OECD ÜLKELERİNDE SATINALMA GÜCÜ PARİTESİ: PANEL EŞBÜTÜNLEME YAKLAŞIMI

Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2009, CİLT XXVI, SAYI 1 OECD ÜLKELERİNDE SATINALMA GÜCÜ PARİTESİ: PANEL EŞBÜTÜNLEME YAKLAŞIMI Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN 1 Nazan ŞAK 2 Öze Bu çalışma OECD ülkeleri için saınalma nin geçerli olup olmadığını incelemekedir. Çalışmada, OECD ülkeleri incelenirken, yüksek ve düşük gelir grubunda olan ülkeler şeklinde sınıflandırılmışır. Burada panel veriler kullanılarak panel birim kök ve panel eşbüünleme analizleri yapılmışır. Analiz sonucunda elde edilen bulgular, saınalma nın OECD ülkeleri için deseklenmediğini gösermişir. Anahar Kelimeler: Gücü Pariesi, Panel Birim Kök, Panel Eşbüünleme, Yüksek Gelir Grubundaki Ülkeler, Düşük Gelir Grubundaki Ülkeler Absrac PURCHASING POWER PARITY IN OECD COUNTRIES: A PANEL COINTEGRATION APPROACH This paper invesigaes he validiy of Purchasing Power Pariy for OECD counries. In his sudy, OECD counries have been classified as high and low income counries. This paper relies on panel daa and recen advances in panel uni roo and panel coinegraion analysis. The resuls of analysis show ha Purchasing Power Pariy does no hold for OECD counries. Key Words: Purchasing Power Pariy, Panel Uni Roo, Panel Coinegraion, High Income Counries, Low Income Counries 1 Doç. Dr. Marmara Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümü, ecaglayan@marmara.edu.r 2 Öğreim Görevlisi, İsanbul Gelişim Meslek Yüksekokulu, nazansak@gelisimmyo.edu.r 483

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK 1. Giriş Döviz kurları ekonomik faaliyeleri ekileyen önemli gösergelerden biridir. Dolayısıyla, kurlardaki değişimler araşırmacıların ilgisini çeken bir konu olmuşur. Döviz kurundaki harekelerinin incelendiği yaklaşımlardan biri olan saınalma, uluslararası karşılaşırmalarda kullanılan önemli bir gösergedir. Döviz kurunun yabancı ve yuriçi enflasyon oranları arasındaki farka göre belirlenmesini öngören saınalma ile ülkelerarası fiya farklılıklarının oradan kaldırılarak, en uygun döviz kuru seviyesi belirlenmeye çalışılmakadır. Saın alma lieraürde oldukça ilgi çeken konu olmuş ve farklı ekonomerik modeller ile bu parienin farklı ülkeler için geçerli olup olmadığı incelenmişir. Çalışmamızın amacı, OECD ülkeleri için saınalma nin geçerli olup olmadığını incelemekir. Çalışmamızda, saın alma nin OECD ülkeleri için geçerli olup olmadığı, son yıllarda yaygın olarak kullanılan panel birim kök ve panel eşbüünleme analizleri ile incelenecekir. Bilindiği gibi, panel veri analizleri için kesi birimlerinin heerojen olduğu durumlarda sonuçların anlamlı olmayacağına yönelik çeşili eleşiriler yapılmışır. Özellikle, son dönemde yapılan çalışmalarda panel birim kök ve panel eşbüünleme yönemleri kullanılırken, kesi verilerin homojen yapıda olması fikri önemle deseklenmekedir 3. Bu bilgi doğrulusunda, çalışmamızda OECD ülkelerinin ümü bir arada incelendiği gibi, ayrıca yüksek ve düşük gelirli ülkeler şeklinde sınıflandırılarak daha homojen al gruplar da oluşurulmuşur. OECD ülkelerinin bir büün olarak incelendiği çalışmamızın sonuçları ile OECD ülkelerini iki homojen gruba ayırarak yapığımız çalışmanın bulguları karşılaşırılarak homojenliğin OECD ülkeleri içinde ekisi belirlenmeye çalışılacakır. Bu araşırmanın son dönemde yapılan diğer çalışmalardan farkı, lieraürde yüksek ve düşük gelirli ülke ayrımı yapılarak saınalma nin incelendiği bazı çalışmalar olmasına rağmen, OECD ülkeleri içinde böyle bir ayrımın yapıldığı bir araşırmanın bulunmamasıdır. Çalışmanın giriş bölümünü izleyen ikinci bölümde saınalma ele alınmışır. 3. ve 4. bölümlerde sırası ile daha önce bu konuda yapılmış çalışmaların incelendiği lieraür ve meodolojiye yer verilmişir. 5. bölümde uygulamada kullanılan veriler ve 6. bölümde elde edilen bulgular açıklanmışır. Son bölümde ise sonuca yer verilmişir. 2. Gücü Pariesi Yaklaşımı Reel döviz kurunu hesaplamada kullanılan saınalma eorisini, 1918 yılında yayınladığı makaleyle ilk olarak gelişiren ve kullanan ikisaçı, Gusav Cassel dir. Bu eoriye göre, iki ülkenin saınalma güçleri bu iki ülkenin fiyaları oranına göre belirlenir. eorisi ile belli bir mikar paranın saın alabildiği mal ve hizme mikarının eşi olduğu varsayılır. Bu varsayımdan harekele, ülkeler arasındaki fiya farklılıkları yok edilerek uygun döviz kuru seviyesi belirlenmeye çalışılır 4. Saın alma gücü pariesi yaygın olarak mulak saın alma ve nispi saın alma olarak iki şekilde ele alınmakadır. 3 Daha ayrınılı bilgi için bakılabilir: I. Drine ve C. Raul, 2008. 4 H. Seyidoğlu, Uluslararası İkisa Teori, Poliika ve Uygulama, Gelişirilmiş 14. Baskı, İsanbul, Güzem Yayınları, 2001, s. 370. 484

