve doğrusal olmayan fiya geçişkenliği: Türkiye için nardl modeli bulgulari Uku Ukulu & Ramazan Ekinci Aralık 11, 2015
ULUSLAR ARASI EMTİA FİYATLARINDAN İÇ FİYATLARA ASİMETRİK VE DOĞRUSAL OLMAYAN FİYAT GEÇİŞKENLİĞİ: TÜRKİYE İÇİN NARDL MODELİ BULGULARI Uku Ukulu Ramazan Ekinci Bu çalışmanın amacı uluslararası emia piyasalarından kaynaklanan asimerik ve doğrusal olmayan fiya harekelerinin iç fiyalara geçişkenliğini Türkiye için ölçmekir. Bu amaçla 2003M02-2015M02 dönemine ai aylık bazda(145 gözlem) çeşili uluslararası emia fiyaları(perol ve gıda fiyaları) ve iç fiyaları emsilen ükeici fiya endeksleri ele alınmışır. Çalışmanın ekonomerik ahminlemesinde yakın zamanda gelişirilen Doğrusal Olmayan Gecikmesi Dağıılmış Ooregresif (NARDL) Modeli kullanılmışır. Böylece uluslararası emia fiyalarının poziif ve negaif Kısmi Ayrışırma Toplamları kullanılarak kısa ve uzun dönem doğrusalsızlık ve asimerik ekiler eşanlı olarak es edilmekedir. Elde edilen sonuçlara göre uluslararası perol ve gıda fiyalarından yuriçi enflasyon oranlarına doğru asimerik bir fiya geçişkenliğinin olduğu sonucuna varılmışır. Öe yandan, poziif ve negaif uluslararası emia fiya şoklarına karşı iç fiyaların verdiği kısmi epkiler Asimerik Dinamik Hızlandıran yaklaşımı kullanılarak ölçülmekedir. Buna göre yuriçi enflasyon oranlarının perol ve gıda fiya şoklarına verdiği epki asimerik ve sırasıyla 20 ve 15 ay olduğu görülmüşür Anahar Kelimeler: Uluslararası emia fiya şokları; NARDL Modeli; asimerik geçişkenlik. JEL Sınıflandırması: C22; Q40; Q47. -------------------------------------------------------------------------------------------------------------------------------------- ASYMETRIC AND NONLINEAR PASS-THROUGH OF INTERNATIONAL COMMODITY PRICES TO INTERNAL PRICES: NARDL MODEL EVIDENCES FOR TURKEY Uku Ukulu* Ramazan Ekinci** The aim of his paper is o measure asymeric and nonlinear pass-hrough of inernaional commodiy prices o inernal prices in he Turkish case. For his purpose, monhly daa se of various inernaional commodiy prices(oil and food prices) and inernal prices (ie. consumer price indices) for he period 2003M02-2015M02 (145 observaions) are uilized. The economeric esimaion of he sudy is based on he recenly developed NARDL Model. This model offers a proper possibiliy o simulaneously es he shor and long-run nonlineariy hrough posiive and negaive Parial Sum Decomposiions of he inernaional commodiy prices o inernal prices (ie. consumer price indices). According o our findings, i is concluded ha here is a pass-hrough from inernaional oil and food prices o domesic prices or inflaion rae in an asymmerical sense. The NARDL Model, in hand, also allows us o quanify he respecive responses of he inernal prices o posiive and negaive commodiy price shocks from he Asymeric Dynamic Mulipliers. Hence, domesic inflaion raes response o inernaional oil and food prices is asymmerical respecively in 20-monh and 15-monh periods. Key Words: Inernaional commodiy price shocks; NARDL Model; asymeric pass-hrough. JEL Classificaion: C22; Q40; Q47. Prof.Dr. Dokuz Eylül Üniversiesi, İkisa Bölümü (Dokuz Eylul Universiy, Economics Deparmen). Dokora Adayı, Araş.Gör., Dokuz Eylül Üniversiesi, İkisa Bölümü (PhD Candidae, Research Assisan, Dokuz Eylul Universiy, Economics Deparmen).
1.GİRİŞ Gelişmeke olan ekonomiler son yıllarda giderek daha fazla uluslararası ekonomilere ve finansal piyasalara enegre olmaya başlamışır. Bu durum bu ülkeleri dış şoklara karşı daha fazla önlem almaya zorlamakadır. Son yıllarda dünya ekonomisinde yaşanan ekonomik dalgalanmalar ve belirsizliklerle birlike emia fiyalarında görülen yükselişler ülke poliika yapımcıları bu şoklara karşı korunmada uygun poliikaları izlemeye zorlamakadır. Buradaki en önemli soru ise şokların ekisini en aza indirmede hangi yapısal reformların ve poliika araçlarının seçileceği hususudur. Yapılan çalışmaların büyük bir bölümü uluslararası emia fiyaları şoklarının gelişmeke olan ülkeleri gelişmiş ülkelere göre dör ka daha fazla ekilediğini oraya koymakadır(imf,2011). IMF nin bir grup ülke üzerine yapığı çalışmaya göre, emia fiyalarının daha çok ve sürekli olarak, ükeim sepeinin büyük bölümünü gıda ürünleri ve perol yoğunluklu ürünlerin oluşurduğu ülkeleri ekilendiği görülmüşür(imf,2011). Bir arz şoku olarak emia fiyalarındaki arışlar enflasyonda yukarı doğru eğilimlere ve hasılanın da poansiyel düzeyinin alına inmesine yol açmakadır. Arz arafına bakıldığında enerji fiyalarındaki arışların enerji yoğun sekörlerdeki üreim maliyelerini arıracağı(finn, 2014) bunun da ükeiciye yansıyarak enflasyonu arıracağı söylenebilir(blanchard ve Gali 2008). Yüksek üreim maliyeleri aynı zamanda yaırımlarda düşüşe yol açacakır. Talep yönüne bakığımızda ise aran enerji fiyalarının ükeicilerin reel gelirlerinde azalışa yol açarak ükeim harcamalarında düşüşe neden olacağı söylenebilir(edelsein ve Kilian, 2008; Kilian, 2014; Hamilon, 2009). Enerji fiyalarındaki bir düşüş enflasyon ya da enflasyon bekleyişlerinde de düşüşe yol açarsa Merkez Bankası ekonomiyi canlandırıcı parasal genişlemeye gidebilir(bernanke, Wason ve Gerler, 1997). Faka asimerik ekiden dolayı enerji fiyalarındaki düşüş çekirdek enflasyonda düşüşe yol açmıyorsa Merkez Bankasının emkinli davranarak genişleici poliikalara ihiyali bakması gerekecekir(hun, Isard ve Laxon, 2001). Merkez Bankalarının fiya şoklarına karşı verdiği epkiler ise zaman zaman arışma konusu olmuşur. Çünkü düşük enflasyon ve yüksek büyüme oranları eşanlı olarak sağlanamamakadır. Öe yandan perol fiyalarının yuriçi fiyalara geçişkenliğinin ekonominin dışa açıklığıyla paralel olarak arığı da görülmekedir(gelos ve Usyugova,2012). Emia şoklarının enflasyonis ekisinin enflasyon oranlarının yüksek olan ülkelerde daha yüksek olduğu göze çarpmakadır. Ayrıca enflasyon beklenilerinde