Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:19. Sayı:2. Aralık 2015 ss.81-99 Balassa-Samuelson Hipoezinin İçsel Akarım Mekanizmasının ürkiye Ekonomisi İçin es Inernal Mechanism of Balassa-Samuelson Hypohesis for he urkish Economy Almıla Burgaç ÇİL 1 ÖZE Bu çalışmanın amacı, ürkiye ekonomisi ve EU-27 bölgesi arasında Balassa-Samuelson (B-S) (1964) hipoezinin içsel akarım mekanizmasını 2001:Q1-2014:Q1 dönemini kapsayan veri sei ile Gecikmesi Dağıılmış Ardışık Bağımlı Modeller Analizi (ARDL) sınır esi yaklaşımını kullanılarak sınamakır. Sonuçlar, B-S hipoezinin içsel akarım mekanizmasını deseklemekedir. 2001 sonrasında, ürkiye ve EU-27 arasında, göreceli fiya farklılığındaki arışın göreceli verimlilik farklılığındaki arışan kaynaklandığı sonucuna ulaşılmışır. Anahar kelimeler: Balassa-Samuelson Hipoezi, içsel akarım mekanizması, verimlilik, ARDL, eşbüünleşme ABSRAC he purpose of his sudy is o es he inernal mechanism of Balassa-Samuelson (B-S) (1964) hypohesis beween urkey and EU-27 area during 2001:Q1-2014:Q1 using he Auoregressive Disribued Lag (ARDL) mehod. he resuls suppor he inernaional mechanism of B-S hypohesis. An increase in relaive produciviy differences in radable and non-radable secors beween urkey and EU-27 leads o an increase in he relaive price differences afer 2001. Keywords: Balassa-Samuelson Hypohesis, inernal mechanism, produciviy, ARDL, coinegraion 1 Araş.Gör., Çukurova Üniversiesi, İ.İ.B.F. İkisa Bölümü, aburgac@cu.edu.r
1. Giriş Geleneksel döviz kuru modellerinin ilkini Saın Alma Gücü Pariesi (PPP) eorisi oluşurmakadır. Sadece mal piyasasını göz önüne alan PPP göreceli ve mulak PPP den oluşmakadır. Ancak zaman içerisinde PPP den sapmaların reel döviz kurunun denge değerinde değişmelere yol açığı gözlenmekedir. PPP den sapmaların yapısal ve kalıcı olmasını, uluslararası fiya farklılaşmasının nedenini açıklayan en önemli modellerden biri, icaree konu olan ve icaree konu olmayan sekörler arasındaki göreceli verimlilik büyümesine dayandıran Balassa-Samuelson (B-S) hipoezidir. B-S hipoezine göre, gelişmeke olan ülkelerde gelişmiş ülkelere göre icaree konu olan sekörlerdeki göreceli verimlilik arışları icaree konu olmayan sekörlere göre daha hızlıdır. icaree konu olan sekörlerde hızlı verimlilik arışları işgücünün sekörler arasında am harekeli olduğu varsayımında her iki sekörde de reel ücrelerin armasına neden olacakır. Ancak icaree konu olmayan sekörlerdeki verimlilik arışının bu sekörlerdeki ücre arışlarından daha düşük olması, işgücü maliyeinin armasına, fiyaların yükselmesine neden olacakır. icaree konu olan sekörlerde fiyaların dünya piyasalarında belirlendiği göz önüne alındığında icaree konu olmayan göreceli fiyaların arması ekonomide genel fiya düzeyinin armasına sebep olacakır. B-S hipoezinde göreceli verimlilik farklılıklarının hem göreceli fiyalar hem de reel döviz kuru üzerindeki ekisi içsel ve dışsal akarım mekanizması olarak iki yönlü ele alınmakadır. ürkiye Cumhuriye Merkez Bankası (CMB) verimlilik arışlarına ve sekörler arasındaki fiya arışlarındaki farklılaşmayı Enflasyon Raporu II (2006)'da vurgulamakadır. Özellikle "2001 krizi sonrasında süregelen yapısal reformlar ve ekonomide özel sekörün rolünün arması verimlilik arışlarını doğrudan deseklemekedir. Yapısal reformların doğrudan ekisinin yanında, son yıllarda aran güven oramı ve makroekonomik isikrar icaree konu olan ve olmayan mallar arasındaki göreceli fiya farklılaşması yoluyla dolaylı olarak ulusal paranın güçlü konumunu yapısal olarak deseklemekedir" (Enflasyon Görünümü II, 2006 Raporu, s.34). CMB bu raporda kısmı emek verimliliğine vurgu yaparken B-S hipoezini işare emekedir Bu bağlamda, ürkiye ekonomisi için B-S hipoezinin içsel akarım mekanizması yani göreceli verimlilik farklılığının göreceli fiyalar üzerindeki ekisi es edilmişir. ürkiye ekonomisi için yapılmış ampirik lieraür oldukça sınırlıdır. Bu çalışma, bu bağlamda lieraüre kakı sağlaması amaçlanmışır. Bu çalışmanın amacı, EU-27 ülkelerinin baz olarak alındığı ürkiye Ekonomisi için göreceli sekörel verimlilik farklılıklarındaki değişimin göreceli fiya farklılıkları üzerindeki ekisi CMB Enflasyon raporunda vurguladığı gibi 2001 sonrası dönem için (2001:Q1-2014Q1) Peseran vd. (2001) arafından önerilen ARDL sınır esi yaklaşımı ile es emekir. Sonuçlar ise göreceli verimlilik farklılıklarının göreceli fiya değişimleri üzerinde poziif ekisinin olduğunu oraya koymakadır. 82
Çalışmanın ikinci bölümünde Balassa-Samuelson hipoezinin eorik yapısı ve üçüncü bölümde 1 ise B-S hipoezinin içsel akarım mekanizması açıklanmışır. Dördüncü bölümde B-S hipoezinin içsel akarım mekanizması ile ilgili ampirik lieraür özelenmişir. Beşinci bölümde ise veri sei ve ekonomerik yönem açıklanmış, alıncı bölümde uygulanan yönemlere ilişkin sonuçlar oraya konmuşur. Çalışma bulguların arışıldığı sonuç bölümüyle sonlandırılmışır. 