PETROL FİYATLARININ DIŞ TİCARET AÇIĞI ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

PETROL FİYATLARININ DIŞ TİCARET AÇIĞI ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Tayfur BAYAT * Ahme ŞAHBAZ ** Taner AKÇACI *** ÖZ Bu çalışmada Türkiye nin 1992:1-212:4 dönemine ai aylık veriler kullanılarak reel perol fiyaları ile dış icare dengesi arasındaki ilişki, doğrusal olmayan eşbüünleşme, doğrusal olmayan ve frekans alanı Granger ipi nedensellik analizleri kullanılarak incelenmişir. Analizler sonucunda reel perol fiyaından dış icare açığına ek yönlü nedenselliğin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Faka nedensellik ilişkisi sadece ora vadede geçerlidir. Buna göre Türkiye de ora vadede perol fiyalarındaki oynaklıklar dış icare açıklarının oluşmasında ekili iken, uzun vadede dış icare açıkları üzerindeki ekisi kaybolmakadır. Anahar Kavramlar: Dış Ticare Dengesi, Perol Fiyaları, Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme, Doğrusal Olmayan Nedensellik, Frekans Alanı Nedensellik. THE EFFECT OF OIL PRICES ON THE TRADE DEFICIT: THE CASE OF TURKEY ABSTRACT In his sudy, we invesigae he relaionship beween real oil price and foreign rade defici in Turkey by using monhly daa belonging 1992M1-212M4 period. In his regard, we employ nonlinear coinegraion, nonlinear causaliy and frequency domain Granger ype causaliy analysis mehods. Empirical findings imply ha here is a uni-direcional nonlinear causaliy running from real oil price o foreign rade balance. Bu he causaion linkage exiss on he medium-erm. In he ligh of he findings, while he volailiy in oil price affecs foreign rade balance of Turkey, he effec disappears on he long run. Keywords: Trade Balance, Oil Prices, Nonlinear Coinegraion, Nonlinear Casualiy, Frequency Domain Causaliy. * Yrd. Doç. Dr., İnönü Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. ** Yrd. Doç. Dr., Gazianep Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. *** Yrd. Doç. Dr., Kilis 7 Aralık Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. Makalenin kabul arihi: Kasım 213.

68 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 GİRİŞ İkinci dünya savaşından sonra 195 li yıllardan iibaren ihal ikameci sanayileşme poliikası birçok ülke arafından arafından ercih edilen bir poliika olmuşur. Özellikle gelişmeke olan ülkelerin sanayileşmelerini arırmak amacıyla, öncelikle yuriçi alebin ihal mallardan yerli mallara doğru kaydırılmasını öngören (Edwards, 1993: 1358) ve yerli üreimin arırılabilmesi için yüksek gümrük arifeleri gibi her ürlü korumacılığı öne çıkaran ve ayrıca eşviklerle yerli üreimi desekleyen ihal ikameci poliika Türkiye ekonomisinde de 196 lı yılların başındaki I. Beş Yıllık Kalkınma Planı ndan 198 yılına kadar uygulanmışır. 198 yılında 24 Ocak Kararları olarak adlandırılan ekonomik isikrar programında ihal ikameci poliikalar yerine daha çok ihracaa dayalı bir büyüme poliikasının uygulanması öngörülmüşür. İhracaa dayalı büyüme (Expor- Led Growh, ELG) sraejisi, ekonomik büyümenin emel belirleyicisinin ihraca arışı olduğa vurgu yapmakadır. Bu bağlamda, dış icare ile ekonomik büyüme arasında yakın bir ilişki olduğuna vurgu yapan Klasik ve Neo-klasik yaklaşıma göre dış icarein arması bir arafan verimliliği arırırken, bir arafan da dış icaree konu olan malların üreiminde uzmanlaşmayı eşvik emekedir (Gharey, 1993: 1145). Türkiye de 198 sonrası dönemde ihracaa dayalı büyüme sraejisinin uygulanmaya başlaması ile birlike dış icare hacminin hızlı bir şekilde arığı görülmekedir. 198 yılında oplam dış icare hacmi sadece 1 milyar doları iken, 199 yılında 35 milyar doları ulaşmışır. 212 yılına gelindiğinde dış icare hacmi 392 milyar dolar seviyesine ulaşmışır. Özellikle 2 li yılların başından iibaren dış icare hacminin oldukça hızlı bir şekilde arığı Grafik 1 de görülmekedir.

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 69 Grafik 1: Türkiye nin Dış Ticare Dengesinin Yıllar İibariyle Seyri (Milyar ABD doları) Kaynak: TCMB, EVDS. 198 sonrası dışa açılma ile birlike sadece dış icare hacmi armamış aynı zamanda 2 li yılların hemen başında ihraca ile ihala arasındaki farka ihala lehine arış gösermişir. Krizlerin yaşandığı dönemler haricinde dış icare açığı sürekli olarak armışır. 1984 yılında yaklaşık 3 milyar dolar dış icare açığı varken, 199 yılında 9,4 milyar dolara çıkmışır. 21 krizinden önce 22 milyar dolara kadar çıkan dış icare açığı 21 ve 22 yılında sırasıyla 3,4 ve 6,4 milyar dolar seviyelerinde gerçekleşmişir. Özellikle vurgulamak gerekir ki, hızlı büyüme oranlarının gerçekleşiği dönemlerde dış icare açığı da hızlı bir şekilde armışır. 211 yılında dış icare açığı yaklaşık 9 milyar dolara kadar armışır. Bu durum Grafik 1 de göserilmekedir. Geçen ouz yıllık dönemde hükümeler farklı dış icare poliikaları uygulasa da ihraca ve ihala arasındaki fark düşürülememişir. Türkiye ekonomisine yönelik genel bir değerlendirme yapıldığında 2-21 krizi sonrasında uygulanan isikrar poliikaları sonucunda ekonomik büyüme ve enflasyonun düşürülmesi nokalarında başarı yakalanmışır. Bununla birlike cari açık konusunda olumsuz bir ablo oluşmakadır. Dış icare hacminde yaşanan genişleme ve bu genişleme sürecinde sürekli aran açık, cari açığın en önemli kalemini oluşurmakadır. Toplam ihala içerisinde önemli bir pay sahibi olan enerji ihalaı dış icare ve/veya cari açığın en önemli kısmını oluşurmakadır. Enerji ihalaı içerisinde de perol ihalaının dominan fakör olduğunu ifade emek mümkündür.

