FİNANSAL FAKTÖRLERİN REEL PARA TALEBİ ÜZERİNDEKİ ROLÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ The Roles of Financial Facors on he Real Money Demand: Turkey Case Musafa SEVÜKTEKİN * Mehme NARGELEÇEKENLER * BAÜ 8() 45 ÖZ Araşırmanın Temeli: Değişen finansal koşullarda para alebi fonksiyonunun harekei önemlidir. Para alebi üzerine yapılan çalışmalar para alebi belirleyicilerinin; reel gelir, faiz ve son zamanlarda hisse senedi fiyaları olduğunu gösermekedir. Bu finansal fakörlerin para alebi üzerindeki ekileri yaırımcıların karar verme davranışlarını belirleyecekir. Araşırmanın Amacı: Bu çalışma Türkiye deki finansal fakörlerin M ve M para alebinin davranışları üzerinde olan ekilerini analiz emekedir. Bu amaçla çalışmada, 988:0-006:09 dönemi için çok değişenli koinegrasyon yaklaşımı kullanılarak M ve M para alebi fonksiyonları; reel gelir, faiz oranı, döviz kuru ve reel hisse senedi fiyaı ile ahmin edilmekedir. Tarışma ve Sonuç: Bulunan sonuçlar M ve M para aleplerinin uzun dönem ilişkilerini ve hem M hem de M nin dinamik yapılarındaki kararlılığı sergilemekedir. Ayrıca M üzerinde reel gelir, faiz ve reel hisse senedinin daha ekili olduğu bulunurken, M üzerinde döviz kurunun daha ekili olduğu bulunmakadır. Döviz kuru para alebi üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğu için bu durum Türkiyede dövizin geleceke aracağı düşüncesinin hakim olduğunun gösergesidir. Reel hisse senedi, para alebi (hem M hemde M de) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Bu yüzden, para alebi davranışında reel hisse senedinin anlamlı ekisi Türkiye de para alebinin serve (refah) ekisi yaraığını gösermekedir. Anahar Sözcükler: Para alebi, birim kök, koinegrasyon, haa düzelme modeli, CUSUM ve CUSUMKARE kararlılık esi. ABSTRACT Fundamenal of Sudy: The acion of a money demand funcion is imporan in a changing financial condiion. The sudies abou money demand show ha he deerminans of demand money are real income, ineres rae, and laerly sock prices. The affec of hese financial facors on money demand will deermine decide behavior of invesors. Goal of Sudy: This sudy analyses he roles of financial facors on he behavior of M and M demands in Turkey. For his purpose in he sudy using he mulivariae coinegraion approach for he 988:0 006:09 period, M and M money demand funcions is esimaed by using real income, ineres rae, exchange rae, and real sock prices. Discussion and Resul: Our resuls exhibi ha he long-run M and M money demands and srucural sabiliy in he dynamic specificaion of boh M and M demand. In addiion, we found ha while exchange rae he more effec on M, real income, ineres rae and real sock price he more effec on M. The exchange rae have a significan and posiive effec on money demand, i is indicae ha hinking of rising exchange rae in he fuure is dominae in Turkey. Real sock prices have a significan and posiive effec on long-run money demand (in boh M and M). Therefore, we show he significance of real sock prices in influencing he demand behavior, indicaing he dominance of he wealh effecs in Turkey. Üniversiesi Sosyal Keywords: Money demand, uni roo, conegraion, error correcion model, CUSUM and Bilimler Ensiüsü CUSUMQS sabiliy es. Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 * Prof. Dr., Uludağ Üniversiesi İ.İ.B.F. * Arş. Gör., Uludağ Üniversiesi İ.İ.B.F.
. GİRİŞ Değişen finansal yapı içerisinde para alebi fonksiyonun davranışları son zamanlarda dikka çeken bir konudur. Para alebi üzerine yapılan çalışmalarda para alebin belirleyicilerinin; reel gelir, faiz ve son yıllarda da hisse senedi fiyaları olduğu görülmekedir. Faiz ve geliri para alebinin bir fonksiyonu olarak alan bir çok çalışma uzun yıllardır olmasına karşın Friedman (988) e kadar hisse senedini para alebi fonksiyonuna alan bir çalışma söz konusu değildir. Bu çalışmanın amacı finansal fakörler ve uzun dönem para alebi arasındaki ilişkiyi incelemekir. Para alebi çalışmalarında reel gelir, faiz ve hisse senedi fiyaları bağımsız değişken olarak alındığında uzun dönem para alebi fonksiyonun kurulabildiği göserilmekedir. Burada ise ilave olarak para alebi denklemine (hem M hem de M de) döviz kuru eklenerek bulunan sonuçlar değerlendirilmekedir. Döviz kurunun para alebi denklemine dâhil edilmesi Mundell (963) e dayanmakadır. Ampirik çalışmalarda kullanılması ise Arango ve Nadiri (98); Bahmani-Oskooee ve Pourheydarian (990); Chowdhury (997); Andrescu, Mohammadi ve Payne (004) ve Akinlo (006) gibi bir çok ülke üzerine yapılan çalışmalar ile yaygınlaşmakadır. Daha önce yapılmış olan birçok çalışma gibi, çalışmamızda da finansal fakörlerin (reel gelir, faiz, hisse senedi ve döviz kuru) para alebi üzerindeki ekileri koinegrasyon ve haa düzelme modeli çerçevesinde ele alınacakır. Daha sonra uzun dönem para alebi denklemi kullanılarak değişen finansal yapı içerisinde para alebi fonksiyonunun elasikiyei ve bu çerçevede para alebinin yapısal kararlılığı ele alınmakadır. Çalışmanın yapısı aşağıdaki şekildedir: İkinci bölümde son yıllarda para alebi üzerine yapılan çalışmalara ilişkin kısa bir gözden geçirme için eorik alyapı sunulmakadır. Üçüncü bölümde model ve ahmin sürecini anımak için ekonomerik çerçeve ve model üzerinde durulacakır. Daha sonra dördüncü bölümde çalışmada kullanılan veriler ve ahmin sonuçlarını göseren ampirik bulgular değerlendirildiken sonra, çalışmanın son kısmı olan beşinci bölümde sonuçlar oraya konulmakadır.. TEORİK ALTYAPI Ampirik olarak Cagan ve Schwarz (975), Hafer ve Hein (984) ve Moghaddam (997) yapıkları çalışmada finansal harekein hızlı olduğu durumda faiz ve para alebi elasikiyeini oldukça düşük bulmuşlardır. Yani faizin para alebi