2. Balassa-Samuelson Hipoezinin eorik Yapısı Saın alma gücü pariesi eorisine göre uzun dönem denge değerinden sapmalar geçicidir. Uzun dönemde PPP nin geçerli olması için fakör fiyaları eşiliği, her bir malın ülkelerde fiya indeksinde eşi ağırlığa sahip olduğu varsayımlarının doğruluğunun arışmalı olduğu öne sürülmüşür. Zamanla üreim eknolojileri ve ükeim ercihleri farklı ülkelerde farklı değişimlere uğrar. Dolayısıyla icaree konu olan ve olmayan malların göreceli fiyaının ülkeler arasında farklılaşması fiyalar ve reel döviz kurundaki değişimle ilgilidir (Isard, 1995, s.61). icaree konu olan ve olmayan malların fiyaındaki farklılaşmayı ve reel döviz kurundaki değişimi açıklayan yaklaşımların başında Balassa ve Samuelson (B-S) hipoezi gelmekedir. B-S hipoezi reel döviz kuru ve göreceli fiya harekelerini icaree konu olan ve olmayan sekörlerdeki verimlilik farklılıklarına dayandırarak açıklayan arz yanlı bir hipoezdir. Bu hipoez bağlamında, icaree konu olan sekörlerdeki göreceli verimlilik arışının icaree konu olmayan sekörlerden daha hızlı olması 2, yuriçi ekonomide rekabee zarar vermeyecek düzeyde ücre arışına ve icaree konu sekörlerde sermaye geiri oranları ile kar marjlarında değişime neden olur. Ancak, icaree konu malların fiyaları uluslararası piyasalarda belirlendiğinden, verimlilik şoku bu fiyaları ekilememekedir. İşgücünün homojen ve sekörler arasında am harekeli olduğu varsayımı ile icaree konu olmayan sekörlerdeki ücre arışına verimlilik arışı eşlik emediğinden ve firmalar fiyaları marjinal maliyee eşileyerek hareke eikleri için bu sekörlerde ücre arışları fiya arışına neden olmakadır 3. Bu durum ise genel fiya seviyesinde yükselmeye sebep olarak ülkenin reel döviz kurunda bir değerlenme yaramakadır. B-S hipoezi ülkede icaree konu olan ve olmayan sekörler arasındaki verimlilik farklılıklarının göreceli fiya farklılığı üzerindeki ekisini gösermek açısından önemlidir. B-S hipoezinde bu mekanizmanın am olarak çalışabilmesi için bazı varsayımlara ihiyaç vardır. Bunlar; 1 İkinci, üçüncü ve dördüncü bölüm, 2012 yılında amamlanan İkisa eorisinde Balassa-Samuelson Hipoezi ve ürkiye Ekonomisi için Sınanması başlıklı yüksek lisans ezimize dayandırılarak oluşurulmuşur. 2 icaree konu olan sekörlerin uluslararası rekabee açık olması nedeniyle, eknolojik gelişmeleri daha hızlı içselleşirir ve bu sekörlerde verimlilik arışının daha yüksek olması beklenir (Balassa, 1964). 3 Böylece ülkeler ve sekörler arasında göreceli fiyalar işgücü maliyeine bağlı olup ve alebin fiya oluşumunda kakısı yokur (Couder, 2004,s.28). 83
Ülkeler icaree konu olan ve icaree konu olmayan sekörlerde mal üremekedir. Ölçeğe göre sabi geiri varsayımında sermaye ve işgücünün girdi olarak kullanıldığı iki faklı üreim fonksiyonu emel alınmakadır. icaree konu olmayan sekörler daha işgücü yoğundur. am rekabe koşulları geçerlidir. Sermaye ise hem ülke içinde hem de ülkeler arasında am harekelidir. 4 Emek homojendir. icaree konu olan sekörlerde ücreler marjinal ürün arafından belirlenir ve bu ücreler icaree konu olmayan sekörlerde de geçerlidir. Sermaye soku kısa dönemde sabiir. icaree konu olan mallar için PPP geçerlidir Sermaye soku, icaree konu olan mal fiyaları ve faiz oranı dışsaldır. Bu varsayımlar alında, B-S hipoezi icaree konu olan ve olmayan sekörler arasındaki yur içi göreceli verimlilik farkının yur dışından daha yüksek olması durumunda saın alma gücü pariesinden (PPP) yapısal ve kalıcı sapmalara neden olacağını ve reel döviz kurunun değer kazanmasına yol açacağını belirmekedir. icaree konu olan sekörlerde fiyaların gelişmiş ve gelişmeke olan ülkelerde aynı olduğu varsayımı alında, fiyalar genel seviyesinin gelişmeke olan ülkelerde görece daha düşük olmasını sağlamakadır. Zaman içerisinde icarein arması, ülkelere gelen doğrudan yabancı yaırımlarla yeni eknolojilere erişim gibi sebeplerden dolayı gelişmeke olan ülkelerde icaree konu olan sekörlerde verimlilik ve ücre arışları görülmekedir. Bu da görece verimliliğe bağlı olarak göreceli fiyaları arırmakadır. 3. Balassa-Samuelson Hipoezinin İçsel Akarım Mekanizması Ekonomik gelişim sürecinde, icaree konu olan sekörlerde verimlilik arışı icaree konu olmayan sekörlere göre daha hızlı armaya eğilimlidir. icaree konu olan sekörlerde fiyalar uluslararası piyasalarda belirlendiği için bu sekörlerdeki verimlilik arışı rekabee zarar vermeyecek şekilde ücrelerin arışına imkan verecekir. icaree konu olmayan sekörlerdeki verimlilik aynı oranda armazken, işgücünün sekörler arasında am harekeli olduğu varsayımı ile ücrelerdeki bu arış büün ekonomiye yayılacak ve diğer sekörlerdeki fiyaları yükselecekir. Sekörler arasındaki verimlilik farklılıklarının oplam fiya düzeyi üzerinde bir arışa yol açığı bu mekanizma B-S hipoezinin içsel akarım mekanizmasıdır. Şekil 1 de B-S hipoezinin içsel akarım mekanizması açıklanmakadır. 4 Bu varsayımda faiz oranı dünya faiz oranına eşiir. 84
Şekil 1. B-S Hipoezinin İçsel Akarım Mekanizması Kaynak: Çeliku ve Hoxiholl, 2007, s.12 B-S hipoezinin emel özellikleri Harrod (1933) ve Samuelson (1964) de ele almasına ve Balassa (1964) de ampirik olarak es edilmesine karşın maemaiksel olarak açıkça Rogoff (1992) de formüle edilmişir (ica ve Druzic,2006, s.5). Dışa açık küçük bir ekonomi için Rogoff (1992) de formüle edilen icaree konu olan ve olmayan malların üreildiği sekörler için üreim fonksiyonu aşağıdaki gibidir 5. 1 A ( L ) ( K ) 1 A( L) ( K) Y (1) Y (2) Burada ve N icaree konu olan ve icaree konu olmayan malları ifade ederken; Y çıkı düzeyini, A, L ve K sırasıyla eknoloji, işgücü ve sermayeyi gösermekedir. γ ve δ ise icaree konu olan ve olmayan sekörlerde işgücünün payını belirmekedir. Her iki sekör için geçerli olan kar fonksiyonu aşağıdaki gibi ifade edilmişir. P Y RK WL (3) P Y RK WL (4) 5 (Obsfeld ve Rogoff, 1996: 204-224), lieraürde en açık çözümleme Eger (2003) de yapılmakadır. Bakınız. Eger (2003, s.4-7) 85