sapmaların yüksek çıkması da enflasyonis fiya geçişkenliğinin de yüksek olacağını ifade emekedir. Buna göre enflasyon hedeflemesi uygulayan ülkelerin şoklara karşı daha iyi epki verdiği ve enflasyon düzeylerinin makul bir seviyede kaldığı söylenebilir(habermeier ve diğ, 2012; Brio ve Bysed, 2010). Buna rağmen 2008 de yaşanan yüksek gıda fiya şokları karşısında çoğu ülkede uygulanan enflasyon hedeflemesinden de beklenilen sonuç alınamamışır. Habermeier ve diğ. (2009) 2008 küresel krizi öncesi uluslararası gıda ve perol fiya şoklarının gelişmeke olan yaklaşık 50 ülke ekonomisi üzerindeki ekisini panel veri analizi kullanarak es emişir. Buna göre enflasyon hedeflemesi uygulayan ülkelerin şoklara karşı daha dirençli oldukları sonucuna varmışır. Bağımsız ve şeffaf bir merkez bankası iyi bir döviz kuru poliikası uygulayarak da şokların ekilerini azalabildiği oraya çıkmışır. De Gregorio ve diğ(2008), Phillips Eğrisi ve VAR yaklaşımına dayanan ve 34 ülkeyi içine alan çalışmalarında fiya geçişkenliğinin sanayileşmiş ülkelerde gelişmeke olan ülkelere göre daha az olduğu sonucuna varmışır. Bunda ekili olan fakörlerin ise dünya genelinde perol yoğunluklu ekonomilerin azalması, döviz kuru geçişkenliklerinin azalması ve daha uygun enflasyon oramlarının bulunması olduğu görülmüşür. Ayrıca son perol şoklarının kaynağının daha çok güçlü küresel alep sonucunda oluşuğu sonucuna ulaşmışır. Chen (2009) 19 sanayileşmiş ülke için zamana göre değişken perol fiyaları geçişkenlik kasayılarını uzay-durum yaklaşımıyla incelemiş ve oralama geçişkenlike önemli bir azalış olduğu sonucuna varmışır. Bu azalışın en önemli nedeni ise uygulanan para poliikası, döviz kuru poliikası ve yüksek icari açıklık poliikalarıdır. Rigobón (2010) mikro veriler kullanarak 50 ülkede emia fiyalarındaki geçişkenliği araşırmış ve sekörel karakerisiklerden dolayı farklı ülkelerde sekörlerin epkilerinin farklı olduğu sonucuna ulaşmışır. Pedersen (2010) çalışmasında 1999-2010 dönemine ai 46 ülkede yapısal VAR yönemini kullanarak gıda ve enerji fiyaları geçişkenliği araşırmışır. Yazar
gıda fiyalarındaki geçişkenlin enerji fiyaları geçişkenliğine göre daha fazla olduğu ve gelişmeke olan ülkelerin bu geçişkenliken daha fazla ekilendiği sonucuna varmışır. Peersman ve Van Robays (2009) ekonomik şokların Euro bölgesi ve ABD üzerine ekilerini incelemek amacıyla VAR sisemi ve işare kısıı maodu yardımıyla şokları ayrışırarak enflasyon üzerindeki doğrudan ve dolaylı ekilerini analiz emişir. ABD de enflasyonis ekilerin şokların doğrudan geçişkenliği ile birlike doğrudan ekisinden ve üreim maliyelerinde yol açığı yükselme nedeniyle de dolaylı ekisinin oraya çıkığı görülmüşür. Euro bölgesinde ise şokların ekisi biraz daha az olmakla birlike daha çok ücreler üzerinde ekili olduğu görülmüşür. Lieraürde gıda ve perol fiyalarından enflasyona geçişkenliği inceleyen birçok çalışma olmasına rağmen bunlardan çok azı asimerik ekileri dikkae almakadırlar(cunadoa ve Graciab, 2005; Shawarby ve Selim, 2012; Ianchovichina ve diğ., 2012; Zoli, 2009; Peeers ve Albers, 2013). Son yıllarda yapılan çalışmalar şoklarına karşı enflasyon oranlarının verdiği epkinin asimerik olduğunu oraya koymakadır(mork,1989;hamilon,1996). Seksenlerin oralarında dünya genelinde perol fiyalarındaki düşüşlerden sonra Mork(1989), Mory(1993) ve Mork ve diğ(1994), perol fiyaları ile ekonomik akivie arasında doğrusal olmayan bir ilişkiye ulaşmışlardır. Buna göre perol fiyalarındaki düşüşlerin ekonomi üzerindeki beklenen poziif ekisi arışa göre daha az olduğu görülmüşür. Böylece enerji fiyaları ile enflasyon arasındaki asimerik ilişki olduğu sonucuna varılmışır. Asimerik ekilerin genellikle kaynak ahsisindeki maliyelerden, belirsizliklerden, menü maliyelerinden(ball ve Mankiw,1994), fiya ve ücre kaılıklarından ve asimerik para poliikaları gibi aksak rekabe piyasası özelliklerinden doğduğu görülmekedir. Balke ve diğ(1998) göre ise doğrusal olmayan(asimerik) fiya epkilerinin kaynağı ise perakendecilerin soklama alışkanlıklarından kaynaklanmakadır. Gardner ve diğ(1975) göre ise hüküme arafından fiya harekelerine belli bir yönde diğer bir yöne göre yapılan aşırı müdahaleler doğrusal olmayan(asimerik) fiya epkilerinin diğer bir nedenidir. Bailey ve Brorsen (1989) ise asimerik fiya harekelerinin nedeni, bilgi oplamada ölçek ekonomilerinden doğan rekabeçi firmalar arasındaki asimerik bilgidir. Karar alıcıların enerji fiyalarındaki asimerik değişikliklere farklı epki vermeleri gerekiğinden uygulanan para poliikaları da farklılaşmakadır. Fiya kaılıklarının olduğu bir ekonomide emia fiyalarındaki arışın enflasyonis baskısının, azalışın deflasyonis baskısına göre daha fazla olması beklenmekedir. Zoli (2009) çalışmasında 1990-2008 dönemine ai 18 gelişmeke olan Avrupa ekonomisinde uluslararası küresel perol ve gıda şoklarının enflasyon üzerindeki ekisini incelemişir. İki farklı VAR(Vekör Oo Regresif) analizi kullandığı çalışmanın sonucunda uluslararası perol ve gıda fiya şoklarının yuriçi enflasyon üzerinde önemli ekisinin olduğu sonucuna ulaşmışır. Küresel gıda ve perol fiyalarındaki arışlar bu ülkelerde enflasyonu arırırken gıda fiyalarındaki düşüş benzer şekilde enflasyonu düşürmediği sonucuna ulaşmışır. Dolayısıyla yuriçi fiyaların uluslararası fiya şoklarına karşı asimerik epkiler verdiği bulgusuna erişilmişir. Cunadoa ve Graciab (2005), Asya ekonomileri üzerine yapığı çalışmada Mork(1989) ve Mork ve diğ(1994) yöneminden yola çıkarak perol fiyalarındaki arış ve azalışları emsil eden değişkenleri aynı eşilike kullanmış ve küresel perol fiya şoklarıyla yuriçi enflasyon oranları arasında asimerik bir ilişki olduğu sonucuna ulaşmışır. Peeers ve Albers (2013) çalışmasında 2006M03-2010M4 dönemine ai Güney Akdeniz ülkeleri için küresel perol ve gıda fiya şoklarının asimerik ekilerinin yuriçi enflasyon oranları üzerindeki ekisini incelemişir. Poziif ve negaif gıda fiyaları şoklarının ele alındığı modelde gıda fiyalarındaki arışın(poziif şok) enflasyonu arırdığı, azalışın(negaif şok) ise enflasyonu azalmadığı sonucuna varmışır. Dolayısıyla bir işare asimerik ilişki oraya çıkmışır. Shawarby ve Selim (2012) Mısır ekonomisinde 2007M7-2011M7 döneminde küresel gıda fiyaları ile enflasyon arasındaki ilişkiyi incelemişir. Mısır ekonomisinin gıda fiyalarındaki arışların enflasyonu arırmasına rağmen, gıda fiyalarındaki düşüşler ekonomideki