Mulak saınalma, P E = P * formülüyle hesaplanır. Formülde yer alan E, nominal döviz kuru; P, yur içi * fiya seviyesi; P, yabancı ülke fiya seviyesidir 5. Mulak saın alma ne göre bir ulusal para birimi her ülkede aynı saın alma gücüne sahipir Mulak saın alma gücü pariesi döviz kurlarının en basi şeklinde açıklanmasıdır. Gerçek piyasaların karmaşık olması nedeni mulak saın alma nden çok nispi saın alma incelenmekedir. Nispi saın alma nde belirli bir başlangıç yılı baz alınarak, kurların hangi yönde hareke eiğine önem verilmekedir, yani belirli bir andaki döviz kuru önemli değildir. Nispi saın alma, * ( E1 E0 ) / E0 = P P olarak hesaplanır. Burada E 1, baz alınan dönemin döviz kuru, ( E1 E0 ) / E0 * kurdaki % değişme, P, yur içi fiya seviyesi, P, yabancı ülke fiya seviyesidir. Buna göre, ulusal para ile yabancı para arasında oluşan döviz kuru, bu iki ülkenin mulak fiya seviyelerini değil, fiya arışlarını yani enflasyon oranlarını yansıacak şekilde değişmekedir 6. eorisinde, icaree konu olmayan mal ve hizmelerin varlığı, icare kısıları, yapısal değişmeler, am olmayan rekabe, ölçme haaları, zevk ve ercihler, bekleniler, spekülasyonlar ve eknolojik değişmeler nedeniyle sapmalar meydana gelebilmekedir. İki ülkenin fiya seviyesini ekileyen aşıma giderleri, gümrük vergileri, idari düzenlemeler ve arifeler de saınalma ni ekileyen diğer fakörler olarak sayılabilir 7. nde sayılan nedenlerden dolayı, sapma meydana gelebilirken benzer özellikler göseren ülkelerde n uzun dönemde geçerli olması beklenmekedir. 3. Lieraür Taraması nın geçerliliğine yönelik lieraürde birçok çalışma yapılmışır. Bu çalışmalar incelendiğinde, yaygın olarak ülkelerin ek ek ele alındığı ve geleneksel zaman serisi yönemlerinin uygulandığı görülmekedir. Bu çalışmalardan bazıları, Tablo 1 de göserilmekedir. Son dönemlerde, saınalma ve reel döviz kuruyla ilgili çalışmalarda birçok ülkenin bir arada incelenmesine olanak veren panel veri yönemleri kullanılmışır. Önceleri panel birim kök yönemleriyle reel döviz kurunun durağanlığı ve dolayısıyla 5 M. Mackinosh ve diğerleri, Economics and Changing Economies, London, Inernaional Thamson Business Press, 1996, s. 633. 6 N. Aslan ve A. Kanbur, Türkiye de 1980 Sonrası Saın Alma Gücü Pariesi Yaklaşımı, Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi, Cil 23, Sayı 2, 2007, s.17. 7 S. Edwards, Exchange Rae Misalignmen in Developing Counries, Discussion Paper, No: 442, 1987, s. 5,8. 485

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK saınalma ile ilgili yorumlar yapılabiliyorken, daha sonraki dönemde panel eşbüünleme yönemlerinin gelişmesiyle saınalma nın uzun dönemde geçerliliği sınanmaya başlanmışır. Panel veri analiziyle ilgili olarak, N kesi birimlerinin heerojen olduğu durumlarda sonuçların anlamlı olmayacağına yönelik çeşili eleşiriler yapılmışır. Özellikle, son dönemde yapılan çalışmalardan saınalma, farklı homojen gruplara ayrılan ülkeler için incelenmişir. Panel veri analizi yönemleri ile ilgili çalışmalar Tablo 2 de yer almakadır. Tablo 1: Gücü Pariesi ile İlgili Çalışmalar ARAŞTIRMACILAR Dibooğlu,1995 İNCELENİLEN ÜLKE Almanya, Japonya DÖNEM FREKANS YÖNTEM 1974:1-1990:4 Üçer Aylık Akgül,1995 Türkiye 1980-1994 Üçer Aylık Ramirez ve Khan,1999 Islam ve Ahmed,1999 Almanya,İngilere,Japo nya, Kanada, Fransa Kore 1973-1996 Aylık 1971:1-1996:1 Üçer Aylık Kasuya ve Ueda, 2000 Japonya 1973-2000 Üçer Aylık Akram,2000 Erla, 2001 Bjornland ve Hungnes,2002 Norveç Türkiye 1972:1-1997:4 1984:1-2000:9 Aylık Aylık Norveç 1982-1999 Aylık Eşbüünleme Eşbüünleme Eşbüünleme Engle Granger Eşbüünleme Eşbüünleme Eşbüünleme Birim Kök Tesleri Eşbüünleme Yan,2002 Kanada 1981-1996 Yıllık Anova SONUÇ yöneminde daha çok desekleniyor. geçerli değil. gücü Pariesi geçerli değil. geçerli değil. 486