R, W sırasıyla kar, faiz oranı ve ücrei göserir. Üreim fakörlerinin am harekeli olduğu, am rekabe koşullarının sağlandığı, sermayenin ve işgücünün marjinal ürününün, reel faiz oranı ve reel ücrelere eşi olduğu, ve kar maksimizasyonu varsayımıyla aşağıdaki denklikler elde edilebilir. L L K K N K P A L P A 1 K L W 1 W L P A ( 1 ) R (8) K P A L ( 1 ) R (9) K Eşiliğin her iki arafı da fiyaa (P) bölünürse: 1 W / P A ( K / L ) (10) 1 W P ( P / P ) A ( K / L ) (11) / / P (1 ) A ( K / L ) / R (12) R P ( P / P )(1 ) A ( K / L ) (13) 10-13 denkliklerin doğal logarimaları ve oplam diferansiyelleri alınır ve fiyalar normalize edildiğinde ve uluslararası faiz oranının değişmediği varsayımıyla (dr=0) denklikler aşağıdaki gibi ekrar yazılabilir. da da dw d d( k l ) (14) d( k l ) d( p p ) 6 ( k l ) (1 ) d( k l ) ( k l ) (15) (6) (7) (16) dw d (17) Yukarıdaki denklikler yeniden düzenlendiğinde B-S ekisinin yur içi uyarlaması olan denklik 18 elde edilir. d( p p ) da da (18) (18) numaralı denkliğe göre, her iki sekörde işgücü yoğunluğunun aynı olması durumunda (γ=δ), göreceli fiyalar icaree konu olan ve olmayan sekörlerdeki verimlilik farkı kadar yükselme kaydedecekir. Diğer yandan icaree konu olmayan 6 Burada w= ln(w/p ) dır. 86
sekörlerde işgücü yoğunluğunun daha fazla olması durumunda ise (δ>γ) her iki sekörün verimliliği aynı olsa dahi göreceli fiyalar arış gösermekedir (Funda vd., 2007; Eger, Halpern ve MacDonald, 2006; Bhagwahi, 1984; Kravis ve Lispey, 1983). Sonuç olarak icaree konu olmayan fiyalar üzerinde verimlilik kazanımının ekisi göserilmekedir. p p f a a (19) Aynı koşulların yur dışı ülkeler için de geçerli olduğu varsayımında 19. denkleme bağlı olarak iki ülke arasındaki verimlilik farklılıkları ve göreceli fiyalar arasındaki ilişki aşağıdaki gibi göserilebilir. * * * * p p p p c a a a a (20) 4. İçsel Akarım Mekanizmasının es ne İlişkin Lieraür araması Göreceli sekörel verimlilik farklılığı ve göreceli fiya düzeyi arasında ilişkiyi inceleyen içsel akarım mekanizmasına ilişkin yapılan ampirik çalışmaların önemli bir çoğunluğu B-S ekisinin varlığı lehinde sonuçlara ulaşmışır. Hem arz yanlı ve hem de alep yanlı ekileri birlike sınayan Bergsrand (1991) çalışmasında alep yanlı eoride yüksek gelir düzeyindeki ülkelerin hizme fiyalarının yüksek olduğunu öngörmüşür. Hizme fiyalarındaki hızlı büyümenin arkasındaki sebebi açıklamak için yazar hizmeleri lüks mal varsaymışır. alep yanlı eoriyi es emek için Sone-Geary fayda fonksiyonundan elde edilen alep fonksiyonunu ve arz fonksiyonunu kullanmışır. Analizde, hizmelerle ilişkili mallarda verimlilik düzeyi ve sermaye işgücü geiri oranının, reel döviz kurları ve icaree konu olmayan göreceli fiyaları önemli ölçüde ekilediği sonucuna ulaşılmışır. Rogoff (1992) B-S ekisini analiz ederken alep yanlı ekileri de göz önüne almışır. Fiya düzeyinin belirlenmesinde sadece göreceli verimliliğin ekilerini değil aynı zamanda kamu harcamaları, ercihler, perol fiyaı gibi uzun dönemde göreceli fiya düzeylerinde değişikliklere yol açan alep yanlı ekileri de modele dahil emişir. Rogoff modelinde alep yanlı ekilerin, örneğin kamu harcamalarının döviz kurunu açıklamada ekili olduğunu bulmuş ve icari mallardaki verimlilik şokunun yalnız başına reel döviz kurunu ahmin emede başarılı olamayacağı sonucuna ulaşmışır. Asea ve Mendoza (1994) B-S hipoezini, ülkeler arasında fakör donaımlarını ve eknolojiyi içeren dinamik denge modeline dayanarak ahmin emişir. Yazarlar, B-S hipoezinin iki es edilebilir önermesini analiz emişir. Bu önermelerden birincisi verimlilik farklılıklarının yur içi icaree konu olmayan göreceli mal fiyaını belirleyeceği, ikincisi ise PPP den sapmaların icaree konu olan mal fiyalarındaki farklılıklara yol açabileceğini ifade emekedir. Sonuçlara göre verimlilik farklılıkları 87
icaree konu olmayan göreceli fiyaları belirlemekedir. Ancak, yazarlar PPP den sapmaların icaree konu olmayan göreceli fiyalardaki farklılıkları ifade eiğine ilişkin önermeyi desekleyen zayıf kanılara ulaşmışır. Verimlilik farklılıklarının ve alepe kaymaların emel nedeninin icaree konu olmayan göreceli fiyalardaki değişim olduğunu ifade eden DeGregorio vd. (1994), 14 OECD ülkesi için icaree konu olmayan mal fiyalarının icaree konu olan sekörlerde üreim ile poziif ilişkili olduğunu bulmuşur. Çalışmada 1970-1985 periyodu için sekörel veriler kullanılarak icaree konu olmayan mal fiyalarının harekelerinde belirleyici olan alep fakörlerinin önemi vurgulanmışır. icaree konu olan ve olmayan sekörlerde verimlilik ölçüü olarak FP kullanılmışır. Görünüşe ilişkisiz regresyon modeli (SUR) ile ahmin edilen bulgulara göre, Ekonomik İşbirliği ve Kalkınma Örgüü (OECD) ülkelerinde icaree konu olmayan sekörlerdeki enflasyonun gelir büyümesi ve verimlilik farklılıkları konrol edildiken sonra dahi icaree konu olmayan göreceli fiyalardaki değişimleri ekilemede önemli olduğu sonucuna ulaşılmışır. Alberola ve yrvainen (1998), sandar ve genişleilmiş B-S hipoezini eşbüünleşme yönemiyle 1975-1995 periyodunda 11 Avrupa ülkesi için es emişir. Yazarlar genişleilmiş modelde sekörler arasında ücrelerin eşi olmadığını varsayarak icaree konu olan ve olmayan sekörler arasında ücre farklılıklarını modele dahil emişir. Enflasyon ve verimlilik arasındaki uzun dönemli ilişki sandar modelde Almanya, İspanya ve Belçika için, genişleilmiş modelde ise Hollanda hariç diğer üm ülkeler için doğrulanmışır. Kohler (2000) 1960-1997 yıllarını kapsayan dönemde gelişmeke olan ve endüsrileşmiş 28 ülke için ilk olarak uzun dönem göreceli fiya harekelerini açıklamak için B-S hipoezine göre sekörel verimlilik büyümesinin ne kadar önemli olduğunu araşırmış, ikinci olarak da, eğer nominal döviz kuru sabi ise verimlilik büyümesinin enflasyona yol açığına ilişkin sorulara cevap aramışır. Sonuçlar göreceli fiya ve göreceli verimlilik arasında poziif ilişkinin olduğunu gösermişir. Ancak bu bağlanının gücü ülkeler arasında farklılaşmakadır. Dokuz geçiş ülkesinde 1991-1999 periyodu için panel veri kullanarak B-S ekisini es eden Halpern ve Wyplosz (2001) icaree konu olan sekör olarak endüsri ve icaree konu olmayan sekör olarak ise hizme sekörünü seçmişir. Verimlilik ölçüü olarak oralama işgücü verimliliğini kullanmışır. Bağımsız değişken olarak modelde icaree konu olan ve olmayan sekörlerdeki verimlilikler, enflasyon oranındaki değişim ve kişi başı gelire göre düzelilmiş PPP yer almışır. Sonuçlara göre, verimliliklerin kasayısı eori ile uarlı ve anlamlıdır. icaree konu olan sekörlerdeki verimliliğin kasayısı 0.24, hizme seköründeki verimliliğin kasayısı ise -0.18 dir. Kişi başı gelirin kasayısı küçük olmakla birlike poziif, enflasyonun ekisi ise içsel fiya oranı üzerinde belirgin değildir. Halpern ve Wyplosz (2001) çalışmasında esnek döviz kuru rejiminde B-S ekisinin güçlü olduğunu gösermişir. Kakkar (2003), sermayenin ülke içinde ve uluslararasında am harekeli olduğu, icaree konu olmayan mal fiyalarının icaree konu olan ve olmayan mallar üzerinde 88
ercihlerden bağımsız olduğu varsayımında B-S hipoezini es emişir. Yazar icaree konu olmayan göreceli fiyalardaki değişimin FP arafından açıklanıp açıklanamayacağını incelemişir. 14 OECD ülkesinden alınan veriler B-S hipoezini deseklemekedir. icaree konu olmayan malların göreceli fiyaları ve işgücü payı ile düzelilmiş FP farklılıkları eşbüünleşikir. icaree konu olmayan göreceli mal fiyalarının ve reel döviz kurunun uzun dönemde birlike hareke eiğiyle ilişkili kanılarla bağlanılı olarak çalışmada, icaree konu olan ve olmayan sekörlerde eknolojinin farklı düzeylerde gelişim gösermesi reel döviz kuru sapmalarını açıklamada önemli bir fakör olarak belirilmekedir. Lojschova (2003) Slovakya, Çek Cumhuriyei, Macarisan, Polonya ve Avrupa bölgesi arasında son 10 yılda gözlenen göreceli fiya farklılıklarını B-S hipoezi çerçevesinde açıklamaya çalışmışır. Panel ahmin yönemleri kullanılarak B-S ekisi lehinde güçlü kanılara ulaşılmışır. Verimlilik büyüme farklılığında % 1 lik bir arışın göreceli fiyaları Slovakya da % 1.7, Çek Cumhuriyei nde % 1.3, Macarisan da % 0.8 ve Polonya da % 2 arırdığı gözlenmişir. Buna ek olarak icaree konu olan mallar için PPP nin geçerli olduğu varsayımı esneildiğinde Slovakya ve Çek Cumhuriyei için verimlilik büyüme farklılıklarının göreceli fiyalar üzerinde bir ekiye sahip olmadığı, ancak Macarisan ve Polonya açısından poziif ilişkinin ise devam emeke olduğu kanıına ulaşılmışır. B-S hipoezi çerçevesinde, Esonya için nominal ve reel yakınsama sürecini analiz eden Eger (2003), 1993Q1-2002Q1 dönemi arasında verimlilik farklılığı ve icaree konu olmayan göreceli fiyalar arasındaki ilişkinin varlığını oraya koymuşur. Ayrıca yazar ükeici Fiya Endeksi nde (ÜFE) müdahale edilmiş fiyaların rolünü de belirmişir. Ayarlanmış fiyalar kapsam dışı bırakıldığında verimlilik ve göreceli fiyalar arasındaki ilişki oldukça güçlüdür. B-S ekisi yıllık oralama %2 - %3 arasındadır. Verimililikeki değişim periyodun başlangıcında %1-%4 arasında iken 2000 ve 2001 yıllarında %0.5 - %1 düzeyinde ÜFE ye kakı yapmakadır. Esonya üzerinde B-S ekisi uzun dönemde %1 - %2 olarak ahmin edilmişir. İngilere, Almanya, İsveç ve Finlandiya ya karşı reel döviz kurunun değerlenmesi ve enflasyon farklılıkları üzerinde B-S ekisinin kakısı 1990 yılları başında oldukça yüksek görünürken son yıllarda meydana gelen reel değerlenmeyi daha iyi açıklamakadır. 1993-2002 yıllar arasında Esonya da B-S ekisinin büyüklüğünün enflasyon üzerinde sınırlı olmasının ana sebebi ÜFE de piyasa ve oplam hizmelerin payının oldukça düşük olmasıdır. ÜFE bazlı göreceli fiya farklılıkları, dışa açık sekörlerde verimlilik avanajının ücre ayarlama siseminden dolayı, oransal olarak hizme fiyalarına yansımasının daha kısılı olduğunu gösermişir. Lommasch ve ober (2004), 12 ülke için 1991-2002 yılları arasında verimlilikeki farklılıkların enflasyon üzerine ekisini incelemişir. İşgücü verimliliğini belirlerken sekörler arasındaki esnek çalışma farklılıklarını dikkae almak için birim işgücü maliyeini kullanmışlardır. Avrupa Bölgesi nde verimliliğin enflasyon üzerindeki ekisi eoriyle uarlı sonuçlar vermiş, ancak bulunan eki oldukça küçük olduğu için verimlilik arışlarının am olarak göreceli fiyalara yansımadığı sonucuna ulaşılmışır. 89