7 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 Grafik 2: Perol Fiyaının Yıllar İibariyle Seyri (ABD doları) 14 12 1 8 6 4 2 211 Ocak 29 Ocak 27 Ocak 25 Ocak 23 Ocak 21 Ocak 1999 Ocak 1997 Ocak 1995 Ocak 1993 Ocak 1991 Ocak 1989 Ocak 1987 Ocak 1985 Ocak 1983 Ocak 1981 Ocak 1979 Ocak 1977 Ocak 1975 Ocak 1973 Ocak Kaynak: IMF, Uluslararası Finansal İsaisikleri Veriabanı. Uygulanan isikrar poliikaları sonucunda oluşan büyüme rendi ile birlike gündeme gelen bir diğer önemli konu da enerji alebindeki arış olmuşur. Türkiye Cumhuriyei Enerji Bakanlığı nın yayınlamış olduğu verilere göre Türkiye 21 yılında oplam 39.237. TEP (Ton of Equivalen Peroleum) ham perol ükeirken bunun sadece 2.671. TEP lik kısmı yerli üreimden karşılanmışır. Geri kalan 36.566. TEP lik kısmı Suudi Arabisan, Libya, İran, Rusya ve Irak an ihal edilmekedir. Bu durum Türkiye nin ne perol ihalaçısı olduğu gerçeğini gözler önüne sermekedir. 211 yılı iibariyle ihal ham perolün uarı 35 milyar doları aşmışır. Türkiye nin aran enerji alebinin yanında dünya ham perol fiyalarındaki harekeler ülkenin dış icare hacmi açısından önemli bir olgu haline gelmekedir. Zira 7 li yıllarda yaşanan perol krizlerini akip eden 8 li ve 9 lı yıllarda perol fiyaları 2-3 doları aralığında hareke ederken 2 li yıllar ile birlike perol fiyaı hızlı bir arış gösererek 1 doları seviyelerine ulaşmışır. 28 yılının Haziran ayında perolün varil fiyaı 13 dolar seviyesini geçmişir. Bu değerlendirmeler ışığında ham perol fiyaının yıllar iibariyle harekeleri Grafik 2 de göserilmişir. Türkiye de son yıllarda yaşanan büyüme ile birlike aran enerji alebi ve yine son yıllarda dünya perol fiyalarındaki arış Türkiye nin dış icare açığında aynı dönemde yaşanan arışın emelinde perol fiyalarının herhangi bir rolünün olup olmadığı sorusunu gündeme geirmekedir. Perol fiyalarında yaşanan değişikliklerin cari açığı nasıl ekilediğine dair ise farklı yaklaşımlar mevcuur. Bu yaklaşımlar ilişkiyi açıklarken farklı kanallardan faydalanmakadırlar. Bunlar, arz kanalı, alep kanalı, icare kanalı, parasal kanal ve finansman kanalıdır. Killian a (21) göre, perol fiyaındaki poziif bir şok perol ihal eden bir ülke için icare haddi şokudur. Böylesi bir icare haddi şoku ekonominin üreim

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 71 kararlarını ekileyen bir problem olarak düşünülebilir. Çünkü perol önemli bir üreim girdisidir. Bu üreim girdisinin fiyaındaki arış aynı zamanda icare dengesini bozacakır. Bir diğer kanal ise alep kanalıdır. Perol fiyaındaki arış, arz kanalındaki sisemden farklı olarak, diğer mallara olan alebi ya da bir başka deyişle diğer malların alımı için büçeden ayrılan payın azalmasına neden olacakır. Yani diğer mallar için yapılan harcama mikarı azalacakır. Bu durum aslında perol alebinin fiya esnekliği ile alakalıdır. Perol alebinin fiya esnekliğinin düşük olduğu varsayımından harekele perolün fiyaındaki arış ile ihraç edilen ve ihal edilen mal mikarındaki değişim sonucunda icare dengesi de bozulacakır. Dış icare dengesini de içinde bulunduran cari işlemler dengesi daha sonraki yıllarda meydana gelebilecek ekonomik krizlere ilişkin öncü bir göserge olarak değerlendirilmesi (Radele, Sachs 2:6-8; Zanghieri 24:12-13; Edson 23:5-6) dış icare dengesinin sebeplerinin belirlenmesini önemli bir konu hale geirmekedir. Bu açıdan bakıldığında perol fiyalarındaki değişimin dış icare dengesi üzerindeki ekisinin belirlenmesi poliika yapıcıları açısından önem arz emekedir. Zira olası bir ilişkinin varlığı durumunda perol fiyalarındaki değişimler izlenerek ilerleyen dönemlerde dış icare dengesinin gidişaı hakkında öngörüde bulabilecek ve buna uygun kısa ve ora vadeli poliikalar uygulanabilecekir. Yine ilişkinin varlığının oraya konulması durumunda ne perol ihalaçısı bir ülke açısından alernaif enerji kaynaklarının oluşurulması için uzun vadeli poliika uygulamaları yürürlüğe koyulması için poliika önerileri sunulabilecekir. Bernanke vd. (1997) ise perol fiyalarındaki bir arış karşısında para ooriesinin yapacağı sisemaik müdahalelerin ekonomi üzerindeki resesyonis baskıyı arıracağını belirmişir. Resesyonis baskı sonucu ekonomi durgunluğa giderek yine dış icare dengelerinin bozulmasına neden olacakır. Perol fiyalarının bu şekilde carî denge üzerinde ekili oluş şekli ise parasal kanal olarak nielendirilmekedir. Perol fiyalarındaki arışın ihraç ve ihal edilen malların mikar ve fiyalarını değişirmesi yolu ile dış icare dengesindeki değişmelere yol açması ise icare kanalı şeklinde adlandırılmakadır. Son olarak finansman kanalı ise perol fiyaındaki değişmelerin perol ihraç eden ülkelerde varlık fiyalarının ve karlarının aracağını varsaymakadır. Bu şekilde aran refahın bir kısmı perol ihal eden ülkelere ransfer edilecek, böylece carî dengede sermaye ransferi sonucu değişim yaşanacakır (Bernanke vd., 1997:1415). Bu çalışmada, dünya reel perol fiyaları ile Türkiye ekonomisindeki dış icare dengesi arasındaki ilişki 1992:1 212:4 dönemine ai aylık veriler kullanılmak sureiyle incelenmekedir. Reel perol fiyaları ile dış icare dengesi