ARAŞTIRMACILAR İNCELENİLEN ÜLKE DÖNEM FREKANS YÖNTEM SONUÇ Lahinen,2003 Almanya 1975:2-1998:1 Üçer Aylık Calderon ve Duncan,2003 Şili 1810-2002 Yıllık Civcir,2003 Türkiye 1987:1/2000:1 2 Aylık Sideris,2004 Japonya, Almanya 1973:1-2002:4 Aylık Brissimis, Sideris ve Voumvaki, 2005 Fransa, Yunanisan 1972-1998 Üçer Aylık Sayyan,2005 Türkiye 1982:1-2004:6 Aylık Abuaf ve Jorion,1990 10 Gelişmiş Ülke 1973:1-1987:1 Aylık Eşbüünlem e ADF, Phillips Perron, DF- GLS, Ng Peron, KPSS Eşbüünlem e Eşbüünlem e Eşbüünlem e Eşbüünlem e Vekör Haa Düzelme Meodu SUR AR(1) ve Dickey Fuller(1979) Tesi gücü Pariesi geçerli değil. Japonya için geçerli değil, Almanya için Fransa için geçerli değil, Yunanisan için ARAŞTIRMACILAR İNCELENİLEN ÜLKE DÖNEM FREKANS YÖNTEM SONUÇ Kim,1990 10 Gelişmiş Ülke 1900-1987 Yıllık Lohian ve Taylor,1996 3 Gelişmiş Ülke 1791-1990 Yıllık Culver ve Papell,1999 Taylor,2002 21 Gelişmiş Ülke 1973:1-1996:4 Üçer aylık 20 Gelişmiş ve Gelişmeke Olan Ülke 1870-1990 Yıllık Çağlayan ve Saçaklı,2006 Türkiye ve Birleşik Krallık 1995:1-2004:8 Aylık PP, Eşbüünlem e PP ve Dickey Fuller(1979) ADF,KPSS ve Shin(1994), Engle Granger Eşbüünlem e ADF- GLS Tesi, Eşbüünlem e PP, KPSS ve ERS Mulak geçerli değil. 487

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK Tablo 2: Gücü Pariesi ile İlgili Panel Veri Çalışmaları ARAŞTIRMACI LAR İNCELENİLE N ÜLKE DÖNEM FREK ANS YÖNTEM SONUÇ Papell,1997 20 Gelişmiş Ülke 1973:1-1994:9 Aylık ADF, Panel Birim Kök Erla ve Özdemir,2003 Basher ve Mohsin,2004 Alba ve Papell,2005 Benassy, Duran, Lacreche ve Mignon,2005 17 Ülke 10 Gelişmeke Olan Ülke 84 Gelişmiş ve Gelişmeke Olan Ülke 1984:1-2001:6 1980:1-1999:4 Aylık Üçer Aylık 1976:1-2002:12 Aylık G 20 Ülkeleri 1980-2001 Yıllık ADF, KPSS, Panel Birim Kök Panel Birim Kök, Panel Eşbüünleme Panel Birim Kök Yaklaşımı Panel Birim Kök, Panel Eşbüünleme Veriler oralamadan arındırıldığında saınalma geçerli değil. geçerli değil. Avrupa ve Lain Ülkelerinde yaklaşım geçerliyken, Afrika ve Asya da geçerli değil. Reel döviz kurunda sapmalar olmuş. Cerrao ve Saranis,2007 Şak,2006 Acaravci ve Acaravci,2007 Drine ve Raul,2008 34 Gelişmeke Olan Ülke 27 OECD Ülkesi 10 Gelişmiş Ülke, 11 Gelişmeke Olan Ülke 80 Gelişmiş ve Gelişmeke Olan Ülke 1973:1-1998:12 1996:1-2006:4 1990:1-2006:3 Aylık Aylık Üçer Aylık 1970-1998 Aylık Panel Birim Kök, Panel Eşbüünleme Panel Birim Kök, Panel Eşbüünleme ADF, Panel Birim Kök Analizi Panel Birim Kök, Panel Eşbüünleme geçerli değil. Her iki grup için saınalma geçerli değil. Gelişmiş ülkelerde yaklaşım geçerliyken, gelişmeke olan ülkelerde geçerli değil. 488

4. Meodoloji Hem zaman hem de kesi birimlerinin birlike kullanılmasıyla elde edilen panel verilerle yapılan çalışmalar, son yıllarda büyük arış gösermişir. Panel verilerle yapılan çalışmalarda veri sayısının arması nedeniyle durağanlık kavramı daha çok önem kazanmaya başlamışır. Bu amaçla, farklı panel birim kök esleri gelişirilmişr. Bu esler, önceleri benzer özellik gösermelerine rağmen son yapılan çalışmaların yapı olarak daha farklı bir anlayışla oluşurulduğu görülmekedir. 4.1. Panel Birim Kök Tesleri Panel birim kök eslerinin birçoğu, Dickey Fuller (1979) birim kök esinden üreilmiş yaklaşımları önermekedir. Geleneksel birim kök esleri birim kök varlığını ifade eden hipoezin reddemeke güçsüz kalmakadır. Panel birim kök eslerinin geleneksel birim kök eslerine göre daha güçlü olmaları uygulamada avanajlar sağlamakadır. Panel birim kök esleri ile, ele alınan panel için orak bir birim kökün varlığı es edilmekedir. Çalışmamızda Im, Pesaran ve Shin (IPS) ile Levin, Lin ve Chu (LLC) Panel Birim Kök Tesleri ele alınacakır. 4.1.1. IPS Panel Birim Kök Tesi Panel Birim kök eslerinden biri olan IPS (1997) esinin uygulanması için, ΔΥ i = α i + ρ i Υi, 1 + ε i i = 1,..., N = 1,..., T modeli anımlanmışır. Bu modele rend değişkeni de eklenebilir. Bu es için hipoezler, Η o : ρ i = 0 panel birim kök vardır Η a : ρ i < 0 bazı i ler için panel birim kök yokur şeklinde oluşurulmakadır. IPS esinin es isaisiği, oralama E( NT ) ve varyans Var( NT ) ile, bar isaisiği, = 1 N NT İT N i= 1 olduğunda, Ζ İNT = N [ NT Var( E( NT ) NT )] şeklinde anımlanmakadır. Ζ İNT nin dağılımı sandar normal dağılımdır ve normal dağılım kriik değerleri kullanılarak es isaisiği yorumlanır. 489