icaree konu olan ve olmayan sekörler arasındaki enflasyon farklılıklarının bu sekörler arasında dengesiz verimlilik büyümesinden kaynaklandığını ifade eden B-S hipoezini 7 Avrupa ülkesi için sınayan Kasimi (2004), hipoezi es ederken sekörler arasındaki ücre farklılıklarının ekisini de dahil emişir. Sonuçlara göre, B-S ekisinin varlığına ilişkin kanı sağlanamamışır. Sekörler arasındaki verimlilik farklılıklarının Almanya, Fransa, İngilere de enflasyon üzerinde poziif ekiye sahip olduğu görülmüşür. İalya, Belçika ve Danimarka da ise B-S hipoezi sekörler arasında ücrelerin ekisi de dahil edildiğinde deseklenmekedir. Lommazch ve ober ın (2006) da verimlilik gösergesi olarak birim işgücü maliyeini kullanmışlardır. Yazarlar, göreceli fiyalar ve birim işgücü maliyei arasındaki ilişkinin ücre mekanizması ve icaree konu olan sekörlerde fiya oluşumuna yönelik varsayımların daha az kısılayıcı bir mekanizmaya bağlı olduğunu savunmuşlardır. Çünkü icaree konu olan sekörlerden icaree konu olmayan sekörlere ücre geçişleri am olmayabilir. Eğer bir sekör diğerine göre daha esnek emek piyasasına sahip ise oralama işgücü verimliliğini kullanmak göreceli fiyalar ve göreceli verimlilik arasındaki ilişkiyi ahrif edebileceğinden, birim işgücü maliyei bu ekiyi dengeleyeceği için daha uygun bir verimlilik gösergesi olarak kabul edilmişir. Çalışma Avrupa bölgesinde 12 ülke için B-S ekisinin Avrupa Merkez Bankasının enflasyon hedeflemesinde önemli bir çıkmaza yol açmadığı sonucuna ulaşmışır. Avrupa Bölgesinde verimliliğin enflasyon üzerindeki ekisi eoriyle uarlı sonuçlar vermiş, ancak bulunan eki oldukça küçük (%0.6) olduğu için verimlilik arışlarının am olarak göreceli fiyalara yansımadığı sonucuna ulaşılmışır. Masen (2007) çalışmasında, Avrupa Birliği ne yeni kaılan ülkeler için Yeni Keynesyen dinamik sokasik genel denge modelinde, opimal para poliikası çerçevesinde B-S ekisini analiz emişir. Model önemli karakerisik özelliklere sahipir. Birincisi, opimal enflasyon hedeflemesi araçları analiz edilmişir. İkinci olarak, model yeni açık makroekonomide sandar bir yaklaşım haline gelen icaree konu olan sekörlerde piyasa gücünün analizine olanak sağlamamakadır 7. Son olarak ise bu çalışma sekörel şokları (B-S ekisi) dikkae almakadır. Sonuçlara göre, B-S ekisinin yüksek enflasyona yol açığı savı deseklenmemeke ve verimlilik büyümesindeki farklılıklar Maasic krierlerini yerine geirilmesi için bir sorun eşkil ememekedir. Bayram (2007) icaree konu olmayan göreceli fiyalar ve dengeli verimlilik büyümesi arasındaki ilişkiyi 83 ülke için 1967-1998 yılları arası kısa ve uzun dönem olmak üzere iki bölümde incelemişir. Çalışmada B-S ekisi analiz edilirken, uzun dönemli sermayenin uluslararasında am harekeli ve ücrelerin esnek olduğu varsayımı geçerli kabul edilirken, kısa dönemde ücrelerin riji ve sermayenin am harekeli olmadığı varsayılmışır. Kravis-Lipsey (1983) in çalışmasından esinlenerek kısa dönem için oluşurulan B-S modeli daha uygun ve anlamlı sonuçlar vermekedir. icaree konu olmayan fiyalar üzerinde verimliliğin dengeli büyümesinin ekisi negaif olarak bulunmuşur. Modellerde alep fakörlerinin analize dahil edilmesi sonuçların 7 Böylece ek fiya kanunu varsayımı geçerli değildir. 90
anlamlılığında büyük bir değişikliğe yol açmamışır. Bu çalışmada sonuç olarak icaree konu olmayan göreceli fiyalardaki değişimlerin reel döviz kuru dalgalanmaları üzerinde iici bir güç olduğu sonucuna ulaşılmışır. B-S ekisini 11 merkez ve doğu Avrupa ülkesi için ahmin eden Mihaljek ve Klau (2008) veri dönemini 1990 yılının oralarından 2008 yılının ilk çeyreği olarak belirlemişir. B-S hipoezi deseklenmiş ve göreceli verimlilik farklılıkları Avrupa bölgesi ile karşılaşırıldığında enflasyon farklılıklarının %24 ünü, icaree konu olan ve olmayan malların yur içi göreceli fiya farklılıklarının yaklaşık %84 ünü açıklamışır. Çalışmada ayrıca 1990 yılının ikinci yarısı ile kıyaslandığında 2001 yılından sonra B-S ekisinin düşmeke olduğuna ilişkin kanılar sunulmuşur. Dimuru ve Jianu (2009) ise farklı fiya gösergelerini de dikkae alarak Romanya için B-S ekisini 1997-2006 dönemi için çeyrek yıllık verilerle es emişir. Bu çalışmanın sonucu aynı ülke, aynı dönem için B-S ekisini % 0.6, farklı fiya gösergeleri kullanıldığında ise % 2.6 olarak ahmin emişir. Juselius ve Ordonez (2009), İspanya için 1983:3-2007:3 dönemi için verimlilik gelişimi, reel ücre büyümesi, enflasyon ve işsizlik dinamiklerini ampirik olarak incelemişir. Çalışmada İspanya nın Avrupa ekonomik enegrasyonun ekisini ve refah düzeyinde Avrupa ya yakınsamasını göz önüne almışır. B-S ekisi, mal piyasasında rekabei ve sermaye liberelizasyonu bu dönemde ana iici güçlerdir. 5. Veri Sei ve Ekonomerik Yönem Çalışmada açıklanan eorik model çerçevesinde, ürkiye ve EU-27 bölgesi arasında B-S hipoezinin içsel akarım mekanizması sınanmışır. ahmin edilen ekonomerik model aşağıdaki şekilde anımlanmakadır. fiya verimlilik (21) Modeldeki değişkenlerden fiya ürkiye ve EU-27 arasında sekörel göreceli fiya farklılığını ifade ederken, verimlilik ise ürkiye ve EU-27 arasında sekörel göreceli verimlilik farklılığını göserir. üm veriler 2001:Q1-2014:Q1 dönemine ai veriler olup EU-27 için kullanılan veri selerinden sekörel üreim, sekörel isihdam ve sekörel fiya verileri Eurosa an alınmışır. ürkiye Ekonomisi için sekörel üreim, sekörel isihdam ve sekörel fiya verileri ise Eurosa ve ürkiye Cumhuriye Merkez Bankası (CMB) kaynaklıdır. Verimlilik ölçüü olarak oralama işgücü verimliliği kullanılmışır. Çalışmada, imala sanayi icaree konu olan sekör olarak alınırken; inşaa, opan ve perakende icare ve diğer sosyal, oplumsal ve kişisel hizme faaliyeleri icaree konu olmayan sekörler 91
