Volume 5 Number 2 2014 pp. 47-60 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Reşa Ceylana Seda Başerb Öze: Bu çalışmanın emel amacı 1965-2011 döneminde Türkiye de perol ükeimi ile reel GSYİH arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını oraya koymak ve ilişkinin olması halinde bu ilişkinin yönünü belirlemekedir. Bu amaçla, analizde Johansen-Juselius (1990) eş-büünleşme yönemi ile haa düzelme modeli kullanılmakadır. Elde edilen bulgulara göre ilgili seriler arasında bir ane eşbüünleşme ilişkisi vardır. Haa düzelme mekanizması çalışmakadır ve ilişkinin yönü perol ükeiminden reel GSYİH ye doğrudur. Bu sonuç Türkiye nin enerji bağımlısı olduğunu gösermesi bakımından önemlidir. Anahar Sözcükler: Eş-Büünleşme, ekonomik büyüme, perol ükeimi, haa düzelme modeli, Türkiye Ekonomisi. JEL Sınıflandırması: O47, P28, Q43 The Analysis of he Long-Run Relaionship Beween Oil Consumpion and Real GDP in Turkey Through Johansen Co-Inegraion Mehod Absrac: The main purpose of his sudy is o examine wheher here is a long run relaionship beween oil consumpion and real GDP in Turkey during he period 1965-2011 or no. If here is any relaionship beween hese variables, o deermine he direcion of his relaionship. For his purpose, he Johansen-Juselius Co-inegraion Mehod (1990) is used ogeher wih he Error Correcion Model. According o he findings, here is one co-inegraion relaionship beween he series. Error correcion mechanism works and he direcion of he relaionship is from oil consumpion o real GDP. This resul is imporan as of i demonsraes ha Turkey has been depended o energy. Keywords: Co-inegraion, economic growh, oil consumpion, error correcion model, Turkish Economy. JEL Classificaion: O47, P28, Q43 a Assoc. Prof., Pamukkale Universiy, Faculy of Economics and Adminisraive Sciences, Deparmen of Economics, Denizli, Turkiye, rceylan@pau.edu.r b PhD. Suden, Pamukkale Universiy, Faculy of Economics and Adminisraive Sciences, Deparmen of Economics
Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi 1. Giriş Ekonomik büyüme üm ülkelerin uzun dönemli hedefidir. Çünkü emel amaç kişisel refaha kalıcı bir arış yakalamakadır. Sermaye emelli Neoklasik Solow Modeli ne göre ekonomik büyümenin üç emel kaynağı vardır. Bunlar; dışsal eknik ilerleme, sermaye sokundaki arışlar ve emek arzındaki arışlardır. Burada bahsedilen üreim fakörlerinden en önemli olanı sermaye sokudur. Bazı yazarlar sermayeyi, doğal kaynakları da kapsayacak şekilde genişlemekedir (Sern, 2004). Dolayısıyla kullanılan doğal kaynak mikarı ile ekonomik büyüme arasında poziif yönlü bir ilişki beklenmekedir. Geleneksel büyüme eorileri, 1973-78 yıllarında yaşanan perol şokları oluşuncaya kadar, ekonomik büyüme ile enerji ve diğer doğal kaynaklar arasındaki ilişkileri ihmal emişir. Ancak, yaşanan perol şokları dikkaleri sürdürülebilir büyüme performansı açısından enerji girdilerine ve özellikle perole çevirmişir (Sern, 2004). Solow modelinin eknolojik gelişmeyi dışsal olarak nielemesi ve kalıcı refah arışlarını da eknik ilerlemeye bağlaması, Yeni Büyüme Teorisinin gelişmesine yol açmışır. 1980 li yıllardan iibaren Romer (1986; 1994) ve Lucas (1988) gibi birçok araşırmacı eknik ilerlemeyi içselleşirecek şekilde yeni görüşler ileri sürmüşür. Yeni Büyüme Teorisi ne göre eknolojik değişme, büyüme modelleri içinde firmaların ve bireylerin aldıkları kararların bir çıkısı olarak oraya çıkmakadır. Bu modelde eknik değişme, sermaye birikiminin bir formu olarak düşünülmekedir (Sern, 2004). Öe yandan enerji (özellikle perol) ile sermaye birikimi arasında çok yakın bir ilişki olduğu belirilmekedir (Kaufmann ve Azary-Lee, 1991). Bu ilişkinin bazı ülkelerde amamlayıcılık yönünde, diğer ülkelerde ise ikame ilişkisi yönünde olduğu görülmekedir. Bu bağlamda, eknik bilgi birikiminin emek ve sermaye girdileri yanında enerji girdilerinin (perolün) verimliliğini de arırdığı ileri sürülebilir. Enerji ükeimi ile ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkileri lieraürde yaygın bir uygulama alanı bulmuşur (Belke ve diğ.,2010). Ekonomik büyüme ile enerji ükeimi arasındaki nedensellik ilişkisinin, enerji ükeiminden ekonomik büyümeye doğru mu yoksa ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğru mu olduğu hala belirsizliğini korumakadır (Belke ve diğ, 2010; Hou, 2009). Bu durumda enerji ükeiminde meydana gelebilecek bir azalma ekonomik faaliye hacminin daralmasına yol açabilmekedir. Ya da ekonomik faaliye hacminde oluşabilecek bir daralma, enerji ükeimini de olumsuz ekileyebilecekir. Lieraürde, enerji ükeiminin büyüme açısından emek ve sermaye girdilerinin doğrudan ya da dolaylı olarak amamlayıcı bir unsuru olduğu vurgulanmakadır (Haemi-J ve Irandous, 2005). Bu nedenle enerji ükeiminde asarruf poliikasının uygulanması (enerjiyi ükeimini azalıcı), reel GSYİH nin de azalmasına yol açmakadır. Bu durumda ekonomi, enerji bağımlı olarak nielendirilmekedir (Belke ve diğ, 2010). Öe yandan geri bildirim hipoezine göre ise, reel GSYİH ve enerji ükeimi arasında karşılıklı ekileşim bulunmakadır. Dolayısıyla poliika yapıcıların enerji ükeiminde asarruf poliikaları uygularken reel GSYİH nin enerji ükeimi üzerindeki geri bildirim ekisini dikkae almaları gerekir (Consanini ve Marini, 2010). Düşük ekinliğe sahip enerji kaynağından, yüksek ekinliğe ve daha az kirlilik yaraan bir enerji kaynağına yönelme ekonomik büyümeyi eikleyici yönde ekide bulunabilir. Son olarak ekinsizlik hipoezine göre ise, enerji ükeimindeki asarruf poliikalarının reel GSYİH üzerinde herhangi bir ekisi bulunmamakadır. 48