üzerine olan ekilerini oraya koyan çalışmalara göre finansal piyasaların reel para alebi üzerine olan ekinliğini göseren faiz-alep elasikiyei düşükür (Ibrahim, 00). Friedman (988) e göre hisse senelerinin para alebi üzerindeki ekilerinin poziif veya negaif olabilir. Eğer eki poziif ise serve ekisine negaif ise ikame ekisine neden olmakadır (Friedman: 988). Negaif ikame ekisi para umanın fırsa maliyei kavramından gelir. Ayrıca Friedman poziif ekinin negaif ekiye oranla daha sık oraya çıkığını vurgulamakadır. Thronon (998) de yine ikame ekisine nazaran serve ekisinin daha baskın olması, hisse senelerinin fiyaları yükseldiğinde para umanın aracağını göserir. Bu durumda gerekiği dönemde hisse senedi fiyalarının yükselilmesiyle, gelir ve enflasyon gibi para poliikası hedeflerine daha kolay ulaşılması sağlanabilir. Ancak ikame ekisinde daha sıkı para poliikalarına ihiyaç olacakır. Furey (993) döviz kurunu modele kaarak yapığı analizde, dövizin para alebi üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğunu bulmuşur. Choudhry (996) çalışmalarında Kanada ve ABD için, Thornon (998) ise Almanya için hisse seneleri ile M ve M reel para alebi arasındaki ilişkiyi koinegrasyon ve haa düzelme yaklaşımı ile analiz emişlerdir. Her iki çalışmada bu ülkeler için Finansal Fakörlerin Reel Para 46
BAÜ 8() 47 Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 para alebinin davranışında reel hisse senedinin poziif ve anlamlı bir rolü olduğunu belirlemişlerdir. Marashdeh (997) de uzun dönem para alebi (M) fonksiyonuna; gelir, fiyalar, 6 aylık oralama mevdua oranı ve icari ağırlıklı döviz kurunu bağımsız değişken olarak almışır ve para alebinin kararlı olduğunu belirlemişir. Tan (997) de para alebi fonksiyonunu (M0, M, M ve M3) ahmin emişir. Modelde kullandığı değişkenler; gayri safi yur içi hasıla, paranın geiri oranı, farklı akiflerin geiri oranları ve döviz kurudur. Faka ahmin eiği dinamik model sonucunda para alebinin kararsız olduğunu oraya koymuşur (Ibrahim, 00). Ibrahim (998) de M ve M para alebinin uzun dönem varlığını araşırmışır. Ancak kullandığı bağımsız değişkeler ile M arasında uzun dönemli bir ilişki bulamamışır. M ile bağımsız değişkenler arasında bulduğu uzun dönem ilişki sonucunda ise M para alebinin kararsız olduğunu belirlemişir. Ibrahim (00) de Malezya için finansal yeniliklerin oluşuğu dönemlerde M ve M para alebi elasikiyelerinin değişimini analiz emişir. Bulduğu sonuca göre, M kararsız olmasına karşın hem M hem de M için uzun dönem ilişkinin söz konusu olduğudur. Hamuri ve Hamuri (999) çalışmalarında Almanya için para alebinin kararlılığını analiz emişlerdir. M, M ve M3 reel para alebi ile reel gayri safi yur içi hasıla, üç aylık gecelik faiz oranı arasında kararlı bir ilişki olduğunu belirlemişlerdir. Karfakis ve Opoulos (000) ile Yunanisan daki dar anlamda para alebi (M) için uzun dönem kararlılığı ele almışlardır. Reel para alebinin belirleyicileri olan reel gelir ve faiz arasında uzun dönemli ilişkisinin varlığını koinegrasyon yaklaşımı ile oraya koymuşlardır. Siddiki (000) çalışmasıyla Bangladeş için reel para alebinin kararlı bir uzun dönem ilişkisi sergilediğini oraya koymuşur. Para alebinin belirleyicileri olarak; gelir, faiz, döviz kurunu kullanmışır. Gelir ve faizin uzun dönem kasayılarını poziif bulurken, dövizin işareini negaif bulmuşur. Buldukları bu sonucu, finansal korunma (parasal birikimi arırmak) için dış döviz piyasasındaki çarpıklığın azalılmasına bağlamışır. Ayrıca Siddiki (000) çalışmasında Bangladeş para alebinin finansal ya da döviz kuru poliikalarındaki değişime rağmen kararlı olduğunu oraya koymuşur. Bahmani-Oskooee, Marin ve Niroomand (998) çalışmalarında İspanya için döviz kurunun M ve M para alebi üzerindeki duyarlılığını incelemişlerdir. Gelir ve kısa dönem faiz oranları bağımsız değişkenlerine döviz kuru da eklendiğinde M modeli iyileşirken M i ekilememişir. Ancak hem M hem de M belirleyicileriyle koinegre ilişki içindedir. Aynı zamanda döviz kuru M denkleminde kullanıldığında para alebinin kararlı olduğunu belirlemişlerdir. Bahmani-Oskooee ve Bohl (000) de M, M ve M3 para aleplerini kullanarak Almanya için para alebinin kararlılığını CUSUM ve CUSUMQS esleri incelemişir. Sonuçları Doğu ve Baı Almanya birleşiken sonra Almanya yı bir büün olarak almış ve M, M ve M3 para aleplerinin kararsız olduğunu oraya koymuşur. Bahmani-Oskooee ve Techaraanachai (00) çalışmalarının sonucu Tayland da, gelir ve faizin yanında döviz kuru varken de yokken de M para alebinin kararlı olduğudur. Bahmani-Oskooee (00) de Japonya için para alebi fonksiyonunu ahmin emişir. Sonuça M ile gelir ve faiz arasında uzun dönemli bir ilişki olduğu ve para alebinin kararlı olduğu bulunmuşur. Bahmani-Oskooee (00) çalışmasıyla Kore de M para alebi ile gelir, faiz ve döviz kuru arasında koinegre bir ilişki olmasına karşın, para alebinin kararsız olduğunu oraya koymakadır. Bahmani-Oskooee ve Ng (00) çalışmalarında, ooregresif dağıılmış gecikmeler (ARDL) yaklaşımını kullanarak Hong Kong için uzun
