TÜRKİYE DE TOPLAM TALEP VE ARZ ŞOKLARININ ÇIKTI VE ENFLASYON ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ,

ANADOLU ÜNİVERS İTES İ S OS YAL BİLİMLER DERGİS İ ANADOLU UNIVERSITY JOURNAL OF SOCIAL SCIENCES Cil/Vol. : 11 - S ayı/no: 2 : 81 96 (2011) TÜRKİYE DE TOPLAM TALEP VE ARZ ŞOKLARININ ÇIKTI VE ENFLASYON ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ, 1987-2009 Arş. Grv. Zekeriya YILDIRIM* ÖZ Bu çalışmada Türkiye de oplam alep ve arz şoklarının çıkı ve enflayon üzerindeki ekileri, 1987:1-2009:3 döneminde, yapıal VAR (SVAR) ekniği kullanılarak incelenmişir. Bu çalışmanın onuçları Türkiye de arz şoklarının çıkı üzerindeki ekiinin nipeen daha bakın olmaına rağmen alep şoklarının da çıkı üzerinde dikkae değer bir ekiye ahip olduğunu göermekedir. Ayrıca çalışmanın en önemli bulgularından birii de arz ve alep şokları araındaki yükek korelayondur. Bu bulgular poliika uygulamaları açıından önem aşımakadır. Anahar Kelimeler: Yapıal VAR, Talep ve Arz Şokları THE EFFECTS OF AGGREGATE DEMAND AND SUPPLY SHOCKS ON OUTPUT AND INFLATION IN TURKEY, 1987-2009 ABSTRACT In hi udy he effec of aggregae demand and upply hock on oupu and inflaion in Turkey i inveigaed by rucural VAR (SVAR) echnique for 1987:1-2009:3 period. The reul how ha aggregae demand hock have a coniderable effec on oupu in Turkey alhough aggregae upply hock have a relaively dominan effec on oupu. Furhermore one of he mo imporan finding of hi udy i ha aggregae demand and upply hock are highly correlaed in Turkey. Thee finding have imporan policy implicaion for Turkey. Keyword: SVAR, Demand and Supply Shock * Anadolu Üniveriei İ.İ.B.F. İkia Bölümü, e-poa: zekeriyayildirim@anadolu.edu.r. 81

82 Anadolu Üniveriei Soyal Bilimler Dergii 1. GİRİŞ Türkiye ekonomiinin 1987-2002 dönemi incelendiğinde, yükek enflayon ve çıkıdaki yükek dalgalanma dikka çekmekedir. Bu dönemde yükek büçe açıkları, büçe açıklarının borçlanma ile finane edilmei, ekonomik birimlerin enflayoni beklenileri, ihal edilen ara mallarının fiyalarındaki arışlar ve döviz kurundan enflayona geçişkenliğin yükek olmaı enflayona yol açan emel fakörler olarak ön plana çıkmakadır (Dibooğlu ve Kibriçioğlu, 2004,.1). Ayrıca 1990-1991 Körfez krizi, 1994 Türkiye finanal krizi, 1998 Ruya krizi, 2000/2001 Türkiye krizi çıkıdaki dalgalanmanın armaına neden olan fakörlerdir. Diğer arafan 2003 onraı döneme bakığımızda, çıkıdaki dalgalanmanın nipeen azaldığını ve enflayonun düşme eğiliminde olduğunu görmekeyiz. Bu dönemde uygulanan mali diiplinle birlike büçe açığının azalmaı, ekonomiye yönelik güvenin armaı, yoğun dış kaynak girişi ve buna bağlı olarak TL nin değerlenmei enflayonun azalmaına ve yükek düzeylerde ekonomik büyümeye ulaşılmaına kakı ağlayan fakörlerdir. Türkiye ekonomiinin 2002 yılı önceine göre nipeen daha iikrarlı olduğu bu dönemde, yakın arihlerde oraya çıkan küreel krizle birlike çıkıdaki dalgalanma armış, ancak enflayon düşük düzeyini korumuşur. Bu çalışmada çıkıdaki ve enflayondaki dalgalanmaların nedenleri oplam alep ve oplam arz modeli (AD-AS modeli) çerçeveinde ele alınacakır. Bu doğruluda oplam alep şoklarının çıkıyı ve enflayonu ekileyen alep yönlü fakörleri ve oplam arz şoklarının ie arz yönlü fakörleri içerdiği varayılmakadır. Böylece çıkı ve enflayonu ekileyen unular yalnızca iki faköre indirgenmişir. Bu fakörler oplam alep şokları ve oplam arz şoklarıdır. Bu çalışmanın emel amacı Türkiye ekonomiinde oplam alep ve arz şoklarının çıkı ve enflayon üzerindeki ekilerinin incelenmeidir. Bu amaca ulaşmak için çalışmada Yapıal Vekör OoRegreyon (SVAR) yönemi kullanılacakır. Ayrıca oplam alep ve arz şokları iki farklı yaklaşım kullanılarak ayır edilecek ve her iki yaklaşım kullanılarak ulaşılan bulgular karşılaşırılacakır. Bu yaklaşımlardan ilki Blanchard ve Quah(1989) ayrışırmaıdır. Blanchard ve Quah(1989) oplam alep ve arz şoklarını ayır emek için oplam alep şoklarının çıkı üzerinde uzun dönem ekiye ahip olmadığı yönündeki uzun dönem kııını koymuşur. Ayrıca Blanchard ve Quah(1989) yapıal şokların ilişkiiz olduğunu ve yapıal şokların varyankovaryan mariinin birim mari olduğunu varaymışır. Yapıal şokların ayır edilmei için bu çalışmada kullanılacak olan ikinci ayrışırma yönemi Cover ve diğerleri (2006) arafından gelişirilmişir. Cover ve diğerleri (2006) yapıal şoklar araında korelayon olduğu yönünde güçlü kanılar olduğunu belirerek Blanchard ve Quah(1989) un yapıal şokların ilişkiiz olduğu yönündeki varayımını eleşirmişler ve yapıal şoklar için alernaif ayrı edilme kıılarına ihiyaç olduğunu ileri ürmüşlerdir. Cover ve diğerleri (2006) arafından gelişirilen alernaif ayrışırma yönemi Blanchard ve Quah(1989) un uzun dönem kııını aynen içermeine rağmen Blanchard ve Quah(1989) dan farklı olarak oplam alep ve arz şoklarının ilişkiiz olduğu yönünde bir varayımda bulunmamışır. Bu alernaif yönem AS eğriinin eğiminin, yapıal arz ve alep şoklarının varyanının ve yapıal şokların kovaryanının ahminlerinin elde edilmeini ağlamaı bakımından ön plana çıkmakadır. Çalışmanın ikinci ve üçüncü kıımlarında ıraıyla Blanchard ve Quah(1989) yönemi ve Cover ve diğerleri (2006) nin alernaif ayrışırmaı özelenmeke, dördüncü kımında kullanılan veriler anıılmaka ve VAR analizi onuçları değerlendirilmekedir. Çalışma onuç kımı ile amamlanmakadır. 2. BLANCHARD-QUAH (1989) METODOLOJİSİ Blanchard ve Quah(1989) yapıal VAR modelinin kıa dönem kıılarla ayır edilmeine alernaif olarak uzun dönem kıılarını gelişirmişir. Blanchard ve Quah(1989) ın yapıal VAR modelinde uzun dönem kıılamaları gelişirirken emel amaçları Beveridge ve Nelon(1981) un reel GSMH nın geçici ve kalıcı şoklara ayırşırmaını yeniden ele almakı. Bu amaç doğruluunda Blanchard ve Quah(1989)