R. Ceylan - S. Baser Ouedraogo (2010), enerji ükeimi ile ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkilerinin yönü hakkında önemli görüşler ileri sürmekedir. Ouedraogo (2010) a göre, enerji ükeimi GSYİH nin nedeni ise ülkelerin enerji saklama poliikasına dayanan uygulamalara başvurmaları ekonomik büyüme performansı üzerinde çok az bir ekiye sahip olmakadır. Ancak ilişkinin yönünün enerji ükeiminden GSYİH ye doğru olması halinde ise, enerji arzında oluşan negaif şokun ekonomik büyüme üzerindeki olumsuz ekilerinden sakınmak için uygun poliikalar asarlanmalıdır (Farhani ve Ben Rejep, 2012). Öe yandan, refah arışının sürekli olabilmesi, enerji ükeimine bağlıdır. Enerji ükeimi ile birlike üreim düzeyi ve ekonomik büyüme oranı arış eğilimine girmekedir (Siddiqi, 2010). Bu çalışmanın amacı, enerji bağımlısı olan Türkiye ekonomisinde perol ükeimi ile reel GSYİH arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını araşırmakır. Bu çalışma, Türkiye ne perol ihalaçısı konumunda olduğu için, cari işlem açıklarının sürdürülebilir bir paikaya ourulması ve alernaif enerji kaynaklarına yönelme ihiyacının oraya konması bakımından perole olan bağımlılığın azalılması gerekliliğinin vurgulanması bakımından önemlidir. Çalışmanın geri kalanı aşağıdaki gibi organize edilmekedir: İkinci bölümde ilgili lieraür, üçüncü bölümde veri sei, dördüncü bölümde ekonomerik meodoloji ve uygulama sonuçları yer almaka son olarak beşinci bölümde genel bir değerlendirme yapılmakadır. Çalışmada Eviews-6 ekonomeri pake programı kullanılmakadır. 2. İlgili Lieraür Günümüz ekonomilerinde kullanılan en önemli enerji girdilerinden birinin perol olduğu düşünülürse, perol ükeimindeki arışlar ile ülkelerin ekonomik büyüme performansları arasında yakın bir ilişkinin olabileceği oraya çıkmakadır. Enerji ükeimi ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki eorik ve ampirik çalışmalarla ele alınmakadır. Bu çalışmalardan ilki Kraf ve Kraf (1978) arafından yapılan ve ABD ekonomisine ai 1947-1974 dönemine ai verilerin kullanıldığı çalışmadır. Çalışmada Sims nedensellik esi uygulanmakadır. Nedenselliğin sonucu, ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğru ek yönlü olarak gerçekleşmekedir. Erol ve Yu nun (1987) çalışması, Japonya, Kanada, Almanya ve İalya nın 1952-1982 verileri kullanılarak yapılmakadır. Nedensellik esi sonuçlarına _göre; Japonya, Almanya ve İalya da enerji ükeimi ve ekonomik büyüme birbiri ile ilişkili durumdadır. Enerji ükeimi arınca ekonomik büyüme de armaka ve ekonomik büyüme ile beraber enerji ükeimi de armakadır. Kanada da enerji ükeiminden ekonomik büyümeye doğru bir ek yönlü nedensellik ilişkisi vardır. Sern (1993), 1947-1990 dönemlerini ele alarak ABD ekonomisi için inceleme yapmakadır. Çalışmasında _Vekör oo regresyon (VAR) modelini kullanmakadır. Enerji ükeimi ve GSYİH arasındaki ilişkiyi ele almakadır. Kullandığı değişkenler; enerji, sermaye, işgücü ve GSYİH değişkenleridir. Çalışmanın sonucunda, enerji ükeiminden GSYİH ya doğru nedensellik bulunmakadır. Enerji ve sermaye arasında ilişki bulunmamaka ve işgücü ve sermaye arasında ise ikame ilişkisi olduğu belirilmekedir. Masih ve Masih in 1996 yılında yapığı çalışmada, Hindisan, Endonezya ve Pakisan ülkelerinin 1955-1990 dönemlerinin verileri ele alınarak incelenmekedir. Eş büünleşme esi yapılarak, Hindisan da enerji ükeiminden büyümeye doğru, Endonezya da büyümeden enerji ükeimine doğru poziif ilişki olduğu vurgulanmakadır. Pakisan da ise, enerji ükeimi ve büyüme arasında uzun dönemde poziif bir ilişki vardır. 49
Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Cheng ve Lai (1997) çalışmasında, Tayvan ekonomisinin 1955-1993 dönemlerinin verileriyle, eş büünleşme ve Granger nedensellik eslerini kullanmakadır. Elde edilen bulgulara göre Tayvan da ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Yang (2000), Tayvan ekonomisinin 1954-1997 dönemlerinin verilerini analiz emekedir. Analizlerinde Granger nedensellik esini kullanmakadır. Elde edilen sonuç, ekonomik büyüme ve enerji ükeimi arasında karşılıklı bir nedensellik ilişkisi olduğu şeklindedir. Aqeel ve Bu (2001), Pakisan ekonomisinde, Granger esini kullanarak 1955-1996 dönemine ai verileri incelemekedir. Elde edilen bulgular, ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi olduğu şeklindedir. Soyaş, Sarı ve Özdemir (2001) Türkiye için yapmış oldukları çalışmalarında, 1960-1995 dönemlerinin verilerini incelemekedir. Johansen eş büünleşme yönemi kullanılmakadır. Enerji ükeimi ve GSYİH arasında uzun dönemli bir ilişki olduğu bulunmakadır. Aynı zamanda, enerji ükeiminden GSYH e doğru ek araflı bir nedensellik ilişkisi sonucuna ulaşılmakadır. Hondroyiannis (2002), ekonomik büyüme ve enerji ükeimi arasındaki ilişkiyi Yunanisan için incelemekedir. 1960-1996 dönemlerine ai verilerle vekör_ haa düzelme modeli kullanılmakadır. Enerji ükeimi ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemde poziif bir ilişki vardır. Enerji ükeimi, ekonomik büyümenin belirlenmesinde çok önemli olmakadır. Ghosh (2002), Hindisan da 1950-1997 dönemlerine ai verilerle Granger nedensellik esi uygulanmakadır. Nedensellik esinin sonucu, ekonomik büyümeden enerji ükeimine doğru ek yönlü bir nedensellik olduğunu gösermekedir. Soyaş ve Sarı (2003), Türkiye ekonomisinin 1950-2000 dönemine ai verileri ele alarak vekör haa düzelme yönemi kullanmakadır. Enerji ükeimi ve GSYİH arasındaki kısa dönemli ilişkiyi araşırmakadır. Enerji ükeimi ve GSYİH arasında kısa dönemde çif yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Paul ve Bhaacharya (2004), 1950-1996 dönemlerinin verileriyle Hindisan ekonomisini incelemekedirler. Engle-Granger ve sandar Granger nedensellik esleri kullanılmakadır. Enerji ükeimi ile ekonomik büyümenin karşılıklı ekileşim içinde oldukları göserilmekedir. Ghali ve El-Sakka (2004), 1961-1997 dönemlerine ai verilerle, Kanada ekonomisi için eş büünleşme ve _vekö_r haa düzelme modelini uygulamakadırlar. Çalışmanın sonucuna göre, enerji ükeiminden ekonomik büyümeye doğru bir nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Oh ve Lee (2004) çalışmasında, Kore ekonomisini 1970-1999 dönemine ai verileri ile analiz emekedir. Granger nedensellik esiyle birlike uzun dönemde ekonomik büyüme ve enerji ükeimi arasında çif yönlü nedensellik ilişkisi bulunduğu sonucuna varmakadır. Kısa dönemde ise, enerji ükeiminden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Alınay ve Karagöl (2005), Türkiye ekonomisinin 1950-2000 verisini kullanarak Granger nedensellik esi uygulamakadır. Enerji ükeiminden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi vardır. 50
R. Ceylan - S. Baser Şengül ve Tuncer (2006), 1960-2000 dönemlerinin yıllık verilerini kullanarak Türkiye ekonomisinde enerji kullanımı, reel enerji fiyaları endeksi ve GSYİH arasındaki nedensellik ilişkisini incelemekedir. Ticari enerji kullanımından GSYİH ya doğru ek yönlü bir nedensellik bulunmakadır. Reel enerji fiyaları endeksi ve GSYİH arasında karşılıklı nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Reel enerji fiyaları endeksinden de icari enerji kullanımına doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Karagöl, Erbaykal ve Eruğrul (2006) çalışmasında, 1971-2003 dönemleri verilerini ele alarak Granger nedensellik esi ve VAR modeli uygulamakadır. Uzun dönemde ekonomik büyüme ve perol ükeimi arasında çif yönlü ilişki bulunurken, kısa dönemde büyüme ve perol ükeimi arasında ilişki bulunmamakadır. Ang (2007), Fransa ekonomisi için, 1960-2000 dönemleri verileriyle eş büünleşme ve _vekör haa düzelme modeli kullanmakadır. Kısa dönemde, enerji kullanımından ekonomik büyümeye doğru bir ilişki vardır. Jober ve Karanfil (2007), Türkiye ekonomisinde 1960-2003 dönemleri verileriyle, Granger nedensellik esi uygulanmakadır. GSYİH ve enerji ükeimi arasında uzun dönemde bir ilişki bulunmamakadır. Akaş ve Yılmaz (2008), 1970-2004 dönemi yıllık verileri kullanarak Granger nedensellik esi uygulaması yapmakadır. Çalışmanın sonucunda, Türkiye ekonomisinin, perol ükeimi ve ekonomik büyüme arasında çif yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Tang (2008) çalışmasında, Malezya ekonomisinin 1972-2003 dönemlerinin verilerini ele alarak haa düzelme modeli ve oo regresyon kullanmakadır. Ekonomik büyüme ve enerji ükeimi arasında karşılıklı ilişki vardır. Erdal (2008) çalışmasında, 1976-2006 dönemleri verileriyle, Johansen Eş-büünleşme ve Çif-yönlü Granger Nedensellik esi uygulamakadır. Enerji ükeimi ve GSMH arasında karşılıklı olarak bağlanı olduğu sonucuna ulaşılmakadır. Odhiambo (2009), 1971-2006 verileriyle Tanzanya ekonomisinin ekonomik büyüme ve enerji ükeimi arasındaki ilişkiyi, sınır esi ve Granger nedensellik esi ile incelemekedir. Enerji ükeiminden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Sınır esi sonuçlarına _göre de, enerji ükeimi ve büyümenin birlike hareke eikleri sonucuna ulaşılmakadır. Tsani (2010), 1960-2006 dönemleri verilerini ele alarak, Yunanisan ekonomisini Granger nedensellik esi ve VAR analizi ile incelemekedir. Enerji ükeiminden GSYİH ya doğru ek yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Pola (2011), Türkiye ekonomisinin 1950-2006 verileri ele alınarak Granger nedensellik esi sınaması yapılmakadır. Elde edilen sonuçlarda, enerji ükeiminden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Yala (2011) çalışmasında, 1950-2006 verileri ile Türkiye ekonomisinde eş büünleşme analizi uygulamakadır. Değişkenlere ek olarak isihdam değişkeni de eklenmekedir. Analiz sonucunda, enerji ükeimi ile GSYİH arasında nör bir ilişki bulunmakadır. 51
Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Sonuç olarak lieraüre bakıldığında enerji ükeimi ve ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisinin yoğun olarak ilgi gördüğünü ancak elde edilen sonuçların, kullanılan verilerin ve veriler arası ilişkilerin farklı olmasından dolayı değişiği görülmekedir. Bu durumda enerji ükeimi ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin yönü hakkında kesin bir görüş birliği bulunmamakadır. Bu çalışmayı diğerlerinden ayrı kılan nokalar, doğrudan perol ükeimi ile reel GSYİH yi ilişkilendirmesi, örneklem aralığını 1965-2011 şeklinde uması ve Johansen eş büünleşme ekniğinin ardından haa düzelme modelini kullanarak serilerde meydana gelen sapmaların bir yıl içinde ne kadarının düzelildiğini oraya koymasıdır. 3. Veri Sei Çalışmada, Türkiye Ekonomisi nin 1965-2011 dönemine ai yıllık reel GSYİH değerleri ile yıllık perol ükeim değerleri arasındaki uzun dönemli ilişki araşırılmakadır. Her iki değişken de doğal logarimik formda kullanılmakadır. Reel GSYİH değerleri www.ggdc.ne adresinden elde edilirken yıllık perol ükeim mikarlarına da BP (Briish Perol) isaisiki veri abanından ulaşılmışır. Şekil 1 1965-2011 dönemi için ele alınan her iki değişkenin büyüme oranlarını gösermekedir. Şekil 1 de görüldüğü gibi hem reel GSYİH ve hem de perol ükeimi örneklem aralığında birlike hareke emekedir. Yıllık kırılmaların bir birini akip emesi, reel GSYİH ile perol ükeimi arasında uzun dönemli bir ilişkinin beklenmesi bakımından önemli bir unsurdur. Çünkü değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin espiinde ilk aşama grafiksel analizdir. Grafiksel olarak seriler birlike hareke ediyorsa, bu serilerin doğrusal birleşimlerini elde emek mümkündür. Şekil 1 incelendiğinde, perol ükeiminde meydana gelen % değişimlerin, ekonomik büyümedeki dalgalanmalardan daha şiddeli boyularda olduğu görünmekedir. Bu dalgalanmaların büyük ölçüde perol fiyalarında meydana gelen değişmelerden ve yuriçi imala sanayiinde yaşanan gelişmelerden kaynaklandığı söylenebilir. Ayrıca Türkiye ekonomisinde yaşanan 1980 krizi, 1991 körfez bunalımı, 1994 ekonomik krizi, 1999-2001 krizi ve 2008 krizi dönemlerinde perol ükeimindeki büyüme oranı reel GSYİH den daha çok dalgalanmakadır. Şekil 1. Türkiye nin Perol Tükeimi ve Reel GSYİH ye İlişkin Yıllık Büyüme Oranları (1965-2011) Şekil 1. Türkiye nin Perol Tükeimi ve Reel GSYİH ye İlişkin Yıllık Büyüme Oranları (1965-2011).25.20.25.15.20.10.15.05.10.00.05 -.05.00 -.10 -.05 -.15 -.10 65 70 75 80 85 90 95 00 05 10 -.15 GSYIH PETROL 65 70 75 80 85 90 95 00 05 10 Business and GSYIH Economics Research PETROL Journal 52
R. Ceylan - S. Baser Diğer yandan Türkiye nin oplam ihala giderleri içinde en büyük paya sahip olan perol ve benzeri enerji girdileridir. 2010 verilerine göre oplam ihala içinde perol ve benzeri enerji girdilerinin payı %20,7, 2011 verilerine göre %22,5 ve 2012 verilerine göre de %25,7 dir. Türkiye sahip olduğu perol rezervleri ile yıllık ihiyacının %10 undan azını ancak karşılayabilmekedir. Bu abloya göre enerji bağımlısı olan Türkiye Ekonomisinin sürdürülebilir büyüme performansını yakalayabilmesi için yıllık enerji ihiyacını karşılaması gerekir. Perol ve benzeri enerji girdilerinin oplam ihala içinde en büyük paya sahip olması, dış icare açığının ve cari işlemler açığının sürekli armasında önemli bir rol oynamakadır. Bu nokada enerji israfının ve kaçakçılığının önlenmesine yönelik uygulanacak poliikaların, ihala giderlerinde hissedilir düşüşlere yol açabileceğini ve cari işlemler açıklarının sürdürülebilirliği konusunda oluşan güvensizliği azalabileceği söylenebilir. 4. Ekonomerik Meodoloji Nelson ve Plosser (1982) ye göre makroekonomik değişkenler genellikle durağan değildirler. İkisadi analizlerde kullanılan zaman serilerinin durağan olmaması halinde kurulan regresyonlar yanılıcı sonuçlar üremeke ve sahe regresyonlar olarak adlandırılmakadırlar. Bir zaman serisinin oralaması ve varyansı zaman içinde değişmiyorsa durağan bir süreçir. Analizlerde yaygın olarak kullanılan birim kök eslerinden biri Dickey-Fuller (1982) arafından gelişirilen Augmened Dickey-Fuller (ADF) esidir. Bu es, aşağıda belirilen üç farklı denklem ile ifade edilmekedir. y y y k 1 i i 1 y y u (1) i k 1 i i 1 y y u (2) i k 1 i i 1 y y u (3) i Burada, ilgilenilen serinin sabi ve rendsiz, sabisiz ve rendsiz ve sabi ve rendli olup olmamasına göre ADF esi yapılır. Yukarıdaki denklemlerde, y durağanlık analizi yapılan serinin