dönemli para alebi fonksiyonunu ahmin emişlerdir. Çalışmada gelir, faiz ve döviz değişkenlerini para alebi için belirleyici olarak kullanmışlar ve para alebinin bu belirleyiciler ile hem koinegre hem de kararlı olduğunu bulmuşlardır. Bahmani-Oskooee ve Chomsisengphe (00) de koinegrasyonun kararlılığı ima emediğini gelişmiş OECD ülkesi için ora koymakadır. Buldukları sonuçlara göre üm ülkelerin para alebi fonksionları uzun dönem ilişki sergilerken, iki ülke dışındaki ülkelerin para alebi fonksiyonlarının kararlı bulunmuşur. Bahmani- Oskooee ve Rehman (005) e Asya daki bazı gelişmeke olan ekonomiler için para alebinin kararlılığını analiz emişlerdir. CUSUM ve CUSUMQS esini koinegrasyon analizine dahil ederek yapıkları çalışmada, M ya da M nin gelir ve döviz kuru belirleyicileriyle koinegre olmalarına rağmen, ahmin edilen paramererin kararlı olmadıklarıdır. Bahmani-Oskooee ve Economidou (005) çalışmalarında Yunanisan için M ve M reel para aleplerinin kararlılığını analiz emişleridir. Buna göre M ve M para alepleri ile gelir ve faiz koinegre olmalarına karşın M kararlı değildir, M ise kararlıdır. Berumen ve Taşçı (00) de para-gelir ilişkisinin kararlılığını yedi OECD ülkesi için VAR modeliyle analiz emişlerdir. 980 öncesi ve sonra olmak üzere iki al örnekleme ayırdıkları çalışmalarında fiya, döviz kuru ve likidie gibi bazı açıklanması gereken nokalar olmasına karşın, VAR modeli sonucunda her ülke için paralel sonuçlar belirlemişlerdir. Civcir (003) e para alebi ile faiz, enflasyon ve beklenen döviz kuru arasındaki ilişkiyi ve bu ilişkinin değişmezliğini ampirik olarak ele almışır. Civcir (003) çalışmasında Türkiye de döviz kurunun para alebi fonksiyonunda anlamlı bir ekiye sahip olduklarını belirlemişir. Buna karşın enflasyon ve gelir ekisinin kısa dönemde uzun dönemden daha küçük olduğunu oraya koymuşur. Ayrıca 987:0-999: dönemi için ahmin eiği para alebi fonksiyonun finansal krizler ve reformlara karşın yinede kararlı olduğunu bulmuşur. Hafer ve Kuan (003) çalışmalarında Filipinler de finansal yeniliklerin para alebi ile gelir ve faiz arasındaki uzun dönem ilişkisini bozup bozmadığını araşırmışlardır. Sonuça finansal yeniliğin M üzerinde ekili iken M3 üzerinde ekili olmadığını buluşlardır. Baharumshah (004) de Malezya için reel M ile faiz oranı, gelir ve hisse senelerinin koinegre olduğunu gösermişir. Buna göre hisse seneleri fiyaı negaif ve anlamlı olduğu için ikame ekisi göserdiğini bulmuşur. Ayrıca uyguladığı nedensellik esleri sonucunda M ve hisse seneleri arasında en azından dolaylı bir ilişki olduğunu belirlemişir. Andrescu vd. (004) çalışmalarında Romanya için hem dar hem de geniş anlamda para alebi fonksiyonunu ahmin emişlerdir. Buldukları sonuçlara göre reel para alebinin reel gelir, faiz ve döviz kuruna duyarlıdır. Ayrıca reel gelirin birim gelir elasikiye eorisini desekledikleri çalışmalarında fırsa maliyelerini göseren dövizin poziif, faizin ise negaif olarak doğru işareli buldukları oraya konulmakadır. Onafovora ve Owoye (005) çalışmalarında para alebinin kararlılığını beş Doğu Asya ülkesi (Endonezya, Malezya, Filipinler, Singapur ve Tayland) için es emişlerdir. Çalışmada para alebi ile reel gelir, yerel faiz, döviz kuru ile düzelilmiş yabancı faiz (Amerikan) oranı ve döviz kurundaki beklenen düşüş arasında koinegre bir yapı olduğunu belirlemişlerdir. Sonuçlar Amerikan hazine bonosunun ve Amerikan Dolarının Doğu Asya ülkelerinde para alebi için önemli rol oynadığı yönündedir. Ayrıca bu ülkeler için Asya krizinin para alebi üzerinde negaif eki yaraığı bulunmuşur. Çalışmada alınan dönemde para alebinin kararlılığı üç ülke için sağlanırken diğer iki ülke için sağlanamamışır. Finansal Fakörlerin Reel Para 48
BAÜ 8() 49 Akinlo (006) da ARDL yaklaşımını CUSUM ve CUSUMQS ile birleşirerek Nijerya için M para alebinin kararlı olduğunu belirlemişir. Çalışmasının sonuçları M nin gelir faiz ve döviz kuru ile koinegre olduğunu gösermişir. Gelir elasikiyeini poziif ve birime yakın bulurken, faiz elasikiyeini negaif ve döviz kurunun işareini poziif ahmin emişir. Pelipas (006) çalışması ile Belarus daki para alebi ve enflasyonu koinegrasyon yaklaşımı ile analiz emişir. Nominal para alebi (M) ile enflasyon, sanayi üreim indeksi, nominal döviz kuru arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını oraya koymuşlardır. Benzer biçimde reel para alebi için de uzun dönemli ilişkinin var olduğu enflasyon değişkeni model dışında bırakılarak belirlenmişir. 3. EKONOMETRİK ÇERÇEVE VE MODEL Çalışmada öncelikle her bir zaman serisi için durağanlık analizleri yapılarak serilerin inegrasyon merebeleri belirlenmekedir. Bu amaçla bir lieraürde bir çok birim kök esi gelişirilmişir (Sevükekin ve Nargeleçekenler, 005). Bu eslerden en çok kabul gören ilk es Dickey-Fuller (979, 98) esidir. Dickey ve Fuller (979, 98) birim kök esleri haa eriminin bağımsız ve özdeş dağıldığını ε ~ iid(0, σ ε ) varsaymakadır. Faka gerçeke çoğu zaman bu durum geçerli olmadığından, eğer haa erimindeki serisel korelasyon sıfırdan farklı ise bu serisel korelasyonu oradan kaldırmak için bağımlı değişkenin gecikmeli değerleri modele eklenir. Bu durumda bu yeni ese de Arırılmış Dickey-Fuller (Augmened Dickey Fuller, ADF) birim kök esi denir. ADF esinin en genel model kalıbı aşağıdaki gibi sunulabilir: k y = µ + β + δy + α j y j + ε j= () Burada ε iid(0, σ ε ) veya emiz-dizi olduğu varsayılan haa erimidir. Modele eklenmesi gereken gecikme sayısı ise Ng ve Perron (995) arafından öne sürülen Akaike bilgi krieri, (AIC) ve Schwarz bilgi krieri (SIC) gibi yaklaşımlar kullanılmakadır. Said ve Dickey (984) ise gecikme sayısı ile örneklem hacmi arasında deerminisik bir ilişki olduğunu bulmuşlardır. İkinci olarak üzerinde durulacak alernaif birim kök esi haa eriminin emiz-dizi olmadığını ileri sürmekedir. Phillips ve Perron (988) çalışmalarında Dickey-Fuller eslerine bir düzelme fakörü eklemişlerdir. Zα = T(ˆ φ ) CF () Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Burada CF düzelme fakörüdür ve aşağıdaki gibi hesaplanmakadır: CF 0.5(sTl = T = (y (3) y s ε ) ) Burada esi aşağıdaki esi emel alır: / T s ε uzun dönem varyansıdır. Dolayısıyla Phillips ve Perron (988)