Türkiye'de Toplam Talep ve Arz Şoklarının Çıkı ve Enflayon Üzerindeki Ekileri, 1987-2009 83 reel GSMH oplam alep ve arz şoklarından ekilenecek şekilde bir makroekonomik model gelişirmişlerdir. Blanchard ve Quah(1989) doğal oran hipoezine bağlı olarak oplam alep şoklarının reel GSMH üzerinde uzun dönem ekiye ahip olmadığını; faka arz yönünden bakıldığında verimlilik şoklarının reel GSMH üzerinde uzun dönem ekiye ahip olduğunu varaymışır (Ender, 2009,.380). Ayrıca Blanchard ve Quah(1989) yapıal şokların varyan-kovaryan mariinin birim mari olduğunu, başka bir deyişle yapıal şokların varyanlarının 1 e eşi olduğunu ve yapıal şokların ilişkiiz olduğunu varaymışır. Buraya kadar varayımları ve gelişimi hakkında kıaca bilgi verdiğimiz Blanchard ve Quah(1989) yaklaşımı ampirik lieraürde oldukça yaygın kullanılmışır 1. Blanchard ve Quah(1989) meodolojiinin deaylarını aşağıda denklem 2.1 de verilen abi erimiz iki değişkenli VAR modelinden harekele açıklayabiliriz. Bu bai VAR modelinde y ve p nin ıraıyla GSYH nın ve enflayonun logarimaını emil eiğini ve her iki erinin de fark durağan olduğunu varayalım. ( ) ( ) ( ) ( ) y A L A L 11 12 y-1 ey =. + p A L A L p e 21 22-1 p (2.1) Denklem 2.1 de A ij (L) gecikme işlemcii çok erimliini, e y ve e p oralamaı ıfır, gecikmeli değerleri ile olan kovaryanları ıfır ve varyanları abi normal dağılıma ahip raal haa erimlerini göermekedir. Yukarıdaki indirgenmiş form modelin arıklarının iki ane yapıal şokun birleşiminden oluşuğu varayılmakadır. Bunlardan ilki oplam arz şoku (ε ) ve ikincii oplam alep şokudur (ε d ). İndirgenmiş form VAR modeli arıkları ile yapıal şoklar araındaki ilişkiyi aşağıdaki gibi ifade edebiliriz. e g g y 11 12 =. d e p g g 21 22 (2.2) Yukarıdaki ifadeyi arıkların ve yapıal şokların varyan-kovaryan mariini içerecek şekilde şu şekilde yazabiliriz. ( ) ( ) ( ) ( ) d ( ) ( ) d d ( ) ( ) =. cov e,e var e g g. cov, var g g p y p 21 22 12 22 var e cov e,e y y p g g var cov, g g 11 12 11 21 Blanchard ve Quah(1989) yapıal şokların varyaının 1 e eşi olduğunu ve yapıal şokların ilişkiiz olduğunu varaydığı için 2.3 de var(ε )=1, var(ε d )=1 ve cov(ε,ε d )=0 dır. 2.3 deki denklem ieminin çözülebilmei için 1 ane kııa ihiyaç vardır. Çünkü indirgenmiş VAR arıklarının varyankovaryan mariinde 3 ane bilinen olmaına rağmen G 0 mariinde 4 ane bilinmeyen eleman vardır. Bu nedenle G 0 mariinin elemanları üzerine bir ane kıı konulmalıdır. Blanchard ve Quah(1989) bu kııı şu şekilde belirlemişir. [ ()] () g 1-a 1 +g a 1 =0 12 22 22 12 2.4 oplam alep şoklarının çıkı üzerinde uzun dönem ekiye ahip olmadığını ifade emekedir. Yukarıda ifade edilen uzun dönem kııı ile birlike g ij nin değerleri ve yapıal şokların (ε ) ve (ε d ) zaman paikaları VAR ahmininden elde edilebilir. (2.3) (2.4) 1 Bakınız: Bayoumi ve Eichengreen(1993), Quah ve Vahey(1995), Naon ve Cogey(1994), Dolado ve Jimeno(1997), Ender ve Lee(1997), Mio(2002).

84 Anadolu Üniveriei Soyal Bilimler Dergii 3. ALTERNATİF AYRIŞTIRMA YÖNTEMİ Cover ve diğerleri (2006) bir önceki kıımda açıklanan Blanchard ve Quah (1989) meodolojiinin özellikle oplam alep ve arz şokları araında korelayon olmadığı yönündeki varayımını eleşirmişler ve bu varayımın gerçekçi olmadığını belirerek oplam alep ve arz şoklarını ayır emek için alernaif bir yönem gelişirmişlerdir. Bu alernaif yönem bai bir AD-AS modeline dayanmakadır. Cover ve diğerleri (2006) arafından gelişirilen bu alernaif yönemin deaylarına geçmeden önce, andar bir AD-AS modeli grafiğinden harekele iki yönem araındaki emel farklılığı göerelim. Şekil 1 in a panelinde bir arz şoku onucunda dengenin A nokaından C nokaına hareke eiği göerilmekedir. Dengedeki değişim onucunda çıkı armış, faka enflayonda her hangi bir değişiklik olmamışır. Başka bir ifadeyle oplam arz şoku yalnızca AS eğriini konumunu değişirmiş, ancak AD eğriinin konumunda değişime yol açacak herhangi bir eki yaramamışır. Bu da oplam alep ve arz şoklarının bir birleriyle ilişkiiz olduğunu göermekedir. Bu yüzden Şekil 1 in a paneli Blanchard ve Quah (1989) meodolojiinin grafikel bir açıklamaıdır. Şekil 1. Toplam Talep v e Arz Şoklarının Ekileri Arz şokunun ekiinin alernaif bir açıklamaı Şekil 1 in b panelinde göerilmişir. Şekil 1 in b paneli, arz şokunun (ε ) AS eğriini ağa kaydırdığını ve dengenin A nokaından B nokaına geçiğini göermekedir. Eğer merkez bankaı fiya iikrarını hedefliyora, fiya iikrarını olumuz yönde ekileyecek her ürlü şoka epki göerecekir. Şekil 1 in b panelinde de görüldüğü gibi, merkez bankaı poziif bir oplam arz şokuna fiya iikrarını olumuz yönde ekilediği için reakiyon göermişir. Böylece merkez bankaı arafından uyarılan oplam alep şoku AD eğriinin ağa kaymaına yol açmışır. Sonuça denge yine C nokaında ağlanmışır; ancak a panelinde dengedeki değişim bir aşamada gerçekleşirken, b panelinde bu değişim iki aşamada gerçekleşmişir. Toplam alep ve arz şokları araında korelayona ilişkin farklı varayımların ekileri belirildiken onra, alernaif yönemin deaylarına geçebiliriz. Cover ve diğerleri (2006) oplam alep ve arz şoklarını ayır emek için aşağıdaki bai AD-AS modelinden ve bu model içeriinde yer alan Luca (1972) arz eğriinden yararlanmışlardır. ( - ) y = y + p p + -1-1 ( ) ( ) d d d -1 y+p = y+p + y = y d (3.1) (3.2) (3.3)