aşağı doğru kaılıklar dolayısıyla enflasyon üzerinde düşürücü ekiler yaramamışır. Bu durum ekonomideki yapışkanlıkların yol açığı asimerik ilişkiyi oraya koymuşur. Ianchovichina ve diğ. (2012) çalışmasında 1998M12-2011M6 döneminde Ora Doğu ve Kuzey Afrika(MENA) ülkelerinde küresel gıda fiya şoklarının yuriçi enflasyon üzerinde özellikle gıda enflasyonu üzerindeki ekisine araşırmışır. Elde edilen sonuçlar üm MENA ülkelerinde küresel gıda fiya şoklarının yuriçi gıda fiyaları üzerinde asimerik ekisinin bulunduğu sonucuna ulaşmışır. Ibrahim H(2015) Malezya da 1971-2012 dönemine ai yıllık verilerle yapığı çalışmasında perol fiyaları ile gıda fiyaları arasındaki asimerik ilişkiyi NARDL yönemiyle incelemişir. Elde edilen sonuçlara göre kısa ve uzun dönemde perol fiyalarındaki arışın gıda fiyalarını arırdığı sonucuna ulaşılmışır. Ancak perol fiyalarındaki düşüşün gıda fiyaları üzerindeki ekisi belirsizdir. Bu durum Malezya da gıda fiyalarını ekilemede piyasa güçlerinin ekin olduğu sonucunu oraya koymuşur. Perol şoklarının makroekonomik değişkenler üzerindeki ekisini belirlemede karşılaşılan en önemli zorluk bu ilişkiyi açıklayacak emel bir eorik mekanizmanın olmamasıdır. Araşırmacılara göre perol şokları; ihala fiyaları, dış icare hadleri, girdi fiyaları, maliye ve belirsizliklerde arışa yol açarak üreim fonksiyonu üzerinden yaırımlarda azalma yoluyla, oplam fiya düzeyi üzerinden reel para balanslarının azalması, kısmi fiya şokları yoluyla kaynakların sekörler arasındaki dağılımını bozarak ekonomiye eki emekedir. Bu çalışmayı diğer çalışmalardan ayıran en önemli özelliği uluslararası perol ve gıda fiyaları şoklarının yuriçi enflasyon oranları üzerindeki ekilerini simerik(doğrusal) değil asimerik(doğrusal olmayan) incelemesidir. Ayrıca kullanılan yönemin doğrusal olmayan yapıyı(asimeri) dikkae alması da lieraürde yer alan diğer doğrusal(simerik) koenegrasyon yönemlerine göre de önemli bir üsünlüğü oraya koymakadır. Çalışmanın diğer bir önemli özelliği ise asimerik fiya geçişkenliği ile perol fiyaları arasındaki ilişkiyi Türkiye için araşıran ilk çalışma olmasıdır. Çalışmanın bundan sonraki bölümünü yönem kısmı, veri sei ampirik bulgular ve sonuç ve poliika önermeleri kısmı oluşurmakadır. 2.YÖNTEM Çalışmada son yıllarda Shin ve diğ(2014) arafından gelişirilen Doğrusal Olmayan Gecikmesi Dağıılmış Oo Regresif Model(NARDL) kullanılmışır. Böylece uluslararası enerji ve gıda emia fiyalarından iç fiyalara(enflasyon) doğru kısa ve uzun dönemli bir asimerik geçişkenliğin(passhrough) olup olmadığı es edilmekedir. Kullanılan bu koenegrasyon yöneminin, koenegrasyon dinamikleri ve asimerik(doğrusal olmayan) ilişkiyi aynı anda modellemesi bakımından lieraürde kullanılan diğer doğrusal ve doğrusal olmayan koenegrasyon yönemlerine(haa düzelme modeli(ecm), Eşik haa düzelme modeli ECM) ve Markov rejim değişimi haa düzelme modeli) göre önemli üsünlükler aşımakadır. Diğer arafan kullanılan zaman serilerinin farklı enegrasyon derecelerini de dikkae alması ve küçük örneklerm özelliklerinde ekin sonuçlar vermesi yine diğer koenegrasyon yönemlerine göre önemli avanajlar sağlamakadır. Ayrıca hem doğrusal hem de doğrusal olmayan koenerasyon ilişkisinin esine olanak anımakadır(karikilidis ve Trachanas,2012). Bununla birlike seriler ikinci dereceden enegrasyona sahip iseler bu yönem kullanılamamakadır.(pesaran,2001) Lieraürde birinci dereceden enegrasyonlu değişkenlerin kısa dönemde sapmalarının uzun dönemde denge değerlerine ulaşmaları genellikle doğrusal haa düzelme modeli yardımıyla elde edilmekedir. Buna göre kısa dönemde haa düzelme mekanizmasının çalışması kısa dönemde sapmaların uzun dönemde belli bir dönem sonra giderildiğini gösermekedir(granger,1981;engle ve Granger(1987); Johansen(1987)). Doğrusal bir ECM(haa düzelme modeli) aşağıdaki gibi ifade edilebilir;
p 1 q i (1) E N F E N F P E T R O L a E N F P E T R O L E N F 1 x 1 i i i 1 i1 i0 p 1 q i (2) E N F E N F G ID A a E N F G ID A E N F 1 x 1 i i i 1 i1 i0 Eşilik 1 de uluslararası perol fiyaları ile yuriçi enflasyon oranı arasındaki; Eşilik 2 de ise uluslararası gıda fiyaları ve yuriçi enflasyon oranı arasındaki kısa ve uzun dönemli doğrusal ve simerik ilişki dikkae alınmakadır(doğrusal ARDL yönemi). Granger ve Yoon(2002), eşilik 1 ve 2 de değişkenlerin kendi değerleri arasında koenegre ilişki olmasa bile bunların poziif ve negaif ayrışımları arasında gizli bir koenegre ilişkinin olabileceğini gösermekedir. Shin ve diğ(2014) de bu nokadan harekele değişkenlerin kısa ve uzun dönem simerik ve asimerik ilişkilerinin es emekle birlike ayrıca değişkenler arasındaki gizli koenegre ilişkiyi de es emekedir. Böylece Shin ve diğ(2014) arafından gelişirilen bu yeni yönem dışsal(bağımsız değişkenlerin) poziif ve negaif kısmı ayrışırmaları oplamlarını kullanmakadır; j j ve j1 j1 P E T R O L P E T R O L m a x ( P E T R O L, 0 ) j j (3) j1 j1 P E T R O L P E T R O L m a x ( P E T R O L, 0 ) j j ve j1 j1 G ID A G ID A m a x ( G ID A, 0 ) j j (4) j1 j1 G ID A G ID A m a x ( G ID A, 0 ) Eşilik 3 ve 4 e kısmi ayrışırmalar oplamları kullanılarak kısa ve uzun dönem asimerik ilişki es edilmekedir. Böylece uluslararası perol ve gıda fiyalarındaki arışın ve azalışın yuriçi enflasyon oranları üzerinde