Z T / (stl sε) τ = y / = T Tl y = (ˆ φ ) (/) stl s T Andrews (99) çalışmasında l ile göserilen gecikme parameresinin / 3 uarlılığı için l iken l = o(t ) olması gerekiğini varsaymakadır. Ancak Phillips-Perron esinin de zayıf yönü olarak haa eriminde örneklem çarpıklığı görülmesidir. Schwer (989) eğer örneklem çarpıklığı düzelilirse Phillips-Perron esinin ADF esine göre daha güçlü olduğunu gösermekedir. Şu ana kadar üzerinde durulan birim kök eslerinde boş hipoez birim kökün varlığını ileri sürerken alernaif hipoez durağanlığı gösermekedir. Kwiakowski, Phillips, Schmid ve Shin (KPSS) (99) çalışmalarında ise birim kök hipoezinin farklılaşırarak birim kök esinin gücünün arığını ileri sürmüşleridir. Temelde KPSS esinin amacı yine serileri rendden arındırarak birim kök esi gerçekleşirmekir. KPSS esi için ahmin edilen modeller aşağıdaki gibidir: y = β + + ε (5) w w = w + u (6) Burada, w model için rassal yürüyüş süreci, deerminisik rend, durağan haalar ve u ise iid(0, σ ε ) dur. KPSS esinin ilk aşaması y serisinin kesme ve rend üzerine regresyonundan elde edilen haaları hesaplamakır. T S = =,,3,...,T için (7) e = ve daha sonra LM esi aşağıdaki gibi hesaplanır: T l LM = S / s ( ) (8) Burada, = s T = l ( l ) = T e + T w(s, l) e e olarak anımlanır. s= T = s+ s ( l) nin uarlı bir ahminini l giderken T için l = o( T / ) oranıyla hesaplanmak mümkündür. Daha sonra değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkisi araşırılmakadır. Johansen (988, 99) maksimum olabilirlik ekniği ekonomik zaman serileri arasındaki uzun dönem ilişkileri oraya koymaka sıkça kullanılmakadır. Bu yaklaşım m-boyulu Vekör ooregresyon (VAR) modelinin uygun bir haa düzelme modeli olarak yazılmasına imkân vermekedir: X = Γ 0 k i= i k s + Γ X + ΠX + ε (9) Burada Γ 0 vekörü verilerdeki olması mümkün olan deerminisik yığılmayı gösermekedir. ε m-boyulu ve Λ kovaryans marisiyle özdeş bağımsız normal dağılmakadır, ε ~N(0, Λ ) (Weliwia ve Ekanayake, 998; Vamvoukas, 998). Π marisi değişkenler arasındaki uzun dönem bilgiyi içermekedir (Baharumshah, 004). Π marisinin rankı 0 < rank( Π) = r < m olduğunda değişkenler arasında bir (4) ε Finansal Fakörlerin Reel Para 50
BAÜ 8() 5 Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 uzun dönem ilişkisinden bahsedilebilir (Thornon, 998). VAR modelindeki gecikme uzunluğunun (k) belirlenmesi için AIC ve SIC bilgi krierleri kullanılabilir (Bahmani-Oskooee ve Techaraanachi, 00). Bu krierlerin yanında özellikle pake programlar arafından sunulan; Olabilirlik oranı esi (LR), Nihai öngörü haası (Final Predicion Error, FPR) ve Hannan-Quinn bilgi krieri (HQ) de yer almakadır. Çalışmada para alebin fonksiyonun uzun dönem ilişkisi koinegrasyon ve haa düzelme modeli çerçevesinde ele alınmakadır. Bu nedenle açık ekonomiler için para alebini göseren fonksiyona reel hisse senedi bir değişken olarak alınarak, model yeniden aşağıdaki gibi düzenlenmekedir: M α + βy + φr + θe + γs + u = (0) Burada M reel para alebi, Y reel gelir, R faiz oranı, E döviz kuru ve S reel hisse senedidir. u ise haa (arık) erimini gösermekedir. Gelir ve faiz fırsa maliyeleri değişkenleridir. Döviz kuru normalde açık ekonomilerde veya para alebinin uluslararası belirleyici olarak modele eklenir. Yani döviz kurunu modele eklenmesi yerli ve yabancı para rasındaki değişimi yakalar. Faka döviz kurunun yerel para alebi üzerindeki ekisi poziif veya negaif olabilir. Eğer kurun düşmesi oplumda yeni düşüşlere neden olacağı düşüncesini doğuruyursa, ozaman döviz kuru para alebinde negaif bir ekiye yol açacakır. Tersi durumda, eğer kurda yükseliş bekleniyorsa, bu durumda da döviz kuru para alebi üzerinde poziif ekiye sahip olacakır (Ibrahim, 00). Reel hisse senelerinin para alebi üzerindeki ekilerinin poziif veya negaif olabileceğini gösermekedir. Eğer eki poziif ise serve ekisine negaif ise ikame ekisine neden olmakadır (Friedman: 988). Denklem (0) Engle and Granger (987) çerçevesinde koinegrasyon kavramıyla uyuşan para alebinin uzun dönem formudur. Uzun dönem para alebi fonksiyonunun varlığı modelde yer alan değişkenler bireysel olarak durağan-dışı olsalar da keyfi olarak hareke emeyeceğini ima eder. Yani uzun dönem dengesinde oluşacak herhangi bir sapma düzelilecekir. Bu nedenle denklem (0) koinegre edici vekör olarak bilinmekedir. 4. VERİ VE AMPİRİK BULGULAR Finansal fakörlerin M ve M üzerine ekileri analiz edilirken kullanılacak veri gurubu 988:0-006:09 aralığını kapsamakadır. Çalışmada kullanılan zaman serilerinin faiz ve enflasyon serisi dışındaki seriler Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden (EVDS) elde edilmişir. Faiz ve enflasyon serileri ise Hazine Müseşarlığının web siesinden alınmışır. Reel para alebi serilerini (M ve M) bulmak için nominal M ve M serileri enflasyon oranı (TUFE) ile deflee edildiken sonra logarimaları alınmışır. Reel gelir (Y) değişkenini bulmak için reel sanayi üreim serisinin logariması alınmışır. Burada reel sanayi üreim serisi, nominal sanayi üreim serisinin enflasyon oranıyla deflee edilmesi sonucunda bulunmuşur. Faiz (R) serisini elde emek için hazine iskonolu ihaleleri yıllık bileşik faiz oranlarının logariması alınmışır. Döviz kuru (E) serisi, dolar kuru saış fiyaının logariması alınarak elde edilmişir. Son olarak reel hisse senedini (S) elde emek için ise IMKB Ulusal 00 endeksi kapanış fiyaı gayri safi milli hasıla deflaörüne oranlandıkan sonra logariması alınmışır. Dolayısıyla çalışmada kullanılan üm serilerin logarimalarının alınması hem büyüme oranlarıyla ile çalışma imkanı verecek hem de kurulacak regresyon modelindeki epki kasayıları kullanılarak her bir değişkenin elasikiyeini yorumlanabilecekir. Değişken anımları yapılırken; Abdullah 998; Andrescu vd. 004; Baharumshah 004; Friedman 988; Ibrahim 00; Onafowora ve Owoye 005; Siddiki 000 ve Pelipas, 006 dan yararlanılmışır.