72 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 arasındaki ilişki Hansen ve Seo (22) doğrusal olmayan eşbüünleşme (TVECM) esi ve Hiemsra ve Jones (1994) doğrusal olmayan Granger ipi nedensellik analizleri uygulanacakır. Ayrıca Breiung ve Candelon (26) arafından gelişirilen frekans alanı nedensellik esi uygulamak sureiyle özellikle uluslararası lieraürde üsünde durulan ekinin kısa dönemli olduğu konusu Türkiye ekonomisi için de es edilecekir. Çalışmanın ikinci bölümünde cari işlemler dengesi bağlamında dış icare dengesini modelleyen yaklaşımlar ve perol fiyalarını modele dâhil eden çalışmalardan bahsedilmekedir. Üçüncü bölümde kullanılan yönemler hakkında bilgi verilecekir. Çalışmanın dördüncü bölümünde ampirik uygulama sonucu elde edilen sonuçlar özelenmekedir. Son bölümde ise elde edilen bu sonuçlar ışığında öze ve poliika önerilerine yer verilmekedir. I. LİTERATÜR İNCELEMESİ 197 lerdeki perol şokları sonucu, perol fiyalarının farklı ülke ekonomileri üzerindeki ekisi üzerine yapılan çalışma sayısı arış gösermişir. Hamilon (1983), Burbidge ve Harrison (1984) ve Gisser ve Goodwin (1986) perol şoklarının makroekonomik değişkenler üzerindeki ekilerini inceleyen ilk çalışmalar arasında yer alırken 2 li yıllara gelindiğinde perolde yaşanan aşırı fiya arışları ekonomislerin bu arışın ekonomik büyüme üzerindeki ekisini incelemeye yönelmişir. Mehrara (28), Prasad vd. (27) ve Jayaraman ve Choong (29) farklı ülke ipleri için yapmış oldukları analizlerde perol fiyalarının ekonomik büyüme üzerinde ekili oldukları sonucuna ulaşmışlardır. Bununla birlike perol fiyaında yaşanan poziif bir şokun perol ihracaçısı ya da ihalaçısı ülkelerin carî açıkları üzerinde nasıl bir eki bırakığı, bu şokan gelişmiş ve gelişmeke olan ülkeleri ne derece ekilediği yeerince incelenmemişir. Günümüzde, ham perol, ikame enerji kaynakları bulunamadığı için, perol üreen ülkeler için önemli bir gelir, özellikle Türkiye gibi perol üremeken çok ükeen ülkeler için de önemli bir gider kalemidir. Bu nokada perol icareinin ülkelerin dış dengesinde önemli bir yere sahip oldukları muhakkakır. Perol fiyaları ile dış denge arasındaki ilişkiyi inceleyen ilk çalışma Agmon ve Laffer e (1978) aiir. Yazarlar gelişmiş ülkeler üzerine yapığı çalışmalarında perol fiyaı şokunun hemen ardından dış icare dengesinin hemen bozulduğunu, faka başlangıçaki bozulmanın hemen ardından dengenin ekrar oluşuğu sonucuna ulaşmakadır. Rebucci ve Spaafora (26) ise benzer şekilde perol fiyaı şoklarının carî açık üzerinde kısa dönemde ekili olduğunu iddia emekedirler. Zaouali (27) poziif bir perol fiyaı şokunun Çin ekonomisi üzerindeki ekisini incelediği çalışmasında fiya arışının carî denge üzerinde dikkae değmeyecek bir ekisinin olduğu sonucuna ulaşmakadır. Schuber (213) perol fiyaı şoklarının küçük ülke ekonomileri üzerindeki ekisini incelediği çalışmasında perol fiyaındaki kalıcı bir arışın carî denge üzerinde J eğrisi ekisi gös-

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 73 erdiğini belirmekedir. Yani perol fiyaındaki kalıcı bir arış carî dengeyi bozmakadır. Faka carî dengedeki bu bozulma zamanla düzelerek dengeye gelmekedir. Son olarak Chuku vd. (211) hem perol ihalaçısı hem de ihracaçısı olan Nijerya için yapmış olduğu çalışmasında perol fiyalarındaki değişimin carî denge üzerinde kısa dönemli ekisinin olduğu sonucuna ulaşmışır. Konu ile ilgili uluslararası lieraüre bakıldığında ekinin kısa dönemde mevcu iken uzun dönemde kaybolduğu kanısına ulaşılmakadır. Türkiye ekonomisinin cari işlemler hesabı içerisinde en büyük payın dış icare işlemleri hesabı olması lieraür incelemesini genel olarak dış icare dengesinden ziyade perol fiyalarının cari işlemler dengesi üzerine ekilerinin incelenmesine yönelmişir. Cari işlemler dengesinin belirleyicilerini inceleyen çalışmalar arasında Karabulu ve Danışoğlu (26), Peker ve Hounluoğlu (29), Togan ve Berumen (211), Erkılıç (26), Yücel (23), Erdoğan ve Bozkur (29) göserilebilir. Karabulu ve Danışoğlu (26), 1991-24 yıllarına ai çeyreklik verilerle haa düzelme modeli VECM kullanarak cari işlemler dengesini ekileyen en önemli değişkenleri sırasıyla döviz kurları, büyüme ve aran perol fiyaları olarak espi emişlerdir. Çalışmada elde edilen bulgulara göre, perol fiyaları ile cari açık arasında poziif, büyüme oranı ile negaif ilişki mevcuur. Türkiye de cari işlemler açığının nedenlerini inceleyen Peker ve Hounluoğlu (29) VAR yönemi yardımıyla 1992:1-27:12 dönemi için es eikleri çalışmalarında; reel döviz kuru, reel faiz oranı ve menkul kıymeler borsası endeksinin cari açığı açıklayan en önemli değişkenler olduğunu bulgusuna ulaşmışlardır. Çalışmada, yazarların beklenisinin aksine cari açığın öngörü haa varyansında ham perol ihal fiyalarının payı hem başlangıç dönemi iibariyle, hem de uzun dönem iibariyle düşük çıkmışır. Yine aynı konu bağlamında Togan ve Berumen (211), 1993:1-21:3 dönemi için VAR yönemi ile cari işlemler dengesinin açıklanmasında kullanılan elasikiye yaklaşımının daha anlamlı olduğunu ve cari denge için reel döviz kuru, yuriçi ve yurdışı gelir oranı ve perol fiyalarının emel değişkenler olarak dikkae alınmasının daha açıklayıcı olduğu sonucuna ulaşmışlardır. 198-24 dönemi çeyreklik verilerle VAR yönemi kullanan Erkılıç a (26) göre cari işlemler dengesinin belirleyicileri yine cari açığın gecikmeli değerleri, yuriçi büyüme oranı ve reel döviz kurudur. Türkiye de cari açığın belirleyicilerini inceleyen Erdoğan ve Bozkur (29) 199:1-28:1 dönemini MGARCH modelleri yardımıyla incelenmişir. Çalışmada en yüksek korelasyon değeri ihracaın ihalaı karşılama oranına, ikinci yüksek değer, perol fiyalarına ai olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Yücel e (23) göre ise döviz kuru, dış icare hadleri, büyüme ve Merkez Bankası rezervleri cari dengede oraya çıkan değişiklikleri açıklamaka isaisiki olarak anlamlı çıkmışır. Demirci ve Er (27), 1991:1-26:12 döneminde ham perol fiyalarındaki oynaklığın Türkiye deki cari açığa olan ekisini ooregresif-