olarak ele alınmakadır. Oralama işgücü verimliliği, sekörlerdeki üreim o sekörlerde çalışan kişi sayısına bölünüp sekörlerin ağırlıklı oralaması alınarak hesaplanmışır. Fiya verisi olarak gayri safi yuriçi hasıla deflaörü kullanılmışır. Göreceli fiya serileri sekörlerin ağırlıkları oralaması alınarak hesaplanmışır. Seriler üzerinde belirgin mevsimsellik görüldüğünden dönemselliğin sonuçları olumsuz yönde ekilememesi için mevsimselliken arındırılmışır. Değişkenlerin doğal logarimaları alınmışır. Zaman serileri analizlerine uygun olarak ilk aşamada serilerin durağanlığını sınamak için Ng-Perron (2001) birim kök esi kullanılmakadır. Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişki ise ARDL sınır esi yaklaşımı ile incelenmişir. Peseran, Shin ve Smih (2001) arafından gelişirilen ARDL sınır esi yaklaşımı serilerin büünleşme derecelerini dikkae almadan değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığını araşırır. ARDL sınır esi yaklaşımına göre uzun dönemli ilişkileri analiz emek için kullanılan model aşağıdaki gibidir: Y m m 0 1Y 1 2X1 iy i i i1 i0 X i (22) Öncelikle, ARDL sınır esi yaklaşımının uygulanabilmesi için uygun gecikme uzunluğunun seçilmesi gerekmekedir. Gecikme uzunluğu Vekör Ardışık Bağlanım Modelinden (VAR) Akaike, Scwarz, Hannan-Quinn (AIC, SC, HQ) gibi bilgi krierlerinden yararlanılarak belirlenir. Ancak seçilen gecikme uzunluğunda ookorelasyon problemi olmamalıdır. Eğer seçilen uygun gecikme sayısında ookorelasyon problemi ile karşı karşıya kalınıyorsa bir sonraki uygun gecikme sayısı alınır ve ekrar ookorelasyon problemi olup olmadığına bakılır. Eğer seçilen gecikme uzunluğuna göre ookorelasyon problemi yok ise bu gecikme kasayısı alınır, faka ookorelasyon problemi devam ediyorsa ekrar aynı süreç ekrarlanır ve bu problem oradan kalkana kadar devam edilir. Modelde eşbüünleşme ilişkisinin olup olmadığı araşırılırken belirlenen uygun gecikme sayısı büün değişkenler için sabi olarak alınır. Eşbüünleşme ilişkisinin varlığını es emek için F esi kullanılır. Değişkenler arasında uzun dönemli ilişkiyi belirlemek için oluşurulan modelde her bir değişken için sabi gecikme sayısı alınarak F es isaisiği hesaplanır. Boş hipoez eşbüünleşme ilişkisinin olmadığını, alernaif hipoez ise eşbüünleşme ilişkisinin olduğunu belirir. Bağımlı ve bağımsız değişkenlerin bir gecikmeli kasayılarının sıfıra eşi olup olmadığı kısıı geirilerek hipoezler es edilir. Hesaplanan F es isaisiği sandar dağılıma sahip olmadığından dolayı Peseran, Shin ve Smih (2001) hesapladığı kriik değerler ile karşılaşırılarak uzun dönemli ilişkinin olup olmadığına karar verilir. Eğer hesaplanan kriik değer, al kriik değerden küçük ise seriler arasında eşbüünleşme ilişkisinin olmadığına, al ve üs kriik değerin arasında ise kesin bir yorum yapılamayacağına, ancak hesaplanan F es isaisiği üs kriik değerden daha büyük ise seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılır. Seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu espi edilir ise uzun ve kısa dönem ilişkileri belirlemek için ARDL modeli ahmin edilir. ARDL modelinde uzun dönem 92
ilişkinin belirlenmesinde büün değişkenler için sabi olarak espi edilen uygun gecikme sayısı kullanılmaz. Uzun ve kısa dönem kasayılar hesaplanırken bilgi krierlerine göre değişkenlerin farklı gecikmeler almasına izin verilerek değişkenler için uygun gecikmeler espi edilir 8. Gecikme uzunlukları belirlendiken sonra ARDL modeli ahmin edilir ve uzun dönem kasayılar hesaplanır. Uzun dönemli ilişki belirlendiken sonra uzun dönem kasayıları hesaplamada kullanılan ARDL modeli ise şu şekildedir: Y 0 m i1 Y i i n i0 X i i (23) Değişkenler arasında kısa dönemli ilişki ise ARDL sınır esi yaklaşımına bağlı haa düzelme modeli ile ahmin edilir. Bu model aşağıdaki gibi göserilir: Y 0 m n iy i ix i 3ecm 1 i1 i0 (24) Modelde yer alan haa düzelme erimi (ecm) uzun dönemli modelden elde edilen dengeyi emsil eder. Bağımlı ve bağımsız değişkenlere ilişkin her bir fark ve gecikmeleri ise kısa dönemli dinamikleri ifade emekedir. 6. Analiz Sonuçları Bu kısımda serilerin durağanlıkları es edilmiş, ARDL sınır esi yaklaşımı ile uzun dönemli ilişki araşırılmış, uzun ve kısa dönemli kasayılar ahmin edilmişir. 6.1. Birim Kök Analiz Sonuçları Analizlerde kullanılan serilerin durağan olup olmadıklarını sapamak için uygulanan Ng-Perron (2001) birim kök eslerinin sonuçları ablo 1 de verilmekedir. es sonucuna göre göreceli fiyalar ve göreceli verimlilik farklılıkları serilerinin birim kök içerdiği sonucuna ulaşılmakadır. ablo 1. Ng-Perron (2001) Birim Kök esleri Sabi ve rend MZ a MZ MSB MP fiya 3-9.27-2.12 0.22 9.94 verimlilik 1-3.07-1.21 0.39 29.10 1% Kriik Değerler a 5% 10% -23.80-17.30-14.20-3.42-2.91-2.62 a Kriik değerler Ng ve Perron (2001) ablo 1 den alınmışır 0.14 0.16 0.18 4.03 5.48 6.67 8 Uzun dönemli ilişkiyi belirlerken değişkenler sabi gecikme sayısı almakadır. 93