Türkiye'de Toplam Talep ve Arz Şoklarının Çıkı ve Enflayon Üzerindeki Ekileri, 1987-2009 85 Burada y ve p ıraıyla çıkının ve enflayonun logarimaıdır. -1 p ve -1 y -1 dönemi onundaki bilgiye bağlı olarak enflayonun ve çıkının beklenen değerleridir. Ayrıca ve d arz ve alebi emil emekedir. ε ve ε d eriel olarak ilişkiiz olan yapıal oplam arz ve alep şoklarını göermekedir. 3.1 Luca (1972) oplam arz eğriini göermekedir. Çıkı fiya düzeyindeki beklenmedik değişmelere ve oplam arz şokuna bağlı olarak değişmekedir. 3.2 oplam alep eşiliğidir. Toplam alep kendiinin beklenen değerine ve oplam alep şokuna bağlıdır. 3.1, 3.2 ve 3.3 nolu eşilikleri y ve p için çözümlerek aşağıdaki onuca ulaşırız. 1 y= y+ + 1+ 1+ d -1 1 1 p = p - + 1+ 1+ d -1 (3.4) (3.5) 3.4 ve 3.5 en harekele indirgenmiş form arıkları (e y, e p ) ve yapıal şoklar (ε, ε d ) araındaki ilişkiyi aşağıdaki gibi yazabiliriz. 1 + ve 1 + 3.4 ve 3.5 oplam alep ve arz şoklarının eş anlı ekilerinin α ya bağlı olduğunu göermekedir. 1 Ayrıca 3.4 %1 lik arz ve alep şokunun çıkı üzerindeki eş anlı ekiinin ıraıyla olduğunu göerirken, 3.5 e %1 lik arz ve alep şokunun enflayon üzerindeki eşanlı ekiinin ıraıyla 1 1 ve olduğunu göermekedir. 1 + 1+ 1 ey 1+ 1+ =. d e p 1 1 1+ 1+ (3.6) 3.6 yı eşilik içeriinde yer alan olaılıklı değişkenlerin varyanlarını alarak şu şekilde yazabiliriz. 1 1 1 d var( e ) cov( e,e y y p) 1+ 1+ var( ) cov (, ) 1+ 1+ =. d d cov( e,e p y) var( ep) 1 1 co v(, ) var( ) 1 1+ 1+ 1+ 1+ (3.7) Cover ve diğerleri (2006) yapıal şokların zaman paikalarını, varyanlarını ve aralarındaki kovaryanı elde emek için ilk olarak normalizayon kııları belirlemişlerdir. Bu kıılar: ε şokunun y üzerinde bir birim ekiye ahip olmaı ve ε d şokunun y d üzerinde bir birim ekiye ahip olmaıdır. Bu alernaif yönemdeki diğer önemli kıı ya da varayım oplam alep eğriinin eğiminin 1' e eşi olmaıdır. Normalizayon kııları ve AD eğriinin eğimine ilişkin varayımla birlike, 3.7 den yapıal şokların varyanını ve aralarındaki kovaryanı ve 3.6 dan da yapıal şokların zaman paikalarını elde emek için bir ane ilave kııa ihiyaç vardır. Cover ve diğerleri (2006) bir önceki kıımda açıklanan Blanchard ve Quah (1989)' un uzun dönem kııını aynen kullanmışır. 2.4 e verilen uzun dönem kııını yukarıdaki AD-AS modeline koyduğumuzda aşağıdaki onuca ulaşırız.

86 Anadolu Üniveriei Soyal Bilimler Dergii 1 [ 1 a22 () 1 ] + a12 () 1 = 0 1+ 1+ a12 = 1 a 1 () 1 () 22 (3.8) 3.8 de verilen uzun dönem kııı VAR modeli ahmininden α' nın elde edilebileceğini göermekedir. Dolayııyla VAR modeli ahmininden α belirlendiken onra, 3.6 dan harekele yapıal şokların zaman paikalarını ve 3.7 den harekele yapıal şokların varyanlarını ve aralarındaki kovaryanı bulabiliriz. Sonuç olarak Cover ve diğerleri (2006) kullandıkları AD-AS modeline koydukları ilave kıılarla, yapıal şokların ilişkiiz olduğu yönünde gerçekçi olmayan bir varayımda bulunmakızın oplam alep ve arz şoklarını ayır emişlerdir. Cover ve diğerleri (2006) varyan ayrışırmaı ve eki-epki fonkiyonlarını elde emek için Choleky ayrışırmaında gelenekel olarak kullanılan iki olaı ıralamayı kullanmışlardır. Bu ıralamalardan ilkinde arz şokunun alep şoku üzerinde eş anlı ekiye ahip olduğu varayılmakadır. Bu varayım beklenmedikad' nin pür birad şoku (v ) veas şoku arafından uyarılmışad deki beklenmedik bir değişimin ( ε ) oplamına eşi olduğu varayılarak uygulanabilir. Yukarıdaki kıa açıklama onraında ilk ıralamayı aşağıdaki gibi ifade edebiliriz. d = + v (3.9) İkinci ıralamada ie alep şokunun arz şoku üzerinde eş anlı ekiye ahip olduğu varayılmakadır. İlk ıralamadakine benzer şekilde, buradaki varayım da beklenmedik AS nin pür bir AS şoku (θ ) ve AD şoku arafından uyarılmış AS deki beklenmedik bir değişimin (γε d ) oplamına eşi olduğu varayılarak uygulanabilir. Bu varayımı aşağıdaki gibi ifade edebiliriz. = + d (3.10) 4. VAR ANALİZİ TAHMİN SONUÇLARI Bu çalışmada 1987:01-2009:03 dönemini kapayan çeyrek dönemlik, mevimel ekilerden arındırılmış reel GSYH ve GSYH deflaörü erileri kullanılmışır. Çalışmada kullanılan her iki eride Türkiye Cumhuriye Merkez Bankaı (TCMB) Elekronik Veri Dağıım Sieminden (EVDS) elde edilmişir. Çalışmada kullanılan erilerin durağanlığı Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) ei ve Phillip-Perron (PP) ei kullanılarak incelenmişir. Te onuçları Tablo 1 de verilmekedir. Tablo 1 de verilen ADF ve PP elerinin onuçları reel GSYH nın logarimaının fark durağan olduğunu ve GSYH deflaörünün logarimaının düzey değerinde ve birinci farkında durağan olmadığını, ikinci farkı alındığında durağan olduğunu göermekedir.