74 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 harekeli oralama (AR-MA), VECM ve VAR olmak üzere üç farklı meodu kullanarak araşırmışlardır. Çalışma sonucunda perol fiyalarının cari açık üzerindeki ekisinin olumsuz olduğu ve dönem sayısı arıkça perol fiyalarındaki değişkenliğin cari açıkaki öneminin giderek armaka olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Döviz kurunun ihala ve ihraca fiyaları üzerindeki ekisini belirlemeye çalışan Kılıç (29) 1994:1-28:11 dönemini VAR ve VEC modeli kullanarak nominal efekif döviz kuru indeksi, imala sanayi ihala fiya indeksi, imala sanayi ihraca fiya indeksi, perol fiyaları indeksi, imala sanayi üreim indeksi ve imala sanayi opan eşya fiya indeksi verileri kullanılmışır. Çalışmada, ihala ve ihraca fiyaları üzerinde perol fiyalarının ekisi olmakla beraber döviz kuru ile karşılaşırıldığında eki zayıf kalmakadır. Türkiye deki perol fiyalarının oynaklığı üzerine yapığı çalışmasında Firuzan (21) 1981:1-27:12 döneminde OPEC in fiya ayarlamalarının ekisinin önemsiz olduğunu buna karşın Irak-ABD kaosunun perol fiyaları üzerindeki ekisinin anlamlı olduğunu espi emişir. Son olarak Ozlale ve Pekkurnaz (21) carî açığın perol fiyalarındaki ekisini 1999-28 dönemini SVAR analiz ekniği ile incelemişir. Çalışmaları sonucunda yazarlar perol fiyaındaki bir arışa carî açığın vermiş olduğu epkinin geçici olduğu sonucuna ulaşmışlardır. II. METODOLOJİ A. HANSEN VE SEO (22) DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME (TVECM) TESTİ Uzun dönem denge üzerinde doğrusal olmayan uyarlanmaları ilk olarak Balke ve Fomby (1997) ve daha sonra Baum ve Karasulu (1998), Enders ve Falk (1998), Obsfeld ve Taylor (1997), Taylor (21), Lo ve Zivo (21) arafından oraya konulmuşur. Geleneksel eşbüünleşme esleri değişkenlerin üm dönem boyunca uzun dönem ilişkisi üzerine verdiği doğrusal uyarlanmaları göserir (Eseve, Pras, 21:46; Enders, 29:481). Balke ve Fomby (1997) eşbüünleşme vekörünün bilindiği durumlar için Hansen nin (1996) ele aldığı ek değişken için yapılan esleri haa düzelme erimini kullanarak gelişirmişir. Hansen ve Seo (22) ise doğrusal olmayan eşbüünleşme lieraürüne kakısı bu modellerin çok değişkenli ve eşbüünleşme vekörünün bilinmediği durumlar için olmuşur. Hansen ve Seo (22: 294) ise haa düzelme erimi üzerindeki eşik ekisi ve ek eşbüünleşme vekörü için haa düzelme modeli (Threshold Vecor Error Correcion, TVECM) gelişirmişir. Hansen ve Seo nun (22) gelişirdiği esin emel manığı en yüksek olabilirlik ahmini ile boş hipoezinde doğrusal eşbüünleşme, alernaif hipoezinde ise doğrusal olmayan eşbüünleşmeyi es emesi üzerine kuruludur.

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 75 X serisi p boyulu ve px1 boyulu eşbüünleşme vekörü için birinci farkında durağan I(1) olsun. wi( ) x düzeyden durağan I() haa erimi olmak üzere l 1dereceden doğrusal haa düzelme modeli (VECM); X ( ) AX 1 u (1) şeklinde yazılabilir 1 (Hansen ve Seo, 22: 295; Kapeanios, Shin, Snell, 26:282). k pl 2 olmak üzere X ( ) 1 ahmincisi kx1 ve A ahmincisi ise kxp boyuludur. u haa erimi, E( uu ) sonlu kovaryans marisinin vekör Maringale fark dizisi varsayımına dayalıdır (Hansen, Seo, 22: 295). Uzun dönemli dengeden sapmalar eşik değerinden küçük veya eşi olduğu sürece X değişkenleri dengeye yönelmeyecek dolaysıyla eşbüünleşik olmayacakır. Eğer dalgalanmalar eşik değerden büyükse dengeye yönelecekir (Eseve vd., 26: 135). Haa eriminin normal dağıldığı varsayımı alında, A ve paramereleri en yüksek olabilirlik ) ile ahmin edilir (Hansen ve Seo, 22: 295). Yukarıda ifade edilen doğrusal model baz alındığında eşik (hreshold) parameresi olmak üzere iki rejimli eşik eşbüünleşme modeli; AX ( ) u eğer w ( ) 1 1 1 x A 2X 1( ) u eğer w 1( ) şeklinde yazılabilir (Hansen, Seo, 22: 295-296, Eseve, Pras, 21: 46). Alernaif göserimle; x A 1X 1( ) d1 (, ) A 2X 1( ) d2 (, ) u (3) ifadesinde I(.) geçiş fonksiyonu olmak üzere; (2) 1 X 1 1 w 1( ) x olarak ifade edilir. 1 x 2 ( )... x l