6.2. ARDL Sınır esi Sonuçları ARDL sınır esinin uygulanması için ilk olarak gecikme uzunluğu VAR modeli çerçevesinde AIC, SC ve HQ kullanılarak ablo 2'de verilmişir. İncelenen veri sei çeyrek dönemlik olduğu için maksimum gecikme uzunluğu 8 olarak alınmışır. rend VAR modeline dışsal değişken olarak dahil edilmişir. Uygun gecikme sayısı AIC'e göre 2, SC ve HQ'ne göre 1 olarak belirlenmişir. Uzun dönemli ilişkinin varlığı araşırılırken gecikme sayısı SC'a göre 1 olarak seçilmişir. LM esinde seçilen gecikme uzunluğunda ookorelasyon problemine raslanmamışır. ablo 2: ARDL esi İçin Gecikme Uzunluğunun Belirlenmesi k AIC SC HQ LM 1-8.15-7.83-8.03 0.54 2-8.20-7.72-8.02 0.16 3-8.10-7.46-7.86 0.99 4-8.04-7.24-7.74 0.64 5-7.91-6.94-7.55 0.96 6-7.88-6.75-7.46 0.47 7-7.74-6.46-7.26 0.54 8-7.69-6.24-7.15 0.14 k: Gecikme sayısını, LM ise Breush-Godfrey LM ookorelasyon es isaisiğinin olasılık değerini göserir. Hesaplanan F isaisikleri ablo 3'de belirilmekedir. Hesaplanan F isaisiği üs kriik değerlerden daha büyük olduğu için değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin bulunmadığını ifade eden boş hipoez (%10 düzeyinde) reddedilmeke, bu değişkenler arasında uzun dönemli bir düzey ilişkisinin olduğunu işare emekedir. ablo 3: Uzun Dönemli İlişkinin Belirlenmesi İçin F İsaisiği Hesaplanan F İsaisiği 6.891 # Kriik Değer * %5 # %10 7.06-7.80 5.89-6.59 Bu sonuca göre kısa ve uzun dönemli kasayıları belirlemede ARDL modelleri değişkenlerin farklı gecikme uzunluklarına izin verilerek yeniden oluşurulmuşur. 94
Değişkenler arasındaki uzun dönemli kasayıların belirlenmesinde kullanılan ARDL modeli aşağıda belirilmekedir. fiya m n rend i fiya i iverimlilik i (25) 0 1 i1 i0 ablo 4: ARDL(1, 6) Modeli ahmin Sonuçları {fiya~verimlilik} Değişken Kasayı Sandar Haa - isaisiği p - değeri sabi erim -0.014 0.010-1.325 0.193 rend 0.002 0.001 2.683 0.011 fiya (-1) 0.322 0.124 3.047 0.003 verimlilik 0.124 0.106 1.168 0.250 verimlilik (-1) -0.309 0.121-2.544 0.016 verimlilik (-2) 0.112 0.121 0.922 0.363 verimlilik (-3) -0.029 0.116-0.252 0.802 verimlilik (-4) 0.069 0.111 0.624 0.536 verimlilik (-5) -0.009 0.104-0.090 0.929 verimlilik (-6) 0.195 0.05 2.053 0.048 R 2 = 0.68 Düzelilmiş R 2 = 0.60 LM: 2.20 (0.699) F(9, 35)= 8.33 (0.000) Eşbüünleşme ilişkisindeki uzun dönem kasayılarının elde edilmesinde kullanılan, ARDL (1, 6) ahmin sonuçları ablo 4 e verilmişir. ahmin sonuçlarına göre modelde ookorelasyon ve değişen varyans probleminin olmadığı espi edilmişir. Modelin ahmin sonuçları ve bu sonuçlara dayanılarak hesaplanan uzun dönem kasayıları ablo 5'e verilmişir. ablo 5: ARDL (1, 6) Modelinden Hesaplanan Uzun Dönem Kasayıları {fiya~verimlilik} Değişken Kasayı Sandar Haa - isaisiği p - değeri sabi erim -0.020 0.014-1.423 0.164 rend 0.004 0.001 3.000 0.005 verimlilik 0.226 0.088 2.566 0.015 ablo 5'e elde edilen sonuçlara göre, rend ve göreceli verimlilik farklılığının isaisiksel olarak anlamlı olduğu görülmekedir. CMB'nin enflasyon raporunda 95
vurguladığı gibi 2001 sonrasında göreceli fiya farklılaşmasında göreceli verimliliğin ekisi mevcuur. Göreceli verimlilik farklılığındaki % 1'lik bir arış göreceli fiya farkını % 22 arırmakadır. Uzun dönem ilişkisinden elde edilen haa erimleri kullanılarak kısa dönemli ilişki ARDL yaklaşımına dayalı haa düzelme modeli ile araşırılmakadır ve aşağıdaki gibi ahmin edilmişir. fiya m n 0 ifiya i iverimlilik i 3ecm 1 (26) i1 i0 ablo 6: ARDL (1, 6) Haa Düzelme Modeli Sonuçları {fiya~verimlilik} Değişken Kasayı Sandar Haa - isaisiği p - değeri sabi erim -0.014 0.010-1.325 0.193 rend 0.002 0.001 2.683 0.011 dverimlilik 0.124 0.106 1.168 0.250 dverimlilik (-1) -0.338 0.106-3.189 0.003 dverimlilik (-2) -0.226 0.120-1.870 0.070 dverimlilik (-3) -0.255 0.118-2.153 0.038 dverimlilik (-4) -0.186 0.114-1.625 0.113 dverimlilik (-5) -0.195 0.095-2.053 0.047 ecm -0.677 0.156-4.325 0.000 R 2 = 0.40 Düzelilmiş R 2 = 0.28 F(10, 58)= 3.86 (0.000) Kısa dönem ilişkiyi ele alan model uzun dönem modelde olduğu gibi seçilmiş ve ARDL (1, 6) formunda ahmin edilmişir. ahmin sonuçları ablo 6 da verilmekedir. Sonuçlardan görüldüğü gibi, rend isaisiksel olarak anlamlı iken göreceli verimlilik farkının 1., 2., 3. ve 5. gecikmelisinin isaisiksel olarak anlamlı ancak negaif işareli olduğu görülmekedir. Haa düzelme eriminin işarei beklendiği gibi negaif ve isaisiksel olarak anlamlıdır. Analiz döneminde dengeden sapmanın gelecek dönemde düzelilmeke olduğunu, oluşacak bir dengesizliğin ilk dönemde yaklaşık olarak % 67 sinin yok olacağını, dengeye yaklaşacağını gösermekedir. 96
