TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME İLE ELEKTRİK TÜKETİMİ İLİŞKİSİ: SINIR TESTİ YAKLAŞIMI

Doğuş Üniversiesi Dergisi, 8 (1) 7, 7-8 TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME İLE ELEKTRİK TÜKETİMİ İLİŞKİSİ: SINIR TESTİ YAKLAŞIMI ECONOMIC GROWTH AND ELECTRICITY CONSUMPTION IN TURKEY: A BOUND TEST APPROACH Erdal KARAGÖL Balıkesir Üniversiesi, Bandıra İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi Eran ERBAYKAL Balıkesir Üniversiesi, Bandıra İkisadi ve İdari Bililer Fakülesi H. Mura ERTUĞRUL Başbakanlık Hazine Müseşarlığı ÖZET: Bu çalışada, Türkiye de ekonoik büyüe ile elekrik ükeii ilişkisi 1974-4 dönei için incelenişir. Ekonoik büyüe ve elekrik ükeii serileri farklı derecelerden durağan (I() ve I(1)) oldukları için aralarındaki ilişki Sınır Tesi yaklaşıı ile araşırılışır. Bu yaklaşıa göre, seriler arasında eşbüünleşe ilişkisi espi ediliş ve kısa dönede değişkenler arasında poziif bir ilişki oraya çıkarken uzun dönede bu ilişki negaif çıkışır. Anahar kelieler: Ekonoik büyüe, elekrik ükeii, eşbüünleşe, sınır esi, ARDL odeli. ABSTRACT: This paper invesigaes relaionship beween econoic growh and elecriciy consupion for Turkey over he period 1974-4. As econoic growh and elecriciy consupion variables used in epirical analysis was differen order of inegraion ( I() and I(1) ) we eployed bound es approach. We found coinegraion relaionship beween he variables and in shor run here is posiive relaionship beween he variables however in long run here is negaive relaionship. Key words: Econoic growh, elecriciy consupion, coinegraion, bound es, ARDL odel. 1. Giriş 197 li yıllarda yaşanan iki büyük perol krizi enerjinin bir ürei fakörü olarak öneini oraya koyuşur. Daha sonraki süreçe ekonoik kalkına için öneli girdilerden biri haline gelen enerji, küreselleşenin de yaygınlaşasıyla birlike öneini daha da arırışır. Buna bağlı olarak enerji alebi ve ülkelerin enerjiye olan bağılılıkları hızla arış, enerjiye olan bu bağılılık ülkeleri alernaif ve yenilenebilir enerji kaynakları arayışlarına iişir. Enerjiyi bileşenlerine ayırarak incelediğiizde ise, elekriğin en kalieli enerji bileşeni olduğu ve enerji ükeii içindeki payının hızla arığı görülekedir. Elekriği sırasıyla doğalgaz, perol, köür ve bio-yakılar akip eekedir. Bu görüş bu yakıların arjinal ürünleri ile de oranılı olan enerji birii başına fiyaları dikkae alındığında da desekleniş olakadır (Sern ve Cleveland, 4). Ayrıca elekrik ükeii sosyo-ekonoik kalkına için kullanılan gösergeler arasında da öneli bir yer uar. Ferguson vd. () elekrik ükeii ile ekonoik kalkına arasındaki ilişkiyi 1 ülke için inceleişler ve kuvveli bir ilişki espi eişlerdir. Diğer gelişeke olan ülkelerde