Son dönemde yapılan çalışmalar, bir çok ekonomik zaman serisinin sokasik rende sahip (durağan-dışı) olduğunu göserdiğinden finansal fakörlerin M ve M üzerineki ekileri analiz edilmeden önce, çalışmada kullanılan serilerin durağanlığının araşırılması gerekmekedir. Yani serilerin inegrasyon merebeleri belirlenmelidir. Tablo serilere uygulanan birim kök esleri sonuçlarını gösermekedir. Tablo. Zaman Serilerine İlişkin Birim Kök Tesleri Sonuçları BİRİM KÖK TESTLERİ d ADF Tesi Phillips-Perron Tesi KPSS Tesi M -.9404 -.564 0.940 a M -.704 -.679 0.464 a Y 0.7896.0770 - R -0.8740 -.038 0.3376 a E -.3073 -.4.4744 a S -.467 -.557 0.575 b M -3.8999 b -.6958 a 0.0687 M -4.60 a -0.6775 a 0.0840 Y -8.0737 a -.8930 a - R -6.454 a -.9583 a 0.044 E -8.4657 a -9.040 a 0.5995 b S -4.995 a -.895 a 0.0409 a 0.0 düzeyinde anlamlıdır. 0.05 düzeyinde anlamlıdır. 0.0 düzeyinde anlamlıdır. d ADF ve Phillips-Perron birim kök eslerinin hipoezleri aynı iken, KPSS esinin hipoezleri ers kurulur. Ayrıca KPSS esini uygulayabilmek için serinin yapısına uygun modelin en azından kesmeli olması gerekmekedir. Finansal Fakörlerin Reel Para 5 Arırılmış Dickey-Fuller (ADF) birim kök esi uygulanırken ahmin edilen modele dahil edilen gecikme sayısı Akaike bilgi krieri (AIC) ve Lagrange çarpanları (LM) esi bir arada değerlendirilerek belirlenmişir. M para alebi serisi için uygun modelin kesmeli ve rendli model olduğu ve bağımlı değişkenin 7 gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı espi edilmişir. M para alebi serisi için ahmin edilen uygun model kalıbı kesmeli ve rendli model olarak bulunmuşur ve bağımlı değişkenin gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı espi edilmişir. Y serisi için belirlenen uygun model kalıbı kesmesiz ve rendsiz modeldir ve arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkması için bağımlı değişkenin gecikmeli değeri modele eklenmişir. R serisi için kesmeli ve rendli modelin uygun olduğu belirlendiken sonra birim kök esleri uygulanmışır. Buna göre R serisi için bağımlı değişkenin 5 gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı görülmüşür. E serisi için uygun model kalıbı kesmeli ancak rendsiz model olarak bulunmuşur ve bağımlı değişkenin gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı espi edilmişir. S serisi için kesmeli ancak rendsiz modelin uygun olduğu ve bağımlı değişkenin 9 gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı görülmekedir. Tüm zaman serisi için de Phillips-Perron birim kök esinin gecikme uzunluğu / 3 l =o(t ) 6, KPSS esinde gecikme uzunluğu ise l =o(t ) 5 olarak hesaplanmışır. Çalışmada kullanılan üm zaman serisine uygulanan birim kök esleri sonucunda üm serilerin düzeylerinin durağan olmadığı, buna karşın serilerin birinci farkı alındığında durağanlaşığı görülmekedir. Yani her dör zaman /
BAÜ 8() 53 serisinin de I() olduğu söylenebilir. Dolayısıyla M ve M para alebini ekileyen finansal fakörlerin sahip olduğu yapıyı oraya koyabilmek için koinegrasyon eslerine başvurulması gerekmekedir. Diğer bir ifadeyle bu seriler I() iken, doğrusal kombinasyonundan elde edilecek yeni serinin (arıkların) durağan, I(0) olması gerekmekedir. Ancak koinegrasyon esi gerçekleşirilmeden önce kullanılacak VAR modelinin gecikmesinin belirlenmesi oldukça önemlidir. Çünkü keyfi olarak seçilen gecikme uzunluğu ekin olmayan veya sapmalı paramerelerin ahmin edilmesine neden olacakır. Eğer gecikme uzunluğu çok büyük alınırsa, ilgisiz değişkenin modele eklenmesinden öürü ahmin edilen kasayılar ekin olmayacakır. Öe yandan eğer gecikme uzunluğu çok küçük alınırsa da, regresyondan ilgili değişkenin dışlanması yüzünden ahmin edilen kasayılar sapmalı olacaklardır (Ibrahim, 00). Dolayısıyla VAR modeli için uygun gecikmenin belirli krierlere göre belirlenmelidir. Çalışmada uygun gecikme uzunluğu Olabilirlik oranı esine (Likelihood Raio, LR) göre bulunmuşur. Buna göre M ve M için uygun gecikmeli model VAR() olarak alınmışır. Tablo, her iki para alebi modeli için koinegrasyon esi sonuçlarını gösermekedir. Tablo de koinegrasyon ve koinegre edici vekör sayısı için λ maks ve λ iz eslerinin sonuçları verilmekedir. Burada λ maks ve λ iz esleri için kriik değerler Oserwald-Lenum (99) den elde edilmişir. Tablo incelendiğinde, M modeli için λ iz beş koinegre edici vekörün varlığını işare ederken, λ maks esi iki koinere edici vekörün olduğunu gösermekedir. Benzer şekilde M modelinde hem λ iz hem de λ maks esi iki koinegre edici vekörün varlığını yansımakadır. Tablo. Johansen Koinegrasyon Tesi Sonuçları Boş Hipoezler M, Y, R, E, S M, Y, R, E, S Özdeğerler (λ i ) λ maks λ iz Özdeğerler (λ i ) λ maks λ iz r = 0 0.8303 43.306 a 8.59 a 0.07987 49.8999 a 5.07 a r 0.7478 40.9544 a 75.9 a 0.57497 36.6748 a 65.3070 a r 0.07599 6.93 34.685 b 0.068543 5.95 8.63 r 3 0.05355.778 7.3554 b 0.03753 7.643 3.437 r 4 0.0575 5.5776 b 5.5776 b 0.09059 6.307 b 6.307 b a 0.0 düzeyinde anlamlıdır. b 0.05 düzeyinde anlamlıdır. c 0.0 düzeyinde anlamlıdır. Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Dolayısıyla bulunan sonuçlar; M ve M para alebi serilerinin; reel gelir, faiz, döviz ve reel hisse senedi serileri ile bir uzun dönem ilişki sergilediğini doğrulamakadır. Bu uzun dönemli ilişki normalleşirilmiş koinegre edici vekör ahminleri yardımıyla daha kolay yorumlanabilir. Tahmin edilen vekör, reel para alebi (M ve M) kasayısının ers işareiyle çarpılması sonucu normalleşirilir. Normalleşirilen kasayılar aynı zamanda uzun dönem elasikiyeleri de göserirler. Bulunan sonuçlar Tablo 3 de sunulmakadır:
Tablo 3. Uzun Dönem Elasikiyeleri Y R E S M.59953-0.45006 0.8667 0.555853 Sandar haa (0.047) (0.60) (0.0475) (0.08734) M.408-0.036998 0.975809 0.475370 Sandar haa (0.088) (0.067) (0.0990) (0.07006) Tablo 3 incelendiğinde M ve M reel para alebi üzerine uygulanan regresyondan ahmin edilen uzun dönem paramerelerinin işareleri bekleniler yönünde çıkmışır. Yani reel gelir poziif, faiz negaif, döviz kuru poziif ve reel hisse senedi poziif işarelidir. Döviz kuru para alebi (hem M hem de M) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğu için Türkiyede dövizin geleceke aracağı düşüncesinin hakim olduğunun gösergesidir. Yani döviz kuru uzun dönemde bir serve ekisi yaramakadır. Bu durum aslında Türkiye de dövizin gelecek için yaırım olarak görüldüğünün bir işareidir. Reel hisse senedi, para alebi (hem M hemde M de) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Bu yüzden, para alebi davranışında reel hisse senedinin anlamlı ekisi Türkiye de para alebinin serve (refah) ekisi yaraığını gösermekedir. Reel gelir parameresinin M denkleminde.599, M denkleminde ise.40 çıkması, reel para alebi ve gelir arasındaki birim gelir elasikiyei olduğunu ileri süren geleneksel eori ile çelişmediği anlamına gelir. (Onafowora ve Owoye, 005). Faiz oranı kasayısının hem M hem de M modelinde negaif ancak anlamlı olmaması, Türkiye de paranın işlem amacıyla uulduğunun bir gösergesidir. Ayrıca M üzerinde reel gelir ve reel hisse senedinin daha ekili olduğu bulunurken, M üzerinde döviz kurunun daha ekili olduğu bulunmakadır. Ancak modelde kullanılan bağımsız değişkenlerden reel gelirin elasik (M için yaklaşık.6, M için yaklaşık.4) bir yapı gösermesi, hem M hem de M para alebi için en duyarlı değişken olduğunu ve oraya koymakadır. Diğer bir önemli durum döviz kuru M e göre M üzerinde daha duyarlı (büyük) iken reel gelir, faiz ve hisse seneleri M ye göre M de daha duyarlıdırlar. Engle ve Granger (987) de değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki olması halinde haa düzelme mekanizmasının yazılabileceği göserilmişir. Yani uzun dönem dengesinde oluşacak bir sapmanın düzelilebileceği oraya konulmakadır. Koinegre edici regresyonda düzelme haa düzelme erimi (ECT) ile sunulmakadır. Haa düzelme sraejisinin emel avanajlarından birisi verilerdeki kısa ve uzun dönemli bilgiyi kullanma imkanı sunmasıdır. İkinci avanajı ise bağımlı ve açıklayıcı değişkenler arasında oraya çıkabilecek sahe korelasyondan kaçınma imkanı vermesidir (Vamkoukas, 998). Dolayısıyla uzun dönem dengesi söz konusuyken haa düzelme modeli para alebi fonksiyonunun dengeli bir dinamik spesifikasyonu olarak aşağıdaki gibi yazılabilir. Finansal Fakörlerin Reel Para 54 0 0 0 0 0 M = α + δ j M j + β j Y j + φ j R j + θ j E j + γ j S j + λect + u j= j= 0 j= 0 j= 0 j= 0 () M ve M para alebi için en iyi haa düzelme modelini (ECM) bulabilmek için Hendry and Ericsson (99) in genelden özele yaklaşımı kullanılmışır. Böylece anlamsız olan paramereler modelden dışlandığı için geriye kalan paramereler M ve M para alebini belirlemek için kullanılan fakörlerin anlamlı ekilerini gösermekedir. Paramerelerin düşürülme süreci Tablo 4 eki uygunluk eslerini sağlayacak şekilde haa düzelme modelinde ahmin edilen paramerelerin büyük bir çoğunluğu en azından %5 veya %0 düzeyinde anlamlı olana kadar
devam edilmişir. Sonuça uygun olduğu düşünülen ECM in ahmin sonuçları belirlenerek, modele ilişkin uygunluk esleri Tablo 4 e sunulmakadır. Tablo 4. Haa Düzelme Modeli Tahmin Sonuçları M Modeli Sonuçları M Modeli Sonuçları BAÜ 8() 55 Kesme (Sabi) 0.048385 a Kesme (Sabi) 0.0560 a ECT ( λ ) -0.0769 a ECT ( λ ) -0.00079 a M(-) -0.07893 M(-) 0.0368 a M(-4) -0.95755 a M(-3) -0.5546 c M(-8) -0.843 a M(-4) -0.06837 M(-0) -0.36 a M(-6) -0.5338 b Y 0.890 a M(-0) -0.53 b Y(-) 0.549 c Y 0.74078 a Y(-) 0.545 a Y(-) -0.09 b Y(-4) 0.40038 b Y(-3) 0.543 c Y(-6) 0.6456 a Y(-6) 0.0376 a Y(-8) 0.75 a Y(-9) 0.0508 Y(-0) 0.0590 a Y(-0) 0.083783 R(-4) 0.060956 b R(-5) -0.060677 b R(-0) -0.05746 R(-7) -0.07003 a E(-) 0.3 R(-8) 0.0888 E(-4) 0.99 R(-9) -0.0548 b E(-0) 0.6337 b E(-3) 0.568 S 0.07303 a E(-4) -0.37973 c S(-3) -0.055094 b E(-9) -0.086940 S(-5) -0.0747 a S 0.076506 a S(-6) 0.05659 b S(-) -0.09770 S(-7) -0.0543 c S(-3) -0.00366 a S(-9) -0.059477 b S(-5) -0.44 a S(-6) S(-7) 0.04443 c -0.069365 a S(-8) -0.03537 S(-9) S(-0) -0.058975 b -0.04389 c Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Düzelilmiş R 0.68 Düzelilmiş R 0.73 Regresyonun sandar haası 0.0489 Regresyonun sandar haası 0.046 Haa kareler oplamı 0.4545 Haa kareler oplamı 0.306 F-isaisiği a 0.986 F-isaisiği a.7533 Ramsey RESET() 0.444 Ramsey RESET() 0.5573 Ramsey RESET(3) 0.755 Ramsey RESET(3) 0.737 Jarque-Bera esi 4.575 Jarque-Bera esi 5.966 c Durbin-Wason isaisiği.0649 Durbin-Wason isaisiği.0373 Breusch-Godfrey ().0448 Breusch-Godfrey () 5.34 c Breusch-Godfrey (3) 3.6490 Breusch-Godfrey (3) 7.567 c Whie heeroskedasisie. esi 54.465 Whie heeroskedasisie. esi 7.9947 c ARCH().503 ARCH() 3.076 ARCH(3).760 ARCH(3) 3.6895 a 0.0 düzeyinde anlamlıdır. b 0.05 düzeyinde anlamlıdır. c 0.0 düzeyinde anlamlıdır.
Tablo 4 incelendiğinde hem M hem de M reel para alebi modellerinin genel olarak uygunluk eslerinden geçiği görülmekedir. Ancak özellikle Breusch- Godfrey ve Whie heeroskedasisie esleri açısından bakıldığında M modelinin M modelinden daha güçlü olduğu söylenebilir. Bu iki es dışında M modelinin de sonuçları açısından oldukça iyi olduğu Tablo 4 yardımıyla görülmekedir. M ve M modeli için ahmin edilen uzun dönem ayarlama kasayıları hem beklendiği gibi negaif hemde anlamlı bulunmuşur. Bu kasaylar serilerin durağan-dışı olmasından kaynaklanan kısa dönem sapmalarının bir sonraki dönemde dengeye gelme hızını gösermekedir. Buna göre M denklemi için ahmin edilen kasayının -0.07, M denkeminde ise -0.0 gibi düşük çıkması, oluşacak bir sapmanın uzun dönem dengesine oldukça yavaş biçimde ayarlanacağını ifade emekedir. Yani bir dönemde oluşacak dengesizliğin M için yaklaşık %7 si, M için de %0 u bir sonraki dönemde düzelilerek uzun dönem dengesine yaklaşması sağlanır. Tahmin edilen kasayı küçüke olsa paramerenin anlamlı kısa dönemdeki dengesizliken sonra para piyasalarında uzun dönem dengesini sağlayan bir gücün var olduğunu oraya koymakadır. Arize, Malindreos ve Shwiff (999) da ayarlama kasayısının düşük olması gelecekeki geiri oranları ve gelire karşı soğukkanlı bir edbirin ekilediğini ifade emişlerdir (Ibrahim, 00). Ampirik araşırmanın son aşamasında M ve M reel para alebi modelinin kararlılığını gösermek için Brown, Durbin ve Evans (975) arafından sunulan CUSUM ve CUSUMKARE esleri yapılmakadır. Bu esler paramerik olmayan nielike olup, esler ahmin edilen modelin ardışık arıklarına (kalınılarına) uygulanır (Sevükekin, 995). Olağan en küçük kareler (OEKK) kalınıları oplamları varsayım gereği sıfıra eşiir. Dolayısıyla bu ür kalınılara dayanarak bir çizgi grafiğini yorumlamak hem zordur hem de anlamsızdır. Oysa regresyon denklemiyle anımlanmaya çalışılan ikisadi ilişkinin ahmin dönemi içerisinde kararlı bir yapı göserip gösermediğini belirlemek için OEKK kalınıları yerine ardışık kalınıların kullanılması daha sağlıklı olacakır (Sevükekin, 997). Nihayeinde ardışık arıkların oplamı OEKK arıklarının oplamına eşiir. Aynı zamanda ardışık arıklarda serisel korelasyonsuzluk ve sabi varyans (homoscedasiciy) varsayımları geçerlidir. Eğer CUSUM isaisiklerinin grafiği %5 anlamlılık düzeyinin içerisinde kalırsa, ahmin edilen kasayıların kararlı olduğu söylenebilir (Bahmani-Oskooee ve Bohl, 000; Bahmani-Oskooee ve Rehman, 005). Benzer süreç ardışık arıların karesini emel alan CUSUMKARE için de geçerlidir. Reel para alebi (M ve M) fonksiyonlarının uzun dönem kasayıları kararlılığı için CUSUM ve CUSUMKARE esleri sonuçları sırasıyla Şekil ve Şekil de sunulmakadır. 