6. Sonuç Bu çalışmada ürkiye ve EU-27 bölgesi arasında Balassa-Samuelson (B-S) (1964) hipoezinin içsel akarım mekanizması 2001:Q1-2014:Q1 dönemini kapsayan veri sei ile ARDL sınır esi yaklaşımı kullanılarak sınanmışır. Çalışmada analizde kullanılan serilerin durağanlıkları Ng-Perron (2001) birim kök esiyle sınanmış sonuçlar serilerin birim kök içerdiğini gösermişir. Sonrasında, seriler arasında eşbüünleşme ilişkisinin olup olmadığı ARDL sınır esi yaklaşımı ile araşırılmış, göreceli verimlilik farkı ve göreceli fiya farkı arasında uzun dönemli ilişkinin olduğuna yönelik sonuca ulaşılmışır. Uzun dönemli kanılara ulaşıldıkan sonra kısa ve uzun dönemli kasayıları belirlemede ARDL modeli oluşurulmuşur. Uzun dönemde göreceli verimlilik farklılığının isaisiksel olarak anlamlı olduğu görülmüşür. Kısa dönem ilişki ele alındığında haa düzelme eriminin işarei beklendiği gibi negaif ve isaisiksel olarak anlamlıdır. Kullanılan veri sei, incelenen dönem ve uygulanan ekonomerik yönemler göz önüne alındığında sonuçlar, CMB Enflasyon Raporu II (2006)'da vurguladığı gibi 2001 sonrasında göreceli fiya arışları göreceli işgücü verimliliğindeki arışan kaynaklandığı vurgusunu desekleyen bulgular oraya koymakadır. KAYNAKÇA Alberola, E. & yrväinen,. (1998). Is here Scope for Inflaion Differenials in EMU? An Empirical Evaluaion of he Balassa-Samuelson Model in EMU Counries. Bank of Spain Working Paper, No. 9823. Asea, P. & Mendoza, E. (1994), he Balassa-Samuelson Model: A General Equilibrium Appraisal, Review of Inernaional Economics, 2 (3), 244-267. Balassa, B. (1964). Purchasing Power Pariy Docrin: A Reappraisal, he Jourmal of Poliical Economy, 72, 584-596. Bayram,. (2007). Balassa Samuelson Model Revisied: Growh Produciviy Effec & Capial Accumulaion. Inernaional Research Journal Financial Economics, 9, 144-155. Bergsrand, J.H., (1991). Srucural Deerminans of Real Exchange Raes and Naional Price Levels: Some Empirical Evidence. American Economic Review, 81, 325 334. Bhagwai, J. N. (1984). Why are services cheaper in he poor Counries. he Economic Journal, 94, 279-286. Couder, V. (2004). Measuring he Balassa-Samuelson Effec for he Counries of Cenral and Easern?, Banque DeFrance Bulleein, 122. 97
Çeliku E. & Hoxholli, R. (2007). An Esimaion of Balassa Samuleson Effec in Albania, Bank of Albania. DeGregorio, J., Giovannini, A. ve Wolf, H. (1994). Inernaional Evidence on radables and Nonradables Inflaion, European Economic Review, 38, 1225-1224. Dimuru, I. & Jianu I. (2009). he Balassa Samuelson Effec in Romenia: he Role of Regulaed Prices, European Journal of Operaional Resaerch,194, 873-887. Éger, B. (2003). Nominal and Real Convergence in Esonia he Balassa-Samuelson (dis)connecion. William Davidson Insiue Working Papers, 556. Éger, B., Halpern, L. & MacDonald R. (2006). Equilibrium Exchange Raes in ransiion Economies: aking Sock of he Issues. Journal of Economic Surveys, 20(2), 257-324. Enflasyon Görünümü Raporu II, (2006). ürkiye Cumhuriyei Merkez Bankası Funda, J, Lukinic, G. & Ljubaj, I. (2007). Assessmen of he Balassa-Samuelson Effec in Croaria, Financial heory and Pracice, 31, 4, 321-351. Halpern, L, ve Wyplosz, C. (2001). Economic ransformaion and Real Exchange Raes in he 2000s: he Balassa-Samuelson Connecion. Geneve: UN/ECE. Isard, P. (1995). Exchange Rae Economics, England: Cambridge Universiy Press. Harrod, R. F. (1933). Inernaional Economics, Nisbe & Cambridge Universiy Press. Juselius, K. & Ordóñez, J. (2009). Balassa-Samuelson and Wage, Price and Unemploymen Dynamics in he Spanish ransiion o EMU Membership, he Open Access, Open Assessmen E Journal, 3, 1-30. Kakkar, V. (2003). he Relaive Price of Nonraded Goods and Secoral oal Facor Produciviy: An Emprical Invesigaion. he Review of Economics and Saics, 85(2), 444-452. Kasimi, M. (2004). Inflaion Divergence in he Euro Area: he Balassa Sameulson Effec. Applied Economic Leers, 11(5), 329-332. Kohler, M., 2000. he Balassa Samuelson effec and moneary arges. In: Mahadeva, L., Serne, G. (Eds.), Moneary Frameworks in a Global Conex. Bank of England and Rouledge, London, 354 390. Kravis,I., B. & Lipsey, R., E. (1982), owards an Explanaion of Naional Price Levels NBER Working Paper,1034, 1-49. 98
Lojschova, A. (2003). Esimaing he Impac of he Balassa-Samuelson Effec in ransiion Economies. Vienna: Insiue for Advanced Sudies. Lommazch, K. & ober, S. (2004), Wha is behind he Real Appreaciaion of he Accession Counries Currencies? An Invesigaion of he PPI-based Real Exchange Rae, Economic Sysems, 28, 383-403. Lommazch, K. & ober, S. (2006). Euro-Area Inflaion: Does he Balassa-Samuelson Effec Maer?, Inernaional Economics and Economic Policy. 3(2), 105-136. Masen, I. (2007). Inflaion argeing in presence of Balassa-Samuelson-ype produciviy shocks. Available a SSRN 967650. Mihaljek, D. & Klau, M. (2008), Caching-up and Inflaion in ransiion Economies: he Balassa-Samuelson Effec Revisied, BIS Working Papers, 270.1-23. Ng, S., & Perron, P. (2001). Lag lengh selecion and he consrucion of uni roo ess wih good size and power. Economerica, 1519-1554. Obsfeld, M. & Rogoff K. (1996). Foundaions of Inernaional Macroeconomics, Cambridge, MA: he MI Press. Pesaran, M. H., Shin, Y. ve Smih, R. J. (2001). Bound esing Approaches o he Analysis of Long-Run Relaionships. Journal of Applied Economerics, 16, 289-326. Rogoff, R. (1992). raded Goods Consumpion Smoohing and he Random Walk Behavior of he Real Exchange Rae. NBER Working Papers Series, 4119, 1 34. Samuelson, P. A. (1964). heoreical Noes on rade Problems, Review of Economics and Saisics, 46, 2, 145-54. ica, J. & Druzic, I. (2006). he Harrod-Balassa-Samuelson Effec: A Survey of Emprical Evidence, FEB Working Papers, 0607, 1-37. 99