birinci farkını, y -i gecikmeli fark erimlerini, zaman rendini, k Akaike Bilgi Krieri (AIC) ye göre belirlenen opimal gecikme uzunluğunu, u oralaması sıfır ve varyansı sabi ardışık bağımlı olmayan olasılıklı haa erimini gösermekedir. ADF esinde ρ kasayı değerinin isaisiksel olarak sıfıra eşi olup olmadığı es edilmekedir. Eğer boş hipoez red edilemezse seri durağan değildir. Boş hipoezin red edilmesi halinde ise seri durağandır. Diğer yandan makroekonomi lieraüründe en önemli nokalardan biri, birden fazla zaman serisi arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmamasıdır. Zaman serileri arasında uzun dönem denge ilişkisinin var olup olmadığı Engle-Granger (1987) arafından oraya aılan eşbüünleşme analizi ile incelenmekedir. Engle-Granger (1987), durağan olmayan iki ya da daha fazla serinin doğrusal kombinasyonlarının durağan olabileceğini ileri sürmekedir. Bu durumda, durağan olmayan serilerin doğrusal bileşimleri durağansa bu serilerin eş büünleşik oldukları söylenebilir. Eş-büünleşme analizlerinde en çok kullanılan eknikler, Engle-Granger (1987) ve Johansen-Juselius (1990) dir. 53
Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Engle-Granger (1987), eş-büünleşme analizi için öncelikle ilişkili oldukları düşünülen serilerin EKK ile regresyonları ahmin edilir. Daha sonra bu regresyonlardan elde edilen haa erimlerinin düzey değerlerinin birim kök içerip içermediğine bakılır. Haa erimlerinin düzey değerlerinin durağan olması halinde seriler arasında eş-büünleşme ilişkisinin olduğu hipoezi kabul edilir. Eş-büünleşme analizlerinde yaygın olarak kullanılan bir başka eknik ise Johansen -Juselius (1990) arafından ileri sürülmüşür. Burada karakerisik köklerin sıfıra eşi olup olmadığı es edilir. Burada eş-büünleşme ilişkisinin varlığının irdelenmesi için iki es öne sürülmüşür. race n r T ln 1 ˆ i (4) max i r 1 r r 1 T ln 1 ˆ (5), r 1 Buradaki (4) nolu denklemde yer alan λ i, marislerden elde edilen karakerisik kökler ya da özdeğerler, T gözlem sayısını ifade emekedir. Genel bir alernaife karşı r ye eşi veya daha az sayıda eş-büünleşme vekörü olduğunu ileri süren emel hipoez değerlendirilir. Tüm karakerisik köklerin değeri isaisiksel olarak sıfır olduğunda esin değeri de sıfır olmakadır. (5) nolu denklem ise, emel hipoezde r kadar eş-büünleşme vekörü olduğu hipoezi, r+1 eş-büünleşme vekörü olduğunu ileri süren alernaif hipoeze karşı es edilmekedir. Karakerisik kökler isaisiksel olarak sıfıra eşise, λ max değeri küçük olacakır. Eş-büünleşme analizi, seriler arasında uzun dönem denge ilişkisinin olup olmadığının incelendiği bir süreçir. Eğer, seriler eş-büünleşik ise kısa ve uzun dönemde veriler için genelleşirilmiş Granger nedenselliğine bakılması gerekmekedir. Haa düzelme modeli, seriler arasındaki kısa ve uzun dönem ilişkilerinde oraya çıkan dengesizliğin düzelilmesi ve eş -büünleşme ilişkisi olan değişkenler arasında kısa ve uzun dönemli nedenselliğin es edilmesi için kullanılan bir modeldir. Dengede meydana gelen sapmalar haa düzelme mekanizması ile düzelilebilmekedir. Engle ve Granger (1987) haa düzelme eriminin yer aldığı bir modelin sonuçlarının güvenilirlik bakımından önemli olduğunu vurgulamakadır. Sandar Grangernedensellik modeline haa erimlerinin (ECM) eklenmesi ile oluşurulan genelleşirilmiş Granger nedensellik modeli aşağıdaki gibi ifade edilmekedir: y x l m 0 1 i y i 2i x i 3 1 i 1 i 1 (6) l m 0 1i y i 2i x i 3 1 i 1 i 1 (7) (6) ve (7) nolu denklemlerde; 1 ve m uygun gecikme uzunluğunu, ɛ ve v seri korelasyonu olmayan haa erimleri, λ ve δ ise eş-büünleşme denkleminden harekele elde edilmiş haa erimlerini gösermekedir. Haa düzelme modelinde haa erimleri serisinin bir dönemlik gecikmeli değeri kullanılır. Burada, değişkenleri arasındaki kısa ve uzun dönem nedenselliklere ulaşmak olanaklıdır. (6) ve (7) nolu denklemlerdeki β 1, β 2, γ 1 ve γ 2 kasayıları modeldeki değişkenler arasındaki kısa dönem ilişkileri ifade ederken β 3 ve γ 3 kasayıları ise modeldeki uzun dönem nedensellik ilişkisini gösermekedir. Ayrıca haa düzelme modelinde haa erimlerinin gecikmeli değerine ai kasayı değerinin isaisiksel olarak anlamlı olması, ilgilenilen seriler arasında nedensellik ilişkisinin varlığına işare eder (Karagöl ve diğ., 2006; Akaş ve Yılmaz, 2008). 54