Türkiye'de Toplam Talep ve Arz Şoklarının Çıkı ve Enflayon Üzerindeki Ekileri, 1987-2009 87 Tablo 1. ADF v e PP Telerinin S onuçları ADF PP Seriler I II III I II III LNGSYH -1.18 [1] -2.60 [1] 2.57 [1] - 2.09 [1] -3.80 [1] 2.62 [1] LNGSYHDEF -2.36 [4] 0.21 [4] -0.32 [4] 2.14 [5] -1.64 [5] 3.83 [6] DLNGSYH -7.30 [1] -7.26 [1] -6.73 [1] -46.60 [8] -39.95 [8] -30.63 [8] DLNGSYHDEF -0.82 [3] -2.50 [3] -1.05 [3] -2.57 [5] -2.26 [5] -1.82 [5] DDLNGSYHDEF -9.33 [2] -9.34 [2] -9.33 [2] -28.09 [7] -39.97 [7] -15.90 [4] I: SABT TERML MODEL, II: SABTL VE TRENDL MODEL, III: SABTSZ VE TRENDSZ MODEL Tahmin edilen kaayıların yanındaki ayraçlar Akaike Bilgi Krierine göre belirlenmi gecikme uzunluklarını ifade emekedir. ADF ve PP eleri için MacKinnon kriik deerleri %1 ve % 5 ve %10 anlamlılık düzeyinde öyledir: I) Sabi Terimli Model: -3.49, -2,88, -2,58; II) Sabili ve Trendli Model: -4.04, -3.45, -3,15 III) Sabiiz ve Trendiz Model: -2.58, -1.94, -1,61. Birim kök eleri onucu ışığında bu çalışmada kullanılan VAR analizinde reel GSYH eriinin logarimik değerinin birinci farkı ve GSYH deflaörünün logarimik değerinin ikinci farkı kullanılmışır. Ayrıca VAR modeli gecikme uzunluğunun belirlenmeinde Akaike Bilgi Krieri dikkae alınmış ve uygun gecikme uzunluğu 5 olarak belirlenmişir. Tahmin edilen VAR modelinin uygunluğunun konrol edilmei amacıyla ookorelayon ve değişen varyanlılık ınamaları yapılmış ve modelin iikrarlılığı konrol edilmişir. Tahmin edilen modelin arıklarında ookorelayon ve değişen varyanlılık orunlarının olup olmadığını belirlemek için ıraıyla Lagrange Çarpan(LM) ve Whie eleri kullanılmışır. İki ee ilişkin onuçlar Tablo 2 ve Tablo 3 de unulmakadır. LM ei onuçları modelin arıklarında ookorelayon problemi olmadığına işare ederken, Whie ei onuçları ie arıklarda değişen varyanlılık orunun olmadığını göermekedir. Tablo 2. Whie Tei S onuçları VAR Reidual Heerokedaiciy Te: No Cro Term (only level and quare) Sample: 1987Q3 2009Q3 Included obervaion: 85 Join e: Chi-q df Prob. 70.98787 60 0.1568 Tablo 3. LM Tei S onuçları VAR Reidual Serial Correlaion LM Te H 0 : no erial correlaion a lag order h Sample: 1987Q3 2009Q3 Included obervaion: 85 Lag LM-Sa Prob 1 8.051647 0.0897 2 9.302135 0.0540 3 6.394821 0.1715 4 10.55063 0.0321 5 8.987218 0.0614 6 2.566423 0.6328 7 7.659798 0.1049 8 1.780465 0.7761 VAR modelinin her bir denkleminin paramerelerinin iikrarlılığı CUSUM ei kullanılarak incelenmişir. CUSUM einin onuçları Şekil 2 de unulmakadır. Bu şekil incelendiğinde, CUSUM iaiiğinin büün dönem boyunca kriik ınırlar içeriinde yer aldığı görülmekedir. Bu doğruluda modelin paramerelerinin ahmin edilen dönem için iikrarlı olduğunu ifade edebiliriz.

88 Anadolu Üniveriei Soyal Bilimler Dergii Şekil 2. Tahmin Edilen VAR(5) Modelinin CUS UM Tei ( %5 anlamlılık düzey inde) Modelin uygunluğu ve iikrarlılığı için yukarıda yapılan eler VAR(5) modeli ahminine bağlı olarak yapılan eki epki ve varyan ayrışırmaı analizlerinin uarlı olacağını oraya koymakadır. Dolayııyla VAR(5) modelini kullanarak iki ve üçüncü bölümlerde anlaılan yaklaşımlar için eki epki ve varyan ayrışırmaı analizi yapabiliriz. Çalışmanın geri kalan kımında incelenecek olan eki epki fonkiyonlarının güven aralıkları Sim ve Zha(1999) arafından gelişirilmiş yöneme dayanmakır. 4.1. Blanchard-Quah(1989) Yönemi Sonuçları Çalışmanın bu bölümünde Türkiye ekonomiinde oplam alep ve arz şoklarının çıkı ve enflayon üzerindeki ekileri, Blanchard-Quah(1989) ayrışırma kııları ile ayır edilmiş oplam alep ve arz şokları için eki-epki fonkiyonlarının Şekil 3 de göerilen grafikleri kullanılarak incelenecekir. Bu grafikler incelendiğinde poziif bir arz şokunun çıkı üzerindeki ekii ilk dönemden iibaren poziif ve ürekli iken, poziif bir alep şokunun ekii ie ilk çeyreke poziifir; faka bu şokun ekii üçüncü çeyreken iibaren hızlı bir şekilde önmekedir. Enflayon açıından bakığımızda, poziif bir alep şokunun enflayonu ilk dönemde arırdığı; ancak bu şokun enflayon üzerindeki ekiinin ilk dönemden iibaren hızlı bir şekilde yok olduğu görülmekedir. Öe yandan poziif arz şokunun enflayonu ilk dönemde azalığı ve bu şokun enflayon üzerindeki ekiinin üçüncü çeyreken iibaren azalarak kaybolduğu görülmekedir. Bu onuçlar arz ve alep şoklarının çıkı ve enflayon üzerindeki ekilerinin eorik beklenilerle uarlı olduğuna işare emekedir.