40 Şekil. M Modelinin Paramere Kararlılık Tesleri. Finansal Fakörlerin Reel Para 56 30.0 0 0 0-0 -0 0.8 0.6 0.4 0. -30 0.0-40 99 994 996 998 000 00 004 006-0. 99 994 996 998 000 00 004 006 CUSUM %5 Anlamlılık CUSUMKARE %5 Anlamlılık Şekil de CUSUM esinin grafiği Türkiye için M reel para alebi fonksiyonun paramerelerinin kararlı olduğunu gösermekedir. CUSUMKARE esi için sunulan grafik CUSUM esini desekleyerek paramerelerin kararlı
olduğunu işare emekedir. Her nekadar Bahmani-Oskooee ve Rehman (005) ile Bahmani-Oskooee ve Economidou (005) çalışmalarında koinegrasyonun kararlılığı ima emediğini oraya koymuşlarsa da, bulunan sonuçlar Türkiye için hem koinegrasyonun hem de kararlılığın geçerli olduğu yönündedir. 40 Şekil. M Modelinin Paramere Kararlılık Tesleri 30. 0.0 BAÜ 8() 0 0-0 -0-30 0.8 0.6 0.4 0. 0.0 57-40 99 994 996 998 000 00 004 006-0. 99 994 996 998 000 00 004 006 CUSUM %5 Anlamlılık CUSUMKARE %5 Anlamlılık Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Benzer biçimde Şekil, M para alebi fonksiyonunun kararlılığını gösermekedir. CUSUM ve CUSUMKARE esleri %5 anlamlılık aralığı içerisinde olduğundan paramerelerin kararlı olduğu sonucuna ulaşılır. 5. SONUÇ Çalışmada koinegrasyon ve haa düzelme modeli kullanılarak finansal fakörlerin M ve M para alebi üzerindeki rolü ele alınmışır. Genel olarak modelde kullanılan bağımsız değişkenler çerçevesinde Türkiye de reel para alebinin uzun dönem varlığı kanılanmakadır. M ve M reel para alebi üzerine uygulanan regresyondan ahmin edilen uzun dönem paramerelerinin işareleri bekleniler yönünde çıkmışır. Yani reel gelir poziif, faiz negaif, döviz kuru poziif ve reel hisse senedi poziif işarelidir. Döviz kuru para alebi (hem M hem de M) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğu için Türkiyede dövizin geleceke aracağı düşüncesinin hakim olduğunun gösergesidir. Yani döviz kuru uzun dönemde bir serve ekisi yaramakadır. Reel hisse senedi, para alebi (hem M hemde M de) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Bu yüzden, para alebi davranışında reel hisse senedinin anlamlı ekisi Türkiye de para alebinin serve (refah) ekisi yaraığını gösermekedir. Reel gelir parameresinin M ve M için reel para alebi ve gelir arasındaki birim gelir elasikiyeini deseklemekedir. Faiz oranı kasayısının hem M hem de M modelinde negaif ancak anlamlı olmaması, Türkiye de paranın işlem amacıyla uulduğunun bir gösergesidir. Ayrıca M üzerinde reel gelir ve reel hisse senedinin daha ekili olduğu bulunurken, M üzerinde döviz kurunun daha ekili olduğu bulunmakadır. Ancak modelde kullanılan bağımsız değişkenlerden reel gelirin elasik (M için yaklaşık.6, M için yaklaşık.4) bir yapı gösermesi, hem M hem de M para alebi için en duyarlı değişken olduğunu ve oraya koymakadır. Diğer bir önemli durum döviz kuru M e göre M üzerinde daha duyarlı (büyük) iken reel gelir, faiz ve hisse seneleri M ye göre M de daha duyarlıdırlar. Kullanılan bağımsız değişkenler çerçevesinde reel para alebi modelinin kararlılığını gösermek için uygulanan CUSUM ve CUSUMKARE esleri hem M hem de M modellerinin kararlılığını işare emekedir.
KAYNAKÇA Abdullah, D. A. (998), Money Growh Variabiliy and Sock Reurns: An Innovaions Accouning Analysis, Inernaional Economic Journal,, 89-04. Akinlo, A. E. (006), The Sabiliy of Modeny Demand in Nigeria: An Auoregressive Disribued Lag Approach, Journal of Policy Modeling, 8, 445-45. Andrescu, A., Mohammadi, H. and Payne, J. E. (004), Long-run Esimaes of Money Demand in Romania, Applied Economics Leers,, 86-864. Andrews, D. W. K. (99), Heeroscedasiciy and Auocorrelaion Consisen Covariance Marix Esimaion, Economerica, 59, 87-858. Arango, S., and Nadiri, M. I. (98), Demand for Money in Open Economies, Journal of Moneary Economics, 7, 69 83. Arize, A.C., Malindreos, J. and Shwiff, S. S. (999), Srucual Breaks, Coinegraion and Speed of Adjusmens Evidence from LDCs Money Demand, Inernaional Review of Economics and Finance, 8, 399-40. Baharumshah, A. Z. (004), Sock Prices and Long-run Demand for Money: Evidence from Malaysia, Inernaional Economic Journal, 8, 389-407. Bahmani-Oskooee, M., and Pourheydarian, M. (990), Exchange Rae Sensiiviy of he Demand for Money and Effeciveness of Fiscal and Moneary Policies, Applied Economics,, 97 95. Bahmani-Oskooee, M., Marin, M. A. G. and Niroomand, F. (998), Exchange Rae Sensiiviy of he Demand for Money in Spain, Applied Economics, 30, 607-6. Bahmani-Oskooee, M. B. and Bohl, M. T. (000), Germany Moneary Unificaion and he Sabiliy of he German M3 Money Demand Funcion, Economics Leers, 66, 03-08. Bahmani-Oskooee, M. (00), How Sable is M Money Demand Funcion in Japan, Japan and he Word Economy, 3, 455-46. Bahmani-Oskooee, M. B. and Techaraanachai A. (00), Currency Subsiuion in Thailand, Journal of Policy Modeling, 3, 4-45. Bahmani-Oskooee, M. (00), Sabiliiy of he Demand for Money in Korea, Inernaional Economic Journal, 6, 85-95. Bahmani-Oskooee, M. and Ng, R. C. W. (00), Long-run Demand for Money in Hong Kong: An Applicaion of he ARDL Model, Inernaional Journal of Business and Economics,, 47-55. Bahmani-Oskooee, M. and Chomsisengphe, S. (00), Sabiliy of M Money Demand Funcion in Indusrial Counries, Applied Economics, 34, 075-083. Bahmani-Oskooee, M. B. and Economidou C. (005), How Sable is he Demand for Money in Greece?, Inernaional Economic Journal, 9, 46-47. Bahmani-Oskooee, M. B. and Rehman H. (005), Sabiliy of he Money Demand Funcion in Asian Developing Counries, Applied Economics, 37, 773-79. Berumen, H. ve Taşçı, H. (00), Moneary Policy, Income and Prices: a Sabiliy Assessmen, Applied Economics Leers, 9, 685-694. Finansal Fakörlerin Reel Para 58