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK 4.1.2. LLC Panel Birim Kök Tesi Diğer bir panel birim kök esi olan LLC (2001) esinde, ΔΥ i i pi = δ Υ + θ ΔΥ + α d + ε i, 1 i, L i, L L= 1 biçiminde anımlanan model kullanılmakadır. Modelde m = 1,2, 3 değerlerini almakadır. Burada d m deerminisik bileşeni gösermekedir. LLC esi, üç adımda uygulanmakadır. İlk adımda, Genişleilmiş Dickey Fuller regresyonları ve arıklar elde edilir. İkinci adımda, kısa dönem sandar sapmanın uzun dönem sandar sapmaya oranının ahmini yapılır. Son adımda ise, panel es isaisikleri hesaplanır. δ = 0 ın esi için geleneksel regresyon isaisiği, ˆ δ δ = STD( ˆ) δ olarak hesaplanır. Burada, N T v ~ ~ e ˆ δ ve i, 1 i i= 1 = 2+ pi = N T 2 vˆ i, 1 i= 1 = 2+ p i m i m i STD(δˆ )= 1 ~ NT N T i= 1 = 2+ pi ( e ~ ˆ~ i δv i, 1 ) 2 N T ~ v i, 1 i= 1 = 2+ pi 1/ 2 şeklinde elde edilir. Bu durumda, N (0,1) biçimindeki normal dağılıma sahip düzelilmiş isaisiği ( * s ), ~ˆ 2 ~ ( ) * s NTS Nσ ε STD δ s = * σ ~ mt olarak hesaplanmakadır. ˆ ˆ μ * ~ mt 4.2. Panel Eşbüünleme Tesleri Seriler arasında uzun dönemde bir ilişki olup olmadığı eşbüünleme yla incelenebilir. Zaman serilerinde oldukça yoğun bir şekilde uygulanan eşbüünleme, son dönemlerde panel verilerde de kullanılmaya başlanmışır. Çalışmamızda eşbüünleme analizi, Pedroni (1995,1999) panel eşbüünleme esi yardımı ile yapılacakır. 490

Pedroni (1995,1999) panel eşbüünleme esi, eşbüünlemenin olmadığı sıfır hipoezi üzerine emellenen esleri önermekedir. Pedroni (1995,1999) esi, eşbüünleme analizi için iki değişkenli modelden yararlanırken; Pedroni (1999) esi çok değişkenli regresyon modellerini kullanmışır. Pedroni (1999) esi için önerilen model, Υ i = α i + δ + β 1 iχ1i, +... + β kiχ ki, + e biçimindedir. Pedroni (1995,1999) panel eşbüünleme esi, yedi emel es isaisiği gelişirmiş ve bu eslerden dördü grup içi, üçü ise gruplararası yaklaşımla bulunmuşur. Gruplararası isaisikler, her i birim için farklı ahmin edilen kasayıların oralaması üzerine emelleniyorken, grup içi isaisikler farklı birimlere göre ahmin edilen ooregresif kasayıları birleşirir. Pedroni (1995,1999) grup içi isaisikleri, varyans oranı isaisiği, Phillips ve Perron ipi p isaisiğini, paramerik olmayan Phillips ve Perron ipi isaisiğini ve Dickey Fuller ipi isaisiğini içerir. Gruplararası isaisikler, grup oralama üzerine emellenmiş olup, Phillips ve Perron ipi p isaisiği, Phillips ve Perron ipi isaisiği ve genişleilmiş Dickey Fuller ipi isaisiği olarak isimlendirilir. Analiz sonucu ek araflı sandar normal dağılım ablosundaki %5 kriik değer olan ±1.64 e göre yorum yapılacakır. Grup içi es isaisiklerinden panel varyans oranı isaisiği +1.64 e göre değerlendirilirken, diğer isaisikler normal dağılımın sol arafı için oluşurulan red bölgesine göre yani -1.64 e göre analiz edilecekir 1. 5. Veri nin geçerliliğini sınamak için yapılan çalışmamızda, hem N kesi verisinin hem de T zaman serisi verisinin kullanılmasını sağlayan panel veri modellerinden yararlanılacakır. Bu amaçla, 1996:01-2006:04 dönemi için Amerika Birleşik Devleleri (ABD) ükeici fiya endeksi, OECD (Organizaion for Economic Cooperaion and Developmen) ülkelerinin ükeici fiya endeksleri ve bir birim ABD dolarına karşı nominal döviz kurları kullanılmışır. Araşırmada kullanılan veriler, nominal döviz kuru (ldk) ve yur içi ükeici fiya endeksinin Amerika Birleşik Devleleri ükeici fiya endeksine oranı şeklinde oluşurulmuş ükeici fiya endeksidir (lopulke). Veriler OECD veri abanından 2 elde edilirken 2000 yılı baz yıl olarak alınmışır. Bu çalışmada OECD ülkeleri içerisindeki yüksek ve düşük gelir grubuna ai ülkeler, Dünya Gelişim Gösergeleri Raporu 3 2007 de Gayri Safi Milli Hasıla değerine göre anımlanan düşük, ora ve yüksek gelir grupları sonuçlarından yararlanılarak belirlenmişir. 2007 raporuna göre OECD ülkeleri 20 yüksek gelir grubu ülke ve 6 ane de düşük gelir grubu ülke olarak iki gruba ayrılmışır. 20 yüksek gelir grubu OECD ülkesi, Avusurya, Belçika, Kanada, Danimarka, Finlandiya, Fransa, Almanya, Yunanisan, İzlanda, İalya, i 1 Pedroni,P., Criical Values for Coinegraion ess in Heerogeneous Panels wih Muliple Regressors, Oxford Bullein of Economics and Saisic, Special issue, 0305-9049, 1999, s. 668. 2 www.oecd.org 3 The World Bank, World Developmen Repor 2007". 491