76 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 d d (, ) I( w ( ) ) 1 1 (, ) I( w ( ) ) 2 1 olarak yazılabilir (Hansen ve Seo, 22: 295-296). İki rejimli eşik değerli modelinde haa düzelme erimini anımlar. ve kasayılar marisi her bir rejime ai dinamikleri göserir. Ayrıca bu model eşbüünleşme marisi hariç büün kasayıların her bir rejim için değişimine izin verir. Boş hipoezi doğrusal eşbüünleşme olduğu varsayımı alında A1 A2 olarak ifade edilir (Du, Ghosh, 25: 44). Eğer Pw ( 1 ) 1arasında ise doğrusal olmayan eşbüünleşmeyi, diğer durumlarda ise doğrusal eşbüünleşmeyi göserecekir (Hansen, Seo, 22: 295-296). Bu kısılamalar alında rimming parameresi olmak üzere Pw ( 1 ) 1 olarak es edilir (Ihle, Taubadel, 28: 8). Eğer Pw ( 1 ) 1 arasında ise eşik değerin ekisi görülebilir. Diğer durumlarda doğrusal eşbüünleşmeyi göserecekir. Paramere ahminleri için haa eriminin bağımsız ve özdeş dağıldığı varsayım alında u ( A1, A2,, ) x A 1X1( ) d1 (, ) A 2X1( ) d2(, ) olmak üzere en yüksek olabilirlik yönemini kullanılarak Gaussyen olasılığı; n n 1 ( A, A,,, ) log u ( A, A,, ) u ( A, A,, ) (5) n 1 2 1 2 1 2 2 2 1 şeklindedir. ( A 1, A n 2,,, ) paramerelerinin maksimum olabilirlik ahmincileri MLE( Aˆ ˆ ˆ ˆ ˆ 1, A2,,, ) şeklinde oluşurulur (Hansen, Seo, 22:196). Tes sürecinin devamında eşbüünleşme vekörünün bilinmediği varsayımı alında ve boş hipoezinde doğrusal eşbüünleşmeyi ve alernaif hipoezinde doğrusal olmayan eşbüünleşmeyi es emişir (Hansen ve Seo, 22: 3). İki ade LM (Lagrange Muliplier) esi kullanmışır. İlk es doğru eşbüünleşme ilişkisinin bilindiği varsayımı alında (a priori); SupLM sup LM (, ) (6) L U ifadesi nın bilinen değeridir. İkinci es ise doğru eşbüünleşme ilişkisinin bilinmediği varsayım alında; sup SupLM LM ( %, ) (7) L U (4)

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 77 ifadesinde L, U erimlerinde L, W -1 in kadar yüzdesi, ise U 1 kadar yüzdesidir (Hansen, Seo, 22: 3; Eseve vd., 26: 135). ın sıfıra çok yakın bir değer olması esin gücünü düşüreceğinden ercih edilmez (Hansen ve Seo, 22: 31). Analiz içerisinde Hansen ve Seo (22) de olduğu gibi için.5 ve U için 1.95 alınmışır. Zaen eşik eşbüünleşme için olasılık değerlerini hesaplayan LM esinin boyu ve gücü amin edici düzeydedir (Du, Ghosh, 25: 44). Hansen ve Seo (22) asimpoik kriik değerler ve olasılık değerleri için iki ane boosrap meodu gelişirmişir. 2 B. HİEMSTRA VE JONES (1994) DOĞRUSAL OLMAYAN GRANGER TİPİ NEDENSELLİK ANALİZİ Lieraürde sıkça ele alınan doğrusal Toda ve Yamamoo (1995) ve Dolado ve Lükepohl (1996) Granger ipi nedensellik esleri doğrusallık varsayımı alında çalışıkları için değişkenler arasındaki asimerik ilişkileri gösermemekedir. Brock (1991) paramerik olmayan isaisiksel yönemlerle çok değişkenli doğrusal olmayan modellerde nedenselliği gösermek için ilk ele aldıkları doğrusal modelde, L ve M gecikme uzunlukları olmak üzere haa eriminin bağımsız özdeş dağıldığı varsayımı alında : iid(, ) 2 ; X Y X (8) L M ifadesinde ookorelasyon ve çoklu doğrusal bağlanı olmadığı durumlar için nin gecikmeli değerleri üzerinde anlamlı bir farklılık göseriyorsa Granger nedensellik vardır. Doğrusal olmayan nedenselliği bulmak için Baek ve Brock (1992) zamanlar arasındaki uzaklıkların mekansal olasılıkları yardımıyla korelasyon inegrali kullanmışlardır. Baek ve Brock (1992) doğrusal olmayan nedensellik için ; m büyüklüğünde öncül vekör nin gecikme vekörü ve nin gecikme vekörü olmak üzere (Hiemsra, Jones, 1994: 1646; Brooks, Tsolacos, 2: 36); X X X X m (, 1,..., m1) m 1,2,... ve 1,2,... X ( X, X,..., X ) L 1,2,... ve Lx 1, Lx 2,... (1) Lx Lx Lx Lx1 1 x L (9) 2 Boosrapların eorem ve ispaları için ayrınılı bilgi Hansen ve Seo (22) de bulunmakadır. Gauss program kodları için Bruce Hansen e eşekkür ederiz.

78 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 Y ( Y, Y,..., Y ) L 1,2,... ve Ly 1, Ly 2,... (11) Ly Ly Ly Ly1 1 y Pr. olasılık ve. maksimum normu olmak üzere yukarıda ele alınan ve Y serilerinin durağan ve zayıf bağımlı oldukları varsayımı ile (Hiemsra, Jones, 1994: 1646; Ciner, 21: 25; Asimokopoulos vd., 2: 26, Brooks, Tsolacos, 2: 37); m m Lx Lx Ly Ly m m Lx Lx X X s e XLx X slx e Y Ly Ys Ly e X X s e XLx X slx e Pr, Pr (12) koşulu gerçekleşirse belirlenmiş m, Lx ve Ly 1ve e X nin Granger nedeni değildir. Eşiliğin sol arafındaki olasılık X için Y değişkeni X nin m. öncül vekörünün e ile uzaklığının koşullu olasılığıdır. C1, C2, C3, C 4 bileşik olasılıkların korelasyon inegralleri ve yine m., Lx ve Ly 1ve e olmak üzere Hiemsra ve Jones a (1994: 1647) göre koşullu olasılıkları, bileşik olasılıkların oransal bileşimin kullanarak Granger nedeni olmama durumunu; C1( m Lx, Ly, e) C3( m Lx, e) (13) C2( Lx, Ly, e) C4( Lx, e) belirlenmiş m, Lx ve Ly 1ve e için es isaisiği vekör ooregresyon (VAR) modelinden elde edilen haa erimlerine; C1( mlx, Ly, e, n) C3( m Lx, e, n) TVAL n N m Lx Ly e a 2 (, (,,, )) C2( Lx, Ly, e, n) C4( Lx, e, n) : (14) uygulanması ile bulunur (Hiemsra, Jones, 1994: 1648; Ciner, 21: 25, Asimokopoulos vd., 2: 26, Brooks, Tsolacos, 2: 37). Boş hipoez Granger nedensellik yokur şeklindedir. Hiemsra ve Jones (1993) Mone Carlo simulasyonlarında m=1, x ve y nin eşi olacak şekilde Lx=Ly=1, 2, 3 veya 4 olmasını avsiye emişlerdir. C. FREKANS ALANI NEDENSELLİK ANALİZİ Geleneksel nedensellik analizleri analize dâhil edilen değişkenler arasındaki ekileşimi sadece bir es isaisiği için incelerken, frekans alanı meodu zaman içerisindeki farklı frekanslar için söz konusu esleri gerçekleşirmekedir. Bu durum geleneksel nedensellik analizlerinin ek bir es isaisiği değişkenler arasındaki ilişkiyi özeler şeklindeki zımnî varsayımının ersinedir. Frekans alanı yaklaşımı nedensellik dinamiklerini ek bir isaisik yerine farklı frekans isaisiklerini dikkae almak sureiyle incelemekedir (Ciner, 211:5). Bu yüzden, frekans alanı nedensellik analizi Türkiye de perol fiyaı ile carî denge ara-