asimerik bir ekisinin olup olmadığı es edilebilmekedir. Eşilik 1 de doğrusal ECM modeli kısa ve uzun dönem asimerik ekiler dikkae alınarak Shin ve diğ(2014) arafından Doğrusal Olmayan Gecikmesi Dağıılmış Oo Regresif Model(NARDL) olarak genişleilmişir. Böylece genel olarak NARDL modeli aşağıdaki gibi ifade edilebilir; p 1 q i E N F E N F P E T R O L P E T R O L a E N F ( P E T R O L P E T R O L ) E N F 1 1 1 i i i 1 i 1 i1 i0 p 1 q i E N F E N F G ID A G ID A a E N F ( G ID A G ID A ) E N F 1 1 1 i i i 1 i 1 i1 i0 (5) (6) Eşiliklerde bağımsız değişkenlerin üzerinde yer alan (+) ve(-) işareler poziif ve negaif kısmi ayrışırmalar oplamlarını ifade emekedir. p ve q sembolleri ise sırasıyla bağımlı ve bağımsız değişkenleri dağıılmış gecikmelerini gösermekedir. Modelde simerik ve asimerik ilişki Wald es isaisiği ile es edilmekedir. Buna göre uzun dönem simerik ilişki; boş hipoezi alında es edilmekedir. Boş hipoezin reddi uzun dönemli asimerik ilişkinin olduğunu gösermekedir. Uzun dönem poziif ve negaif kasayılar ise; L / ve L / Y E N F şeklinde Y E N F hesaplanmakadır. Yuriçi enflasyon oranları ekileyen ve uluslararası perol ve enerji fiyalarından kaynaklanan poziif ve nagaif şokların kısa dönem uyarlama kasayıları ve i i ifade edilmekedir. Yine kısa dönem simerik ilişki; = ile es edilmekedir. i i paramereleriyle boş hipoezi alında Wald es isaisiği
Beşinci ve alında eşilikler kısa ve uzun dönem simeri boş hipoezinin kabul edilmesi durumunda geleneksel doğrusal ARDL modeline dönüşmekedir. Diğer arafan uzun dönem simeri boş hipoezinin red edilmesi bu karşın kısa dönem boş hipoezinin kabul edilmesi durumunda uzun dönem asimerik kısa dönem simerik ilişki oraya çıkmakadır. Bu durum eşilik 7 ve 8 de perol ve gıda fiyaları için ayrı ayrı göserilmekedir. Tersi durumda uzun dönem boş hipoez kabul edilir kısa dönem reddedilirse uzun dönem asimeri kısa dönem ise simerik bir ilişki olduğu söylenebilir(eşilik 9 ve 10). p 1 q i (7) E N F E N F P E T R O L P E T R O L a E N F P E T R O L E N F 1 1 1 i i i i i1 i0 p 1 q i (8) E N F E N F G ID A G ID A a E N F G ID A E N F 1 1 1 i i i i i1 i0 p 1 q i E N F 1 P E T R O L 1 i i (9) i 1 i 1 i1 i0 E N F E N F P E T R O L a E N F ( P E T R O L P E T R O L ) p 1 q i E N F 1 G ID A 1 i i (10) i 1 i 1 i1 i0 E N F E N F G ID A a E N F ( G ID A G ID A ) NARDL modelinde asimerik ilişkinin varlığı espi edildiken(kısa yada uzun dönem) sonra uluslararası perol ve gıda fiyalarından kaynaklanan bir birimlik poziif(arış), P E T R O L ve G ID A,ve negaif(azalış), P E T R O L G ID A,şok karşısında yuriçi enflasyon oranlarının verdiği asimerik epki poziif ve negaif Asimerik Dinamik Hızlandıran yaklaşımıyla aşağıdaki gibi ölçülebilmekedir. m h E N F h j ve j 0 P E T R O L m h E N F h j 0,1, 2,... j 0 P E T R O L h için (11) m h E N F h j ve j 0 G ID A m h E N F h j 0,1, 2,... j 0 G ID A h için (12) h, iken P E T R O L, G ID A m L ve h P E T R O L, G ID A m L olmakadır. Burada h P E T R O L, G ID A L ve P E T R O L, G ID A L sırasıyla poziif ve negaif asimerik uzun dönem kasayıları gösermekedir. Tahmin edilen hızlandırana bağlı olarak siseme(koenegrasyon denklemi) gelen bir şok sonrasında, yuriçi enflasyon ile uluslararası perol fiyaları yada gıda fiyaları arasındaki başlangıç dengesinden yeni durağan durum dengesine kadar geçen, zamana bağlı doğrusal olmayan(asimerik) dinamik uyarlama mekanizması gözlemlenebilmekedir. NARDL modelinde kısa dönem dinamikler dağıılmış gecikmelerle gözlemlenebilirken uzun dönemde ise bu ilişki ek bir orak koenegre vekör ile anımlanmakadır. Ayrıca sınır esi yaklaşımı kullanılarak değişkenlerin I(0) ve I(1) enegrasyon dereceleri dikkae alınmaksızın koenegre ilişkinin varlığı araşırılabilmekedir.
3.VERİ SETİ: Bu çalışmada 2003M02 ve 2015M02 dönemine ai aylık veriler kullanılmışır. Enflasyon değişkenini emsilen ükeici fiya endeksi değişim oranı, perol fiyaları için Bren ham perol varil fiyaı ve gıda fiyaları yerine de oplulaşırılmış uluslararası gıda fiyaları endeksi kullanılmışır. Enflasyon serisi TCMB veri abanından elde edilmişir. Uluslararası perol fiyaları ve gıda fiyaları değişkenlerine ise quandl.com uluslararası veri abanından ulaşılmışır. Perol fiyaları ve gıda fiyaları dolar cinsinden($) olduğu için bu değişkenler nominal döviz kuru ile çarpılarak TL cinsinden yeni bir değişken elde edilmişir. Çalışmada kullanılan değişkenler logarimik olarak ifade edilmişir. Böylece kasayılar esneklikler cinsinden hesaplanmışır. Değişkenlerin zamana bağlı eğilimleri aşağıdaki şekilde göserilmekedir. 3.0 2.5 2.0 1.5 1.0 0.5 0.0-0.5-1.0 ENFLASYON ORANI 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 1.00 0.75 0.50 0.25 0.00-0.25-0.50-0.75-1.00 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 PETROL FIYATLARI 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 1.00 0.75 0.50 0.25 0.00-0.25-0.50-0.75-1.00 90 80 70 60 50 40 30 20 10 GIDA FIYATLARI 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 1.00 0.75 0.50 0.25 0.00-0.25-0.50-0.75-1.00 Şekilde görüldüğü uluslararası perol ve gıda fiyalarının özellikle 2008 den sonra arış rendi sergilediği görülmekedir. Ancak son yıllarda perol fiyalarında ani düşüşlerin olduğu görülmekedir. Enflasyon oranlarının ise belli bir ban aralığında dalgalanma göserdiği görülmekedir. Çalışmanın başlangıç döneminin 2003 seçilmesinin nedeni ise 2003 yılından önceki dönemlerde enflasyon oranlarında görülen dalgalanmaların yüksek olması ve bu nedenle kasayılarda sapmaların yüksek olmasıdır. Bundan dolayı enflasyon hedeflemesinin uygulandığı dönemler veri aralığı olarak seçilmişir. Ayrıca enflasyon serisine yapılan birim kök esleri sonucunda da 2003 mar ayında kırılma görülmüş ve analize bu dönemden sonraki kısımla devam edilmişir. Değişkenlere ai emel anımlayıcı isaisikler ablo 1 de yer almakadır.