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK Japonya, Kore, Lüksemburg, Hollanda, Norveç, Porekiz, İspanya, İsveç, İsviçre ve İngilere olarak sıralanabilir. 6 düşük gelir grubu OECD ülkesi ise, Çek Cumhuriyei, Macarisan, Meksika, Polonya, Slovakya ve Türkiye dir. OECD ye üye ülkeler içinde yer alan Avusralya ve Yeni Zelanda, araşırmanın yapılacağı dönemde aynı ekniklerle veriler elde edilemediğinden çalışmaya dahil edilmemişir. OECD ülkelerinde saınalma nin geçerliliğinin incelendiği çalışmamızda 1996:01-2006:04 dönemindeki 20 yüksek gelirli ülke için örnek birim sayısı 2480 dir. Düşük gelir grubunda yer alan 6 OECD ülkesi için ise, örnek birim sayısı 744 dür. 6. Bulgular nın geçerliliğini araşırmak için üm OECD ülkelerinin incelendiği çalışma yanında OECD içerisindeki benzer yapıda olduğu belirlenen yüksek gelir grubuna ai 20 ülke ve düşük gelir grubuna ai 6 ülke için yapılan panel birim kök ve eşbüünleme analizi sonuçları ele alınmışır. 6.1. Panel Birim Kök Tesleri Sonuçları Çalışmamızda Dickey Fuller (1979) birim kök esinden üreilmiş panel birim kök esleri, saınalma nin geçerliliğinin incelenmesinde kullanılan nominal döviz kuru (ldk) ve yur içi ükeici fiya endeksinin Amerika Birleşik Devleleri ükeici fiya endeksine oranı şeklinde oluşurulmuş ükeici fiya endeksi (lopulke) serilerine IPS (1997) ile LLC(2001) esleri uygulanarak sonuçlar Tablo 3. de verilmişir. Analizde, uygun gecikme uzunluğu seçilirken bazı krierlerden yararlanılır. Bu krierlerin minimum olduğu seviyedeki gecikme uzunluğu uygun gecikme uzunluğu olarak espi edilir. Çalışmamızda, Schwar Krieri (SC) kullanılmışır. Tablo 3: Panel Birim Kök Tesi Sonuçları Ülkeler Tüm OECD Ülkeleri Düşük Gelir Grubundaki OECD Ülkeleri Yüksek Gelir Grubundaki OECD Ülkeleri IPS (1997) LLC (2001) Değişkenler Düzey İlk farklar düzey İlk farklar LDK 4.51-40.16* -1.61*** -44.86* LOPULKE 1.06-35.59* -2.34* LDK 1.99-18.17* -1.33*** -19.38* LOPULKE 2.07-5.81* -2.09** LDK -0.05-35.41* -1.22-37.24* LOPULKE -0.31-28.08* -0.69-28.04* *,**,*** sırası ile %1, %5 ve %10 haa payına göre Ho hipoezinin reddini ifade eder. Tablo 3. incelendiğinde, büün serilerin IPS (1997) esi ile birinci merebeden büünlenen olduğu bulunmuşur. LLC (2001) esi sonucunda ise, üm OECD ülkelerinde 492