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 79 sındaki ilişkinin geçici ya da sürekli olup olmadığı konusunu daha iyi anlamamızı sağlaması açısından oldukça anlamlı sonuçlar verecekir. Geweke (1982) ve Hosoya (1991), frekans alanı yaklaşımına göre nedenselliği es edebilmek için iki boyulu zaman serisi vekörü oluşurmuşur: z [ x, y ] ve z sonlu sıralı VAR erkibindedir. ( Lz ) (15) p k Burada ( L) I 1L... pl, 2x2 gecikme boyuu ile L z z 1 dir. Farklı frekanslarda Granger nedensellik ise şu şekilde anımlanmışır. M i 2 2 fx( ) 12( e ) yx( ) log log 1 i 2 i 2 11( e ) 11( e ) (16) i 2 Eğer 12( e ) ise ki bu durum y frekans de x in nedeni değildir demekir. Eğer z nin bileşenleri I(1) ise ve eşbüünleşik ise ooregresif polinomial ( L) birim köke sahipir. Geriye kalan kökler çemberin dışındadır. 15 no lu denklemin her iki arafından da i çıkarırsak: z = ( 1-I)z -1 + 2z -2 + + pz -p + = (L)z -1+ (17) Bu durumda (L) = 1 I + 2L +...+ pl P şeklindedir (Breiung ve Candelon, 26). Geweke (1982) ve Hosoya (1991) spekral yoğunluğun ayrışmasına göre belirlenen özel frekansa göre nedenselliğin ölçülmesini önermişir. İki değişkenli vekör ooregresif model kullanan Breiung ve Candelon (26) ise ooregresif paramereler üzerinde doğrusal bir hipoeze dayanan ek bir es prosedürü önermişir. Böylece es prosedürü çok boyulu sisemleri ve eşbüünleşme ilişkilerini inceleyebilecek şekilde genelleşirilebilecekir. Breiung ve Candelon (26) yi beyaz gürülü olarak varsaymakadır ve E( ) ve E(, ) şeklindedir. Burada poziif anımlıdır. G yi Cholesky ayrışırmasının aşağı üçgen maris olarak anımlarsak GG ki 1 E( ) I ve G şeklindedir. Eğer sisem durağan ise, bu durumda ( L) ( L) 1 1 ve ( L) ( L) G şeklindedir. MA göserimi ise; z 11 ( L) 12 ( L) 1 11( L) 12( L) 1 ( L) 21( L) 22 ( L) 2 21( L) 22( L) 2 (18)

8 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 Bunu x nin spekral yoğunluğunun göserimi için kullanabiliriz; 12 1 i 2 i 2 fx( ) { 11( e ) 12( e ) } (19) 2 Breiung ve Candelon (26) M yx( ) nın nedensellik ekisini i 2 ( e ) için keşfemekedir. Sıfır hipoezi VAR kasayılarındaki doğru- 22 1 1 g 12( L) sal kısılamalara eşiir. ( L) ( L) G ve 12( L) ( L), 1 G nin düşük diagonal elemanı olarak g 22 ve ( L) nin belirleyicisi olarak ( L) y frekansında x in nedenseli değildir. p p i 12 12, k 12, k k1 k1 (2) ( e ) cos( k) sin( k) i ile 12,k k nin (1,2)-elemanını gösermekedir. Bunun için i ( e ) için, 12 p 12, k cos( k) (21) k1 p 12, k sin( k) (22) k1 Breiung ve Condelon (26) doğrusal kısılamalar j ve 11, j j yi 12, j denklem (21) ve (22) e uygulamışır. Sonrasında x için VAR denklemi aşağıdaki gibi göserilebilir. x x... x y... y (23) 1 1 p p 1 1 p p 1 ve sıfır hipoezi M ( ) olacakır. ve yx 1 [,..., ] ile doğrusal kısılamaya eşi H : ( ) R (24) cos( ) cos(2 )... cos(p ) R( ) sin( ) sin(2 )... sin(p ) p (25)

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 81 (, ) için nedensellik ölçüsü geleneksel F esi ile es edilebilir. Tes prosedürü (2, T-2p) serbeslik derecesi ile F- dağılımı ile devam emekedir. III. VERİLER VE AMPİRİK SONUÇLARI Bu çalışmada Türkiye nin 1992:1-212:4 dönemine ai aylık reel perol fiyaları (ROP) ve dış icare dengesi (X-M) verileri kullanılmışır. Analizlerde kullanılan veriler Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Siseminden (EVDS) ve Uluslararası Para Fonu veri abanından (IFS) elde edilmişir. Aylık reel perol fiyaı hesaplanırken IFS arafından yayımlanan dünya ham perol fiyaı baz alınmışır. Değişkenlere eşbüünleşme ve nedensellik esi uygulanmadan önce birim kök sorunundan arındırılması gerekmekedir. Bu amaçla Dickey ve Fuller (1979, 1981, ADF), Phillips ve Perron (1988, PP), Ellio vd. (1996, DF-GLS) ve Kwiakowski vd. (1992, KPSS) arafından gelişirilen birim kök esi yapılmışır. Sonuçların yer aldığı Tablo 1 de reel perol fiyalarının düzey değerlerinde sabi erimli modelde birim kök aşıdığı, sabi ve rend değişkenlerinin dahil edildiği modelde ise birim kök aşımadığı, bununla birlike genel sonuç olarak değişkenlerin düzey değerlerinde birim kök aşımakadır. Burada özellikle serilerin uzun hafıza (long memory) gösermesine bağlı olarak aşırı uyum göserme (overfiing) sorununu yaşabileceği göz önünde bulundurulursa durağanlık dereceleri ne olarak bulunması gerekir. Bu nedenle serilerin birinci farklarını alarak analize devam edilmesi gerekiği görülmekedir 3. 3 Ayrınılı bilgi için Kapeanios, Shin ve Snell, (26) ve Robinson (1995) çalışmalarına bakılabilir.