Türkiye de Ekonoik Büyüe İle Elekrik Tükeii İlişkisi: Sınır Tesi Yaklaşıı 73 olduğu gibi, Türkiye de yıllar iibariyle aran elekrik alebi ile karşı karşıya kalışır. 198- arasında ekonoi %4 oranında büyürken elekrik ükeii oralaa %8 oranında arışır. 198 yılında Türkiye de kişi başına elekrik ükeii 45 kwh iken bu raka 4 yılında 1687 kwh oluşur. Ancak gelişiş ülkelere bakıldığında bu raka oldukça düşük kalakadır. OECD ülkelerinin oralaası 86 kwh dır. Özellikle 198 li yıllardan iibaren ekonoerinin de yoğun olarak kullanılasıyla bu konuda yapılan çalışalar hızla arışır. Lieraüre bakığıızda enerjiyle ekonoik büyüe arasındaki ilişkiyi inceleyen çalışaların giderek yaygınlaşığı görülekedir. Ancak yapılan bu çalışalarda ilişkinin sonuçları hakkında lieraürde bir fikir birliği oluşaışır. Enerji ekonoisi alanındaki ilk çalışa Kraf ve Kraf (1978) arafından gerçekleşiriliş ve Sis in nedensellik analizi kullanılarak ABD nin enerji ükeii ve GSMH arasındaki ilişkisi 1947-1974 dönei için incelenişir. Kraf ve Kraf bu çalışalarında GSMH dan enerji ükeiine doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi buluşlardır. Akarca ve Long (198) aynı çalışayı yine ABD için sadece veri seini yıl kısalarak ekrarlaış faka bir ilişki bulaaışlardır. Erol ve Yu (1987) İngilere, Fransa, İalya, Alanya, Kanada ve Japonya nın 195-198 döneleri için enerji ükeii ve GSYİH arasındaki ilişkiyi inceledikleri çalışalarında; Japonya için iki yönlü, Kanada için enerji ükeiinden GSYİH ya doğru ek yönlü, Alanya ve İalya için GSYİH dan enerji ükeiine doğru ek yönlü bir nedensellik buluşlardır. Fransa ve İngilere de ise bu değişkenler arasında bir nedensellik ilişkisi espi edeeişlerdir. Sern (1993) eek ve serayeden oluşan ürei fonksiyonuna enerjiyi de ekleişir. Çıkıyı; eek, seraye ve enerji ile açıklayıp bu değişkenler arasında uzun döneli bir eşbüünleşe ilişkisi espi eiken sonra nedensellik ilişkisini inceleişir. Sern iki değişkenli odellerde nedensellik ilişkisinin, enerjinin diğer girdilerle olan ikae ekisi gözardı edildiği için sağlıklı oladığını iddia eişir. 1947-199 yılları arasında ABD için yapığı çalışasında; opla enerji ükeii ile GSYİH arasında nedensellik bulaaışır ancak yakı kopozisyonu değişirilerek elde edilen nihai yakı ükeii ile GSYİH arasında; enerji ükeiinden GSYİH ya doğru ek yönlü bir nedensellik buluşur. Sern () ABD nin 1948-1994 yılları arasındaki enerji ükeii ile GSYİH arasındaki ilişkisini incelediği çalışasında bir önceki çalışasını desekleyen enerji ükeiinden GSYİH ya doğru ek yönlü bir nedensellik buluş ve enerji arzındaki oraya çıkacak olusuz bir gelişenin büyüeyi negaif yönde ekileyeceğini belirişir. Son yıllarda ise enerji ükeii; elekrik ükeii, perol ükeii gibi al bileşenlerine ayrılarak GSYİH ve/veya ekonoik büyüe ilişkisi araşırılışır. Ghosh () 195-1997 yılları arasında Hindisan için ekonoik büyüe ve elekrik ükeiini inceleişir. Çalışa sonucunda ekonoik büyüeden elekrik ükeiine doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi buluşur. Jube (4) Malawi için 197-1999 yılları arasında elekrik ükeii ile GSYİH ilişkisini inceleiş ve iki yönlü nedensellik ilişkisi buluşur. Ancak, arı dışı GSYİH ile elekrik