ve düşük gelir grubundaki lopulke serisinin düzeyde durağan diğer serilerin birinci merebeden büünlenen olduğu espi edilmişir. Tes sonuçlarının karşılaşırılması ile IPS (1997) esi sonuçlarına göre ldk ve lopulke serilerinin aynı merebeden büünlenen oldukları ve uzun dönemde bir ilişkinin olabileceği düşünülebilir. 6.2. Eşbüünleme Analizi Sonuçları Yüksek ve düşük gelir grubunda olan OECD ülkelerindeki saınalma nın geçerli olup olmadığının incelenmesi için seriler arasındaki uzun dönem ilişki araşırılacakır. Uzun dönem ilişkiyi araşırmak amacıyla panel veri yaklaşımları kullanılarak durağanlık incelemesi yapılan serilere Pedroni (1995,1999) panel eşbüünleme uygulanmışır. nin uzun dönemde geçerliliği sınanırken uygulamalarda farklı modeller kullanılmakadır. Örneğin, logarimik döviz kurunun nispi fiyalarla veya yur içi ve yur dışı fiya endekslerinin ayrı ayrı modele kaıldığı görülmekedir 1. Çalışmamızda, saınalma nin uzun dönemde geçerliliği, * L ( DK) = α + β L( P / P ) + u i i i i i modeli kullanılarak araşırılacakır. IPS (1997) es sonuçlarına göre büün serilerin birinci merebeden büünlenen olduğu bulunmuşur. LLC (2001) esi sonucunda da ise yüksek gelir düşük gelir grubundaki OECD ülkelerinde de serilerin birinci merebeden durağan olduğu görülmüşür. Bu sonuca göre, panel eşbüünleme esi, logarimik döviz kuru ve logarimik nispi fiya serileriyle anımlandığı modele uygulanacakır. İncelenecek model, ldk i = μ i +β i lopulke i +e i olarak anımlanabilir. Analizler sonucunda elde edilen panel eşbüünleme analizi sonuçları Tablo 4. de özelenmişir. Pedroni (1995,1999) panel eşbüünleme esi ile ülkelerin logarimik döviz kuru ve nispi fiya serileri arasındaki uzun dönem ilişki incelenmiş, her grup için hesaplanan 7 es isaisiğine göre orak büünlemenin olmadığı sıfır hipoezi reddedilememişir. Yapılan araşırma sonucunda hem üm OECD ülkelerinde, hem yüksek gelir grubundaki OECD ülkelerinde, hem de düşük gelir grubundaki OECD ülkelerinde uzun dönemde panel eşbüünlemenin deseklendiğine dair bulgulara ulaşılamamışır. Çalışmamızda kullanılan aynı dönem için, OECD ülkelerinde saınalma gücü pariesi nın geçerliliğinin incelendiği Şak (2006) ın çalışmasında her ülkeye zaman serisi yönemlerinden Engle Granger eşbüünleme analizi yapılmışır. Her ülke bazında ek ek araşırılan logarimik döviz kuru ve nispi fiya serileri arasındaki uzun dönem ilişkiye, Türkiye hariç diğer ülkelerde ulaşılamamışır. Bu çalışmayla saınalma nın OECD ülkelerinde geçersizliğini desekleyen sonuçlardan yola 1 I. Akgül, Gücü Pariesi: Uzun Dönem Yaklaşımı, Marmara Üniversiesi Ekonomeri Dergisi, 1995, s. 62. 493

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK çıkarak, gelir seviyelerine göre OECD ülkelerini gruplandırarak yapığımız çalışmayla üm OECD ülkelerinin birlike incelendiği çalışma bulgularının birbirinden farklı olmadığı kanısına ulaşılmışır. Bu çalışmanın sonucunda ülke grupları içinde eorinin geçerliliğinin sağlandığı ülke sayısı azsa büün olarak incelendiğinde sonuçlara bu durumun yansımadığını, panel veri modelleri ile genel bir yorum elde edilebildiğini söylemek yanlış olmayacakır. Önceki bölümde verdiğimiz lieraürdeki çalışmaların bulgularındada görüldüğü gibi, özellikle gelişmiş ülkeler için uzun dönemde saın alma nin deseklenmediği konusunda görüş birliği olduğu görülmekedir. Bunun kaynağı olarak, sözkonusu ülkelerin ekonomilerinin farklı reel şoklara maruz kalması göserilmekedir 2. Bizim çalışmamızda hem yüksek gelirli OECD ülkeleri hem de düşük gelirli OECD ülkeleri için saın alma nin deseklenmediği belirlenmişir. Gelişmeke olan ülkeler için ise daha önce yapılan çalışmalarda farklı sonuçlara ulaşılmışır. Çok sayıda mal ve her mal için farklı ağırlıklara dayalı fiya indekslerinin ele alınması, icare dışı malların endekslere girmesi, ağırlık farklılıklarının yanında ülkelerin birbirlerine koymuş oldukları koalar, gümrük arifeleri, vergiler, diğer masraflar sonucu da oraya çıkan fiya farklıları eorinin geçerliliğine gölge düşürebilmekedir. Saın alma gücü pariesinin geçerli olmamasının başka bir nedeni olarak, yüksek enflasyon ve yüksek enflasyon sonucu döviz kuruna yapılan müdahaleler göserilebilir 3. 2 E. Telaar, Kısa Dönem Döviz Kuru Belirsizliğinin Ölçülmesi: GARCH Modeli, Hazine Dergisi,Sayı 2, 1996, s.113. 3 E.Çağlayan ve İ.Saçaklı, Saın Alma Gücü Pariesinin Geçerliliğinin Sıfır Frekansa Spekrum Tahmincisine Dayanan Birim Kök Tesleri ile İncelenmesi, Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Sayı.1, Cil.20, 2006, s.131. 494

Tablo 4: Pedroni(1995,1999) Panel Eşbüünleme Tesi Sonuçları Tüm OECD Ülkeleri Düşük Gelir Grubundaki OECD Ülkeleri Yüksek Gelir Grubundaki OECD Ülkeleri Tesler Tes İsaisiği Sonuç Panel v isaisiği 0,6873 Ho kabul Panel rho isaisiği 0,6699 Ho kabul Panel pp isaisiği 0,5864 Ho kabul Panel ADF is. 0, 5215 Ho kabul Grup rho isaisiği 1,7363 Ho kabul Grup pp isaisiği 2,3760 Ho kabul Grup ADF is. 2,3375 Ho kabul Panel v isaisiği -0,8318 Ho kabul Panel rho isaisiği 1,4997 Ho kabul Panel pp isaisiği 1,8275 Ho kabul Panel ADF is. 1,2598 Ho kabul Grup rho isaisiği 2,1893 Ho kabul Grup pp isaisiği 2,5410 Ho kabul Grup ADF is. 1,9852 Ho kabul Panel v isaisiği -1,1825 Ho kabul Panel rho isaisiği 1.7292 Ho kabul Panel pp isaisiği 1,2432 Ho kabul Panel ADF is. 0,7276 Ho kabul Grup rho isaisiği 3,5847 Ho kabul Grup pp isaisiği 2,8937 Ho kabul Grup ADF is. 2,2979 Ho kabul *Tes isaisiği %5 göre hesaplanmışır. 495