82 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 Tablo 1: Birim Kök Tes Sonuçları Değişkenler ADF DF-GLS PP KPSS Düzey Sabi ROP -2.282 (1) -1.426 (1) -2.23 (3) 1.532 (11) (X-M) -1.793 (1) -1.12 (1) -2.23 (6) 1.431 (11) Sabi+Trend ROP -4.25 (1)* -4.9 (1)* -3.739 (3)*.119 (1)* Birinci Farklar (X-M) -3.173 (1) -3.42 (1) -4.122 (8)*.27 (11) Sabi ROP -11.39 ()* -1.974 ()* -1.919 (6)*.5 (2)* (X-M) -2.953 ()* -2.997 ()* -21.144 (5)*.33 (3)* Sabi+Trend ROP -11.36 ()* -11.17 ()* -1.91 (6)*.22 (2)* (X-M) -2.918 ()* -2.629 ()* -21.118 (5)*.19 (3)* Nolar: * Değerleri değişkenlerin durağan oldukları seviyeyi gösermekedir. ADF esi için paranez içindeki değerler SIC krierine göre seçilen gecikme uzunluklarını ve gecikme uzunluklarının sıfır olması durumunda DF es sonuçlarını gösermekedir. Mac Kinnon (1996) kriik değerleri, sabi erimli model için sırasıyla %5 güven aralığında -2.885, sabi erim ve rendli model için -3.447 ür. DF-GLS esi için paranez içindeki değerler SIC krierine göre seçilen gecikme uzunluklarını gösermekedir. Asimpoik kriik değerler sabi erimli model için sırasıyla %5 güven aralığında -1.944, sabi erim ve rendli model için -3.1772 ür. PP esi için paranez içindeki değerler Barle Kernel krieri kullanılarak Newey-Wes e göre seçilen ban genişliklerini gösermekedir. Kriik değerler ADF esi ile aynıdır. KPSS esi için paranez içindeki değerler Barle Kernel krieri kullanılarak Newey-Wes e göre seçilen ban genişliklerini gösermekedir. Asimpoik kriik değerler sabi erimli model için sırasıyla %5 güven aralığında.463, sabi erim ve rendli model için.146 dır. Reel perol fiyaı ile dış icare açıkları arasında doğrusal ya da doğrusal olmayan bir eşbüünleşmenin varlığını incelemek amacı ile ilk olarak Hansen ve Seo (22) eşbüünleşme esi uygulanmışır. Tes sonucunda hem asimpoik hem de boosrap kriik değerleri karşılaşırıldığında %5 anlam seviyesinde değişkenler arasında doğrusal olmayan eşbüünleşme ilişkisinin yer aldığı alernaif hipoez kabul edilmekedir. Tablo 2: Hansen ve Seo (22) Eşik Eşbüünleşme Tesi Sonuçları suplm İsaisiği Asimpoik % 5 kriik değer Boosrap % 5 kriik değer 32.399 3.364 [.27]* 31.3577[.39]* No: * olasılık değerlerini gösermekedir. Bu sonuca göre değişkenler arasında uzun dönemli doğrusal olmayan bir ekileşimin olduğu sonucuna ulaşılmakadır. Bu ilişkinin yönü ve derecesi için ise doğrusal olmayan bir nedensellik esinin uygulanması uygundur.

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 83 Tablo 3: Hiemsra-Jones (1994) Doğrusal Olmayan Granger Tipi Nedensellik Analizi Ham Veri a Haalar b H Tes İsaisiği Olasılık Değeri Tes İsaisiği Olasılık Değeri ROP >(X-M) 1.654.49* 1.7418.497* (X-M) > ROP -.8123.7917.4295.3337 Nolar: * %5 seviyesinde isaisiksel olarak anlamlı olan değerleri gösermekedir. a : serilerin birinci farkını. b : VAR(p+d) modelinden elde edilen haaları gösermekedir. Hiemsra ve Jones (1994) arafından gelişirilen doğrusal olmayan nedensellik analizinin uygulanması sonucunda elde edilen sonuçlara göre reel perol fiyalarından dış icare açığına doğru % 5 anlamlılık seviyesinde doğrusal olmayan Granger ipi bir nedenselliğin olduğu görülmekedir. Bu sonuca göre perol fiyalarında yaşanacak olası bir şokun Türkiye nin dış icare dengesi üzerinde ekisinin olacağı muhakkakır. Tablo 4: Frekans Alanı Tes Sonuçları Uzun Vade Ora Vade Kısa Vade i.1.5 1. 1.5 2. 2.5 ROP >(X-M) 4.312 4.239 8.574* 3.11.66 1.39 (X-M) >ROP 3.26 3.2 2.667 2.576.995 11.59* No: VAR modelleri için gecikme uzunlukları SIC ye gore belirlenmişir. (2, T-2p) ile ki-kare dağılımının kriik değerleri yaklaşık olarak 5.99 şeklindedir. Frekans alanı es sonuçlarına göre reel perol fiyaından dış icare açığına doğru bir nedensellik bulunmakadır. Bu sonuç doğrusal olmayan nedensellik analizi ile uarlıdır. Bununla birlike nedensellik sadece ora vadede oraya çıkmaka, uzun vadede kaybolmakadır. Bu sonuç ise lieraür kısmında incelenen uluslararası çalışmalar ile benzerlik gösermekedir. Zira perol fiyalarının dış denge üzerindeki ekisinin sadece kısa vadede kendini göserdiği uzun vadede kaybolduğu sonucu yabancı lieraürde hakim olan bir sonuçur. Diğer yandan frekans alanı esi sonuçları dış icare açığından reel perol fiyalarına doğru kısa vadede bir nedenselliğin olduğunu gösermekedir. SONUÇ VE ÖNERİLER Bu çalışmada 1992:1 212:4 yılları arasında kalan dönemde perol fiyalarında yaşanan değişikliklerin Türkiye nin dış icare dengesi üzerinde eki-