Türkiye'de Toplam Talep ve Arz Şoklarının Çıkı ve Enflayon Üzerindeki Ekileri, 1987-2009 89 Şekil 3. Çıkı v e Enflay onun Eki-Tepki Fonkiy onları Eki epki fonkiyonlarının yorumuna dayalı olarak belirilmei gereken önemli bir noka da, Türkiye ekonomiinde oplam alep şoklarının çıkı üzerindeki ekiinin enflayon üzerindeki ekiinden daha büyük olmaıdır. Talep şoklarının çıkı üzerindeki ekiinin büyük olmaı, alında Türkiye ekonomiinde alepeki arışın büyük bir bölümünün yükek ihalala karşılandığını göermekedir. Bu yükek ihalaı olanaklı kılan emel fakör ie yükek reel faizle uyarılan yoğun dış kaynak girişleridir. Bu yoğun dış kaynak girişlerine bağlı olarak TL nın genellikle değerli olmaı, alepeki arışın önemli bir kımının ihalala karşılanmaını kolaylaşırmakadır. Çıkı ve enflayon üzerinde en çok hangi şokun, oplam alep şokunun mu yoka oplam arz şokunun mu, ekili olduğunu araşırmak için 5 gecikme ile ahmin edilen VAR modeli kullanılarak oluşurulan çıkı ve enflayonun varyan ayrışırmaları Tablo 4 de verilmişir. Çıkının varyan ayrışırmaı incelendiğinde çıkıdaki dalgalanmanın ana kaynağının gerek kıa gereke de uzun dönemde oplam arz şoku olduğu, buna karşın oplam alep şokunun çıkıdaki dalgalanmanın çok küçük bir kımını açıkladığı görülmekedir. Öe yandan enflayonun varyan ayrışırmaı ie enflayonun öngörü haa varyanının büyük bir bölümünün hem kıa hem de uzun dönemde oplam alep şoku arafından açıklandığını, oplam arz şokunun enflayonun öngörü haa varyanının oldukça küçük bir kımını açıkladığını göermekedir. Tablo 4. Blanchard-Quah Yaklaşımı Kullanılarak Elde Edilen Vary an Ay rışırmaları ÇIKTI NIN VARYANS AYRITIRMASI ENLASYON UN VARYANS AYRITIRMASI DÖNEM TOPLAM ARZ TOPLAM TALEP DÖNEM TOPLAM ARZ TOPLAM TALEP 1 85.6 14.4 1 13.3 86.7 2 91.0 9.0 2 19.1 80.9 3 92.9 7.1 3 18.6 81.4 4 94.0 6.0 4 19.4 80.6 8 94.6 5.4 8 21.5 78.5 12 95.3 4.7 12 23.9 76.1 40 98.0 2.0 40 25.5 74.5

90 Anadolu Üniveriei Soyal Bilimler Dergii Kıaca çıkı ve enflayonun varyan ayrışırmaı ve eki-epki fonkiyonları Türkiye de çıkı üzerinde oplam arz şoklarının, enflayon üzerinde ie oplam alep şoklarının bakın olduğuna işare emekedir. Bu bulgular lieraürdeki benzer çalışmaların bulgularına oldukça yakındır. Söz konuu çalışmalarda genel olarak Türkiye de alep şoklarının çıkı üzerinde önemli bir rol oynamadığı vurgulanmakadır 2. Faka Balcılar ve Tuna(2009) oplam alep şoklarını iki kıma ayırmış ve her iki alep şokunun çıkı üzerinde farklı ekilere ahip olduğunu göermişir. Bu şoklardan ilki kamu harcamalarının oplam borca oranındaki değişmelerden kaynaklanan nipi alep şoklarıdır. Diğeri ie ükeici fiya endekindeki değişmelerden kaynaklanan nominal alep şokudur. Nipi alep şokunun çıkıı üzerinde kıa dönemde ekili olduğu, buna karşın nominal alep şokunun kıa dönemde dahi çıkıyı ekilemediği öz konuu çalışmada vurgulanmakadır. 4.2. Alernaif Yönemin Sonuçları Bir önceki kıımda Türkiye de oplam alep ve arz şoklarının çıkı ve enflayon üzerindeki ekileri Blanchard ve Quah(1989) ayrı edilme kııları kullanılarak elde edilen eki-epki grafikleri ve varyan ayrışırmalarından yararlanarak incelenmiş ve Türkiye de çıkıdaki dalgalanmanın emel belirleyiciinin arz şokları, enflayondaki dalgalanmanın emel kaynağının ie alep şokları olduğu onucuna ulaşılmışır. Bu bölümde ie Cover ve diğerleri(2006) nın alernaif ayır edilme kııları kullanılarak ulaşılan onuçlar değerlendirilecekir. Bu bağlamda ilk olarak AS eğriinin eğimi, yapıal şokların varyanları ve yapıal şoklar araındaki kovaryanın Türkiye için ulaşılan değerleri Tablo 5 de verilmekedir. Tablo 5. AD-AS Modelinin Yapıal Paramerelerinin Tahmini MODEL 2 d 2 d Bai AD-AS 13.3 1.76 1.56 1.57 - - AS AD 13.3 1.76 - - 0.89 - AD AS 13.3 - - 1.57-0.99 Tablo 5 Türkiye de arz eğriinin eğiminin (α nın) 13.3 olduğunu, başka bir ifadeyle Türkiye nin oldukça yaay bir arz eğriine ahip olduğunu göermekedir. Yaık bir kıa dönem arz eğrii ie Blanchard-Quah(1989) yaklaşımının akine oplam alep şokunun çıkı üzerinde önemli ölçüde ekiye ahip olacağını ima emekedir. Niekim burada ulaşığımız α değerini 3.4 ve 3.5 e yerine koyduğumuzda, Türkiye de %1 lik bir arz şokunun çıkı üzerindeki anlık ekii 0.06, %1 lik bir alep şokunun ie çıkı üzerindeki anlık ekiinin 0.93 olduğu onucuna ulaşırız. Bu onuçlar Türkiye de oplam alep şokunun çıkı üzerindeki anlık ekiinin oplam arz şokunun anlık ekiinden daha büyük olduğunu göermekedir. Son dönemlerde yapılan benzer çalışmalar arz eğriinin eğiminin ülkeler araında büyük farklılıklar göerdiğini oraya koymakadır. Örneğin Souki(2008) ABD alep ve arz şoklarının Kanada ekonomii üzerindeki ekilerini incelendiği çalışmada, α yı ABD için 0.54 ve Kanada için 0.038 bulmuşur. Öe yandan Cover ve diğerleri(2006) ABD için α nın 1.55 olduğu onucuna ulaşmışır. Shibamoo ve Miyao(2008) Japonya için iki al dönemde farklı α değerlerine ulaşmışır: 1978-1991 döneminde α=2.64, 1992-2006 da α=3.35. Baher(2007) Bangladeş e α nın 0.13 olduğu onucuna ulaşmışır. Baher (2009) Endonezya da α yı 0.099, Malezya da 0.029, Filipinler de 0.26, Singapur da 1.38 ve Tayland a 0.27 olarak bulmuşur. 2 Bakınız: Samar(2003), Dibooğlu ve Kibriçioğlu(2004), Yilmaz(2010).