R. Ceylan - S. Baser 5. Analiz ve Bulgular Çalışmada 1965-2011 dönemine ai yıllık reel GSYİH değerleri ile yıllık perol ükeim mikarları kullanılmakadır. Serilere öncelikli olarak ADF birim kök esi uygulanmakadır. Sonuçlar ablo 1 de göserilmekedir. Tablo 1. ADF Tes Sonuçları Sabi erimli Sabi Terim ve Trendli Sabi Terimsiz ve Trendsiz Perol -1,3375(0) -1,6838(0) 2,4875(0) GSYİH -1,6285(0) -3,0222(0) 7,7635(0) Perol -7,0794(0)*** -7,3092(0)*** -5.6102(0)*** GSYİH -5,7335(0)*** -6,4782(0)*** -3,8251(0)*** No: *** ifadesi %1 düzeyinde serilerin birim kök içerdiği boşluk hipoezinin red edildiğini gösermekedir. Paranez içindeki ifadeler uygun gecikme uzunluğunu gösermekedir. Ayrıca işlemcisi ilgili serilerin birinci farkını ifade emekedir. Tablo 1 incelendiğinde perol ükeimi (PETROL) ve reel GSYİH (GSYİH) serilerinin düzey değerlerinin durağan olmadığı (ablonun ilk iki saırına göre) görülmekedir. Ancak serilerin her ikisinin de birinci farkları alındığında aynı dereceden durağan hale geldikleri (ablonun üçüncü ve dördüncü saırlarına göre) görülmekedir. Serilerin her ikisinin de aynı dereceden durağan hale gelmesi eş-büünleşme analizi açısından bir ön koşuldur. Bundan sonra seriler için VAR (Vecor Auo Regressive) modeli kurulur ve uygun gecikme uzunluğu seçilmelidir. Kurulan VAR modeli için uygun gecikme uzunluğu sonuçları ablo 2 de verilmekedir: Tablo 2 den de anlaşıldığı gibi model için uygun gecikme uzunluğu 1 dir. Çünkü LR, FPE, AIC, SC ve HQ krierleri %5 düzeyinde 1 dönemlik gecikme için anlamlı sonuçlar üremekedir. Tablo 2. VAR Gecikme Uzunluğu Seçimi Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0-0.116966 NA 0.003783 0.098464 0.180380 0.128672 1 150.0567 279.3928* 4.22e-06* -6.700309* -6.454560* -6.609685* 2 150.3913 0.591518 5.01e-06-6.529829-6.120248-6.378788 3 150.7253 0.559143 5.97e-06-6.359314-5.785900-6.147857 4 151.2630 0.850370 7.06e-06-6.198279-5.461032-5.926405 * indicaes lag order seleced by he crierion LR: sequenial modified LR es saisic (each es a 5% level) FPE: Final predicion error AIC: Akaike informaion crierion SC: Schwarz informaion crierion HQ: Hannan-Quinn informaion crierion Tablo 3. Johansen Eş-Büünleşme esi sonuçları H 0 H Eigenvalue Trace %5 Kriik 1 H Max-Eigen %5 Kriik 1 İsaisiği Değer İsaisiği Değer r 0 r 1 0,4038 23,3164*** 15,4947 r 1 23,2800*** 14,2646 r 1 r 2 0,0008 0,0362 3,8414 r 2 0,0364 3,8414 No: *** ifadesi, hesaplanan kasayı değerlerinin %1 düzeyinde anlamlı olduklarını gösermekedir. Bundan sonraki aşama seriler arasında eş-büünleşme yani, uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını belirlemekir. Bu amaçla eş-büünleşme analizinde uygun model seçimi yapılmalıdır. Uygun model seçimi yapıldıkan sonra ise eş-büünleşme analizine geçilmelidir. Tablo 3, Johansen-Juselius eş-büünleşme esi sonuçlarını gösermekedir. 55
Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Tablo 3 ün sonuçlarına göre perol ükeim mikarları ile reel GSYİH arasında bir ane eş-büünleşik vekör bulunmakadır. Seriler uzun dönemli ilişki içindedirler. Ayrıca serilerin birinci farklarının doğrusal bileşimleri durağandır. Elde edilen bulgulara göre GSYIH normalize edilerek bir eşbüünleşik denklem bulunmakadır. Bu denklem aşağıdaki gibidir. log GSYIH 2,1958log PETROL (8) (8) Numaralı denklemde yer alan kasayı isaisiksel olarak anlamlıdır. Kullanılan seriler uzun dönemli ilişki içindedir. Her ne kadar eş-büünleşme analizleri zaman serileri arasındaki uzun dönemli ilişkileri oraya koyuyor olsa da, seriler birinci merebeden durağan süreçler oldukları için ahmin aşamasında bazı bilgiler kaybolmakadır. Bu nedenle eş-büünleşme analizinden sonraki aşama serilere haa düzelme modelini uygulamakır. Haa düzelme modeli, seriler arasındaki kısa ve uzun dönemli ilişkileri oraya koyması bakımından önemlidir. Haa düzelme modeli sonuçları aşağıdaki gibidir: Modelde yapılan analizler sonunda gecikme uzunlukları 1=m=1 olarak bulunmuşur. loggsyih 0,0355 0,2183 loggsyih ( 1) 0,0071 log PETROL ( 1) 0,5070 HATA( 1) Sd Haa. (0,0089) (0,1708) (0,0841) (0,1707) İs. 3,9619 1,2779 0,0845 2,9701*** F İs. 3,6771** log PETROL 0,0224 0,0610 log PETROL ( 1) 0,3993 log GSYIH ( 1) 0,0930HATA( 1) Sd.. Haa. (0,0170) (0,1600) (03250) (0,3247) İs. 1,3163 0,3812 1,2285 0,2863 F İs. 0,8808 (9) (10) (9) Numaralı denkleme göre reel GSYIH nin bağımlı değişken olarak alınması durumunda Türkiye ekonomisinde perol ükeimi ile reel GSYIH arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmakadır. (9) Numaralı denklemde F-isaisik değeri bir büün olarak modelin %5 anlamlılık düzeyinde geçerli olduğunu gösermekedir. Bu sonuç Engle-Granger (1987) çalışmasından harekele, perol ükeiminin reel GSYİH yi ekilediği şeklinde yorumlanabilir. Öe yandan, aynı denklemde haa eriminin gecikmeli halinin kasayısının -1 ile 0 arasında bulunması ve kasayının isaisiksel olarak anlamlı olması, ilgili modelde haa düzelme mekanizmasının çalışığını ve dengeden sapmaların %50,70 inin bir yıl içinde giderildiğini gösermekedir. (10) Numaralı denklemde ise haa düzelme mekanizması çalışmamakadır. (10) Numaralı denklemde F-isaisik değeri anlamsız çıkmakadır. Dolayısıyla, modelde reel GSYIH den perol ükeimine doğru bir nedensellik ilişkisinin olmadığını gösermekedir. Her iki denklemde de bağımlı ve bağımsız değişkenlerin gecikmeli değerlerine ilişkin ahmin edilen kasayılar isaisiksel olarak anlamsızdır. Bu espi ele alınan değişkenler arasında kısa dönemli herhangi bir ilişkinin olmadığını gösermekedir. Reel GSYİH ve perol ükeimi arasında eşbüünleşik bir denklem bulunması halinde, değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin oraya konması bakımından haa düzelme modeli kullanılabilir (Karagöl ve diğ., 2006; Akaş ve Yılmaz, 2008). Haa düzelme modelinin F -esine göre anlamlı çıkması nedensellik çıkarımının yapılabileceğini ifade emekedir. Buradan harekele, Türkiye Ekonomisinde 1965-2011 döneminde perol ükeimi reel GSYİH deki değişmelerin nedeni olarak düşünülebilir. Dolayısıyla, ele alınan dönemde Türkiye 56