ükeii ilişkisini incelediğinde, GSYİH dan enerji ükeiine ek yönlü nedensellik espi eişir. Shiu ve La (4) 1971- yılları arasında Çin için yapıkları çalışalarında elekrik ükeiinden GSYİH ya doğru ek yönlü bir nedensellik buluşlardır. Mozuder ve Marahe (7) Bangladeş için 1971-1999 yıllarını kapsayan çalışalarında kişi başı GSYİH ile kişi başı elekrik ükeii ilişkisini inceleişler ve GSYİH dan elekrik ükeiine doğru ek yönlü bir nedensellik

74 Erdal KARAGÖL, Eran ERBAYKAL, H.Mura ERTUĞRUL ilişkisi buluşlardır. Rufael (6) 17 Afrika ülkesinin elekrik ükeii ve GSYİH ilişkisini sınır esi yaklaşıı ile 1971-1 yılları için inceleiş ve 9 ülkede eşbüünleşe ilişkisi, 1 ülkede ise Granger nedensellik ilişkisi oraya çıkarışır. Bunlardan 6 anesinde GSYİH dan elekrik ükeiine, 3 anesinde elekrik ükeiinden GSYİH ya nedensellik bulurken, 3 ülkede de iki yönlü nedensellik buluşur. Alınay ve Karagöl (5) Türkiye de GSYİH ve elekrik ükeii ilişkisini 195- yılları arasında incelenişler ve elekrik ükeiinden GSYİH ya doğru ek yönlü nedensellik buluşlardır. Bu çalışada Türkiye de ekonoik büyüe ile elekrik ükeii arasındaki ilişki Paseran ın vd. (1) gelişirdiği sınır esi yaklaşıı ile incelenişir. Birinci bölüde konuya bir giriş yapıkan sonra ikinci bölüde kullanılan odel ve veri sei anıılış olup üçüncü bölüde uygulanan yöne ve ahin sonuçlarına yer verilişir. Son bölü olan dördüncü bölüde de çalışanın sonuç kısı yer alakadır.. Model ve Veri Sei Bu çalışada kullandığıız odel aşağıdaki gibidir; BY LET µ = α + α + (1) 1 BY :Büyüe oranı serisidir. GSYİH (Gayri Safi Yuriçi Hasıla) serisinin bir önceki yıla göre değişiini ifade eekedir. Veriler TÜİK (Türkiye İsaisik Kuruu) den alınış ve 1987 fiyalarıyla reel hale geirilişir. LET:Elekrik Tükeii serisidir. Bu serinin verileri de TÜİK den alınış ve logoriik hale dönüşürülüşür. Çalışanın bundan sonraki bölülerinde büyüe oranı serisi BY ve elekrik ükeii serisi LET ile ifade edilecekir. 3. Yöne ve Apirik Sonuçlar 3.1. Biri Kök Tesi Zaan serileri analizinde durağanlık kavraı çok önelidir. Bir zaan serisi, oralaası ile varyansı zaan içinde değişiyor ve iki döne arasındaki kovaryansı bu kovaryansın hesaplandığı dönee değil de yalnızca iki döne arasındaki uzaklığa bağlı ise durağandır (Gujarai, 1999: 713). Granger ve Newbold (1974), durağan olayan zaan serileriyle çalışılası halinde sahe regresyon probleiyle karşılaşılabileceğini göserişir. Bu duruda regresyon analiziyle elde edilen sonuç gerçek ilişkiyi yansıaz. Durağan olayan zaan serileriyle yapılan regresyon analizleri, sadece bu seriler arasında bir eşbüünleşe ilişkisi varsa gerçek ilişkiyi yansıabilir (Gujarai, 1999: 76). Bu çalışada serilerin durağanlık düzeyleri Dickey ve Fuller (1979) ve Philips ve Peron (1988) çalışalarındaki sırasıyla ADF ve PP biri kök esleri ile gecike uzunlukları da AIC(Akaike Inforaion Crierion) krieri ile belirleneye çalışılışır. Tablo 1 de biri kök eslerinin sonuçları yer alakadır.