Türkiye'de Toplam Talep ve Arz Şoklarının Çıkı ve Enflayon Üzerindeki Ekileri, 1987-2009 91 Diğer arafan Tablo 5 de yer alan diğer yapıal paramereler bakığımızda, Türkiye de oplam alep 2 2 şokunun varyanının ( d ) 1.57 ve oplam arz şokunun varyanının ( ) 1.76 olduğu görülmekedir. Daha da önemlii şoklar araındaki kovaryan ( d ) 1.56 bulunmuşur. Ayrıca oplam alep ve arz şokları araındaki korelayon ( d d ) 0.93 ür. Bu onuç Türkiye de AD ve AS eğrilerinin birlike ve aynı yönde kayma eğiliminde olduğuna işare emekedir. Yakın arihlerde farklı ülkeler için yapılmış olan çalışmalarda, oplam alep ve arz şokları araında yükek korelayon olduğu yönündeki benzer bulguya ulaşılmışır. Örneğin Ender ve Hurn(2007) Avuuralya da oplam alep ve arz şokları araındaki korelayonun yaklaşık olarak 0.73 olduğunu, Shibamao ve Miyao(2008) Japonya da oplam alep ve arz şokları araındaki korelayonun 1990 onraı arığını ve yaklaşık olarak 0.82 olduğunu, Siklo ve Zhang(2010) Çin de oplam alep ve arz şokları araındaki korelayonun 0.45 olduğunu ve Souki(2008) ABD de oplam alep ve arz şokları araındaki korelayonun 0.70 ve Kanada da 0.68 olduğunu bulmuşlardır. Tablo 5 aynı zamanda Choleky ayrışırmaında kullanılan 2 gelenekel ıralama, AS şoku öncelikli ve AD şoku öncelikli, kullanılarak elde edilen modellere ilişkin paramereleri içermekedir. İlk ıralama, AS şoku öncelikli, ile ilgili en önemli paramere olan nun 0.89 olarak ahmin edildiği Tablo 5 de görülmekedir. Bu onuç Türkiye de %1 lik bir arz şokunun yalnızca AS eğriini %1 ağa kaydırmakla kalmayacağını aynı zamanda AD eğriini de %0.89 ağa kaydıracağını ima emekedir. Diğer arafan ikinci ıralama, AD şoku öncelikli, ile ilgili en önemli paramere olan γ nın 0.99 olarak ahmin edildiği görülmekedir. Benzer şekilde bu ahmin %1 lik alep şokunun hem oplam alep eğriini hem de oplam arz eğriini ağa kaydıracağını göermekedir. ve γ ahminleri oplam alep ve arz şokları araında güçlü bir korelayon olduğu yönündeki bulguyu deeklemekedir. Türkiye de Merkez Bankaı nın emel görevinin 2001 yılına kadar ekonomik kalkınmayı deeklemek ve 2001 yılı onraında fiya iikrarını ağlamak olduğu düşünüldüğünde, 1987-2001 dönemi için MB nın ekonomik kalkınmayı olumuz ekileyecek her ürlü arz ve alep şokuna epki göereceği ve 2001 onraında fiya iikrarını bozacak şoklara epki göereceği açıkır. Yakın ariheki para poliikaı uygulamaları Merkez Bankaı nın fiya iikrarını olumuz yönde ekileyecek şoklara naıl epki göerdiğini açıkça oraya koymakadır. Bu uygulamalar incelendiğinde; Merkez Bankaı nın 2003-2005 dönemindeki poziif arz şokuna ihiyalı faiz indirimiyle, 2006 nın ikinci çeyreğindeki güçlü alep ve olumuz arz şokuna güçlü paraal ıkılaşırmayla, 2008 in ikinci çeyreğindeki olumuz arz şokuna ölçülü faiz arırımıyla ve 2008 in on çeyreğindeki düşük alep şokuna faiz indirimiyle epki göerdiği görülmekedir 3. 3 Bakınız TCMB(2009)

92 Anadolu Üniveriei Soyal Bilimler Dergii Şekil 4. Çıkı v e Enflay onun Eki-Tepki Fonkiy onları ( AS AD ) Yapıal paramereleri değerlendirdiken onra arz şoku öncelikli modelden elde edilen ve Şekil 4 de göerilen eki-epki grafiklerini değerlendirebiliriz. Bu grafikler incelendiğinde oplam arz şokunun çıkı üzerinde ürekli bir ekiye ahip olduğu; ancak Blanchard-Quah(1989) yaklaşımı kullanılarak elde edilen eki-epki grafikleri ile karşılaşırıldığında oplam arz şokunun çıkı üzerindeki ekiinin daha düşük olduğu görülmekedir. Öe yandan oplam alep şokunun çıkı üzerinde Blanchard-Quah(1989) yaklaşımına göre daha büyük bir ekiye ahip olduğu; faka bu ekinin izleyen dönemlerde yok olduğu görülmekedir. Enflayonun eki-epki grafiği incelendiğinde ie arz şokunun enflayon üzerinde neredeye ekiinin olmadığı buna karşın alep şokunun enflayonu ilk dönemde arırdığı ve ekinin ilerleyen dönemlerde yok olduğu görülmekedir. Tablo 6. Alernaif Yaklaşım Kullanılarak Ulaşılan Vary an Ay rışırmaları ( AS AD ) ÇIKTI NIN VARYANS AYRITIRMASI ENLASYON UN VARYANS AYRITIRMASI DÖNEM TOPLAM ARZ TOPLAM TALEP DÖNEM TOPLAM ARZ TOPLAM TALEP 1 47.7 52.3 1 1.2 98.8 2 60.0 40.0 2 1.8 98.2 3 64.9 35.1 3 1.8 98.2 4 67.6 32.4 4 1.9 98.1 8 60.7 39.3 8 2.2 97.8 12 62.5 37.5 12 2.5 97.5 40 72.4 27.6 40 2.8 97.2 Arz şoku öncelikli model çerçeveinde çıkıdaki ve enflayondaki değişimin açıklanmaında hangi şokun önem kazandığını araşırmak için Tablo 6 da arz şoku öncelikli model için değişkenlerin varyan ayrışırmaı verilmişir. Bu ablo çıkıdaki değişimin yaklaşık %53 ünün ilk dönemde oplam alep şoku arafından açıklandığını ve akip eden dönemlerde bu oranın azalmakla birlike uzun dönemde yaklaşık %28 gibi çıkıdaki değişimin önemli bir kımının oplam alep şoku arafından açıklandığını göermekedir. Toplam arz şoku ie ilk dönemde çıkıdaki dalgalanmanın %47 ini açıklamaka ve bu