Tablo 1:Değişkenlerin Sokasik Zaman Serisi Özellikleri ENFLASYON ORANI PETROL FİYATLARI GIDA FİYATLARI Oralama 0.679 3.359 3.604 Maksimum 2.605 4.385 4.488 Minimum -0.530 2.275 2.795 Sandar Sapma 0.501 0.603 0.566 Çarpıklık 0.443 0.066 0.165 Basıklık 3.66 1.879 1.512 JB 7.413 * 7.695 * 14.033 ** PP -10.508 *** -1.212-0.933 ZA -10.771 *** -3.695-3.573 PP: Phillip_Perron birim kök esini gösermekedir. -3.47, -2.88, 2.57 sırasıyla sabili modeldeki %1, %5 ve %10 düzeyindeki kriik değerleri ifade emekedir. ZA: Zivo-Andrews birim kök esini göserir. -5.34, -4.93,-4.58 sırasıyla sabili modeldeki %1, %5 ve %10 düzeylerindeki kriik değerleri ifade eder. JB:Jarque-Bera normal dağılım es isaisiğini göserir. ***,** ve * sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeylerinde sıfır hipoezinin reddini göserir. Tabloda değişkenlerin sağa çarpık normal dağılmadıkları görülmekedir. Phillip-Perron birim kök esi sonuçlarına göre enflasyon oranı düzeyde durağan bulunurken perol fiyaları ve gıda fiyalarında birim kök olduğu görülmekedir. Diğer yandan kırılmayı dikkae alan Zivo-Andrew birim kök esi sonuçlarına göre ise enflasyon oranı durağan bulunurken, perol fiyaları ve enflasyon oranı birim köklü olduğu görülmüşür. Ancak kullandığımız yönemin önemli bir özelliği değişkenlerin enegrasyon derecelerini dikkae almaması diğer bir ifade ile farklı enegrasyon derecesine sahip değişkenler arasındaki koenegre ilişkinin varlığını araşırmaya imkan vermesidir. 4.ANALİTİK BULGULAR: Tablo 2 ve ablo 3 değişkenlere yönelik emel analiik bulguları sunmakadır. Çalışmada öncelikli olarak değişkenler arasındaki ilişkiyi 4 emel modelden(aa: Kısa ve uzun dönem asimerik, AS: Kısa dönem asimerik uzun dönem simerik, SA: Kısa dönem simerik uzun dönem asimerik ve SS: Kısa ve uzun dönem simerik) en iyi emsil eden model yönem kısmında yer alan eşilik 1-2 ve 5-6 dikkae alınarak Wald es isaisiği ile belirlenmiş bundan sonra belirlenen modele ai ahmin sonuçları ablo 3 e sunulmuşur. Tablo 2:Uzun ve Kısa Dönem Simeri Tesi Sonuçları Uzun Dönem W LR Kısa Dönem W SR Sonuç PETROL FİYATLARI-TÜFE 59.94 *** [0.000] 10.06 *** [0.001] Uzun ve Kısa Dönem Asimerik NARDL GIDA FİYATLARI-TÜFE 87.05 *** [0.000] 19.47 *** [0.000] Uzun ve Kısa Dönem Asimerik NARDL *Tahminler eşilik (1) ve eşilik (3) e göre yapılmışır. Eşilik (1) simerik modeli, (3) ise asimerik modeli ifade emekedir. Tablo Enflasyon-Perol Fiyaları ve Enflasyon-Gıda fiyaları arasındaki kısa ve uzun dönem simeri es sonuçlarını vermekedir. W SR, kısa dönem simeri varsayımına dayanan boş hipoezine ai Wald es isaisiğini i i vermekedir. W SR ise uzun dönem simeri varsayımına dayanan boş hipoezine ai Wald es isaisiğini vermekedir. *** uzun ve kısa dönem simeri boş hipoezlerinin %1 anlamlılık düzeyinde reddedildiğini gösermekedir. Tablo 2 de elde edilen Wald esi sonuçlarına göre perol fiyaları-enflasyon ve gıda fiyaları-enflasyon ikilileri arasında kısa ve uzun dönemde simerik bir ilişkinin bulunduğunu ifade eden boş hipoez reddedilmekedir. Buna göre uluslararası perol fiyalarından ve gıda fiyalarından kaynaklanan poziif(arış) ya da negaif(azalış) bir şokun yuriçi enflasyon oranları üzerindeki ekisi(enflasyon
oranlarına geçişkenliği) doğrusal değildir diğer bir ifadeyle simerik değil asimerik bir geçişkenlik söz konusu olmakadır. Bu durum uluslararası perol fiyalarındaki veya gıda fiyalarındaki arışın(poziif şok) enflasyonu arırırken, diğer yandan azalışın da enflasyonu arırabileceğini ya da perol fiyalarında ve gıda fiyalarındaki bir azalışın(negaif şok) enflasyonu azalırken diğer arafan arışında azalabileceğini gösermekedir. Değişimin ne yönde olacağı Tablo 3 e yer alan NARDL model ahmin sonuçlarına göre değerlendirilebilmekedir. Tablo 3: PETROL VE GIDA FİYATLARINDAN YURTİÇİ ENFLASYON ORANLARINA ASİMETRİK FİYAT GEÇİŞİ: NARDL MODEL TAHMİN SONUÇLARI PETROL FİYATLARI-ENFLASYON GIDA FİYATLARI-ENFLASYON Kısa ve Uzun Dönem Asimerik NARDL Model Kısa ve Uzun Dönem Asimerik NARDL Model E N F -0.227 *** E N F -0. 156 *** 1 1 (0.049) (0.042) P E T R O L 0.118*** 1 1 (0.039) G ID A 0.125*** (0.043) P E T R O L -0.144** 1 1 (0.062) G ID A -0.112* (0.063) E N F 0.382*** E N F 1 0.249*** (0.088) (0.083) E N F 0.210**** E N F 0.281*** 2 6 (0.092) (0.087) E N F 0.267*** E N F -0.244*** 3 7 (0.088) (0.085) E N F 0.454*** 6 G ID A 0.185 (0.093) (0.138) E N F 0.201** 11 (0.086) P E T R O L 0.152 (0.116) P E T R O L 0.273* 1 (0.150) P E T R O L 0.355** 2 (0.156) P E T R O L 0.488*** 6 (0.161) SABİT 21.367*** (4.396) L 0.521*** P E T R O L L 0.633*** P E T R O L G ID A -0.541** (0.243) G ID A -0.819*** 3 (0.243) -0.478* G ID A 4 (0.246) SABİT 12.441*** (3.517) L G ID A 0.805*** L G ID A 0.722** AIC 5.221 AIC 5.350 SIC 5.503 SIC 5.212 Log-Olabilirlik -334.216 Log-Olabilirlik -342.101 B-G(36) 0.460 B-G(36) 0.734 ARCH(36) 0.822 ARCH(36) 0.887 _BDM -4.697 _BDM -3.742 F_PSS 6.461 F_PSS 6.714 Tablo enflasyon-perol fiyaları ve enflasyon-gıda fiyaları arasındaki en uygun NARDL model sonuçlarını vermekedir. L P E T R O L, G ID A E N F ve L P E T R O L, G ID A E N F asimerik uzun dönem kasayıları gösermekedir.