84 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 sinin olup olmadığı incelenmekedir. Bu amaçla doğrusal birim kök esleri ile birlike doğrusal olmayan eşbüünleşmenin varlığını es eden Hansen ve Seo (22) eşbüünleşme, yine doğrusal olmayan Granger nedenselliklerin varlığını sorgulayan Hiemsra ve Jones (1994) nedensellik analizleri ve son olarak Breiung ve Candelon (26) arafından gelişirilen ve farklı frekans uzunluklarında nedenselliği inceleyen frekans alan esi uygulanmışır. Doğrusal olmayan nedensellik analizinden elde edilen bulgular gösermekedir ki, perol fiyalarında yaşanan olası poziif bir şok dış icare dengesinin bozulmasına neden olacakır. Bununla birlike frekans alanı nedensellik esi sonuçlarına göre perol fiyalarındaki bir arışın ekisi uzun vadede kaybolmakadır. Yabancı lieraür ile paralellik göseren bu sonuca göre perol fiyalarındaki arış kısa vadede dış icare dengesinin bozulmasına neden olmakadır. Bununla birlike uzun vadede dış icare dengesindeki bozulmaların nedeni perol fiyaları değildir. Bu sonuçlar ışığında Türkiye de ekonominin büyüme dönemlerinde önemli bir sorun haline gelen dış icare dengesinin sağlanabilmesi için özellikle yoğun enerji gereksiniminin olduğu sekörlerde kısa ve ora vadede enerji asarrufu sağlayacak poliikaların benimsenmesi gerekmekedir. Ayrıca gerek oplam ihala gerekse enerji ihalaı içerisinde çok yüksek bir paya sahip olan perole bağımlılığın azalılabilmesi için alernaif enerji kaynaklarının gelişirilmesi gerekmekedir. Bununla birlike uzun vadede dış icare açıklarının kapaılabilmesi için hem yeni gelişen pazarlarla icarein arırılması hem de rekabeçi sekörlerde ihracaı özendirici poliikaların uygulamaya konulması oldukça faydalı olacakır. Bununla birlike Bu konuda ileride yapılacak çalışmalarda Markov rejim değişim modeli kullanılmak sureiyle perol fiyaları ile dış icare dengesi arasındaki ilişkinin ekonominin daralma ve genişleme dönemlerinde nasıl bir seyir izlediğinin incelenmesi lieraürdeki bu eksikliği gidermesi açısından faydalı olacakır.

Perol Fiyalarının Dış Ticare Açığı Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği 85 KAYNAKÇA AGMON, Tamir and Arhur B. LAFFER; (1978), Trade, Paymens and Adjusmen: The Case of Oil Price Rise, Kyklos, 31, pp. 68 85. ASIMOKOPOULOS, Ioannis; David AYLING and Wan M. MAHMOOD; (2), Nonlinear Granger Causaliy in he Currency Fuures Reurns, Economics Leer, 68, pp.25-3. BAEK, Ehung and William A. BROCK; (1992), A General Tes For Nonlinear Granger Causaliy: Bivariae Model, Working Paper, Iowa Sae Universiy and Universiy of Wisconsin, Madison. BALKE, Nahan S. and Thomas B. FOMBY; (1997), Threshold Coinegraion, Inernaional Economic Review, 38, pp.627-645. BAUM, Chrisopher F. and Meral KARASULU; (1998), Modelling Federal Reserve Discoun Policy, Compuaional Economics, 11, pp.53-7. BERNANKE, Ben S.; Mark GERTLER and Mark WATSON; (1997), Sysemaic Moneary Policy and The Effecs of Oil Price Shocks, Brookings Papers on Economic Aciviy, 1, pp. 91-142. BREITUNG, Jorg and Berrand CANDELON; (26), Tesing For Shor and Long-Run Causaliy: A Frequency Domain Approach, Journal of Economerics, 12, pp.363 378. BROCK, William A.; (1991), Causaliy, Chaos, Explanaion and Predicion in Economics and Finance, in John CASTI and Anders KARLQVIST (Ed.), Beyond Belief: Randomness, Predicion And Explanaion in Science, Boca Raon: Crc Press, pp.1-125. BROOKS, Chris and Soiris TSOLACOS; (2), Does Orhogonalizaion Really Purge Equiy Based Propery Valuaions Of Their General Sock Marke Influences, Applied Economics Leer, 7(5), pp.35-39. BURBIDGE, John and Alan HARRISON; (1984), Tesing for he Effecs of Oil-price Rise Using Vecor Auoregression, Inernaional Economic Review, 25, pp.459 484. CINER, Çein; (21), Energy Shocks and Financial Markes: Nonlinear Linkages, Sudies in Nonlinear Dynamics and Economerics, 5(3), pp. 22-213. CINER, Çein; (211), Eurocurrency Ineres Rae Linkages: A Frequency Domain Analysis, Inernaional Review of Economics and Finance, 2, pp.498-55.

86 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 42, Temmuz-Aralık 213 ss. 67-9 CHUKU, A. Chuku; Usenobong F. AKPAN; Ndifreke R. SAM and Ekpeno L. EFFIEONG; (211), Oil Price Shocks and he Dynamics of Curren Accoun Balances in Nigeria, OPEC Energy Review, 35(2), pp.119-139 DEMİRCİ, Ebru ve Şebnem ER; (27), Ham Perol Fiyalarının Türkiye deki Cari Açığa Ekisinin İncelenmesi, 8. Türkiye Ekonomeri ve İsaisik Ulusal Kongresi Bildiriler Kiabı, 24 25 Mayıs 27, Malaya: İnönü Üniversiesi, ss.1-249. DICKEY, David A. and Wayne A. FULLER; (1979), Disribuion Of The Esimaors For Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of The American Saisical Associaion, 74, pp. 427-431. DICKEY, David A. and Wayne A. FULLER; (1981), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49, pp.157-72. DOLADO, Juan J. and Helmu LUTKEPOHL; (1996), Making Wald Tes Work for Coinegraed VAR Sysems, Economeric Reviews, 15, pp.369-386. DUTT, Swarna and Dipak GHOSH; (25), A Threshold Coinegraion Tes Of The Fisher Hypohesis: Case Sudy Of 5 European Naions, Souhwesern Economic Review, pp.4-5. EDISON, Hali J.; (23), Do Indicaors of Financial Crisis Work? An Evaluaion of an Early Warning Sysem, Inernaional Journal of Finance and Economics, 8(1), pp.11-53. EDWARDS, Sebasian; (1993), Openness, Trade Liberalizaion, and Growh in Developing Counries, Journal of Economic Lieraure, 31, pp.1358-96. ENDERS, Waler; (29), Applied Economeric Times Series, Third Ediion, USA: Wiley. ENDERS, Waler and Barry FALK; (1998), Threshold-Auoregressive, Median-Unbiase and Coinegraion Tess of Purchasing Power Pariy, Inernaional Journal of Forecasing, 14, pp.171-186. ELLIOT, Graham; Thomas J. ROTHENBERG and James H. STOCK; (1996), Efficien Tess For an Auoregressive Uni Roo, Economerica, 64(4), pp.813-836. ERDOĞAN Seyfein ve BOZKURT Hilal; (29), Türkiye de Cari Açığın Belirleyicileri: Mgarch Modelleri ile Bir İnceleme, Maliye Finans Yazıları, 23(84), ss.135-172.