Türkiye'de Toplam Talep ve Arz Şoklarının Çıkı ve Enflayon Üzerindeki Ekileri, 1987-2009 93 oran izleyen dönemlerde armaka, uzun dönemde ie çıkıdaki dalgalanmanın yaklaşık %73 ü oplam arz şoku arafından açıklanmakadır. Enflayonun varyan ayrışırmaına bakığımızda ie oplam alep şokunun enflayondaki değişimin neredeye amamını açıklandığını, enflayonun öngörü haa varyanı içinde oplam arz şokunun çok küçük bir paya ahip olduğunu görmekeyiz. Dolayııyla arz şokunun öncelikli olduğu modele göre, Türkiye de çıkıdaki dalgalanmanın emel belirleyicii oplam arz şoku olmakla birlike oplam alep şoku da çıkıdaki dalgalanmanın önemli bir kımını açıklamaka; buna karşın enflayondaki değişimin hemen hemen amamı oplam alep şoku arafından açıklanmakadır. Talep şoku öncelikli, ikinci ıralama, modelden elde edilen eki-epki grafikleri Şekil 5 e göerilmekedir. Şekil 5 incelendiğinde, hem oplam arz şokunun hem de oplam alep şokunun çıkı üzerinde önemli ekiye ahip olduğu görülmekedir. Enflayon açıından bakığımızda, oplam arz şokunun enflayonu ilk dönemde azalığı ve oplam alep şokunun enflayonu ilk dönemde arırdığı bununla birlike her iki şokun ekiinin de ilerleyen dönemlerde kaybolduğu görülmekedir. Şekil 5. Çıkı v e Enflay onun Eki-Tepki Fonkiy onları ( AD AS ) Tablo 7 alep şoku öncelikli modelden elde edilen varyan ayrışırmalarını göermekedir. Söz konuu ablo incelendiğinde, kıa dönemde çıkıdaki dalgalanmanın emel belirleyiciinin oplam alep şoku olduğu, uzun dönemde ie oplam arz şoku olduğu görülmekedir. Diğer arafan enflayonun öngörü haa varyanına bakığımızda, enflayondaki değişimin ana kaynağının gerek kıa gereke de uzun dönemde oplam arz şoku olduğunu; buna karşın oplam alep şokunun da enflayonun öngörü haa varyanının küçük bir kımını açıkladığını görmekeyiz.

94 Anadolu Üniveriei Soyal Bilimler Dergii Tablo 7. Alernaif Yaklaşım Kullanılarak Ulaşılan Vary an Ay rışırmaları ( AD AS ) ÇIKTI NIN VARYANS AYRITIRMASI ENLASYON UN VARYANS AYRITIRMASI DÖNEM TOPLAM ARZ TOPLAM TALEP DÖNEM TOPLAM ARZ TOPLAM TALEP 1 0.4 99.6 1 99.0 1.0 2 49.6 50.4 2 99.2 0.8 3 48.4 51.6 3 97.8 2.2 4 48.9 51.1 4 97.7 2.3 8 60.5 39.5 8 96.7 3.3 12 60.1 39.9 12 96.4 3.6 40 60.6 39.4 40 96.3 3.7 Talep şoku öncelikli ve arz şoku öncelikli modelin onuçlarını birlike değerlendirdiğimizde, lieraürdeki benzer çalışmalardan oldukça farklı bir bulguya ulaşıldığını görmekeyiz. Her iki modelin onuçları genel kanının akine Türkiye de alep şoklarının çıkı üzerinde önemli bir ekiye ahip olduğunu göermekedir. Bu bağlamda Türkiye de poliika yapıcılar arafından uygulanacak alep yönlü poliikaların ekonominin canlanmaına önemli kakı ağlayacağını belirebiliriz. 5. SONUÇ Bu çalışmada Türkiye de oplam alep ve arz şoklarının çıkı ve enflayon üzerindeki ekileri AD-AS modeli çerçeveinde yapıal VAR yönemi kullanılarak analiz edilmişir. Toplam alep ve arz şoklarının ayır edilmeinde Blanchard-Quah(1989) yönemi ve Cover ve diğerleri(2006) arafından gelişirilen alernaif yönem kullanılmışır. Blanchard-Quah(1989) ayır edilme kııları kullanılarak ulaşılan değişkenlerin eki-epki grafikleri ve varyan ayrışırmaları Türkiye de çıkıdaki dalgalanmaların büyük bir kımının oplam arz şokları arafından açıklandığını, enflayondaki değişimin büyük bir kımının ie oplam alep şokları arafından açıklandığını göermekedir. Bu bulgular Türkiye nin oldukça dik bir kıa dönem arz eğriine ahip olduğunu ima emekedir. Lieraürde yapılan benzer çalışmalarda ulaşılan onuçlar bu çalışmanın Blanchard-Quah(1989) yaklaşımı kullanılarak ulaşılan onuçlarına benzerlik göermekedir. Bu çalışmalarda (Yılmaz(2010), Dibooğlu ve Kibriçioğlu(2004) ve Samar(2003)) Türkiye de alep şoklarının çıkı üzerinde önemli bir ekiye ahip olmadığı, arz şoklarının çıkı üzerinde bakın olduğu oraya konulmakadır. Bu çalışmaların diğer bir orak yönü Türkiye de yapıal şokların ilişkiiz olduğu varayımından yola çıkmalarıdır. Diğer arafan Cover ve diğerleri(2006) arafından gelişirilen alernaif ayır edilme kııları kullanılarak ahmin edilen yükek α değeri (α=13.3) Türkiye nin arz eğriinin oldukça yaık olduğuna işare emekedir. Bu onuç doğruluunda Türkiye de oplam alep şoklarının çıkı üzerinde önemli bir ekiye ahip olduğu ifade edilebilir. Niekim alernaif ayır edilme kııları kullanılarak ulaşılan eki epki grafikleri ve varyan ayrışırmaları da bu görüşü deeklemekedir. Bu analizler Türkiye de oplam arz şokunun çıkıdaki dalgalanmaların nipeen büyük bir kımını açıkladığını buna karşın oplam alep şokunun da çıkı üzerinde göz ardı edilemeyecek bir ekiye ahip olduğunu göermekedir. Türkiye ekonomiinde oplam alep şoklarının çıkı üzerindeki ekiinin enflayon üzerindeki ekiinden daha büyük olduğu yönündeki bulgu, çalışmada kullanılan her iki yönem için orakır. İki yöneme dayalı olarak yapılan eki epki analizleri ayrı ayrı incelendiğinde bu orak bulguya ulaşılmakadır. Türkiye ekonomiinin genel karakeriiklerinden biriinin yoğun dış kaynak girişi onucu değerli TL ve yükek ihala hacmi olduğu göz önünde bulundurulduğunda, bu onucun hiçe şaşırıcı olmadığı açıkır. Dolayııyla bu dirençli (robu) bulguya bağlı olarak Türkiye ekonomiinde alepeki arışların önemli bir bölümünün yükek ihalala karşılandığı ve TL nin genellikle değerli olmaının bu yükek ihala hacminin gerçekleşirilmeini olanaklı kıldığı ifade edilebilir.