Türkiye de Ekonoik Büyüe İle Elekrik Tükeii İlişkisi: Sınır Tesi Yaklaşıı 75 Tablo 1. ADF ve PP Biri Kök Teslerinin Sonuçları Değişkenler Augened Dicky- Fuller(ADF) esi Philips-Perron (PP) Tesi Düzey Hali Birinci Farkı Düzey Hali Birinci Farkı BY -6.57* -------- -6.181* -------- LET -.534-4.157* -.5-4.164* Anlalılık Düzeyi Kriik Değerler 1% -3.67-3.679-3.67-3.679 5% -.963 -.967 -.963 -.967 1% -.61 -.6 -.61 -.6 *%1 de anlalılığı göserir **%5 de anlalılığı göserir ***%1 da anlalılığı göserir Tablo 1 de görüldüğü gibi BY serisi düzeyde durağan, LET serisinin ise birinci farkı durağan çıkışır. Yani BY serisi I(), LET serisi I(1) dır. 3.. Eşbüünleşe Tesi Apirik çalışalar akroekonoik zaan serilerinin büyük çoğunluğunun durağan olayan seriler olduğunu oraya çıkarışır. Biri kök içeren bu seriler arasında sahe regresyon sorunuyla karşılaşıldığından bu soruna çözü bulak için çeşili yöneler önerilişir. Bunlardan bir anesi serilerin farklarının alınıp regresyona sokulasıdır. Ancak bu duruda da yeni bir problele karşı karşıya kalınakadır. Bu yöne uzun döne dengesi için öneli olan bilgilerin kaybedilesine yol açakadır. Çünkü değişkenlerin birinci farkları kullanıldığından, bu değişkenlerin arasında olası uheel uzun döneli ilişkiyi göre olasılığı oradan kalkakadır. Bu, eşbüünleşe analizinin çıkış nokası oluşur. Engle ve Granger (1987) in gelişirdikleri eşbüünleşe yaklaşıı bu sorunu oradan kaldırışır. Bu yaklaşıa göre, düzeyde durağan olayan birinci farkı durağan olan zaan serileri düzey halleri ile odellenebileke ve böylece uzun döne bilgi kaybı engelleniş olakadır. Ancak bu yaklaşı birden fazla eşbüünleşik vekör olası duruunda geçersiz olakadır. Bu nokadan harekele Johansen (1988) in gelişirdiği yaklaşıla, ü değişkenlerin içsel olarak kabul edildikleri VAR odelinden yola çıkarak, değişkenler arasında kaç ane eşbüünleşik vekör olduğu es edilebilekedir. Dolayısıyla, Engle ve Granger (1987) eodunda olduğu gibi, esi ek bir eşbüünleşik vekör beklenisiyle sınırlandıradan, daha gerçekçi bir sınaa gerçekleşirilebilekedir. Faka Engle ve Granger (1987), Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (199) arafından gerçekleşirilen eşbüünleşe esleri için ü serilerin düzeyde durağan olaaları ve aynı derecede farkı alındığında durağan hale geleleri gerekir. Eğer ilgili çalışada serilerden bir veya daha fazlası düzey halinde durağan yani I() ise bu esler ile eşbüünleşe ilişkisi araşırılaaz. Pesaran vd. (1) arafından gelişirilen sınır esi yaklaşıı bu sorunu oradan kaldırakadır. Bu yaklaşıa göre serilerin I() veya I(1) olalarına bakılaksızın seriler arasında eşbüünleşe ilişkisinin varlığı araşırılabilir. Ayrıca sınır esi yaklaşıı düşük sayıda gözlei içeren verilerle de sağlıklı sonuçlar verekedir (Narayan ve Narayan, 4). Bunun için ilk önce kısılanaış haa düzele odeli (unresriced error correcion