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK 7. Sonuç OECD içinde yer alan yüksek gelir grubuna ai 20 ve düşük gelir grubuna ai 6 ülkede saınalma nin nın geçerliliği, 1996:01-2006:04 dönemleri arasındaki aylık veriler kullanılarak panel eşbüünleme analizi ile incelenmişir. Araşırmamız için öncelikle OECD ülkeleri, Dünya Bankası 2007 raporundaki ülkelerin gelir seviyesi gösergesine göre yüksek ve düşük gelir grubu ülkeler olarak ayrılarak, özellikleri bakımından birbirine benzeyen ülkelerden oluşan iki farklı grup elde edilmişir. Daha sonra ekonomeri lieraüründe saınalma için anımlanan kısılı model kullanılarak hem yüksek hem de düşük gelir grubundaki ülkeler için n uzun dönemde geçerliliği araşırılmışır. için anımlanan modellerde birinci merebeden büünlenen seriler kullanılmışır. Serilerin merebeleri Im, Pesaran ve Shin (1997) ile Levin, Lin ve Chu (2001) panel birim kök esleri kullanılarak incelenmişir. Hem üm, hem yüksek gelirli hem de düşük gelirli OECD ülkeleri için ayrı ayrı durağanlık analizi yapıldıkan sonra birinci merebeden büünlenen seriler arasındaki uzun dönem ilişki, Pedroni (1995,1999) panel eşbüünleme analizi ile araşırılmışır. Son dönemdeki birçok çalışmada dikka edilen panel verilerde homojenliğin sağlanmasının elde edilen bulguları daha uarlı hale geirdiği varsayımını sınamak amacıyla yapığımız çalışmamızda, OECD ülkeleri için üm ülkeleri birlike inceleme ile daha homojen al gruplara (yüksek ve düşük gelirli OECD ülkeleri) ayırarak inceleme arasındaki farklılığı desekleyecek bir kanı bulunamamışır. Sonuça ne üm OECD ülkeleri için ne de yüksek ve düşük gelirli ülkelerde saınalma nin uzun dönemde geçerli olduğunu desekleyen sonuçlara ulaşılamamışır. Ayrıca panel veri modellerinden elde edilen sonuçların genel bilgi verdiğini, ek ek ülkeler incelendiğinde -eorinin geçerli olduğu ülkeler varsa ve az sayıda ise - sonuçlara bu durumun yansımadığı durumların olacağını söylemek yanlış olmayacakır. Grup halinde ülkelerin incelemesinin yanında ek ek ülkelerin de incelemesinin daha deaylı bilgiler elde emek açısından faydalı olacağı düşünülmekedir. 496

KAYNAKÇA ABUAF, N. ve JORION P., Purchasing Power Pariy in he Long Run, The Journal of Finance, 45, 1990, s. 157-174. ACARAVCI, S. K. ve ACARAVCI, A., Purchasing Power Pariy Under he Curren Floa, Inernaional Research Journal of Finance and Economics, Issue 10, 2007, s. 167-174. AKGÜL, I., Gücü Pariesi: Uzun Dönem Yaklaşımı, Marmara Üniversiesi Ekonomeri Dergisi, 1995, s. 61-100. AKRAM, Q.F., PPP Despie Real Shocks: An Empirical Analysis of he Norwegian Real Exchange Rae, Universiy of Oxford Discussion Paper Series, ISSN 1471-0498, 2000, s. 1-59. ALBA, J. D. ve PAPELL, D., Purchasing Power Pariy and Counry Characerisics: Evidence from he Panel Daa Tess, Journal of Developmen Economics, vol. 83, 2007, s. 240-251. ASLAN, N. ve KANBUR, A., Türkiye de 1980 Sonrası Saın Alma Gücü Pariesi Yaklaşımı, Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi, Cil 23, Sayı 2, 2007, s. 9-43. BASHER, S. A. ve MOHSIN, M., PPP Tess in Coinegraed Panels: Evidence from Asian Developing Counries, Applied Economics Leers, vol. 11(3), 2004, s. 163-166. BENASSY- QUERE, A., DURAN- VIGNERON, P., LAHRECHE- REVIL, A. ve MIGNON, V., Real Equilibrium Exchange Raes: A G20 Panel Coinegraion Approach, THEMA Working Paper, No: 2005(03), 2005, s. 1-24. BJORNLAND, H.C. ve HUNGNES, H., Fundamenal Deerminans of he Long Run Exchange Raes: The Case of Norway, Discussion Papers : 326, 2002, s. 1-37. BRISSIMIS, S.N., SIDERIS, D.S. ve VOUMVAKI, F.K., Tesing Long Run Purchasing Power Pariy under Exchange Rae Targeing, Journal Inernaional Money and Finance, vol. 24, Issue. 6, 2005, s. 959-981. CALDERON, C. ve DUNCAN,R. Purchasing Power Pariy in an Emerging Marke Economy: A Long- Span Sudy for Chile, Esudios de Economia, vol. 30, No. 1, 2003, s. 103-132. CASSEL, G., Abnormal Deviaions in Inernaional Exchanges, Economics Journal,28, 1918, s.413-415. CERRATO, M. ve SARANTIS, N., Does he Purchasing Power Pariy Hold in Emerging Markes? Evidence from a Panel of Black Marke Exchange Raes, Inernaional Journal of Finance and Economics, vol. 12(4), 2007, s. 427-444. 497