Türkiye'de Toplam Talep ve Arz Şoklarının Çıkı ve Enflayon Üzerindeki Ekileri, 1987-2009 95 Alernaif ayır edilme kııları kullanılarak ulaşılan bir diğer önemli bulgu, Türkiye de oplam alep ve arz şokları araında yükek korelayon olduğu yönündedir. Önceki çalışmalarda Türkiye de arz ve alep şokları araındaki bu yükek korelayonun dikkae alınmadığı görülmekedir. Bu çalışma Türkiye de alep ve arz şokları araındaki yükek korelayonu ve bu yükek korelayon dikkae alındığında, alep şoklarının çıkı üzerindeki ekiinin olmadığı yönündeki genel kanının akine alep şoklarının çıkıyı önemli ölçüde ekilediğini oraya koymaıyla önemli bir kakı ağlamakadır. TCMB nin 2001 yılı onraı para poliikaının naıl şekillendiği üzerine yapığı değerlendirme bu çalışmanın oplam alep ve arz şoklarının ilişkili olduğu yönündeki bulguunu deekler nielikedir. Bu bağlamda Blanchard-Quah(1989) un oplam alep ve arz şoklarının ilişkiiz olduğu varayımı Türkiye ekonomii için gerçekçi bir varayım değildir. Bu yüzden alernaif ayır edilme kııları kullanılarak ulaşılan bulgular daha anlamlıdır. Bu bulgular ie içinde bulunduğumuz durgunluk döneminden çıkışa poliika yapıcılar arafından oplam alebi uyarıcı poliikaların uygulanmaının önemine işare emekedir. Dahaı Türkiye de oplam alep şoklarının çıkı üzerindeki ekiinin enflayon üzerindeki ekiinden daha büyük olduğu yönündeki dirençli bulgu göz önünde bulundurulduğunda, bu poliikaların enflayon üzerindeki olumuz ekilerinin çok fazla olmayacağı da açıkır. Çünkü oplam alep şoklarının çıkı üzerinde daha büyük ekiye ahip olduğu yönündeki bu dirençli bulgu alında Türkiye ekonomiinde alepeki arışın büyük bir bölümün ihalala karşılandığını ima emekedir. KAYNAKÇA Balcılar, M. ve Tuna, G. (2009). Source of Macroeconomic Flucuaion in a Volaile Small Open Economy. Turkih Sudy 10(4): 613-629. Bahar, Omar H M N. (2009). The Naure of Aggregae Demand and Supply Shock in ASEAN Counrie. MPRA Paper 19881, Univeriy Library of Munich, Germany. Bahar, Omar H M N, (2007). Idenifying aggregae demand and upply hock in Bangladeh. Singapore Economic Review Conference 2007. Bayoumi, T. ve Eichengreen, B. (1994). Moneary and exchange rae arrangemen for NAFTA, Journal of Developmen Economic 43(1): 125-165. Beveridge, S. ve Nelon, C. R. (1981). A new approach o decompoiion of economic ime erie ino permanen and raniory componen wih paricular aenion o meauremen of he buine cycle. Journal of Moneary Economic 7(2): 151-174. Blanchard, O. ve Quah, D. (1989). The Dynamic Effec of Aggregae Demand and Supply Diurbance. American Economic Review 79(4): 655-673. Cover, J.P., Ender,W. ve Hueng,C.J. (2006). Uing The Aggregae Demand Aggregae Supply Model o Idenifying Srucural Demand-Side and Supply- Side Shock: Reul Uing a Bivariae VAR. Journal of Money, Credi and Banking 38(3): 777-790. Dibooğlu, S. ve Kibriçioğlu A. (2004). Inflaion, oupu growh, and abilizaion in Turkey, 1980 2002. Journal of Economic and Buine 56(1): 43-61.

96 Anadolu Üniveriei Soyal Bilimler Dergii Dolado, Juan J. ve Jimeno, Juan F. (1997). The caue of Spanih unemploymen: A rucural VAR approach. European Economic Review 41(7): 1281-1307. Ender, W.(2009). Applied Economeric Time Serie. John Wiley & Son, Third Ediion, New York. Ender W. ve Hurn, S. (2007). Idenifying Aggregae Demand and Supply Shock in a Small Open Economy. Oxford Economic Paper 59(3): 411-429. Ender, W. ve B. Lee (1997). Accouning for Real and Nominal Exchange Rae Movemen in he Po-Breon Wood Period. Journal of Inernaional Money and Finance 16(2): 233-254. Luca, Rober E. (1972). Economeric Teing of he Naural Rae Hypohei in O. Eckein ed, The Economeric of Price Deerminaion. Wahingon: Board of Governor, Federal Reerve Syem: 50-59. Mio, H.(2002). Idenifying Aggregae Demand and Aggregae Supply Componen of Inflaion Rae: A Srucural Vecor Auoregreion Analyi for Japan. Moneary and Economic Sudie20 (1): 33-56. Naon, J.M. ve Cogey, T. (1994). Teing he Implicaion of Long-Run Neuraliy for Moneary Buine Cycle Model, Journal of Applied Economeric 9: 37-70. Quah, D. ve Vahey, S.P. (1995). Meauring Core Inflaion. The Economic Journal 105: 1130-44. Samar, A. (2003). Opimal Para Alanı Çerçeveinde Türkiye Analizi. Uzmanlık Tezi, TCMB. Shibamoo, M. ve Miyao, R. (2008). Underanding Oupu and Price Dynamic in Japan: Why Have Japan' Price Movemen Been Relaively Sable Since he 1990?. Reearch Iniue for Economic & Buine Adminiraion, Dicuion Paper, No:219. Siklo, Pierre L. ve Zhang, Y. (2010). Idenifying The Shock Driving Inflaion in China. Pacific Economic Review 15(2): 204-223. Sim, Chriopher A. ve Zha, T. (1999). Error Band for Impule Repone. Economerica 67(5): 1113-1156. Souki, K. (2008). Aeing he effec of U.S. hock on he Canadian economy uing alernaive idenificaion mehod. Norh American Journal of Economic and Finance 19: 193-213. TCMB (2009). Krizi Yönemede Merkez Bankaının Rolü ve Ekinliği. hp://www.cmb.gov.r/yeni/ ileiimgm/baci_ikia.pdf (Erişim arihi 14 Mar 2010). Yilmaz, E. (2010). Inflaion and oupu in he long and hor run in Turkey, Empirica 37(3): 253-269.