76 Erdal KARAGÖL, Eran ERBAYKAL, H.Mura ERTUĞRUL odel UECM) oluşurulur. Bu odelin bizi çalışaıza uyarlanış şekli aşağıdaki gibidir. 1 BY = α + α + α BY + α LET + α BY + α LET + µ 1 i i 3i i 4 1 5 () i= 1 i= Eşbüünleşe ilişkisinin varlığının es edilesi için bağılı ve bağısız değişkenlerin birinci döne gecikelerine F esi yapılır. Bu es için eel hipoez (H :α 4 =α 5 =) şeklinde kurulur ve hesaplanan F isaisiği Pesaran vd. (1) deki ablo al ve üs kriik değerleri ile karşılaşırılır. Eğer hesaplanan F isaisiği Pesaran al kriik değerinden küçükse seriler arasında eşbüünleşe ilişkisi yokur. Hesaplanan F isaisiği al ve üs kriik değeri arasındaysa kesin bir yoru yapılaaaka ve diğer eşbüünleşe esleri yaklaşılarına başvurulası gerekekedir. Son olarak hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üzerindeyse seriler arasında eşbüünleşe ilişkisi vardır. Seriler arasında eşbüünleşe ilişkisi espi edildiken sonra uzun ve kısa döne ilişkileri belirleek için ARDL (Auoregressive Disribuion Lag) odelleri kurulur. UECM odelinde ren değişkenini, gecike sayısını ifade eekedir. Gecike sayısının belirlenesi için Akaike, Schwarz ve Hannan-Quinn gibi kriik değerlerden yararlanılır ve en küçük kriik değeri sağlayan gecike uzunluğu odelin gecike uzunluğu olarak belirlenir. Ancak burada seçilen kriik değerin en küçük olduğu gecike uzunluğu ile oluşurulan odel ookorelasyon problei içeriyorsa bu duruda ikinci en küçük kriik değeri sağlayan gecike uzunluğu alınır eğer ookorelasyon problei hala deva ediyorsa bu proble oradan kalkana kadar bu işlee deva edilir. Bu çalışada incelediğiiz veri sei yıllık olduğu için aksiu gecike uzunluğu 4 olarak alınış ve Akaike krierine göre gecike sayısı 4 olarak belirlenişir. Daha sonra odelde ookorelasyon problei olup oladığını araşırak için LM esi yapılışır. Yapılan es sonucuna göre ise ookorelasyon sorununa raslanaışır. Tablo de krier ve es değerleri yer alakadır. Tablo. Gecike sayısının Belirlenesi AIC X BG 1-3.934 4.59*** -3.94 8.881* 3-4.47 5.877** 4-4.7 1.14 BG X : Breusch-Godfrey ookorelasyon es isaisiğidir. *%1,**%5, ***%1 da anlalılığı göserir ve haa erileri arasında ookorelasyon olduğunu ifade eder. Gecike sayısı belirlendiken sonra sınır esi yaklaşııyla seriler arasında eşbüünleşe ilişkisinin araşırılasına geçilişir. Tablo 3 sınır esi sonuçlarını göserekedir.

Türkiye de Ekonoik Büyüe İle Elekrik Tükeii İlişkisi: Sınır Tesi Yaklaşıı 77 k Tablo 3. Sınır Tesi Sonuçları %5 anlalılık düzeyindeki kriik F isaisiği değerler Al Sınır Üs Sınır 1 1.49 6.56 7.3 k, () nuaralı denkledeki bağısız değişken sayısıdır. Kriik değerler Pesaran vd.(1:3) deki Tablo CI(V) en alınışır. Tablo 3 de görüldüğü üzere hesaplanan F isaisiği Pesaran ın üs kriik değerini aşığı için seriler arasında eşbüünleşe ilişkisinin varlığı espi edilişir. Arık seriler arasında bir eşbüünleşe ilişkisi espi edildiğinden uzun ve kısa döne ilişkileri belirleek için ARDL (Auoregressive Disribuion Lag) odeli kurulabilir. 3.3. ARDL Modeli Değişkenler arasındaki uzun döne ilişkinin incelenesi için ARDL odeli aşağıdaki gibi kuruluşur. Gecike sayılarının belirlenesi için yine Akaike bilgi krierinden yararlanılışır. n + α1 + α i BY i + α 3i LET i (3) i= 1 i= BY = α + µ Tablo 4. ARDL (1,) Modelinin Tahin Sonuçları Değişkenler Kasayı T isaisiği BY(-1) -.514 -.573** LET 1.45 5.546* LET(-1) -.763 -.195** LET(-) -.76 -.4** C 4.39 3.87* T.37 3.44* Tanısal Denei Sonuçları R.733 R.67 X BG.64[.44] χ NORM () 1.341[.511] χ WHITE (1) 3.199[.74] X RAMSEY (1).69[.15] *%1,**%5, ***%1 da anlalılığı göserir X BG, χ NORM, χ WHITE, X RAMSEY sırasıyla ookorelasyon, norallik, değişen varyans ve odel kura haası sınaası isaisisikleridir.