Paranez içindeki değerler kasayılara ai sandar haaları vermekedir.*** %1 ve ** %5 anlamlılık düzeyini ifade emekedir. B-G(36), 36 gecikmeye kadar Breusch-Godfrey ookorelasyon esini; ARCH(36) ise 36 gecikmeye kadar modelde değişen varyansın olup olmadığını gösermekedir. Bağımlı ve bağımsız değişkenler için m a x p m a x q 1 2 maximum gecikme uzunluğu belirlenmiş ve genelden-özele doğru yaklaşımı kullanılarak anlamsız gecikmeler modelden aılmışır. _BDM ve F_PSS isaisikleri Pesaran, Shin and Smih (2001) arafından, k=1(açıklayıcı değişken) için %5 önem düzeyinde abule edilen kriik değerleri gösermekedir. 3.2 2 ve c ri F 5.7 3 Tablo 3 uluslararası perol fiyalarından ve gıda fiyalarından kaynaklanan bir şokun yuriçi enflasyon oranları üzerindeki ekisini gösermekir. Bu ekinin asimerik olduğu görülmüş ve kısa ve uzun döneme ai asimerik NARDL model ahmin sonuçları verilmişir. Uluslararası perol fiyaları ve yuriçi enflasyon oranları arasındaki uzun dönem asimerik kasayılarının ( L ve L ) P E TR O L P E T R O L poziif ve anlamlı oldukları görülmekedir. Buna göre uluslararası perol fiyalarındaki %1 lik bir arışın diğer bir ifadeyle poziif bir şokun uzun dönemde enflasyonu %0.521 arırdığı görülmekedir. Buna karşılık uluslararası perol fiyalarındaki %1 lik bir azalış yani negaif bir şok uzun dönemde enflasyonu %0.633 oranında arırdığı görülmekedir. Diğer bir değişle perol fiyalarındaki arışlar enflasyonu arırırken azalışlarda arışa neden olmakadır. Üselik azalışların enflasyon üzerindeki arış ekisinin daha fazla olduğu görülmekedir. Perol fiyaları ile enflasyon oranları arasındaki kısa dönem asimerik kasayılara bakıldığında( c ri P E T R O L P E T R O L P E T R O L 1 2 6 P E T R O L dönemde poziif perol şokunu ifade eden ( P E T R O L ) ise kısa ) kasayısı isaisiki olarak anlamsızdır. Buna göre kısa dönemde perol fiyalarındaki arışın enflasyon üzerindeki ekisi belirsizdir. Diğer arafan kısa dönemde perol fiyalarındaki azalışı ifade eden( P E T R O L 1 P E T R O L P E T R O L 2 6 ) kasayıları ise isaisiki olarak anlamlı ve poziifir. Bu durumda kısa dönemde perol fiyalarındaki azalışın enflasyonu arırdığı sonucuna ulaşılmakadır. Yine ablo değerleri incelendiğinde enflasyonun bir dönem gecikmeli değerinin ( E N F ) negaif ve anlamlı olduğu görülmekedir. Bu 1 sonuç ekonomide enflasyon bekleyişlerinin geçerli olduğu sonucunu vermekedir. Perol fiyaları ve enflasyon arasındaki kısa ve uzun dönem asimerik NARDL model sonuçlarına bakıldığında; modelde ookorelasyon ve değişen varyans sorunuyla karşılaşılmadığı görülmekedir. Diğer arafan _BDM ve F_PSS isaisikleri Pesaran, Shin and Smih (2001) arafından elde edilen kriik değerlerden büyük olduğu için Ho hipoezi reddedilmeke(_bdm isaisiği mulak değer olarak) ve perol fiyaları ile enflasyon arasında uzun dönemde asimerik koenegre bir ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmakadır. Tablo 3 e uluslararası gıda fiyaları ile enflasyon oranları arasındaki uzun dönem asimerik kasayılara bakıldığında gıda fiyalarındaki bir arışın( L ) enflasyonu arırdığı; buna karşın azalışın( L ) da yine enflasyonu arırdığı yani asimerik bir geçişkenliğin olduğu görülmekedir. G ID A Gıda fiyalarındaki %1 lik bir arış enflasyonu %0.80 oranında arırırken, %1 lik bir azalış ise %0.72 oranında arırmakadır. Kasayılar ise %1 düzeyinde isaisiki olarak anlamlıdır. Gıda fiyaları ile enflasyon arasındaki kısa dönem asimerik kasayılara bakıldığında ise gıda fiyalarındaki poziif arışı göseren ( G ID A G ID A ) kasayının isaisiki olarak anlamsız olduğu görülmekedir. Diğer arafan kısa dönemde gıda fiyalarındaki azalışı ifade eden kasayılara ( G ID A G ID A 3 4 G ID A )bakıldığında ise negaif ve isaisiki olarak anlamlı olduğu sonucuna ulaşılmakadır. Bu durum uluslararası gıda fiyalarında meydana gelen düşüşlerin kısa dönemde enflasyon oranlarını
.2.4.6.8 1 1.2 düşüreceğini gösermekedir. Yine E N F kasayısının anlamlı ve negaif olması ekonomide 1 enflasyon bekleyişlerinin geçerli olduğunu ifade emekedir. Gıda fiyaları ile enflasyon arasındaki kısa ve uzun dönem asimerik NARDL model ahmin sonuçları incelendiğinde yine modelde bir ookorelasyon ve değişen varyans sorununun olmadığı sonucuna ulaşılmışır. Ayrıca _BDM ve F_PSS es isaisikleri kriik değerden büyük(_bdm isaisiği mulak değer olarak) olduğu için uzun dönemde gıda fiyaları ile enflasyon oranları arasında asimerik bir koenegre ilişkinin varlığı kabul edilmekedir. Diğer arafan poziif ve negaif uluslararası perol ve gıda fiyaları şoklarına karşı yuriçi enflasyon oranlarının verdiği kısmi epkiler Asimerik Dinamik Hızlandıran yaklaşımı kullanılarak ölçülmekedir. Şekil 2 de uluslararası perol fiyaları şoklarına karşı enflasyonun verdiği epki(perol fiyalarının enflasyona geçişkenliği) yer almakadır. Buna göre perol fiyalarından kaynaklanan 1 birimlik poziif bir şoka(arış) karşı enflasyon poziif epki vermekedir. Yine perol fiyalarından kaynaklanan negaif bir şoka(azalış) karşı enflasyon poziif epki vermekedir. Şekil incelendiğinde yaklaşık iki döneme kadar perol fiyalarındaki azalma arışa göre enflasyonu daha fazla arırmakadır(kırmızı çizginin yeşil çizgiyi aşığı bölgeye kadar). İkinci dönemden sonra ise poziif şoklar negaif şoklara göre enflasyonu daha fazla arırmakadır. Yaklaşık 20 dönem(20 ay) sonra ise perol fiyalarından kaynaklanan bir şokun