BAÜ 8() 59 Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Brown, R. L., Durbin, J. and Evans, J. M. (975), Techniques for Tesing he Consancy of Regression Relaions Over Time, Journal of he Royal Saisical Sociey, 37, 49 63. Choudhry, T. (996), Real Sock Prices and he Long-Run Money Demand Funcion: Evidence from Canada and he USA, Journal of Inernaional Money and Finance, 5, -7. Chowdhury, A. R. (997), The Financial Srucure and he Demand for Money in Thailand, Applied Economics, 9, 40-409. Civcir, İ. (003), Money Demand, Financial Liberalizaion and Currency Subsiuion in Turkey, Journal of Economic Sudies, 30, 54-534. Dickey, D. A. and Fuller, W. A. (979), Disribuion of he Esimaor for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saaicical Assocaion, 74, s. 47-43. Dickey, D. A. and Fuller, W. A. (98), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49, s. 057-07. Engle, R. and Granger, C. (987), Co-inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, 987, 55, 5-76. Friedman, M. (988), Money and he Sock Marke, The Journal of Poliical Economy, 96, -45. Furey, K., (993), The Effec of Trading in Financial Markes on Money Demand, Easern Economic Journal, 83-90. Hafer, R. W. and Kuan, M. A. (003), Financial Innovaion and he Demand for Money: Evidence from he Philippines, Inernaional Economic Journal,7, 7-7. Hamuri, N. and Hamuri, S. (999), Sabiliy of he Money Demand Funcion in Germany, Applied Economics Leers, 6, 39-33. Hendry, D. F. and Ericsson, N. R. (99), An Economeric Analysis of U.K. Money Demand in Moneary Trends in he Unied Saes and he Unied Kingdom By Milon Friedman and Anna J. Schwarz, American Economic Review, 8-38. Ibrahim, M. H. (998), An Economeric Analysis of Money Demand and Is Sabiliy In he Malaysian Economy, Indian Economic Review, 33, 53-66. Ibrahim, M. H. (00), Fınancial Facors and he Empirical Behavior of Money Demand: A Case Sudy of Malaysia, Inernaional Economic Journal, 5, 55-7. Johansen, S. (988), Saisical Analysis of Coinegraing Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol,, 3 54. Johansen, S. (99), Esimaion and Hypohesis Tesing of Coinegraion Vecors in Gaussian Auoregressive Models, Economerica, 59, 55-580. Karfakis, C. and Opoulos, M. S. (000), On he Sabiliy of he Long-run Money Demand in Greece, Applied Economics Leers, 7, 83-86. Kwiakowski, D., P., Phillips, C. B., Schmid, P. and Shin, Y. (99), Tesing he Null Hypohesis of Saionariy Agains he Alernaive of A Uni Roo, Journal of Economerics, 54, 59-78.
Mundell, A. R. (963), Capial Mobiliy and Sabilizaion Policy under Fixed and Flexible Exchange Raes, Canadian Journal of Economics and Poliical Science, 9, 475 485. Ng, S. and Perron, P. (995), Uni Roo Tess in ARMA Models wih Daa- Dependen Mehods for he Selecion of he Truncaion Lag, Journal of he American Saisical Associaion, 90, s. 68-8. Onafowora, O. A. and Owoye O. (005), Currency Subsiuion and he Sabiliy of he Demand for Money in Eas Asia, Global Economic Review, 34, 33-59. Oserwald-Lenum, M. (99), A Noe wih Quaniles of he Asympoic Disribuion of he Maximum Likelihood Coinegraion Rank Tes Saisics, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 54, 46 7. Pelipas, I. (006), Money Demand and Inflaion in Belarus: Evidence from Coinegraed VAR, Research in Inernaional Business and Finance, 0, 00-4. Phillips, P. C. B. and Perron, P. (988), Tesing for Uni Roos in Time Series Regression, Biomerika, 75, 335-346. Said, E. S. and Dickey, D. A. (984), Tesing for Uni Roos in Auoregressive- Moving Average Models of Unknown Order, Biomerika, 7, 599-607. Schwer, G. W. (989), Tess for Uni Roos: A Mone Carlo Invesigaion, Journal of Business and Economic Saisics, 7, 47-60. Sevükekin, M. (995), Model Kararlılığının Belirlenmesi için Alernaif Bir Tes: CUSUM ve CUSUMSQ Tesi, Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, 0, 33-3. Sevükekin, M. (997), Paramerik Olmayan Spesifikasyon Tesi-Türkiye 970-995 Dönemi Para Talebi Modeli için Bir Uygulama, III. Ulusal Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Bildirileri, 665-678. Sevükekin, M. ve Nargeleçekenler, M. (005), Zaman Serileri Analizi, Ankara: Nobel Yayın Dağıım. Siddiki, J. U. (000), Demand for Money in Bangladesh: A Coinegraion Analysis, Applied Economics, 3, 977-984. Thornon, J. (998), Real Sock Prices and he Long-Run Demand for Money in Germany, Applied Financial Economics, 8, 53-57. Vamvoukas, G. A. (998), The Relaionship Beween Budge Deficis and Mondey Demand: Evidence from a Small Economy, Applied Economics, 30, 375-38. Weliwia, A. and Ekanayake, E. M. (998), Demand for Money in Sri Lanka During he Pos-977 Period: A Coinegraion and Error Correcion Analysis, Applied Economics, 30, 9-9. Finansal Fakörlerin Reel Para 60
BAÜ 8() 6 Prof. Dr. Musafa SEVÜKTEKİN 959 yılında Erzurum da doğru. İlk, ora ve lise öğrenimini Erzurum da amamladı. 98 yılında Bursa Üniversiesi İkisadi ve Sosyal Bilimler Fakülesinde lisans eğiimini amamladı. 983 yılında Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümünde yüksek lisans derecesini ve 989 yılında dokor ünvanını aldı. 99 yılında Yardımcı Doçen, 997 yılında Doçen ve 00 yılında Profesör ünvanını aldı. Halen Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümünde Profesör olarak çalışmakadır. Başlıca akademik araşırma alanları; Ekonomeri, Zaman serileri analizi, Önraporlama, Nieliksel epki modelleri ve Finansal ekonomeridir. Araş. Gör. Mehme NARGELEÇEKENLER 980 yılında Diyarbakır da doğru. İlk, ora ve lise öğrenimini Diyarbakır da amamladı. 000 yılında Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümünden lisans derecesini ve 005 yılında ise Uludağ Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Ekonomeri Bölümünden yüksek lisans derecesini aldı. Halen Uludağ Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Ekonomeri Bölümünde dokorasına devam emeke ve 00 yılından iibaren Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümünde Araşırma Görevlisi olarak çalışmakadır. Başlıca akademik araşırma alanları; Ekonomeri, Zaman serileri analizi, Önraporlama, Nieliksel epki modelleri ve Panel veri ekonomerisidir. Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6