78 Erdal KARAGÖL, Eran ERBAYKAL, H.Mura ERTUĞRUL 3.3.1. Uzun Döneli İlişki ARDL (1,) odelinin ahin sonuçlarına göre hesaplanan uzun döne kasayıları Tablo 5 de yer alakadır. Tablo 5. ARDL (1,) Modelinden Elde Edilen Uzun Döne Kasayıları Değişkenler Kasayı T isaisiği LET -.316-3.586* C.898 3.514* T.4 3.71* *%1,**%5, ***%1 da anlalılığı göserir Tablodaki sonuçlar ekonoik büyüe ile elekrik ükeii arasında uzun dönede anlalı bir ilişki olduğunu göserekedir. Elekrik ükeii değişkeninin kasayısı negaif işareli ve isaisiksel olarak anlalı çıkışır. 3.3.. Kısa Döneli İlişki Değişkenler arasındaki kısa döneli ilişkinin araşırılası için ARDL yaklaşıına dayalı haa düzele odeli aşağıdaki gibi kuruluşur. BY n + α1 + α EC 1 + α 3i BY i + α 4i LET i + µ i= 1 i= = α (4) Buradaki EC -1 değişkeni uzun döne ilişkisinden elde edilen haa erileri serisinin bir döne gecikeli değeridir. Bu değişkenin kasayısı kısa dönedeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönede düzelileceğini göserir. Tablo 6. ARDL(1,) Yaklaşıına Dayalı Haa Düzele Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı T isaisiği DLET 1.45 5.546* DLET(-1).76.4** C 4.39 3.87* T.377 3.44* ECT(-1) -1.514-7.573* *%1,**%5, ***%1 da anlalılığı göserir Haa düzele değişkeninin kasayısı -1.514 olarak belirlenişir. Narayan and Syh (6) in de çalışalarında ifade eiği gibi haa düzele değişkeninin kasayısının 1 den büyük olası sisein dalgalanarak dengeye geldiğini ifade eekedir ve bu dalgalana her seferinde azalarak uzun dönede dengeye dönüşü sağlayacakır. Sonuç olarak beklendiği gibi negaif ve isaisiksel olarak anlalı çıkışır. Elekrik ükeii ile büyüe arasında kısa dönede poziif ve isaisiksel olarak anlalı bir ilişki bulunuşur. Bu sonuca göre kısa dönede elekrik ükeiindeki bir arış büyüe üzerinde de poziif yönde bir eki yaraakadır. 4. Sonuç Bu çalışada Türkiye de elekrik ükeiinin ekonoik büyüe üzerindeki ekisi 1974 4 yıllarını kapsayan veriler çerçevesinde incelenişir. Kullanılan

Türkiye de Ekonoik Büyüe İle Elekrik Tükeii İlişkisi: Sınır Tesi Yaklaşıı 79 verilerden ekonoik büyüe serisi düzeyde durağan, elekrik ükeii ise birinci farkı alındığında durağan hale geldiği için bu değişkenler arasındaki ilişki Pesaran vd. (1) in gelişiriş olduğu sınır esi yaklaşıı ile incelenişir. Kısa dönede poziif bir ilişki çıkasına rağen uzun dönede negaif bir ilişki çıkışır. Kısa döne için Rosenberg (1998) in beliriği; elekrik ükeii sadece sanayinin gelişesindeki eel girdi olasından değil aynı zaanda insanların haya kaliesini arıran eel bir fakör olarak da ekonoik kalkınada öneli bir rol oynar görüşü deseklenekedir. Uzun döne için bakığıızda ise kişi başına elekrik ükeiinin arası elekrik ve dolayısıyla enerji aliyelerini azalır. Türkiye de ise elekrik ükeii hala düşük düzeylerde olduğundan enerji aliyeleri yüksekir. Bu duru uzun dönede ekonoik büyüe üzerinde olusuz bir eki yapakadır. Türkiye nin büyüe perforansını arırabilesi ve sürdürülebilir kılası için alernaif ve düşük aliyeli elekrik üreiini sağlaası gerekekedir. Referanslar AKARCA, A.T., LONG, T.V. (198). On he relaionship beween energy and GNP: a reexainaion. Journal