enflasyon üzerindeki asimerik ekisi sona ermeke ve enflasyon uzun dönem durağan durum nokasına ulaşmakadır. Burada perol fiyalarındaki poziif ve negaif şokların enflasyon oranlarını arırması asimerik ekiyi göseren mavi eğrinin poziif ve negaif şokları emsil eden eğrinin üzerinde hareke emesine yol açmışır. Uzun dönemde ise poziif bir perol şokunun yuriçi enflasyon oranlarına geçişkenliği oralama %0.8 arış yönünde olurken, negaif bir şokun geçişkenliği ise %0.1 oranında azalış yönünde olmakadır. Şekil 2: Perol Fiyalarından Enflasyon Oranlarına Doğru Birikimli Asimerik Uzun Dönem Dinamik Hızlandıran Eki Tepki Tepki Fonksiyonu Cumulaive effec of IP on UN 0 20 40 60 80 Time periods posiive change asymmery negaive change Şekil 3 e ise uluslararası gıda fiyaı şoklarına karşı enflasyonun verdiği asimerik epkiler ölçülmekedir. Buna göre gıda fiyalarından kaynaklanan bir birimlik poziif şoka karşı enflasyonun epkisi arış yönünde olmuşur. Yine negaif bir şoka karşıda arış yönünde epki veren enflasyon oranları yaklaşık 15 dönem(ay) sonra uzun dönem durağan durumuna ulaşmışır. Durapğan durum denge nokasına kadar gıda fiyalarındaki nagaif şoklar(azalış) enflasyonu poziif şoklara(arış) göre daha fazla arırdığı görülmekedir(poziif şoku ifade eden yeşil eğrinin üzerinde seyreden kırmızı eğri). Durağan durumdan sonra ise poziif şokların enflasyon üzerindeki ekisinin daha büyük olduğu
0 1 2 3 görülmekedir. Yine gıda fiyalarından enflasyon oranlarına geçişkenliğin asimerik olduğunu göseren mavi renkli asimeri eğrisi poziif ve negaif şokları ifade eden eğrinin üzerinde bir seyir izlemekedir. Uzun dönem denge nokasında(durağan durum dengesi), poziif gıda fiya şoklarından yuriçi enflasyonları fiya geçişkenliği %0.5 seviyelerinde görülürken, negaif şokların geçişkenliği poziif şoklardan biraz daha az yaklaşık %0.4 civarindadır. Şekil 3: Gıda Fiyalarından Enflasyon Oranlarına Doğru Birikimli Asimerik Uzun Dönem Dinamik Hızlandıran Eki Tepki Fonksiyonu Cumulaive effec of IP on UN 0 20 40 60 80 Time periods posiive change asymmery negaive change
SONUÇ: Uluslararası emia fiyalarından kaynaklanan şokların yuriçi enflasyon oranları üzerindeki ekisinin araşırıldığı çalışma da uluslararası perol ve gıda fiya şoklarından yuriçi enflasyon oranlarına doğru doğrusal olmayan(asimerik) bir fiya geçişkenliğinin(pass-hrough) olduğu sonucuna ulaşılmışır. Bu durum uluslararası enerji ve gıda fiyalarındaki arışın enflasyonis baskı oluşururken bu baskının uluslararası fiyalardaki azalışlar durumunda da devam eiğini gösermekedir. Uluslararası perol ve gıda fiyalarından kaynaklanan poziif ve negaif şoklara karşı yuriçi enflasyon oranlarının verdiği kısmi epkiler ise Asimerik Dinamik Hızlandıran yaklaşımı kullanılarak ölçülmüşür. Elde edilen sonuçlar perol fiyalarından kaynaklanan bir birimlik poziif şoka(arı) enflasyonu poziif epki verdiğini diğer yandan bir birimlik negaif şoka(azalış) da yine poziif epki verdiğini gösermekedir. Yuriçi enflasyon oranlarının perol fiya şoklarına verdiği epki yaklaşık 20 ay sürmeke ve sonrasında ekonomi yeni durağan durum dengesine daha yüksek bir enflasyon oranıyla ulaşmakadır. Uzun dönemde poziif bir perol şokunun yuriçi enflasyon oranlarına geçişkenliği oralama %0.8 arış yönünde olurken, negaif bir şokun geçişkenliği ise %0.1 oranında azalış yönünde olmakadır. Diğer yandan gıda fiyalarından kaynaklanan poziif bir fiya şoku enflasyon üzerinde bir arış rendi oluşururken bu arış rendi gıda fiyalarında ki düşüşlerde de görülmekedir. Dolayısıyla uluslararası gıda fiya şoklarından enflasyona doğru yine asimerik bir fiya geçişkenliğinin olduğu görülmekedir. Yuriçi enflasyon oranlarının gıda fiyalarına verdiği asimerik epkiler yaklaşık 15 ay sürdüken sonra ekonomi ekrar uzun dönem dengesine uluşmakadır. Yine burada da sonuç daha yüksek bir enflasyon oranı şeklinde olmakadır. Burada şok öncesinde enflasyon oranlarının yüksekliği veya düşüklüğü şok sonrası enflasyonun yeni denge nokasının oluşmasında belirleyici olmakadır. Uzun dönem denge nokasındapoziif gıda fiya şoklarından yuriçi enflasyonları fiya geçişkenliği %0.5 seviyelerinde görülürken, negaif şokların geçişkenliği poziif şoklardan biraz daha az yaklaşık %0.4 civarindadır. Bu sonuç uzun dönemde asimerik ekiler dikkae alındığında perol fiyalarının enflasyon üzerindeki ekisinin va kalıcılığının daha fazla olduğunu gösermekedir. Uluslararası emia fiyalarıyla enflasyon oranları arasında görülen bu doğrusal olmayan(asimerik) ilişkinin nedenleri arasında aksak rekabe ve uygulanan asimerik para poliikaları göserilebilir. Ayrıca hüküme müdahaleleri de, özellikle ihal ham perol fiyalarının yüksek derecede hüküme müdahalesi sonucunda vergilendirilmesi ve yuriçinde saışa sunulması da perol fiyalarındaki düşüşlerin yuriçi fiya seviyelerine yansımadığını ve asimerik eki oluşurduğunu gösermekedir. Diğer arafan gıda fiyalarında ki düşüşlerinde yine enflasyon oranlarına azalış yönünde yansımamasının nedenleri olarak da perakendecilerin spekülaif amaçlı soklama çabası içine girmeleri göserilebilmekedir. Bu durumda da enflasyon oranlarının özellikle gıda enflasyonunun belirleyicisi uluslararası piyasalardaki gıda fiyaları değil yur içi fiyalara eki eden piyasa güçleri olmakadır. Bu da uluslararası gıda fiyaları ve enflasyon arasındaki ilişkinin asimerik olmasına neden olmakadır.