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK CİVCİR, İ., Before he fall was he Türkish Lira Overvalued?, Easern European Economics, vol. 41(2), 2003, s. 69-99. CULVER, S.E. ve PAPELL, D., Long Run Purchasing Power Pariy wih Shor Run Daa: Evidence wih a Null Hypohesis of Saionariy, Journal of Inernaional Money and Finance, vol.18, Issue 5, 1999, s. 751-768. ÇAĞLAYAN, E. ve SAÇAKLI, İ., Saın Alma Gücü Pariesinin Geçerliliğinin Sıfır Frekansa Spekrum Tahmincisine Dayanan Birim Kök Tesleri ile İncelenmesi, Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, vol.20, No.1, 2006, s.121-137. DICKEY, D.A. ve FULLER, W.A., Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of American Saisical Associaion, 1979, s. 427-431. DİBOOĞLU, S., Real Disurbances, Relaive Prices and Purchasing Power Pariy, Journal of Macroeconomics, vol. 18, Issue 1, 1996, s. 69-87. DRINE, I. ve RAULT, C., Purchasing Power Pariy for developing and developed counries. Wha can we learn from non-saionary panel daa models?, Journal of Economic Surveys, Volume 22, Issue 4, 2008, s.752-773. EDWARD, S., Exchange Rae Misalignmen in Developing Counries, Discussion Paper, No: 442, 1987, s. 1-56. ERLAT, H. ve ÖZDEMİR, N., A Panel Approach o Invesigaing he Persisence in Turkish Real Exchange Raes, Topics in Middle Easern and Norh African Economies, 5, 2003, s. 1-21. ERLAT, H., The Naure of Persisence in Turkish Real Exchange Raes, Emerging Markes Finance and Trade, vol. 39, No. 2, 2003, s. 70-97. IM, S.K., PESARAN, M.H. ve SHIN, Y., Tesing for Uni Roos in Heerogeneous Panels, Cambridge Universiy, 1997, s. 1-30. ISLAM, A.M. ve AHMED, S.M., The Purchasing Power Pariy Relaionship: Causaliy and Coinegraion Tess Using Korea/US Exchange Raes and Prices, Journal of Economic Developmen, vol. 24, No. 2, 1999, s. 95-111. KASUYA, M. ve UEDA, K., Tesing he Purchasing Power Pariy Hypohesis, Bank of Japan Working Paper Series, 00-03, 2000, s.1-19. KIM, Y., Purchasing Power Pariy in he Long Run: A Coinegraion Approach, Journal of Money, Credi and Banking, 22(4), 1990, s. 491-503. LAFRANCE, R. ve LAWRENCE, S., Purchasing Power Pariy: Definiion, Measuremen and Inerpreaion, Bank of Canada Review, 2002, s. 27-33. 498

LAHTINEN, M., Long Run Deviaions from he Purchasing Power Pariy Beween German Mark and US Dolar, Tampere Economic Working Papers, 19, 2003, s. 1-48. LEVIN, A., LIN, C.F. ve CHU, C. S. J., Uni Roo Tess in Panel Daa: Asympoic and Finie Sample Properies, Journal of Economerics, 108, 2002, s. 1-24. LOTHIAN, J.R. ve TAYLOR, M.P., The Recen Floa from he Perspecive of he Pas Two Cenuries, The Journal of Poliical Economy, vol. 104, Issue. 3, 1996, s. 488-509. MACKINTOSH, M., BROWN, V., COSTELLO, N., DAWSON, G., THOMPSON G. ve TRIGG, A., Economics and Changing Economies, Inernaional Thamson Business Press, London, 1996. PAPELL, D.H., Searching for Saionariy :Purchasing Power Pariy Under he Curren Floa, Journal of Inernaional Economics, vol. 43, Issue. 3-4, 1997, s. 313-332. PEDRONI, P., Criical Values for Coinegraion Tess in Heerogeneous Panels wih Muliple Regressors, Oxford Bullein of Economics and Saisic, Special issue, 0305-9049, 1999, s. 653-670. RAMIREZ, M.D. ve KHAN, S., A Coinegraion Analysis Purchasing Power Pariy: 1973-1996, Inernaional Advances in Economic Research, vol. 5, No. 3, 1999, s. 369-385. SAYYAN, H., Gücü Pariesi: Vekör Haa Giderme Modeli Yaklaşımı, İkisa, İşleme ve Finans Dergisi, Temmuz, 2005, s. 96-104. SEYİDOĞLU, H., Uluslararası İkisa Teori, Poliika ve Uygulama, Gelişirilmiş 14. Baskı, Güzem Yayınları, İsanbul, 2001. SIDERIS, D., Tesing for Long Run in a Sysem Conex: Evidence for he US, Germany and Japan, Journal of Inernaional Financial Markes, Insiuion and Money, vol.16, Issue, 2, 2006, s. 1-19. ŞAK, N., OECD Ülkelerinde Gücü Pariesinin Geçerliliğinin Panel Eşbüünleme Yaklaşımı ile İncelenmesi, Yayımlanmamış Yükseklisans Tezi, İsanbul, Marmara Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü, 2006. TAYLOR, A.M., A Cenury of Purchasing Power Pariy, The Review of Economics and Saisics, vol. 84, No. 1, 2002, s. 139-150. TELATAR, E., Kısa-Dönem Döviz Kuru Belirsizliğinin Ölçülmesi: GARCH Modeli, 2, Hazine Dergisi, 1996, s.103-116. YAN, B., Purchasing Power Pariy: A Canada/ US Exploraion, Economic Analysis Series 11F0027 MIE Working Paper, No. 002, 2002, s. 1-45. 499

Doç. Dr. Ebru ÇAĞLAYAN*Nazan ŞAK The World Bank, World Developmen Repor 2007. 500