of Energy and Developen, vol. 5, pp. 36-331. ALTINAY, G., KARAGOL, E. (5). Elecriciy consupion and econoic growh: evidence fro Turkey. Energy Econoics, 7, pp. 849-856. DICKEY, D., FULLER, W. (1979). Disribuion of he esiaors for auoregressive ie series wih a uni roo. Journal of Aerican Saisical Associaion, vol. 74, pp. 47-431. ENGEL, R.F., GRANGER, C.W.J. (1987). Co-inegraion and error correcion represenaion, esiaion and esing. Econoerica, vol. 55, No., pp. 51-76. EROL, U., YU, E.S.H. (1987). On he relaionship beween energy and incoe for indusrialized counries. Journal of Energy and Eployen, 13, pp.113-1. FERGUSON, R., WILKINSON, W., HILL, R. (). Elecriciy use and econoic developen. Energy Policy, 8, pp. 93-934. GHOSH, S. (). Elecriciy consupion and econoic growh in india. Energy Policy, 3, pp. 15-19. GRANGER, C.W.J., NEWBOLD, P. (1974). Spurious regressions in econoerics. Journal of Econoerics, (), pp. 111-1. GUJARATI, D.N (1999). Teel ekonoeri, (Çev. Ü. ŞENESEN & G.G. ŞENESEN). İsanbul, Lieraür Yayınları. JOHANSEN, S. (1988) Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Econoic Dynaics and Conrol, vol. 1, No. /3, pp. 31-54. JOHANSEN, S., JUSELIUS, K. (199). Maxiu likelihood esiaion and inference on coinegraion - wih applicaions o he deand for oney. Oxford Bullein of Econoics and Saisics, vol. 5, No., pp.169-1. JUMBE, C.B.L. (4). Coinegraion and causaliy beween elecriciy consupion and GDP: epricial evidence fro alawi. Energy Econoics, 6, pp. 61-68. KRAFT, J., KRAFT, A. (1978) On he relaionship beween energy and GNP. Journal of Energy and Developen, vol.3, pp. 41-43. MOZUMDER, P., MARATHE, A. (7). Causaliy relaionship beween elecriciy consupion and GDP in Bangladesh. Energy Policy, 35 (1) pp.395-4.

8 Erdal KARAGÖL, Eran ERBAYKAL, H.Mura ERTUĞRUL NARAYAN, P.K., SMYTH, R. (6) Wha deerines igraion flows fro lowincoe o high-incoe counries? An epirical invesigaion of Fiji-US Migraion 197 1. Coneporary Econoic Policy, vol. 4, No., pp. 33 34. NARAYAN S., NARAYAN P.K. (4). Deerinas of deand of Fiji s expors: An epirical invesigaion. The Developing Econoics, XVII-1 95-11. PESARAN, M.H., SHIN, Y., SMITH, R.J. (1). Bounds esing approaches o he analysis of level relaionships. Journal of Applied Econoerics, 16, pp.89-36. PHILLIPS, P.C.B., PERRON, P. (1988). Tesing for a uni roo in ie series regression. Bioèrika, 75 () pp. 336-346. ROSENBERG, N. (1998). The role of elecriciy in indusrial developen. The Energy Journal, 19, pp. 7-4. RUFAEL, Y.W. (6). Elecriciy consupion and econoic growh: A ie series experience for 17 African counries. Energy Policy, 34, pp.116 1114. SHIU, A.L., PUN, L. (4). Elecriciy consupion and econoic growh in China. Energy Policy, 3, pp. 47-54. STERN, D.I. (1993). Energy and econoic growh in he USA: A ulivariae approach. Energy Econoics, 15, pp.137-15.. (). Mulivariae coinegraion analysis of he role of energy in he US acroeconoy. Energy Econoics, vol., pp. 67 83. STERN, D.I, CLEVELAND, J.C. (4). Energy and econoic growh. Rensselaer Working Papers in Econoics, pp. 1-4. TÜİK (Türkiye İsaisik Kuruu). İsaisiksel Gösergeler 4.