KAYNAKÇA Al-Shawarby, S. and H. Selim. 2012, Are inernaional food price spikes he source of Egyp s high inflaion? ERF Working Paper # 714. Bernanke, B., M. Gerler, and M. Wason. 1997. Sysemaic Moneary Policy and he Effecs of Oil Price Shocks. Brookings Papers on Economic Aciviy 28(1): 91-157. Brio, Ricardo D. and Brianne Bysed, 2010, Inflaion Targeing in Emerging Economies: Panel Evidence, Journal of Developmen Economics 91, pp. 198 210 Ball, L., and N. G. Mankiw. 1994. Asymmeric Price Adjusmen and Economic Flucuaions. Economic Journal 104 (423): 247 61. Blanchard, O. J. and J. Galí. 2008. The Macroeconomic Effecs of Oil Price Shocks: Why are he 2000s so differen from he 1970s? NBER Working Paper No. 13368. Bailey, D. V., and B. W. Brorsen. 1989. Price Asymmery in Spaial Fed Cale Markes. Wesern Journal of Agriculural Economics 14 (2): 246 52. Chen, Shiu-Sheng, 2009, Oil Price Pass-Through ino Inflaion, Energy Economics, Vol. 31, pp. 126 33. Cunado, J. and F. Perez de Gracia (2005), Oil prices, economic aciviy and inflaion: Evidence for some Asian counries. The Quarerly Review of Economics and Finance, Volume 45, Issue 1, pp. 65-83. hp://dx.doi.org/10.1016/j.qref.2004.02.003 Edelsein, P. and L. Kilian, 2007. Reail Energy Prices and Consumer Expendiures. CEPR Discussion Papers 6255. Engle, R.F., Granger, C.W.J., 1987. Coinegraion and error correcion: represenaion, esimaion and esing. Economerica, 55, 251 276. Finn, M. G (2014). Why are commodiy prices falling? Projec Syndicae. December 15, 2014 Gardner, B. L. 1975. The Farm-Reail Price Spread in a Compeiive Food Indusry. American Journal of Agriculural Economics 57 (3): 383 406. Gelos, G. and Y. Usyugova 2012. Inflaion Responses o Commodiy Price Shocks How and Why Do Counries Differ? IMF Working Paper 12/225. Inernaional Moneary Fund, Washingon, DC. hps://www.imf.org/exernal/pubs/f/wp/2012/wp12225.pdf Granger, C.W.J., Yoon, G., 2002. Hidden coinegraion. Working Paper, Universiy of California, San Diego Granger, C.W.J., 1981. Coinegraing Variables and Error Correcing Models. Working Paper, Universiyof California, San Diego, California. Habermeier, Karl, Inci Öker-Robe, Luis Jacome, Alessandrom Giusiniani, Koaro Ishi, David Vavra, Turgu Kişinbay, and Francisco Vázquez, 2009, Inflaion Pressures and Moneary Policy Opions in
Emerging and Developing Counries: A Cross Regional Perspecive, IMF Working Paper 09/01 (Washingon: Inernaional Moneary Fund). Hamilon, James D. (1996), Analysis of he Transmission of Oil Price Shocks Through he Macroeconomy, manuscrip, U.C. San Diego Deparmen of Economics. Hun, B., P. Isard, and D. Laxon. 2001. The Macroeconomic Effecs of Higher Oil Prices. IMF Working Paper 01/14. Inernaional Moneary Fund, Washingon, DC. Ibrahim, Mansor H.(2015) Oil and food prices in Malaysia: a nonlinear ARDL analysis Agriculural and Food Economics, pp.2-14 Inernaional Moneary Fund, 2011, World Economic Oulook, Ocober (Washingon: Inernaional Moneary Fund). Ianchovichina, E., J. Loening and C. Wood (2012), How vulnerable are Arab counries o global food price shocks? Policy Research Working Paper # 6018. Karakilidis, C., Trachanas, E., 2012. Wha drives housing price dynamics in Greece: New evidence from asymmeric ARDL coinegraion. Economic Modelling, 29(4), 1064-1069. Kilian, L. 2014. Oil Price Shocks: Causes and Consequences. Annual Review of Resource Economics, Annual Reviews, vol. 6(1): 133-154. Kilian, L. 2008. The Economic Effecs of Energy Price Shocks Journal of Economic Lieraure, American Economic Associaion, vol. 46(4): 871-909. Kilian, L. 2009. No All Oil Price Shocks Are Alike: Disenangling Demand and Supply Shocks in he Crude Oil Marke. American Economic Review 99(3): 1053-69. Kilian, L. & Vigfusson, R. J., 2011. "Nonlineariies In The Oil Price Oupu Relaionship," Macroeconomic Dynamics, Cambridge Universiy Press, vol. 15(S3): 337-363. Mork, Knu Anon (1989), Oil and he Macroeconomy when Prices Go Up and Down: An Exension of Hamilon s Resuls, Journal of Poliical Economy 97, 740-4 Mork, Knu A, Olsen,Oysen and Mysen, Hans T(1994), Macroeconomic Responses o Oil Price İncreases ens Decreases in Seven OECD Counrier. Energy Journal, 15, pp.15-37 Mory, Javier F.(1993). Oil Price and Economic Aciviy: Is he Relaionship Symmeric? The Energy Journal, 14(4), pp. 151-161 Peeers, M. and R. Albers (2013), Food and energy prices, governmen subsidies and fiscal balances in Souh Medierranean counries. Developmen Policy Review, Volume 31, Issue 3, pp. 273-290. hp://dx.doi.org/10.1111/dpr.12007 Pedersen, M. (2010), Propagaion of inflaionary shocks in Chile and an inernaional comparison of propagaion of shocks o food and energy prices, Working Paper No. 566, Cenral Bank of Chile Pedersen, M. (2010), Propagaion of inflaionary shocks in Chile and an inernaional comparison of propagaion of shocks o food and energy prices, Working Paper No. 566, Cenral Bank of Chile.
Pesaran, M.H., Shin, Y., 1999. An auoregressive disribued lag modeling approach o coinegraion analysis. In: Srom, S. (Ed.), Economerics and Economic Theory in he 20h Cenury: The Ragnar Frisch Cenennial Symposium. Cambridge Universiy Press, Cambridge. Pesaran, M.H., Shin, Y., Smih, R.J., 2001. Bounds esing approaches o he analysis of level relaionships. Journal of Applied Economerics, 16, 289 326. Rigobon, R., (2010), Commodiy prices pass-hrough, Working Paper No. 572, Cenral Bank of Chile Shin, Y., Yu, B., Greenwood-Nimmo, M.,(2014). Modelling asymmeric coinegraion and dynamic mulipliers in an ARDL framework. In: Horrace, W.C., Sickles, R.C. (Eds.), Fesschrif in Honor of Peer Schmid. Springer Science & Business Media, New York(NY). Zoli, Edda, 2009, Commodiy Price Volailiy, Cyclical Flucuaions, and Convergence: Wha is Ahead for Inflaion in Emerging Europe?, IMF Working Paper 09/41 (Washingon: Inernaional Moneary Fund).