R. Ceylan - S. Baser Ekonomisinin perol ükeimine ve dolayısıyla enerjiye olan bağımlılığının devam emeke olduğu çıkarımını yapmak mümkündür. Ayrıca, Türkiye de perol ükeimini azalıcı poliikalarının reel GSYİH üzerinde olumsuz ekiler bırakacağını belirmek gerekir. 6. Sonuç Türkiye ekonomisinde büyümenin iki emel eikleyicisi vardır. Bunlar: iç alep ve ihracaır. Refah arışının süreklilik kazanabilmesi için büyüme performansının sürdürülebilir olması gerekmekedir. Türkiye de ihracaın yaklaşık %95 i sanayi ürünü ve sanayide kullanılan girdilerin de, özellikle enerjinin %85 i ihala ile karşılanmakadır. Bu ablo, Türkiye nin enerji açısından ne kadar dışa bağımlı olduğunu oraya koymakadır. Öe yandan, ihalaın %80 e yakın bir kısmı ara malı, hammadde ve sermaye mallarından oluşmakadır. Toplam ihala içinde perol ihalaının payı yaklaşık olarak %25 dolaylarındadır. O halde perol ükeiminin, enerji kullanımı ve üreim arışını eiklemesi ampirik olarak kanılanmaya ihiyacı olan bir mesele olarak görünmekedir. Bu çalışma, lieraürde oluşan bu boşluğu doldurma amacını aşımakadır. Çalışmada, reel GSYİH ve perol ükeimi serileri 1965-2011 dönemi için ele alınmış, önce serilere sandar birim kök esi uygulanmış ve serilerin düzey değerlerinin durağan olmadığı oraya çıkıkan sonra, birinci farklarının durağan olduğu anlaşılmış ve buradan harekele eşbüünleşme analizine geçilmişir. Eşbüünleşme analizi sonuçlarına göre, reel GSYİH ile perol ükeimi serileri uzun dönemde birlike hareke emeke ve reel GSYİH değeri normalize edilerek bir ane eşbüünleşik denklem bulunmakadır. Eşbüünleşme analizi sırasında oraya çıkan veri kaybının yol açığı sıkınıları oradan kaldırmak ve değişkenler arasındaki ilişkinin yönü hakkında bilgi sahibi olabilmek için serilere haa düzelme modeli uygulanmışır. Elde edilen bulgular, 1965-2011 döneminde Türkiye ekonomisinde perol ükeiminden reel GSYİH ye doğru ek yönlü bir ilişkinin olduğunu gösermekedir. Ayrıca haa düzelme mekanizması çalışmaka ve dengede oluşan yıllık sapmaların oralama olarak %50,70 i bir sonraki dönemde elafi edilmekedir. Perol ükeimi ile reel GSYİH serileri uzun dönemde birlike hareke emekedirler. Son olarak, elde edilen bulgular Türkiye ekonomisinin perol bağımlısı olmaya devam eiğini oraya koymaka ve Türkiye de enerji asarruf poliikalarının ekonomik büyümeyi olumsuz ekileyeceğini belirmekedir. Burada, enerji asarruf poliikalarından; enerji israfının ve enerji kaçakçılığının önlenmesi kasedilmekedir. Alernaif enerji kaynaklarına yönelinmesi ve kendi enerji kaynaklarını kullanabilmesi Türkiye nin enerji konusunda dışa bağımlı hale gelmesini azalıcı yönde bir eki yapabilir. Çünkü enerji bağımlısı olmak, dış şoklara karşı ekonomiyi savunmasız bırakır, ayrıca ihraca ve büyümeyi de olumsuz ekiler. O halde Türkiye Ekonomisinde üreim sürecinde kullanılan girdi çeşililiğinin arırılması ve sahip olunan poansiyel enerji kaynaklarını harekee geçirecek edbirlerin alınması gerekmekedir. Bu bağlamda, su, güneş ve özellikle rüzgar gibi girdiler kullanılarak enerji üreiminin gerçekleşirilmesi ve perole olan bağımlılığın azalılması, cari işlemler dengesinde giderek daha belirgin hale gelen bozulmaların giderilmesine kakı sağlayabilir. 57
Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Kaynaklar Akaş, C., & Yılmaz, V. (2008). Causal relaionship beween oil consumpion and economic growh in Turkey. Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi 15, 45-55 Aqeel, A., & Bu, M. S. (2001). The relaionship beween energy consumpion and economic growh in Pakisan, Asia-Pasific Developmen Journal, 8(2), 101-110. Alınay, G., & Karagöl, E., (2005). Elecriciy consumpion and economic growh: Evidence from Turkey. Energy Economics, 27, 849-856. Ang, J. B. (2007). Financial liberalizaion, financial secor developmen and growh: Evidence from Malaysia. Journal of Developmen Economics, 84, 215-233. Belke, A., Dobnik, F., Dreger, C. (2010). Energy consumpion and economic growh. Inernaional Energy Economics, 3(1), 783-788. Cheng, B. S., & Lai, T. V. (1997). An invesigaion of co inegraion and causaliy beween energy consumpion and economic aciviy in Taiwan. Energy Economics, 19, 435-444. Consanini, V., & Marini, C. (2010). The causaliy beween energy consumpion and economic growh: A muli secoral analysis using non-saionary co inegraed panel daa. Energy Economics, 32, 591-603. Dickey, D. A., & Fuller, W. A., (1981). Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Economerica, 49, 1057-1072. Engle, R., & Granger, C. W. J. (1987). Co inegraion and error correcion represenaion, esimaion and esing. Economerica, 55, 251-276. Erdal, G. (2008). The causaliy beween energy consumpion and economic growh in Turkey, Energy Policy, 36, 3838-3842. Erol, U., & Yu, E. S. H. (1987). On he causal relaionship beween energy and income for indusrialized counries, Journal of Energy Developmen, 13, 113-122. Ghali, K. H., & El-Sakka, M. I. T. (2004). Energy use and oupu growh in Canada: A mulivariae co inegraion analysis. Energy Economics, 26 (2), 225 38. Farhani, S. & Ben Rejep, J. (2012). Link Beween Economic Growh and Energy Consumpion in Over 90 Counries. Inerdisciplinary Journal of Conemporary Research in Business. Vo: 3. No:11. Pp: 282-297. Ghosh, S. (2002). Eleciriciy consumpion and economic growh in India. Energy Policy, 30(2), 125-129. Haemi, J. A., & Irandous, M. (2005). Foreign aid and economic growh: New evidence from panel co inegraion. Journal of Economic Developmen, 30(1), 71-80. Hondroyiannis, G. (2002). Energy consumpion and economic growh: Assessing he evidence from Greece. Energy Economics, 24, 319-336. Hou, Q. (2009). The relaionship beween energy consumpion growh and economic growh in China. Journal of Economics and Finance, 1(2), 232-237. Jober, T., & Karanfil, F. (2007). Secoral energy consumpion by source and economic growh in Turkey. Energy Policy, 35, 5447-5456. 58
R. Ceylan - S. Baser Johansen, S., & Juselius, K. (1990). Maximum likelihood esimaion and inference on co inegraion wih applicaion o he demand for money. Journal of Economics and Saisics, 52, 169-210. Karagöl, E., Erbaykal, E., & Eruğrul M. (2006). Oil Consumpion and GNP Relaionship In Turkey: An Empirical Sudy. Inernaional Conference on Human and Economic Resources, İzmir. Kaufmann, R. K., & Azary, L. (1991). A biophysical analysis of subsiuion: Does subsiuion save energy in he US fores producs indusry? Ecologica Economics, 6, 111-123. Kraf, J., & Kraf, A. (1978). On he relaionship beween Energy and GNP. Journal of Energy and Developmen, 3, 401-403. Lucas, R. E. (1988). On he mechanics of economic developmen. Journal of Moneary Economics, 22(3), 42. Masih, A., and Masih, R. (1996). Energy consumpion, real income and emporal causaliy: Resuls from a muli-counry sudy based on co inegraion and error correcion modeling echniques. Energy Economics, 18, 165-183. Nelson, C. R., & Plosser, C. I. (1982). Trends and random walks in macroeconomic ime series: Some evidence and implicaions. Journal of Moneary Economics, 10, 139-162. Odhiambo, N. M. (2009). Energy consumpion and economic growhnexus in Tanzania. Energy Policy, 37(2), 617-622. Oh, W., & Lee, K. (2004). Causal relaionship beween energy consumpion and GDP revisied: The case of Korea. Energy Economics, 26, 51-59. Ouédraogo, I.M. (2010). Elecriciy consumpion and economic growh in Burkina Faso: A coinegraion analysis. Energy Economics, 32, 524-531. Paul, S., & Bhaacharya, R. N. (2004). Causaliy beween energy consumpion and economic growh in India: A noe of conflicing Resuls. Energy Economics, 26,977-983. Pola, Ö. (2011). Susainabiliy of he curren accoun defici in Turkey. Journal of Business, 5 (2), 577-581. Romer, P. M. (1986). Increasing reurns and long run growh. Journal of Poliical Economy, 94, 1002-1037. Romer, P. (1994). Origins of Endogeneous Growh, Journal of Economic Perspecives, 8, 3-22. Shaari, A. H., Ohman, J., & Jafari, Y. (2012). Energy consumpion, economic growh and environmenal polluans in Indonesia. Energy Economics, 34, 879-889. Siddiqui, A., Fleen, S. E. (2010). How o proceed wih compeing alernaive energy echnologies: A real opions analysis. Energy Economics, 32(4), 817-830. Soyaş, U., Sarı, R., & Özdemir, Ö. (2001). Energy consumpion and GDP relaions in Turkey: A co inegraian and vecor error correcion analysis. Energy Economics, 15, 838-844. Soyaş, U., & Sarı, R. (2003). Energy consumpion and GDP. Energy Economics, 25(1), 33-37. Sern, D. I. (1993). Energy use and economic growh in he USA, A mulivariae approach. Energy Economics, 22, 137-150. Sern, D. I. (2004). Energy and Growh. Encylopedia of Energy. Vol:2.pp: 35-51. 59
Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Şengül, S., & Tuncer, İ. (2006). Türkiye de enerji ükeimi ve ekonomik büyüme: 1960-2000. İkisa İşleme ve Finans Dergisi, 242, 69-80 Tang, C. F. (2008). A re-examinaion of he relaionship beween elecriciy consumpion and economic growh in Malaysia. Energy Policy, 36(8), 3077-3085. Tsani, S. (2010). Energy consumpion and economic growh. Energy Economics, 32(3), 582-590. Yala, A. T. (2011). Analyzing energy consumpion and GDP nexus using maximum enropy boosrap: The case of Turkey. Energy Economics, 33(3), 453-460. Yang, H. Y. (2000). A noe on he causal relaionship beween energy and GDP in Taiwan. Energy Economics, 22, 309-317. 60